農戶參與土地流轉的行為及影響因素研究
——以奇臺縣為例

□孫華廷，楊俊孝，李佳芳

（新疆農業大學管理學院，新疆 烏魯木齊 830052）

1 研究背景及文獻綜述

農村土地經營權流轉是擁有土地承包經營權的農戶將土地經營權轉讓給其他農戶或經濟組織的行為，簡言之，就是農戶將土地承包權保留，將使用權轉讓出臺[1]。土地流轉是盤活土地的有效途徑，是解決農村土地細碎化，避免農地閑置甚至撂荒的重要舉措。此外，有效的土地流轉，有利于優化土地資源配置，推進規模化、集約化的經營模式，提升農村土地利用率。當前，政府鼓勵并推動土地流轉，而農戶作為土地流轉的基本單元，在整個流轉過程中起到重要作用，其流轉行為也可以反映出其中存在的問題。所以，對農戶土地流轉行為進行研究，了解一個地區土地流轉的實施效果，及時發現面臨的問題，并且了解影響農戶流轉行為的因素，也可針對不同的農戶采取對應措施，提高農戶的流轉積極性。

近年來，關于農戶土地流轉行為的影響因素研究日益增加、逐步細化，且更加具體微觀。吳昊和趙朝（2018）[2]通過對吉林省西部地區農戶的調查，運用邏輯回歸模型對該地區農戶轉入和轉出行為的影響因素作了研究，提出應加快剩余勞動力轉移和提高流轉市場化水平的措施。羅仁福等（2019）[3]基于中國農村發展調查收集的5 省1 803 戶農戶的數據，運用農戶層面固定效應模型，對新型農村養老保險對農戶流轉行為的影響進行分析，認為國家應該積極落實完善新型農村養老保險制度，建立保障體系，以加快農村土地流轉進程。王倩等（2019）[4]以豫魯皖冀蘇為研究區，研究了風險態度和感知對農戶流轉行為的影響，并建議加大各類保險的覆蓋范圍和賠償力度，建立農地流轉價格指導機制，推動流轉市場健康發展。由此可見，隨著相關研究不斷增加，對流轉行為的影響因素的研究也更加深入和細致。

綜上，土地流轉一直備受關注，政府也在不斷完善土地流轉政策。但是，各地區發展不平衡，情況多有不同，政策實施也應因地制宜，提高工作效率。以新疆維吾爾自治區昌吉回族自治州奇臺縣為項目區，研究該地區農戶的流轉行為以及影響因素，以期整體把握該地區農戶參與土地流轉的狀況，為制訂相關政策提供參考，促進土地流轉市場健康發展。

2 數據來源與變量的選取

2.1 數據來源

2.1.1 研究區概況

奇臺縣是新疆維吾爾自治區昌吉回族自治州的邊緣縣，位于天山北麓、準噶爾盆地東南緣，總面積為1.93 萬km2，轄7 鎮8 388 個村民小組，總人口為24.05 萬人。奇臺縣地貌復雜多樣，南部地區崇山峻嶺，中部平原廣袤、阡陌縱橫，北部荒漠戈壁，從南到北地形多變、環境獨特。2019 年奇臺縣地區生產總值85.24 億元，同比增長18.8%。其中，第一產業增加36.56 億元，第二產業增加28.65 億元，第三產業增加20.02 億元。一、二、三產業對生產總值的貢獻率分別為14%、63.7%、22.3%，人均地區生產總值39 934 元。

2.1.2 數據來源

研究數據為2018 年以實地調查問卷的方式獲得，調查地點為新疆昌吉回族自治州奇臺縣的西北灣鎮、西地鎮、半截溝鎮、碧流河鎮、吉布庫鎮、老奇臺鎮、三個莊子鎮7 個鄉鎮。本次調查共發放問卷400 份，收回有效問卷375 分，問卷有效率94%。被調查農戶中，轉入土地的農戶為238 戶，轉出的農戶為22 戶，未參與流轉的農戶為107 戶，既轉入又轉出的農戶有8 戶，具體情況見表1。

表1 被調查地區農戶流轉情況

2.2 變量選取與說明

2.2.1 變量選取

因變量包括農戶參與土地流轉的行為，即參與流轉（轉入或轉出）和未參與流轉[5-11]。自變量包括農戶個體與家庭特征、農戶資源稟賦、土地流轉情況3 個方面，共9 個指標。

農戶的個體特征與家庭特征對于其流轉的行為有一定影響，選取戶主的年齡、受教育程度、家庭人口數3 項指標進行研究，具體見表2。一般認為，戶主年齡對這一影響因素可以解釋為：年齡越大的農戶思想越保守，不愿意接受新事物，所以參與流轉的可能性越小；而且隨著年齡增加勞動能力減弱，再加上青壯年外出打工等因素影響，農戶更傾向于轉出土地。農戶的受教育程度直接影響農戶從事非農業工作的可能性，所以受教育程度越高的農戶，其兼業程度越高，往往不會轉入土地。用家庭人口數來測度家庭規模，不同規模的家庭會產生不同的社會經濟需求，由表2可以看出，家庭總人口數為3～5 人的農戶參與流轉的最多，更傾向于轉入土地；家庭人口數越少，勞動力有限，參與流轉的可能性越小。

表2 農戶個體與家庭特征

農戶資源稟賦方面，選取了農業勞動人口數、非農業勞動人口數、家庭現有耕地面積、農業收入占比4 個指標，具體說明見表3。其中，一個家庭中農業勞動人口數越多，對土地的依賴性越強，更愿意轉入土地，且可用勞動力越充裕，轉入土地更有利用實現規模經營。家庭中非農業勞動力人口越多，表明家庭重心向非農業傾斜，或是兼業程度越高，農戶更愿意轉出土地，從土地中解放出來。家庭現有耕地面積越大，農戶越有意向轉入土地，實現規模經營。農戶的家庭收入結構對于土地流轉行為有重要影響，農業收入占比越大，表明家庭以農業經營為主，那么轉入土地的傾向越明顯。

表3 農戶資源稟賦

土地流轉情況方面，選擇流轉價格和流轉年限兩個指標，具體說明見表4。流轉價格直接影響農戶的流轉行為，流轉價格越低農戶更愿意轉入，流轉價格越高農戶更愿意轉出。流轉年限也會對農戶流轉行為的決策產生重要影響，轉入農戶更希望流轉年限長，年限越長經營狀況越穩定，農戶對土地的投入力度也越大。

表4 土地流轉情況

2.2.2 變量說明

自變量從農戶個體與家庭特征、農戶資源稟賦、土地流轉情況中選取9 個表征指標。各指標的變量定義和預期符號見表5。

表5 變量選取及取值說明

3 實證分析

3.1 模型建立

運用SPSS 25.0 對調查數據進行Logistic 二元回歸分析，對農戶土地流轉行為的影響因素進行分析。以農戶是否進行土地流轉（轉入或轉出）作為被解釋變量，自變量是上述提到的9 個變量，包括戶主年齡、受教育程度、家庭總人口數、農業勞動力人口數、非農

業勞動力人口數、家庭現有耕地面積、農業收入占比、流轉價格和流轉年限。將農戶“未參與土地流轉”定義為“Y=0”，將農戶“轉入、轉出土地”定義為“Y=1”，并分析影響農戶參與土地流轉的因素。影響Y的m個自變量分別記為X1，X2，X3，…，Xm，Logistic 二元回歸模型的公式如下。

回歸模型建立后，需要對整個模型的擬合情況作出判斷，可采用似然比檢驗，似然比檢驗統計量見下式。

該統計量服從卡方分布，其自由度為自變量個數的改變量。Logistic 回歸的似然函數L是每一觀察對象的似然函數貢獻量的乘積，即似然函數。

式中：因變量為發生土地流轉行為的概率，X1～X9分別表示戶主年齡、受教育程度、家庭總收入等。β表示各解釋變量的回歸系數。

3.2 結果分析

對375 份有效問卷運用SPSS 25.0 統計軟件進行Logistic 模型擬合，轉入和轉出模型的結果分別見表6和表7。

表6 農戶轉入土地的Logistic 回歸分析結果

表7 農戶轉出土地的Logistic 回歸分析結果

3.2.1 轉入模型結果分析

運用SPSS 25.0 軟件進行分析可知，回歸模型通過了似然比檢驗，表明模型的自變量至少有一個與因變量顯著相關，轉入模型的Cox＆SnellR2和Nagel kerR2分別為0.276、0.250，模型擬合度較好。

由分析結果可得，對于農戶的轉入行為，在農戶個體與家庭特征、農戶資源稟賦、土地流轉情況3 個方面，戶主年齡和家庭現有耕地面積在1%的水平上顯著，其中戶主年齡與轉入行為呈負相關；農業收入占比在5%的水平上顯著；家庭人口數在10%的水平上顯著。

第一，農戶個體與家庭特征對流轉行為的影響如下。一是戶主年齡。從轉入行為來看，戶主年齡的顯著性為0.000，在1%的水平上顯著，且呈負相關。這表明，農戶的年齡越大，轉入土地的意愿越薄弱。由于農業勞動是高強度的體力勞動，戶主年齡越大則體力越弱，體力下降難以經營農業，所以傾向于不轉入土地。二是家庭人口數。從轉入土地來看，家庭人口數的顯著性為0.081，在10%的水平上顯著，呈正相關。這表明，家庭人口數越多，農戶轉入土地的行為越容易發生。農戶家庭人口的增加，往往伴隨著農戶糧食需求增加，以及農戶富余勞動力可能性增加，所以更需要轉入土地。

第二，農戶資源稟賦對流轉行為的影響如下。一是農業收入占比。從轉入土地來看，農業收入占比的顯著性為0.045，在5%水平上顯著，呈正相關。這表明，農業收入在家庭收入結構中占比越大，農戶越傾向于轉入土地。這是由于農業收入比重大的家庭對于土地的依賴性強，為了提高自身收入水平，更愿意轉入土地。二是家庭現有耕地面積。從轉入土地的行為來看，家庭現有耕地面積的顯著性為0.000，在1%的水平上顯著，呈正相關。這表明，農戶的家庭現有耕地面積越大，越容易發生轉入土地的行為。這是因為農戶擁有一定基礎以上的耕地面積后，為了擴大生產規模，實現機械化，獲取更大的規模經營效益，所以轉入土地的概率更高。

第三，土地流轉情況中的流轉價格與流轉年限在轉入行為中影響效果均不顯著。

3.2.2 轉出模型結果分析

運用SPSS 25.0 軟件分析表7 可知，回歸模型通過了似然比檢驗，表明模型的自變量至少有一個與因變量顯著相關，模型的Cox＆SnellR2和Nagel kerR2分別為0.008、0.18，模型擬合度較好。

由分析結果可得，對于農戶的轉出行為，在農戶個體與家庭特征、農戶資源稟賦、土地流轉情況3 個方面，戶主受教育程度在5%的水平上顯著；農業收入占比在10%的水平上顯著，且呈負相關。

第一，農戶個體與家庭特征對流轉行為的影響如下。從轉出行為來看，戶主受教育程度的顯著性為0.036，在5%的水平上顯著，呈正相關。這表明，農戶受教育程度越高，轉出土地的行為越多。這是由于受教育水平越高，農民非農技能更強，離開土地從事其他行業能夠創造更高的勞動價值，更傾向于轉出土地而非轉入土地。

第二，農戶資源稟賦對流轉行為的影響。從轉出土地來看，農業收入占比的顯著性為0.075，在10%水平上顯著，呈負相關。這表明，農業收入在家庭收入結構中占比越小，農戶越傾向于轉出土地。這是由于農業收入比重小的家庭，往往以非農業收入為主，對土地的依賴性越小，為了從土地的束縛中解放出來，更愿意轉出土地。

第三，從轉出土地的模型結果來看，流轉價格與流轉年限對轉出行為的影響均不顯著。

4 基本結論

農村土地流轉是探索農村經濟發展的新途徑，通過改變農村生產關系、推進土地集中流轉、發展規模經營、壯大集體經濟等新舉措，破解了傳統農業發展的瓶頸，打開了鄉村工作的新局面。

通過對新疆維吾爾自治區昌吉回族自治州奇臺縣的農戶土地流轉行為進行研究與分析，調查中約有71.47%的農戶參與土地流轉，其中轉入農戶高達63.47%，28.53%的農戶沒有參與土地流轉。這表明，奇臺縣的土地流轉比例較高，且以轉入土地為主。實證分析得出以下結論：對于轉入行為，戶主年齡和家庭現有耕地面積在1%的水平上顯著，其中戶主年齡與轉入行為呈負相關；農業收入占比在5%的水平上顯著；家庭人口數在10%的水平上顯著。對于轉出行為，戶主受教育程度在5%的水平上顯著；農業收入占比在10%的水平上顯著，且呈負相關。

首先，從模型運算結果可以看出，農戶個體與家庭特征對農戶流轉行為仍然有影響。戶主的年齡、受教育程度以及家庭人口數對農戶的流轉行為產生不同程度的影響。戶主年齡與家庭人口數對轉入行為分別產生負相關與正相關的相關關系，表明農戶的家庭規模和結構對農戶的決策有重要影響。從轉入戶的調研數據中可以看出，家庭規模以3～5 人為主，戶主年齡主要在40～60 歲，這樣的家庭規模和結構表明其對社會經濟需求量較大，且有足夠的勞動能力從事農業生產，所以轉入土地的意愿更強烈。農戶受教育程度對轉出行為產生正相關關系。

其次，農戶資源稟賦中，農業收入占比與家庭現有耕地面積對農戶流轉行為有重要影響。家庭現有耕地面積對轉入農戶在1%水平上顯著，表明農戶已經開始形成規模經營的意識，愿意通過增加土地規模來獲取更高的收益；農業收入占比對轉入行為在5%的水平上通過顯著性檢驗，對轉出行為在10%的水平上通過顯著性檢驗。說明農戶更加明確自身及家庭定位，追求增加自身實際收益，若家庭收入結構是以農業為主則轉入土地，若以非農業收入為主則傾向于轉出土地，尋求更適合且對自身更有利的收入方式，體現了農戶作為理性人對保障自身利益的訴求。

再次，在選取的9 個指標中，家庭農業勞動力人數、土地流轉年限與流轉價格，對農戶流轉行為的影響均不顯著。一方面，生產力水平提高以及機械化進程加快，當前及今后一段時期土地流轉漸漸向種田能手、大戶集聚，農業技術對勞動力的替代效益日趨顯著；另一方面，在土地流轉過程中，存在著規范性欠缺的現象，流轉多發生于農戶之間的口頭約定或非規范性的書面協議，對于流轉價格的設定及流轉年限沒有明確且正式的契約。所以，應推進流轉形式的規范化，在形成健全的流轉環境的基礎上，因地制宜地引導農戶轉變農業生產方式，逐漸向規模化、集約化的方向推進，從而提升農業生產效率，增加農民收入。