聶建亮+鐘漲寶

摘要

農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿將決定農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生，對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育有重要的影響，因此研究農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文基于對(duì)中國5省樣本農(nóng)民的問卷調(diào)查，運(yùn)用Logistic回歸模型，探討了農(nóng)地保障功能替代，尤其是就業(yè)保障功能替代與養(yǎng)老保障功能替代對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響?？傮w來看，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高，近四成農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地?；貧w結(jié)果顯示，農(nóng)地保障功能替代程度在一定程度上影響了農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。第一，農(nóng)地就業(yè)保障功能在個(gè)人和家庭兩個(gè)層面替代程度越高的農(nóng)民，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高：主要從事非農(nóng)工作的農(nóng)民相對(duì)于主要從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更高;農(nóng)民所在家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。第二，以新農(nóng)保為代表的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代程度越高，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。雖然農(nóng)民的參保狀況與農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的關(guān)系不顯著，但是農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保保障能力的評(píng)價(jià)越高，那么其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。同時(shí)研究還發(fā)現(xiàn)，不同性別、年齡、文化程度、身體健康狀況、家庭規(guī)模的農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿也存在顯著差異?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，為促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育，實(shí)現(xiàn)農(nóng)地資源的優(yōu)化配置，本文提出了促進(jìn)農(nóng)民非農(nóng)轉(zhuǎn)移和建立健全農(nóng)村社會(huì)保障體系的政策建議。

關(guān)鍵詞保障功能替代;就業(yè);養(yǎng)老;農(nóng)地流轉(zhuǎn);意愿

中圖分類號(hào) ?F32 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2015）01-0103-09doi：103969/jissn1002-2104201501015

農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)（簡稱“農(nóng)地流轉(zhuǎn)”，下同）是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制適應(yīng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時(shí)代選擇，是防止農(nóng)地拋荒、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營、轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、增加農(nóng)民收入的必然要求[1]。作為一種使用權(quán)的交易，農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生于外部效應(yīng)“內(nèi)部化”的動(dòng)力，在沒有既得利益集團(tuán)干預(yù)下流轉(zhuǎn)過程的自由化在一定程度上能使農(nóng)民的效用最大化[2]。所以，國家一直積極推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。2008年十七屆三中全會(huì)通過的決議規(guī)定，“建立健全土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場，按照依法自愿有償原則，允許農(nóng)民以轉(zhuǎn)包、出租、互換、轉(zhuǎn)讓、股份合作等形式流轉(zhuǎn)土地承包經(jīng)營權(quán)，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營。”2013年十八屆三中全會(huì)通過的決定更是明確了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的方向，“鼓勵(lì)承包經(jīng)營權(quán)在公開市場上向?qū)I(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)流轉(zhuǎn)，發(fā)展多種形式規(guī)模經(jīng)營。”農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策又向前邁進(jìn)了一大步。在政策推動(dòng)下，中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積持續(xù)保持較快增長，不過，目前中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場尚處于初級(jí)階段[3]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育取決于有效的農(nóng)地需求和農(nóng)地供給。事實(shí)上，基于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場上供給方的考慮至關(guān)重要[4]，主要是因?yàn)殚L期以來農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場上的需求大于供給[5]，只要農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，總能找到轉(zhuǎn)入農(nóng)地的人[6]。農(nóng)民是農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)的權(quán)利人，是農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給市場的基礎(chǔ)性主體，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的供需關(guān)系有著決定性的影響[7]。因此，有必要對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿進(jìn)行研究。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)研究成果數(shù)以萬計(jì)，其中農(nóng)民的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素是重要的研究方向。農(nóng)民的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分為轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出兩個(gè)方面，已有眾多研究并未詳細(xì)區(qū)分這兩個(gè)方面[8-10]。然而很多研究發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的因素與影響農(nóng)民轉(zhuǎn)入農(nóng)地意愿的因素不盡相同[11-12]，甚至影響方向是相反的[13]，所以將農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿與轉(zhuǎn)入農(nóng)地的意愿不加區(qū)分地進(jìn)行研究并不科學(xué)。因此，一些研究者在研究時(shí)注意將農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿與轉(zhuǎn)入農(nóng)地的意愿進(jìn)行分離，也有一些研究者則專門對(duì)影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的因素進(jìn)行了研究。影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的因素概括起來主要包括兩個(gè)方面：第一個(gè)方面為外部因素，主要為農(nóng)民及其家庭稟賦特征以外的因素;第二個(gè)方面為內(nèi)部因素，主要為農(nóng)民及其家庭稟賦特征。通過分析現(xiàn)有對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的研究，筆者發(fā)現(xiàn)了一些不足：第一，多數(shù)研究樣本量太少，研究地區(qū)也局限在較小的區(qū)域，很難有較好的代表性，也很難控制區(qū)域差異的影響;第二，已有對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的研究主要集中在個(gè)人稟賦特征、家庭稟賦特征、政策環(huán)境等方面，而將農(nóng)地保障功能替代作為影響因素的研究較少。另外，2009年國家開始試點(diǎn)推行新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡稱“新農(nóng)保”，下同），目前已實(shí)現(xiàn)在全國所有縣級(jí)行政區(qū)的全覆蓋。新農(nóng)保的實(shí)行是否形成了對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代，是否會(huì)對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿產(chǎn)生影響？這也是亟需考慮的。因此，本文試圖基于對(duì)中國5省樣本農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic回歸模型，探討農(nóng)地保障功能替代對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。

聶建亮等：保障功能替代與農(nóng)民對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出的響應(yīng)

中國人口·資源與環(huán)境2015年第1期

1研究設(shè)計(jì)

1.1研究假說

農(nóng)地具有保障功能可以說是學(xué)界的共識(shí)[14-15]，姚洋即認(rèn)為農(nóng)地是社會(huì)保障的替代物[16]。雖然說以農(nóng)地為中心的農(nóng)村保障是一種非正規(guī)的保障，是一種不健全的保障，甚至可以說是農(nóng)民在社會(huì)保障缺位狀態(tài)下被迫進(jìn)行自我保障的反映[17]，但是不可否認(rèn)，農(nóng)民的社會(huì)保障還不能完全脫離農(nóng)地保障，農(nóng)地保障是轉(zhuǎn)型期農(nóng)村社會(huì)最大的穩(wěn)定器[18]。YAO從3個(gè)方面概述了農(nóng)地的社會(huì)保障功能：土地收入能提供養(yǎng)老保障，土地能起到失業(yè)保險(xiǎn)的作用，土地能滿足絕大多數(shù)農(nóng)民的基本生存需要[19]。隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，以及國家各項(xiàng)惠農(nóng)政策在農(nóng)村的實(shí)施，農(nóng)地的各項(xiàng)功能逐漸被其他方式的保障替代從而出現(xiàn)了弱化。如果農(nóng)地所承載的保障功能在一定程度上被替代，那么農(nóng)地之于農(nóng)民的意義將會(huì)發(fā)生變化，農(nóng)民有可能更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。因此，這里提出本文的基本假說：農(nóng)地保障功能替代假說，即農(nóng)地保障功能被替代的程度越大，農(nóng)民越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

農(nóng)地首先承載的是就業(yè)保障功能，尤其是在傳統(tǒng)農(nóng)村社會(huì)，農(nóng)民全部的生產(chǎn)精力都投入到了農(nóng)地上，因此，農(nóng)地就業(yè)功能如果被替代，就會(huì)影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿?；诖耍@里提出以下假說：

假說1：農(nóng)地就業(yè)保障功能被替代的程度越高，農(nóng)民越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

在傳統(tǒng)農(nóng)村社會(huì)，農(nóng)民勞作的對(duì)象是農(nóng)地，農(nóng)民主要收入來源于農(nóng)業(yè);而當(dāng)前農(nóng)民就業(yè)方式發(fā)生了分化，越來越多的農(nóng)民，尤其是青年農(nóng)民開始主要從事非農(nóng)工作，他們或者外出務(wù)工經(jīng)商或者在本地務(wù)工經(jīng)商;而單一的以務(wù)農(nóng)為主的農(nóng)民家庭也大量減少，農(nóng)民家庭兼業(yè)化的特征凸顯，且農(nóng)民家庭兼業(yè)化和專業(yè)化并存會(huì)成為一種常態(tài)[20]。因此，農(nóng)地就業(yè)保障功能的替代表現(xiàn)在兩個(gè)層面，第一個(gè)層面為農(nóng)民個(gè)體層面，第二個(gè)層面為農(nóng)民所在家庭層面，個(gè)體層面農(nóng)地就業(yè)保障功能的替代情況用農(nóng)民就業(yè)類型表征，農(nóng)民所在家庭層面農(nóng)地就業(yè)保障功能的替代情況用家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度表征。基于此，本文得出以下2個(gè)推論：

推論1：主要從事非農(nóng)工作的農(nóng)民，相對(duì)于主要從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更高。

推論2：農(nóng)民所在家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。

農(nóng)地不僅承載著農(nóng)民的就業(yè)保障功能，還承載著養(yǎng)老保障功能。在農(nóng)村一直存在農(nóng)民養(yǎng)老過分依賴土地，而國家和集體承擔(dān)的責(zé)任過小[21]，制度性保障存在缺失問題[22]。新農(nóng)保的實(shí)施解決了農(nóng)村養(yǎng)老制度性保障缺失的問題。新農(nóng)保成功嵌入農(nóng)村社會(huì)，并被農(nóng)民接受，成為農(nóng)村多元養(yǎng)老模式中重要的組成部分[23]，對(duì)中國農(nóng)村傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式產(chǎn)生了重要的影響[24]。新農(nóng)保在農(nóng)村的普遍推行在一定程度上是對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代，因此，本文提出以下假說：

假說2：農(nóng)地養(yǎng)老保障功能被替代的程度越高，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。

新農(nóng)保的推行為農(nóng)民養(yǎng)老提供了更多的途徑，但是新農(nóng)保尚處于起步階段，保障水平尚低，所以新農(nóng)保對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代不僅要考慮農(nóng)民的參保行為，還要考慮農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保養(yǎng)老保障能力的評(píng)價(jià)，所以，本文得出以下2個(gè)推論：

推論3：已參保的農(nóng)民，相對(duì)于沒有參保的農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更高。

推論4：農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保的保障能力評(píng)價(jià)越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。

1.2數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于課題組2012年8月至2013年8月間先后對(duì)江西省尋烏縣、四川省宜賓市、湖北省廣水市、浙江省溫州市及山東省武城縣農(nóng)村居民開展的問卷調(diào)查。調(diào)查采用分層抽樣的方法選取樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）、樣本村（社區(qū)），每個(gè)市（縣）抽取3-6個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道），每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）抽取2-4個(gè)行政村（社區(qū)），每個(gè)行政村（社區(qū)）抽取30個(gè)樣本。本次調(diào)查共抽取了22個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）的58個(gè)行政村（社區(qū)）的樣本近1 770人。

調(diào)查均由華中農(nóng)業(yè)大學(xué)社會(huì)學(xué)系研究生組成的調(diào)查小組分赴不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）進(jìn)行入戶訪問。調(diào)查共發(fā)放問卷約1 700份，收回有效問卷1 661份，有效收回率近94.0%，剔除非農(nóng)戶口問卷及家庭沒有承包或耕種農(nóng)地的樣本，剩余樣本1 315份。在所選樣本中，浙江省溫州市共136人，山東省武城縣共347人，江西省尋烏縣共322人，湖北省廣水市共251人，四川省宜賓市共259人。

表1列出了樣本的基本特征：多數(shù)受訪者為男性，年齡集中在40-59歲之間，文化程度主要為初中及以下，職業(yè)主要為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者，但是已經(jīng)出現(xiàn)明顯分化?？傮w來看，樣本結(jié)構(gòu)基本符合所調(diào)查地區(qū)農(nóng)村人口社會(huì)特征，樣本代表性較好。

1.3理論模型選擇

本文的被解釋變量為農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，有“愿意”和“不愿意”兩種情況，為二分類選擇變量，因此，本文擬建立二元Logistic模型。其模型形式為：

pi=F（y）=F（α+∑nj=1βjxj）=11+e-（α+∑nj=1βjxj）（1）

式中，pi為農(nóng)民i愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率，α為常數(shù)項(xiàng)，xj表示第j個(gè)影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的自變量，n為自變量的個(gè)數(shù)，βj是自變量回歸系數(shù)。農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率與不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率的比值pi1-pi為事件發(fā)生比，對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，得到Logistic回歸模型的線性表達(dá)式為：

Ln（pi1-pi）=α+∑nj=1βjxj（2）

1.4變量測量與描述

1.4.1就業(yè)保障功能替代變量

這里從個(gè)體和家庭兩個(gè)層面探討農(nóng)地就業(yè)保障功能的替代情況，即用農(nóng)民就業(yè)類型表征個(gè)體層面農(nóng)地就業(yè)保障功能的替代情況，用家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度表征家庭層面農(nóng)地就業(yè)保障功能的替代情況。農(nóng)民就業(yè)類型分為非農(nóng)和農(nóng)業(yè)，分別賦值為1和0;家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度用農(nóng)戶非農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量占勞動(dòng)力總數(shù)的比重表示，為連續(xù)變量。

1.4.2養(yǎng)老保障功能替代變量

這里從農(nóng)民參保狀況和新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)兩個(gè)方面探討農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代情況。農(nóng)民的參保狀況分為已參保和未參保兩種，為二分變量，分別賦值為1和0。新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)來自問卷以下兩題：“在您看來，新農(nóng)保待遇是否能夠滿足本地老年人的基本生活需要？”“在您看來，新農(nóng)保在改善老年貧困人口的生活方面，有多大作用？”前一道題的選項(xiàng)分別是“完全不能滿足”、“很難滿足”、“基本能滿足”、“完全能滿足”，分別賦值1，2，3，4;后一道題的選項(xiàng)分別為“幾乎沒有什么作用”、“作用較小”、“作用一般”、“作用較大”、“作用很大”，分別賦值1，2，3，4，5。將以上兩題賦值相加，得到一個(gè)新的連續(xù)變量，取值范圍為2-9。

1.4.3控制變量

為控制其他變量對(duì)因變量的影響，借鑒已有研究成果，這里將性別、年齡、年齡平方、文化程度、身體健康狀況、家庭規(guī)模、家庭全年純收入、家庭承包地面積和所在地區(qū)設(shè)置為控制變量。其中，性別分為男性和女性，分別賦值1和0;年齡和年齡平方為連續(xù)變量，按照周歲計(jì)算;文化程度為定序變量，賦值分別為：“小學(xué)及以下”=1，“初中”=2，“高中/中專/技?！?3，“大專及以上”=4;身體健康狀況為定序變量，賦值分別為：“非常差=1”，“較差=2”，“一般=3”，“比較好=4”，“很好=5”;家庭規(guī)模為連續(xù)變量，指家庭實(shí)際的人口數(shù)量;家庭全年純收入指調(diào)查時(shí)農(nóng)民所在家庭前一年的純收入，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入、非農(nóng)業(yè)工作純收入、土地（股份、出租）收入及其他收入，為連續(xù)變量;家庭承包地面積，為連續(xù)變量;所在地區(qū)包括浙江溫州、山東武城、湖北廣水、江西尋烏和四川宜賓，分別賦值1、2、3、4和5。

自變量及控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見表2。

表2變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

Tab.2Descriptive statistics analysis results of variables

變量名稱

Variable name

定義變量

Defined variable

均值

Mean

標(biāo)準(zhǔn)差

Standard

deviation

就業(yè)保障功能替代變量

就業(yè)類型

非農(nóng)=1;務(wù)農(nóng)=0

0.390

0.488

家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度

連續(xù)變量

0.315

0.298

養(yǎng)老保障功能替代變量

參保狀況

已參保=1;未參保=0

0.766

0.424

新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)

連續(xù)變量

4.831

1.429

控制變量

性別

男=1;女=0

0.614

0.487

年齡

連續(xù)變量（周歲）

48.013

12.601

年齡平方

連續(xù)變量（周歲）

2 463.913

1 227.883

文化程度

小學(xué)及以下=1;初中=2;高中/中專/技校=3;大專及以上=4

1.771

0.776

身體健康狀況

非常差=1;比較差=2;一般=3;比較好=4;很好=5

3.549

1.130

家庭規(guī)模

連續(xù)變量（人）

4.655

1.934

家庭全年純收入

連續(xù)變量（元）

40 391.574

59 119.904

家庭承包地面積

連續(xù)變量（畝）

5.634

6.562

所在地區(qū)

浙江溫州=1;山東武城=2;湖北廣水=3;江西尋烏=4;四川宜賓=5

3.168

1.297

2結(jié)果與討論

2.1農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3顯示，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高，有35.8%的農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，而64.2%的農(nóng)民不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。表3還顯示，不同地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿存在一定差異。地處東部地區(qū)的浙江溫州和山東武城農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例相對(duì)較高，均在45%以上;其次為處于中部地區(qū)的湖北廣水以及處于西部地區(qū)的四川宜賓，比例分別為40.6%和40.9%;而江西尋烏地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最低，僅13.0%。江西尋烏地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿之所以最低，與當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)。當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)主要以種植臍橙為主，果樹種植效益非常好，所以農(nóng)民主要從事果樹種植業(yè)，對(duì)農(nóng)地依賴程度較高，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較低。與江西尋烏地區(qū)不同，其他四個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)以種植業(yè)為主，農(nóng)業(yè)收益遠(yuǎn)低于非農(nóng)，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高。排除江西尋烏地區(qū)的

表3不同地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

Tab.3Descriptive statistics results of farmers willingness

to transfer farmland in different areas%

地區(qū)

Area

愿意

Willingness

不愿意

Unwillingness

浙江溫州

47.8

52.2

山東武城

45.0

55.0

湖北廣水

40.6

59.4

江西尋烏

13.0

87.0

四川宜賓

40.9

59.1

總體

35.8

64.2

特殊性，描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明中國東部地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿略高于中西部地區(qū)。

2.2農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿影響因素的Logistic回歸結(jié)果分析

根據(jù)研究需要，并展現(xiàn)自變量之間的相互關(guān)系，本文設(shè)計(jì)了6個(gè)模型。模型Ⅰ是放入控制變量的基本模型，模型Ⅱ是在模型Ⅰ基礎(chǔ)上增加了就業(yè)類型變量，模型Ⅲ在模型Ⅰ基礎(chǔ)上增加了家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度變量，模型Ⅳ在模型Ⅰ基礎(chǔ)上增加了參保狀況變量，模型Ⅴ在模型Ⅰ基礎(chǔ)上增加了新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)變量，而模型Ⅵ是加入所有變量的最終聯(lián)合模型?；貧w分析的結(jié)果見表4。

2.2.1控制變量對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響

從回歸結(jié)果可以看出（模型Ⅰ），在不考慮其他因素的情況下，控制變量中，性別、年齡、年齡平方、文化程度、身體健康狀況、家庭規(guī)模和所在地區(qū)對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿均有一定的影響。性別變量在5%的水平上顯著正向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即男性相對(duì)女性而言，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更高，這與當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)“女性化”趨勢(shì)相關(guān)[25]，女性對(duì)農(nóng)地的依賴程度更高，與農(nóng)地的關(guān)系更加緊密。年齡變量在5%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即年齡越大，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，年齡平方變量在5%的水平上顯著正向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，也即不同年齡段農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿呈“U”型，年齡最小和年齡最大的農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿相對(duì)年齡中等的農(nóng)民要高。這是可以理解的，年齡最小的農(nóng)民更愿意從事非農(nóng)工作，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿并不強(qiáng)烈;年齡最大的農(nóng)民因?yàn)樯眢w原因，從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的能力降低或消失，對(duì)農(nóng)地的需求也不太強(qiáng)烈;中間年齡段的農(nóng)民，尤其是50歲左右的農(nóng)民，從事非農(nóng)工作的機(jī)會(huì)銳減，而又有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)驗(yàn)，所以更愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，對(duì)農(nóng)地的需求強(qiáng)烈。文化程度變量在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，文化程度較高的農(nóng)民更愿意將農(nóng)地流轉(zhuǎn)出去。這一結(jié)果是符合邏輯的，文化程度作為農(nóng)民人力資本的主要方面，是影響農(nóng)民信息獲取、技能獲得、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的重要因素。文化程度越高，農(nóng)民對(duì)農(nóng)地的依賴越低，也越不愿意種地，所以越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。身體健康狀況變量在5%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即農(nóng)民的身體健康狀況越差，越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。身體健康狀況決定了個(gè)人的生產(chǎn)能力，身體健康狀況越差，對(duì)農(nóng)地的經(jīng)營能力越弱，直接通過經(jīng)營農(nóng)地獲益的可能性越小，所以更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。家庭規(guī)模變量在10%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即農(nóng)民所在家庭的規(guī)模越大，農(nóng)民越不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地?？赡芤?yàn)檗r(nóng)民家庭規(guī)模反映了農(nóng)民家庭的生產(chǎn)能力或者潛在的生產(chǎn)能力，家庭規(guī)模越大，即家庭人口越多，家庭的生產(chǎn)能力越強(qiáng)，可以較好地經(jīng)營農(nóng)地，而如果家庭規(guī)模越小，即家庭人口越少，家庭的生產(chǎn)能力越弱，農(nóng)民越可能愿意將多余的農(nóng)地流轉(zhuǎn)出去。不同地區(qū)間農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿存在一定差異。所在地區(qū)變量中，江西尋烏在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，而浙江溫州、山東武城和湖北廣水的影響則均不顯著，意味著相對(duì)于四川宜賓，江西尋烏地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更低，而其他地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿與四川宜賓地區(qū)的差異不顯著。這一結(jié)果與前文表3的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果存在一定的偏差。因?yàn)檫@里的結(jié)果是在控制其他變量影響的情況下，所在地區(qū)差異對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響，而前文表3的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果并未控制其他變量的影響，應(yīng)該說這里的結(jié)果更加可信。也就是說，排除江西尋烏地區(qū)的特殊性，東部地區(qū)與中西部地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的差異并不顯著。

2.2.2就業(yè)保障功能替代對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響

由模型Ⅱ和模型Ⅰ的比較可以看出，當(dāng)加入農(nóng)民就業(yè)類型變量后，模型Ⅱ的-2倍對(duì)數(shù)似然值有所下降，Nagelkerke R2值顯著提高，這意味著模型Ⅱ比模型Ⅰ擬合的更好，模型的解釋力也增強(qiáng)了，說明農(nóng)民就業(yè)類型變量對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿有強(qiáng)烈的影響。模型Ⅱ的結(jié)果顯示，農(nóng)民就業(yè)類型變量在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即主要從事非農(nóng)工作的農(nóng)民更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。調(diào)查統(tǒng)計(jì)結(jié)果也顯示，主要從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民，意愿轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例為28.4%，而主要從事非農(nóng)工作的農(nóng)民，愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例提高到了47.4%。這反映了個(gè)體層面就業(yè)保障功能替代狀況對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響，如果農(nóng)民主要從事非農(nóng)工作，也即農(nóng)地對(duì)農(nóng)民的就業(yè)保障功能在很大程度上被替代，這時(shí)候農(nóng)民更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，因此推論1得到了證明。

比較模型Ⅲ和模型Ⅰ的結(jié)果，可以看出，當(dāng)加入家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度變量后，模型Ⅲ的-2倍對(duì)數(shù)似然值有所下降，Nagelkerke R2值顯著提高，這意味著農(nóng)民所在家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度會(huì)影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。模型Ⅲ的結(jié)果顯示，家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度變量在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即農(nóng)民所在家庭中從事非農(nóng)工作勞動(dòng)力的比例越高，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。調(diào)查統(tǒng)計(jì)結(jié)果也顯示，勞動(dòng)力全部務(wù)農(nóng)的家庭中，愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例為28.0%，勞動(dòng)力既有非農(nóng)就業(yè)的也有從事農(nóng)業(yè)的家庭中，愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例為38.3%，而勞動(dòng)力幾乎全部非農(nóng)就業(yè)的家庭中，農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例高達(dá)60.5%。非農(nóng)工作收入一般高于農(nóng)業(yè)收入，家庭中非農(nóng)勞動(dòng)力的比例越高，家庭收入越依賴非農(nóng)，農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中的比例將下降，家庭對(duì)農(nóng)地的依賴越低，農(nóng)民越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。因此，推論2得到了證明。綜合個(gè)體和家庭兩個(gè)層面農(nóng)地就業(yè)保障功能替代的狀況可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地就業(yè)保障功能的替代提高了農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。

2.2.3養(yǎng)老保障功能替代對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響

加入?yún)⒈顩r變量后，模型Ⅳ的-2倍對(duì)數(shù)似然值和Nagelkerke R2值相對(duì)于模型Ⅰ幾乎未變，且模型Ⅳ中參保狀況變量也未通過顯著性檢驗(yàn)，也即農(nóng)民是否參保與農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿關(guān)系不顯著。因此，推論3未得到證明。

模型Ⅴ的結(jié)果顯示，新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)變量對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿有一定的影響。加入了新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)變量的模型Ⅴ與模型Ⅰ相比，-2倍對(duì)數(shù)似然值相對(duì)于模型Ⅰ有所下降，Nagelkerke R2值相對(duì)于模型Ⅰ有所提高，意味著模型Ⅴ的擬合優(yōu)度和解釋力比模型Ⅰ有所提高。在模型Ⅴ中，新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)變量在1%的水平上顯著正向影響了農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保的保障能力評(píng)價(jià)越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。這可以反映出新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿產(chǎn)生的影響，農(nóng)民一旦認(rèn)可了新農(nóng)保的保障能力，其對(duì)老年后的養(yǎng)老就不會(huì)太擔(dān)心，農(nóng)地的養(yǎng)老保障功能就在一定程度上被新農(nóng)保替代了。但是因?yàn)楫?dāng)前新農(nóng)保保障能力尚處在低層次水平，因此參保狀況對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響尚不顯著?？梢灶A(yù)見，當(dāng)新農(nóng)保保障能力達(dá)到一定程度，完全替代了農(nóng)地的養(yǎng)老保障功能時(shí)，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿將會(huì)更高。因此，推論4得到了證明。

最后再來看模型Ⅵ。加入所有自變量后，模型Ⅵ的-2倍對(duì)數(shù)似然值相對(duì)于模型Ⅰ-Ⅴ均有較大幅度下降，而Nagelkerke R2值相對(duì)于模型Ⅰ-Ⅴ均有較大幅度提高，意味著模型Ⅵ的擬合優(yōu)度和解釋力比模型Ⅰ-Ⅴ均有較大提高。在模型Ⅵ中，雖然就業(yè)類型和家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度變量的顯著性有所降低，但是仍然在5%的水平上顯著，而新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)變量則仍在1%的水平上顯

表4農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的Logistic回歸模型估計(jì)結(jié)果

Tab.4Logistic modeling results of farmers willingness to transfer farmland

變量

Variable

模型Ⅰ

Model Ⅰ

模型Ⅱ

Model Ⅱ

模型Ⅲ

Model Ⅲ

模型Ⅳ

Model Ⅳ

模型Ⅴ

Model Ⅴ

模型Ⅵ

Model Ⅵ

自變量

就業(yè)類型0.472***0.373**

（0.138）（0.147）

家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度

0.676***

0.500**

（0.222）（0.236）

參保狀況

-0.113

-0.115

（0.160）（0.163）

新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)

0.119***

0.129***

（0.044）（0.045）

控制變量

性別

0.334**

0.288**

0.344**

0.332**

0.332**

0.300**

（0.135）（0.136）（0.135）（0.135）（0.135）（0.137）

年齡

-0.071**

-0.051

-0.074**

-0.068**

-0.072**

-0.055*

（0.031）（0.032）（0.031）（0.031）（0.031）（0.032）

年齡平方

0.001**

0.000

0.001**

0.001*

0.001**

0.001

（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）

文化程度

0.330***

0.288***

0.332***

0.330***

0.334***

0.303***

（0.088）（0.089）（0.088）（0.088）（0.088）（0.089）

身體健康狀況

-0.157**

-0.162***

-0.164***

-0.155**

-0.169***

-0.177***

（0.062）（0.063）（0.063）（0.062）（0.063）（0.063）

家庭規(guī)模

-0.069*

-0.071**

-0.084**

-0.069*

-0.066*

-0.077**

（0.035）（0.036）（0.036）（0.035）（0.035）（0.036）

家庭全年純收入

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）

家庭承包地面積

-0.005

-0.002

-0.002

-0.005

-0.005

0.000

（0.013）（0.013）（0.013）（0.013）（0.013）（0.013）

所在地區(qū)（參照：四川宜賓）

浙江溫州

0.222

0.133

0.153

0.217

0.336

0.214

（0.240）（0.242）（0.242）（0.240）（0.244）（0.247）

山東武城

0.194

0.207

0.169

0.230

0.257

0.286

（0.192）（0.193）（0.193）（0.198）（0.194）（0.202）

湖北廣水

-0.086

-0.115

-0.124

-0.049

-0.022

-0.033

（0.185）（0.186）（0.186）（0.192）（0.187）（0.197）

江西尋烏

-1.734***

-1.601***

-1.617***

-1.692***

-1.761***

-1.530***

（0.238）（0.242）（0.242）（0.246）（0.239）（0.251）

常數(shù)項(xiàng)

1.584*

0.956

1.486*

1.543*

1.039

0.374

（0.840）（0.863）（0.846）（0.843）（0.866）（0.896）

負(fù)2倍對(duì)數(shù)似然值

1 559.139

1 547.443

1 549.867

1 558.643

1 551.806

1 534.817

Nagelkerke R2

0.154

0.165

0.163

0.154

0.161

0.176

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

著，這就意味著雖然自變量之間存在一定的關(guān)系，但是并不影響模型的最終解釋，前文的分析結(jié)果是可信的，即農(nóng)地保障功能的替代，尤其是就業(yè)保障功能與養(yǎng)老保障功能替代顯著影響了農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。

3結(jié)論及政策建議

本文基于對(duì)中國5省樣本農(nóng)民的問卷調(diào)查，運(yùn)用Logistic回歸模型，探討了影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的因素。研究得出以下幾個(gè)結(jié)論：

第一，總體來看，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高，近四成的農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地;研究還發(fā)現(xiàn)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿存在一定的地區(qū)差異，農(nóng)業(yè)以果業(yè)為主的江西尋烏地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿遠(yuǎn)低于其他以種植業(yè)為主的地區(qū)，而如果排除江西尋烏地區(qū)的特殊性，那么東部地區(qū)與中西部地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的差異性則并不顯著。

第二，農(nóng)地就業(yè)保障功能在個(gè)人和家庭兩個(gè)層面替代程度越高的農(nóng)民，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高：主要從事非農(nóng)工作的農(nóng)民相對(duì)于主要從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更高;農(nóng)民所在家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。應(yīng)該說在傳統(tǒng)農(nóng)村社會(huì)，農(nóng)地首先承載的是就業(yè)保障功能，農(nóng)戶中的勞動(dòng)力基本全部投入到了農(nóng)地生產(chǎn)中，而將勞動(dòng)力投入其他領(lǐng)域的較少。隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)大量吸納農(nóng)村勞動(dòng)力，農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)也迅速發(fā)展，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)轉(zhuǎn)移成為一種趨勢(shì)。在這種情況下，農(nóng)地的就業(yè)保障功能很大程度上被非農(nóng)產(chǎn)業(yè)替代，這時(shí)直接從事非農(nóng)工作的農(nóng)民更愿意將農(nóng)地轉(zhuǎn)出，從而可以將自身全部勞動(dòng)時(shí)間投入具有更高經(jīng)濟(jì)價(jià)值的非農(nóng)領(lǐng)域，而家庭中勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移程度越高的農(nóng)戶，農(nóng)地的就業(yè)保障功能被替代的程度也越高，從而也越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

第三，以新農(nóng)保為代表的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)地保障功能的替代程度越高，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高，雖然農(nóng)民的參保狀況與農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的關(guān)系不顯著，但是農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保保障能力評(píng)價(jià)越高，那么其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。隨著新農(nóng)保制度的逐漸完善，新農(nóng)保保障能力將逐步提高，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保保障能力的評(píng)價(jià)也會(huì)上升，這時(shí)候新農(nóng)保對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代程度會(huì)更高，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿也將會(huì)更高。農(nóng)地一直以來是作為一種養(yǎng)老保障的手段存在，這與農(nóng)村養(yǎng)老制度性保障缺失不無關(guān)系。新農(nóng)保作為一種新生事物，其堅(jiān)持“低水平起步”、“?；尽钡奶攸c(diǎn)，迅速在農(nóng)村推行開來，這無疑降低了農(nóng)民的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)民對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的期待相應(yīng)地降低，意味著農(nóng)地的養(yǎng)老保障功能在一定程度上被以新農(nóng)保為代表的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)所替代，進(jìn)而提高了農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。

第四，研究還發(fā)現(xiàn)，性別、年齡、文化程度、身體健康狀況和家庭規(guī)模對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿存在顯著影響，其中，男性相對(duì)于女性更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，年齡最小和年齡最大的農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿相對(duì)年齡中等的農(nóng)民要高，文化程度越高的農(nóng)民越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，身體健康狀況越差的農(nóng)民越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，家庭規(guī)模越小的農(nóng)民越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

基于本文的研究結(jié)果，為促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育，實(shí)現(xiàn)農(nóng)地資源的優(yōu)化配置，筆者提出以下幾點(diǎn)政策建議：第一，加強(qiáng)直接面向農(nóng)民的職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，提高農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)能力，為農(nóng)民選擇不同的就業(yè)途徑提供技術(shù)保障，促進(jìn)農(nóng)民的非農(nóng)轉(zhuǎn)移。同時(shí)還應(yīng)大力發(fā)展工業(yè)化和城鎮(zhèn)化，為農(nóng)民提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)和穩(wěn)定的非農(nóng)收入來源，促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。第二，建立健全農(nóng)村社會(huì)保障體系，尤其是完善農(nóng)村養(yǎng)老保障制度，增強(qiáng)新農(nóng)保的保障能力，提高其對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代程度。增強(qiáng)新農(nóng)保的保障能力，一方面需要增加中央和地方政府財(cái)政的補(bǔ)貼力度，提高基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)提高對(duì)農(nóng)民個(gè)人賬戶的補(bǔ)貼比例;另一方面需要鼓勵(lì)農(nóng)民盡早參保和選擇較高繳費(fèi)檔次參保。

（編輯：常勇）

參考文獻(xiàn)（References）

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Substitution Degree of Farmland Security Function and Reaction of Farmers

on the Farmland Transfer

NIE Jianliang1，2ZHONG Zhangbao1，2

（1.Department of Sociology， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China;

2.Research Center for

Rural Social Construction and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China）

AbstractFarmers willingness to transfer farmland will determine the action of farmland transfer， and it has an important effect on the development of market of farmland transfer， therefore， research into farmers willingness to transfer farmland has important practical significance. Using the data of sample farmers questionnaire survey from 5 provinces in China， this paper tries to explore farmers willingness to transfer farmland and its influencing factors in the perspective of farmland security function substitution， especially employment security function substitution and oldage security function substitution through constructing logistic modeling. Overall， farmers willingness to transfer farmland is relatively high， and nearly 40% of farmers are willing to transfer their farmland. The regression results show that the substitution degree of farmland security function could influence farmers willingness to transfer farmland to some extent. For one thing， the higher the substitution degree of farmland employment security function in the individual and family level is， the lower farmers willingness to transfer farmland is. The farmers willingness who are mainly occupied with agriculture is higher than the farmers who are mainly occupied with nonagriculture. The higher degree of farmers family labor transfer is， the higher farmers willingness will be. For another， the higher the substitution degree of farmland oldage security function from new rural social endowment insurance is， the lower farmers evaluating the significance of farmland is. Although there are not obvious relationship between farmers buy or not buy new rural social pension insurance and farmers willingness to transfer farmland， the assessment of support capability of new rural social pension insurance is higher， the willingness to transfer farmland of farmers is higher. At the same time， the study also found that if farmers gender， age， culture level， physical health and household scale were different， their willingness to transfer farmland were also different. In order to promote the development of market of farmland transfer and optimize the allocation of the farmland resources， based on above conclusions， this paper made some policy recommendations which include promoting the degree of farmers nonagricultural transfer， establishing and perfecting the rural social security system.

Key wordssecurity function substitution; employment; oldage; farmland transfer; willingness

[17]王東進(jìn).中國社會(huì)保障制度的改革與發(fā)展[M].北京：法律出版社，2001.[Wang Dongjin. The Reform and Development of Social Security System in China[M].Beijing： Law Press， 2001.]

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[23]聶建亮，鐘漲寶.新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)推進(jìn)的基層路徑：基于嵌入性視角[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2014，（1）：103-110.[Nie Jianliang， Zhong Zhangbao. The Path of Grassroots Level to Promote the New Rural Endowment Insurance[J]. Journal of Huazhong Agricultural University： Social Science Edition， 2014， （1）： 103-110.]

[24]程令國，張曄，劉志彪.“新農(nóng)保”改變了中國農(nóng)村居民的養(yǎng)老模式嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013，（8）：42-54.[Cheng Lingguo， Zhang Hua， Liu Zhibiao. Dose the New Rural Pension Scheme Remold the Eldercare Patterns in Rural China？[J]. Economic Research Journal， 2013， （8）： 42-54.]

[25]狄金華，鐘漲寶.土地流轉(zhuǎn)中農(nóng)村女性權(quán)益狀況的實(shí)證分析：以河北省米村和湖北省石村為例[J].中國農(nóng)村觀察，2012，（3）：18-25.[Di Jinhua， Zhong Zhangbao. The Empirical Research on the Land Diversion Rights of the Feminine： Two Examples—Mi Village in Hubei Province and Shi Village in Hubei Province[J]. China Rural Survey， 2012， （3）： 18-25.]

Substitution Degree of Farmland Security Function and Reaction of Farmers

on the Farmland Transfer

NIE Jianliang1，2ZHONG Zhangbao1，2

（1.Department of Sociology， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China;

2.Research Center for

Rural Social Construction and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China）

AbstractFarmers willingness to transfer farmland will determine the action of farmland transfer， and it has an important effect on the development of market of farmland transfer， therefore， research into farmers willingness to transfer farmland has important practical significance. Using the data of sample farmers questionnaire survey from 5 provinces in China， this paper tries to explore farmers willingness to transfer farmland and its influencing factors in the perspective of farmland security function substitution， especially employment security function substitution and oldage security function substitution through constructing logistic modeling. Overall， farmers willingness to transfer farmland is relatively high， and nearly 40% of farmers are willing to transfer their farmland. The regression results show that the substitution degree of farmland security function could influence farmers willingness to transfer farmland to some extent. For one thing， the higher the substitution degree of farmland employment security function in the individual and family level is， the lower farmers willingness to transfer farmland is. The farmers willingness who are mainly occupied with agriculture is higher than the farmers who are mainly occupied with nonagriculture. The higher degree of farmers family labor transfer is， the higher farmers willingness will be. For another， the higher the substitution degree of farmland oldage security function from new rural social endowment insurance is， the lower farmers evaluating the significance of farmland is. Although there are not obvious relationship between farmers buy or not buy new rural social pension insurance and farmers willingness to transfer farmland， the assessment of support capability of new rural social pension insurance is higher， the willingness to transfer farmland of farmers is higher. At the same time， the study also found that if farmers gender， age， culture level， physical health and household scale were different， their willingness to transfer farmland were also different. In order to promote the development of market of farmland transfer and optimize the allocation of the farmland resources， based on above conclusions， this paper made some policy recommendations which include promoting the degree of farmers nonagricultural transfer， establishing and perfecting the rural social security system.

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Substitution Degree of Farmland Security Function and Reaction of Farmers

on the Farmland Transfer

NIE Jianliang1，2ZHONG Zhangbao1，2

（1.Department of Sociology， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China;

2.Research Center for

Rural Social Construction and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China）

AbstractFarmers willingness to transfer farmland will determine the action of farmland transfer， and it has an important effect on the development of market of farmland transfer， therefore， research into farmers willingness to transfer farmland has important practical significance. Using the data of sample farmers questionnaire survey from 5 provinces in China， this paper tries to explore farmers willingness to transfer farmland and its influencing factors in the perspective of farmland security function substitution， especially employment security function substitution and oldage security function substitution through constructing logistic modeling. Overall， farmers willingness to transfer farmland is relatively high， and nearly 40% of farmers are willing to transfer their farmland. The regression results show that the substitution degree of farmland security function could influence farmers willingness to transfer farmland to some extent. For one thing， the higher the substitution degree of farmland employment security function in the individual and family level is， the lower farmers willingness to transfer farmland is. The farmers willingness who are mainly occupied with agriculture is higher than the farmers who are mainly occupied with nonagriculture. The higher degree of farmers family labor transfer is， the higher farmers willingness will be. For another， the higher the substitution degree of farmland oldage security function from new rural social endowment insurance is， the lower farmers evaluating the significance of farmland is. Although there are not obvious relationship between farmers buy or not buy new rural social pension insurance and farmers willingness to transfer farmland， the assessment of support capability of new rural social pension insurance is higher， the willingness to transfer farmland of farmers is higher. At the same time， the study also found that if farmers gender， age， culture level， physical health and household scale were different， their willingness to transfer farmland were also different. In order to promote the development of market of farmland transfer and optimize the allocation of the farmland resources， based on above conclusions， this paper made some policy recommendations which include promoting the degree of farmers nonagricultural transfer， establishing and perfecting the rural social security system.

Key wordssecurity function substitution; employment; oldage; farmland transfer; willingness