夏顯力,常 亮

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

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農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響因素及區(qū)域性差異分析
——基于關(guān)中3個縣(區(qū))的農(nóng)戶調(diào)研

夏顯力,常 亮

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

運用spss軟件對3個樣本區(qū)422份數(shù)據(jù)進(jìn)行整理、歸納，分析了樣本區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的基本特征與區(qū)域差異性表現(xiàn)，利用二元logit模型對未參與流轉(zhuǎn)的294位農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿影響因素進(jìn)行分析得出了主要語論，即農(nóng)戶類型、年齡、保障制度完善程度和家庭人均收入等8個因素是影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的顯著性因素，而區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件等4個因素是樣本區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)差異性形成的主要動因。并在此基礎(chǔ)上提出了促進(jìn)土地有序流轉(zhuǎn)的針對性政策建議。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)；農(nóng)戶意愿；logit模型；區(qū)域差異

國內(nèi)外實踐證明，農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必由之路。改革開放以來，以均田承包為主要特征的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，極大地調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，帶來了中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的迅速發(fā)展和農(nóng)民收入的快速提高，使得中國在較短時間內(nèi)實現(xiàn)溫飽問題的根本解決。但是隨著這一制度效應(yīng)的逐漸釋放，與之相隨的農(nóng)地細(xì)碎化經(jīng)營、難以與市場接軌、比較效益低下等問題漸露端倪，并已構(gòu)成新時期提高農(nóng)民收入和農(nóng)產(chǎn)品競爭力的障礙。尤其是農(nóng)地的細(xì)碎化對先進(jìn)機械設(shè)備與技術(shù)的選擇應(yīng)用、土地綜合產(chǎn)出率和全要素生產(chǎn)率提升、糧食生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整都產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響(Fleisher，1992；萬廣華，程恩江，1996；鄧大才，2002；蘇旭霞，王秀清，2002；許慶，劉濤，曲福田，金晶，2008；尹榮梁，2010)。受多重因素的影響，在中國農(nóng)地經(jīng)營從細(xì)碎化到規(guī)模化的轉(zhuǎn)變異常艱難。盡管自20世紀(jì)80年代以來，全國上下都開始農(nóng)地流轉(zhuǎn)的實踐與創(chuàng)新，并且黨的一些重要會議也多次強調(diào)建立健全土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營，但是我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場還處于很基礎(chǔ)的階段，發(fā)展緩慢，且區(qū)域性差異明顯。

目前，農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶意愿及區(qū)域差異成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點，年齡、性別、受教育程度、家庭人口、收入水平和是否接受過技能培訓(xùn)等都被認(rèn)為影響農(nóng)戶個體意愿的主要原因(葉男，2013；羅必良，2012)。同時，國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)在流轉(zhuǎn)規(guī)模、流轉(zhuǎn)模式和流轉(zhuǎn)過程等方面區(qū)域差異較為明顯，除了沿海地區(qū)與西北地區(qū)存在較大差異以外，某一地區(qū)內(nèi)部也同樣存在著較大差異(包宗順，2009；李作舟，趙凱2010；李庚，2012)。這些研究為了解農(nóng)村農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異及其形成提供了參考，但上述研究對農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異的研究都僅停留在農(nóng)地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀表面，對于其形成原因缺乏深層對比研究?；诖耍撐囊?個典型區(qū)域調(diào)查樣本為基礎(chǔ)，分析樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異，在了解影響樣本地區(qū)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿影響因素的基礎(chǔ)上，通過對比分析，找出農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異形成動因。

一、數(shù)據(jù)來源及說明

根據(jù)經(jīng)濟(jì)條件選取了關(guān)中平原的楊凌示范區(qū)、武功縣和長安區(qū)3個典型縣(區(qū))作為調(diào)查地點，三個地區(qū)分別為國家級現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)、傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)區(qū)和快速城鎮(zhèn)化地區(qū)，在資源稟賦、政策制度及區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件等方面有明顯差異，有利于深究農(nóng)地流轉(zhuǎn)的區(qū)域性差異。同時，遵循分層隨機抽樣原則在3個縣(區(qū))分別選擇4個鎮(zhèn)，共計450位農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研，問卷調(diào)查主要采取訪談式交流，與農(nóng)戶進(jìn)行一對一調(diào)研完成數(shù)據(jù)采集，回收有效問卷422份。

表1 調(diào)查樣本的地區(qū)分布

二、樣本統(tǒng)計性描述

(一)個體特征

調(diào)查個體特征差異明顯，性別主要以男性為主，年齡主要集中在31-70歲之間，教育程度大多為初高中文化水平。

表2 調(diào)查樣本個體特征(N=422)

(二)農(nóng)戶家庭特征

調(diào)查顯示，被調(diào)查農(nóng)戶家庭平均人口為3.87人，平均務(wù)農(nóng)人口為1.67人，平均打工人數(shù)為1.77人。通過調(diào)查還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)戶家庭多為兩代之家為主，家中年老一代從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而年輕一代在外打工，農(nóng)村主要勞動力為中老年人。剔除5戶轉(zhuǎn)入土地進(jìn)行規(guī)?；r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的數(shù)據(jù)，每個家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的平均收入為2 306元，而外出打工的收入為37 715元，由此可見，非農(nóng)收入已經(jīng)成為家庭收入的重要構(gòu)成部分。

(三)農(nóng)地流轉(zhuǎn)總體特征

調(diào)查顯示：樣本戶平均農(nóng)地規(guī)模4.15畝，三個區(qū)域差異性較小。在農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面，楊凌農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)率達(dá)到54.0%，而武功縣和長安區(qū)僅為16.5%和8.5%。2014年全國農(nóng)村農(nóng)地流轉(zhuǎn)率平均為28.1%，除楊陵區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)率高于全國平均水平外，其他兩個樣本地區(qū)均遠(yuǎn)低于全國平均水平，樣本地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異較大。

三、農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響因素分析

對于已流轉(zhuǎn)土地的農(nóng)戶，在調(diào)研中筆者發(fā)現(xiàn)這部分農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿往往會因農(nóng)地流轉(zhuǎn)收益滿意度而發(fā)生改變，原先愿意流轉(zhuǎn)土地的農(nóng)戶因不滿于現(xiàn)有收益而否認(rèn)之前存在流轉(zhuǎn)意愿的情況時有發(fā)生，這部分農(nóng)戶回答問題具有明顯的傾向性，因此論文僅對樣本中未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿進(jìn)行實證分析。

(一)研究假設(shè)與變量選擇

農(nóng)戶作為一個經(jīng)濟(jì)決策主體，其行為方式會影響其決策。關(guān)于農(nóng)戶行為是否理性的討論也一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)中存在爭論的問題。而舒爾茨為代表的理性小農(nóng)學(xué)派指出，農(nóng)戶的決策行為絲毫不遜色于資本主義企業(yè)家，波普金也認(rèn)為農(nóng)民是理性的，總在權(quán)衡長期、短期利益后進(jìn)行合理選擇。由此可見，農(nóng)戶是富有效率的、精打細(xì)算的理性經(jīng)濟(jì)人，他會根據(jù)自身稟賦條件、家庭條件和外界條件來選擇是否進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)，以達(dá)到利潤最大化。

因變量的選擇 本文因變量是農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，即農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地p=1，農(nóng)戶不愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地p=0。

自變量的選擇 通過文獻(xiàn)閱讀與實踐調(diào)研，本文認(rèn)為自變量包括三個方面，分別為農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征和外界條件。其中農(nóng)戶個體特征包括文化程度、性別、年齡和健康狀況四個變量。農(nóng)戶家庭特征包括農(nóng)戶類型、家庭人均收入和家庭土地面積三個變量，考慮到當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本單位為家庭，故引入這三個變量。同時，已往文獻(xiàn)中多選用家庭總收入作為變量，考慮到家庭人口數(shù)對于家庭總收入也存在正向影響，因此，筆者選用家庭人均收入作為因變量；外界條件包括區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件、農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化程度、政府保障制度完善程度和政府引導(dǎo)宣傳程度四個變量。對于一個市場而言，中介組織的出現(xiàn)是其走向成熟的表現(xiàn)，故文章選用是否存在中介組織作為衡量農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化程度的指標(biāo)。同時，政府宣傳引導(dǎo)程度以是否及時公布農(nóng)地流轉(zhuǎn)信息、是否總結(jié)相關(guān)經(jīng)驗引導(dǎo)農(nóng)民進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)和是否對農(nóng)民進(jìn)行技術(shù)培訓(xùn)三個指標(biāo)來衡量。自變量的解釋如表3所示。

(二)模型選擇

本文所考察的是農(nóng)戶意愿，由調(diào)查中要求調(diào)查對象就“是否愿意流轉(zhuǎn)土地”一題做出回答。由于結(jié)果為愿意和不愿意二分類變量，故選用經(jīng)典的logit模型研究。以是否愿意進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)為因變量，其中愿意記為1，不愿意記為0(愿意：錯誤！末找到引用源。，不愿意錯誤！末找到引用源。：)。假定xi是影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的主要因素，p表示某事件發(fā)生的概率，則線性Logit模型為：

(1)

(1)式中，β0為截距項，βi(i=1，2，…….，n)為回歸系數(shù)。xi(i=1，2，……，n)為解釋變量，εi為誤差項。對(1)式進(jìn)行整理，可以得第i個農(nóng)戶不愿意流轉(zhuǎn)土地的概率為：

(2)

(三)回歸結(jié)果和分析

本文運用SPSS19.0對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸處理，結(jié)果如表4所示，根據(jù)實證分析結(jié)果，可以將農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的主要影響因素歸納如下：

根據(jù)回歸結(jié)果可以看出區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件等8個條件

通過顯著性檢驗，故為影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的顯著影響因素。

第一，區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件對于農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿在10%的顯著性水平上通過檢驗，且符號為正，與預(yù)期一致。其中，楊陵區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平為3.0352，長安區(qū)為2.7029，而武功縣僅為2.1549。區(qū)域經(jīng)濟(jì)較好的地區(qū)，對于土地需求方和供給方都提供了發(fā)展機遇，利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展。

第二，年齡對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿在1%的顯著性水平上通過檢驗，且符號為負(fù)?？梢娔挲g越大者越不愿意流轉(zhuǎn)土地，說明當(dāng)前老一輩農(nóng)民的戀土情節(jié)依然嚴(yán)重。三個樣本地區(qū)中，被調(diào)查農(nóng)戶的平均年齡都處于50歲左右，年齡對于樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例的區(qū)域差異沒有推動作用。

第三，受教育狀況在5%的顯著性水平上通過檢驗，且符號為負(fù)，說明文化程度越高者越不愿意流轉(zhuǎn)土地，這是因為隨著惠農(nóng)政策的不斷推出，文化程度高的農(nóng)民掌握現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識技術(shù)的能力較強，這部分農(nóng)民有可能進(jìn)行經(jīng)濟(jì)作物的種植，故不愿流出土地。由于三個樣本地區(qū)平均受教育水平均為初中，可以認(rèn)為受教育水平并沒有促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異的形成。

第四，農(nóng)戶類型在1%的顯著性水平通過檢驗，且符號為正，說明農(nóng)戶非農(nóng)化程度越高越愿意流轉(zhuǎn)土地，非農(nóng)化程度較高的農(nóng)戶對于土地的依賴程度較小遂愿意流轉(zhuǎn)土地。樣本地區(qū)中，長安區(qū)的兼業(yè)戶數(shù)量要略多于楊陵區(qū)和武功縣，但三個地區(qū)平均水平均為純農(nóng)戶，故農(nóng)戶類型對于樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異的形成也沒有推動作用。

表3 模型自變量說明

表4 模型回歸結(jié)果

注：-2 對數(shù)似然值=332.370a，Cox & Snell R 方=0.224,Nagelkerke R 方=0.299,自由度為11，卡方為73.533，顯著性水平為0.000，說明模型擬合較好。

第五，家庭人均收入在5%的顯著性水平上通過檢驗，且符號為正。調(diào)研顯示大部分農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)收入都低人均2 500元，家庭人均收入越高則非農(nóng)收入占的比例越大，農(nóng)戶對于土地的依賴越小。其中，楊凌地區(qū)、長安區(qū)和武功縣的家庭人均收入都處在11 000元左右，差異不明顯，家庭人均收入對于樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異的形成也沒有推動作用。

第六，政府宣傳引導(dǎo)程度在5%的顯著性水平上通過檢驗，且符號為正。筆者認(rèn)為，政府在農(nóng)戶心中擁有較高地位，在很大程度上影響著農(nóng)戶的決策行為，政府的宣傳引導(dǎo)程度對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)的意愿有著很大的推動作用。其中，楊凌地區(qū)該指標(biāo)平均值高達(dá)1.69，而武功縣和長安區(qū)的該項指標(biāo)平均水平僅為0.92和1.07，說明政府宣傳引導(dǎo)程度的較大差異對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異具有比較大的推動作用。

第七，保障制度完善程度在1%的顯著性水平上通過檢驗，且符號為正。由于土地對于農(nóng)戶而言都發(fā)揮著生存保障的功能，農(nóng)戶為了生計并不會選擇放棄土地的使用權(quán)。因此保障制度越完善，土地的生存保障功能越弱，農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿也就越強烈。數(shù)據(jù)顯示楊陵區(qū)、長安區(qū)和武功縣的該指標(biāo)平均值分別為0.56、0.32和0.27，考慮到該項指標(biāo)的最大值為1，可以看出樣本地區(qū)保障制度完善程度存在很大差異，這也很好的解釋了楊陵區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)率明顯高于其他兩個地區(qū)的現(xiàn)象。

第八，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化程度在10%的顯著性水平上通過檢驗，且符號為正。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場越完善，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的過程就會越規(guī)范合理，收益就會越有保障，成熟的流轉(zhuǎn)市場會給土地流入雙方來帶便利性，土地市場越完善農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿就越強。楊凌區(qū)該項指標(biāo)平均值為0.68，遠(yuǎn)高于武功縣的0.37和長安區(qū)的0.28。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化程度的較大差異對于樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異的形成具有很大的推動作用。

四、結(jié)論與建議

通過對樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況的總結(jié)與歸納，在對比分析了影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿影響因素的基礎(chǔ)上，揭示了導(dǎo)致樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在差異的原因。結(jié)果表明：一是樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)?？偨y(tǒng)較小且區(qū)域差異較大，楊陵區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模要遠(yuǎn)大于其他兩個樣本地區(qū)；二是農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿受多因素影響，其中農(nóng)戶類型、年齡、保障制度完善程度和家庭人均收入等8個因素對其影響顯著；三是樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異的形成是多因素共同作用的結(jié)果，其中區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件、政府宣傳引導(dǎo)程度、社會保障制度完善程度和農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化程度的差異是造成樣本地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異的主要因素。

基于以上結(jié)論，提出以下政策性建議：第一，根據(jù)不同農(nóng)戶類型，采取針對性的政策舉措，促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)一步分化；同時，大力發(fā)展二、三產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)造良好的就業(yè)環(huán)境引導(dǎo)農(nóng)業(yè)人口非農(nóng)就業(yè)。第二，建立健全社會保障體系，消除土地的社會保障功能，解決農(nóng)戶后顧之憂。第三，重視對“楊凌模式”的解析與總結(jié)，切實處理好政府與市場關(guān)系，確保政府做好服務(wù)者與引導(dǎo)者的角色。(4)從法律地位、分布密度和監(jiān)管方式等方面對農(nóng)地流轉(zhuǎn)中介機構(gòu)進(jìn)行長遠(yuǎn)規(guī)劃，從而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場健康有序發(fā)展。

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(責(zé)任編輯：司國安)

Analysis on Basic Characteristics and Regional Differences of the Desire of Peasant Household Land Mobility—Based on a Survey on Three Rural Areas in Guanzhong Region

XIA XianLi,CHANG Liang

(College of Economics and Management, Northwest A&F University , Yangling 712100, China)

Using two element logit models, this research collected and analyzed 422 data from 3 rural areas, which includes 294 households without participating in land mobility. We aimed to investigate basic characteristics and regional differences of the desire of peasant household land mobility. The results showed that household type, age, the performance of social security system, family per capita income and other 4 factors have significant influence on the desire of peasant household land mobility. Those 4 factors, including regional economic conditions, are the main motivations and efficient clauses of regional differences of the desire of peasant household land mobility. At the end, suggestions are given which may encourage the orderly transfer of land.

the circulation of farmland; the willingness of farmers; logit model; regional differences

2015-02-19

陜西省社會科學(xué)基金項目(12D252)；國家級大學(xué)生創(chuàng)新項目(201410712028)

夏顯力(1973- )，男，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授。

C912.82

A

1008-245X(2015)04-0068-05