張 靜 程 鋼 李萬明

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新疆農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素研究
——基于瑪納斯縣的調(diào)研數(shù)據(jù)

張 靜 程 鋼 李萬明

文章基于新疆瑪納斯縣320個農(nóng)戶調(diào)查樣本，統(tǒng)計分析得出農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿并不強烈，屬于典型的政府推動型的土地流轉(zhuǎn)。從農(nóng)戶的自身狀況、家庭條件、土地流轉(zhuǎn)環(huán)境三個維度選取13個變量，運用Logistic模型對影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的因素進行深入分析。

綠洲農(nóng)業(yè) 土地流轉(zhuǎn) 農(nóng)戶意愿 影響因素

十八屆三中全會以來，學(xué)者們對我國農(nóng)用土地流轉(zhuǎn)問題進行了深入的探索，目前對土地流轉(zhuǎn)問題的研究主要集中在土地流轉(zhuǎn)制度、土地供求主體兩個方面。在土地流轉(zhuǎn)的過程中，無論是供給方還是需求方主體都是農(nóng)民，因此只有了解農(nóng)民的意愿和要求才能更好地制定政策。*周亞越、姚蕾、俞凱驊等：《農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)民意愿與政策建議》，《農(nóng)村經(jīng)濟》2009年第7期。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)意愿的研究大都集中在東部、中部地區(qū)，西部地區(qū)尤其是新疆的研究成果較少。新疆瑪納斯縣具有得天獨厚的地緣優(yōu)勢和良好的社會經(jīng)濟條件，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展與土地流轉(zhuǎn)均走在了全疆前列。本文以瑪納斯縣農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿為切入點，分析影響土地流轉(zhuǎn)意愿的主要因素，總結(jié)當前農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)發(fā)展趨勢,為制定相關(guān)政策提供理論依據(jù)。

一、 樣本來源和統(tǒng)計分析

1.研究區(qū)域概況

瑪納斯縣位于天山北坡經(jīng)濟帶，縣域面積1.1萬平方千米，截至2014年末人口30萬。2013年末生產(chǎn)總值93.8億元，農(nóng)牧民人均純收入16 750元，在全疆各縣收入中排名位于前列。截至2014年6月，全縣農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積27.5萬畝，流轉(zhuǎn)率達28%，比去年同期增長27.31%。其中簽訂土地流轉(zhuǎn)合同8 530份，土地流轉(zhuǎn)戶數(shù)9 297戶，占農(nóng)村總戶數(shù)的37%；而土地流轉(zhuǎn)的形式主要包括轉(zhuǎn)包、轉(zhuǎn)讓、互換、出租和入股等5種形式，在流轉(zhuǎn)面積上互換、轉(zhuǎn)包比例最高，總和超過87%，具體如表1所示：

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)催生了瑪納斯縣農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化新型經(jīng)營主體，2014年全縣農(nóng)業(yè)土地股份制合作社達到33家，其中國家級示范合作社2家，自治區(qū)級示范合作社12家，農(nóng)戶入社率達67.2%，尤以樂土驛鎮(zhèn)和瑪納斯鎮(zhèn)成效顯著，被農(nóng)業(yè)部和自治區(qū)確定為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展試點鄉(xiāng)鎮(zhèn)。

表1 瑪納斯縣土地流轉(zhuǎn)方式及其規(guī)模 單位：萬畝

2.數(shù)據(jù)來源

本次調(diào)查覆蓋瑪納斯縣土地流轉(zhuǎn)率較高的包家店鎮(zhèn)、樂土驛鎮(zhèn)、蘭州灣鎮(zhèn)、涼州戶鎮(zhèn)和六戶地鎮(zhèn)20個行政村，共收集有效問卷320份。調(diào)研中盡量考慮農(nóng)戶的異質(zhì)性特征，從而保證調(diào)研結(jié)果的準確性和代表性。樣本農(nóng)戶的基本特征如下：

表2 樣本農(nóng)戶的基本特征

本文研究的土地流轉(zhuǎn)僅指農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)。新疆土地流轉(zhuǎn)主要包括三個主體：土地流出者(農(nóng)戶)、土地流入者(大戶、合作社和涉農(nóng)企業(yè))和土地流轉(zhuǎn)第三方(村集體和當?shù)卣?。在此基礎(chǔ)上，將土地流轉(zhuǎn)意愿界定為：在遵從土地管理法的條件下，土地流出者和土地流入者對土地流轉(zhuǎn)的一種意愿。

3.農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿統(tǒng)計分析

從農(nóng)戶對土地的流出意愿(問題是“您愿意流出自家土地嗎”)和流入意愿(問題是“您愿意流入別人的土地嗎”)(見表3)對土地的流轉(zhuǎn)意愿進行考察，發(fā)現(xiàn)在流出意愿和流入意愿的問題上，農(nóng)戶選擇“不愿意”的比例分別為63.5%和66.9%；而表示愿意流入別人土地的農(nóng)民僅占33.1%，由此可知土地的流轉(zhuǎn)意愿不強烈；表3還說明，土地的流出意愿和流入意愿之間還有一定的相關(guān)關(guān)系：在不愿意流出土地的190位調(diào)查者中，有128位(67.3%)不愿意流入別人的土地，62位(32.7%)愿意流入別人的土地。在愿意流出土地的109 位農(nóng)戶中，不愿意流入別人土地的農(nóng)戶則占總數(shù)的66.1%。同時愿意土地流出、流入的農(nóng)戶比例僅為12.4%。綜上可知，半數(shù)以上的農(nóng)戶并不愿意土地流轉(zhuǎn)，而具有土地流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶中，具有流出意愿的農(nóng)戶比例要高于具有流入意愿的農(nóng)戶。*樂章：《農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及解釋——基于十省份千戶農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》2010年第2期。如下表所示：

表3 農(nóng)戶的土地流入與流出意愿水平及其交互分類 (%)

通過問卷調(diào)查，進一步分析了影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的因素(見表4、表5)，在109份土地流出問卷中，選取了“土地流出的原因”和“土地未流入的原因”兩個問題進行分析，在99份土地流入問卷中選取了“土地流入的原因”和“土地未流出的原因”這兩個問題進行分析。

表4 土地流出農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)意愿的解釋 (%)

表5 土地流入農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)意愿的解釋 (%)

從表4、表5中可以發(fā)現(xiàn)，土地流出的主要原因是農(nóng)戶外出打工(占56.3%)，即將土地流出后進入城鎮(zhèn)就業(yè)；選擇流出所得收益更高的農(nóng)戶比例為23.9%，原因在于部分農(nóng)戶外出打工或從事其他生產(chǎn)經(jīng)營項目，土地與其閑置不如流轉(zhuǎn)獲得更高的收益。因此，外出務(wù)工和具有其他職業(yè)的農(nóng)戶土地流出意愿是最強烈的，這也說明，在生產(chǎn)效率普遍提高的情況下，更少的農(nóng)戶也能耕種原有的土地，并且使得從事農(nóng)業(yè)和外出務(wù)工的兩部分農(nóng)戶均能獲得較高的滿意度；土地未流出的原因，占比最高的是把土地作為自身生活之本(66.2%)，這也從側(cè)面反映出農(nóng)戶的收入水平和生活質(zhì)量直接決定了是否流出土地。土地的實際價值不能通過市場的價格體現(xiàn)出來，土地流轉(zhuǎn)市場不完善對土地的流轉(zhuǎn)也有一定的影響(11.3%)；在土地流入的原因分析中，選擇大規(guī)模種地能降低成本的農(nóng)戶占比45.5%，這也符合中央實現(xiàn)農(nóng)地規(guī)模化和集約化經(jīng)營的戰(zhàn)略目標。而有30%的被調(diào)查者認為流入能夠明顯增加收入，說明農(nóng)戶或經(jīng)濟組織意識到土地的種植水平和利用效率對土地流入具有一定的影響。

二、變量選取與模型的構(gòu)建

1.變量的選取和假設(shè)

本研究以農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿作為因變量。農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿無疑和農(nóng)村土地成本、收益比較有直接關(guān)系，而且與農(nóng)戶對土地依賴程度、農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場等諸多因素也密切相關(guān)。進一步對上述因素進行指標量化，這些指標就成為本文研究所要選擇的自變量。在農(nóng)戶自身、農(nóng)戶家庭以及外部環(huán)境三個維度來選取影響因素，其中農(nóng)戶自身方面選取了5個變量：性別、年齡、受教育程度、身體健康狀況、農(nóng)戶是否兼業(yè)；家庭方面選取了3個變量：土地對家庭收入的來源、是否參加合作社、家庭成員參加社會養(yǎng)老保險的比例；土地流轉(zhuǎn)外部環(huán)境方面的5個變量：土地流轉(zhuǎn)對象、當?shù)卣闹С殖潭取⑸鐓^(qū)所處的區(qū)域、是否具有土地產(chǎn)權(quán)和土地流轉(zhuǎn)費用，共13個變量來考察與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為之間的關(guān)系，最終得到回歸模型，確定影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的意愿的因素和其對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的影響程度。

我們將選取的影響因素進行研究假設(shè)，正向表示相應(yīng)變量對土地流轉(zhuǎn)意愿起到促進作用，負向表示對土地流轉(zhuǎn)意愿起到負向作用。如表5列出了相應(yīng)的研究假設(shè)并概述了13個自變量的賦值及其在樣本中的分布情況。*王巖、楊俊孝：《新疆瑪納斯縣農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為影響因素實證分析》，《干旱區(qū)資源與環(huán)境》2013年第6期。

表6 自變量的選取及其假設(shè)

土地流入意愿和流出意愿作為被解釋變量，以虛擬變量的形式將其賦值為：

由于被解釋變量土地流轉(zhuǎn)意愿是離散的，不滿足變量連續(xù)這一基本條件，因此采用Logistic回歸分析。為了滿足Logistic回歸分析時自變量為連續(xù)變量的要求，對其做如下處理：5個虛擬變量(性別、農(nóng)戶類型、是否加入合作社、是否具有土地產(chǎn)權(quán)和所屬區(qū)域)進行虛擬化0,1處理；把如下6個變量：健康狀況、土地依賴性、當?shù)卣С殖潭取⒓彝コ蓡T參加社會養(yǎng)老保險比例、土地流轉(zhuǎn)的費用、土地流轉(zhuǎn)對象等定義為5階定序變量。

2.模型的構(gòu)建

Logistic模型是在抽象數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，通過對自變量和因變量進行回歸分析并產(chǎn)生回歸系數(shù)的過程，以此得到自變量和因變量之間的數(shù)量關(guān)系。其中因變量不是連續(xù)的變量，通常為二分類變量。為了得到Logistic模型，我們首先列出一個事件發(fā)生可能函數(shù)p，如下所示：

(1)

模型(1)中的p即為二分類事件其一發(fā)生的可能性，1-p為另一事件發(fā)生的可能性。 為了對(1)式進行線性化處理，從而進行回歸分析，公式兩邊取對數(shù)進行線性變換得到模型(2)，如下所示：

(2)

模型(1)和(2)中的X1，X2，…，Xk為選取的影響因素，參數(shù)β0，β1，β2，…，βk為待求的回歸系數(shù)，即自變量對因變量的影響程度。p/(1-p)是二分類變量中一個事件發(fā)生的概率和不發(fā)生的概率之間的比值，稱為發(fā)生比率為1組事件的發(fā)生比(odds)，比較 2 組發(fā)生比是通過除法得到發(fā)生比率(odds ratio，OR)，根據(jù)發(fā)生比率的特殊性并以此作為模型中通過自變量的作用對因變量發(fā)生的關(guān)系，經(jīng)常用來解釋 logistic 回歸模型中自變量對因變量發(fā)生的關(guān)系，因此常用于對logistic 回歸模型回歸系數(shù)的解釋。*謝花林：《典型農(nóng)牧交錯區(qū)土地利用變化驅(qū)動力分析》，《農(nóng)業(yè)工程學(xué)報》2008年第10期。

三、影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的因素分析

1.土地流出意愿模型

通過土地流出意愿為因變量，三個層面的13個影響因素為自變量建立Logistic回歸模型，其運算結(jié)果如表7所示。

表7 土地流出意愿與各變量的Logistic回歸分析

注：***、**、*分別表示變量在1%、5%、10%的顯著水平下通過檢驗。

在5%的水平上通過顯著性檢驗的土地流出意愿的回歸方程為：

Logit(p)=c-0.211x2+0.76x6+0.89x7-0.8x8+0.98x10+0.05x13+u1

(3)

其中u1為誤差項，代表其他干擾因素。通過方程(3)和表7可以得到：在1%的水平上通過模型顯著性檢驗的有年齡、家庭人口參與養(yǎng)老保險比例、是否加入合作社、土地依賴性、是否具有土地產(chǎn)權(quán)5個變量。由此可知在調(diào)查樣本內(nèi)部年齡越大的農(nóng)戶越是將土地作為生活保障和家庭收入的來源，其土地流出的意愿越弱。家庭人口參與養(yǎng)老保險比例越高說明一個家庭的社會保障程度越高，會使得其對土地流出的意愿變強。加入合作社能夠促進農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿，目前合作社在瑪納斯縣發(fā)展程度較高，農(nóng)戶入社后更愿意將土地入股進行經(jīng)營。農(nóng)戶對土地的依賴性嚴重阻礙了其流轉(zhuǎn)的意愿，從冪值(Exp=0.99)來看，對土地越是依賴的家庭其土地流出意愿越弱，它在一定程度上可以反映出農(nóng)戶的家庭狀況對土地流轉(zhuǎn)意愿有著較大的影響。具有土地產(chǎn)權(quán)的農(nóng)戶相對于沒有確權(quán)的農(nóng)戶更愿意流出土地，由此可以看出承認農(nóng)戶對于土地的承包權(quán)，解除了農(nóng)戶土地流出的后顧之憂；土地流轉(zhuǎn)費用、土地流轉(zhuǎn)對象在5%的水平上通過了模型顯著性檢驗。農(nóng)戶認為土地流轉(zhuǎn)費用越是合理越能促進農(nóng)戶的土地流出意愿，農(nóng)戶作為一個理性的主體，同時也是土地流轉(zhuǎn)市場的主體，必須按照農(nóng)戶的意愿進行土地流轉(zhuǎn)，否則便會產(chǎn)生矛盾，影響社會的安定。在地緣和親緣上越接近的農(nóng)戶，土地流出意愿越大，說明小范圍、低層次的尋找土地流轉(zhuǎn)的合作對象和談判具有一定的難度，因此在農(nóng)村熟人之間的流轉(zhuǎn)具有一定的廣泛性。

通過上述分析發(fā)現(xiàn)，戶主年齡、家庭人口參與養(yǎng)老保險比例、土地依賴性、是否加入合作社、是否具有土地產(chǎn)權(quán)、土地流轉(zhuǎn)費用、土地流轉(zhuǎn)對象等7個因素對于土地流出意愿的影響是比較顯著的，其中前4項為農(nóng)戶自身方面的因素，后3項為外部環(huán)境對土地流轉(zhuǎn)的影響因素。*何京蓉、李炯光：《欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為與影響因素》，《華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報》(社會科學(xué)版)2010年第3期。

2.土地流入意愿模型

表8 土地流入意愿與各自變量的Logistic回歸分析

注：***、**、*分別表示變量在1%、5%、10%的顯著水平下通過檢驗。

在5%的水平上通過顯著性檢驗的土地流入意愿的回歸方程為：

Logit(p)=c-0.33x6+0.72x7+0.725x8+0.34x11+0.89x12+u2

(4)

在以土地流入意愿為因變量的Logistic回歸結(jié)果表8和公式(4)中，u2為誤差項，代表其他干擾因素。模型整體解釋力較強(Nagelkerke R Square=0.163；sig.=0.000)。并且在1%的顯著性水平上通過檢驗的有：土地依賴性、是否加入合作社、土地流轉(zhuǎn)的費用。農(nóng)戶對土地依賴性對土地流入意愿呈反向作用，系數(shù)為-0.725。該結(jié)果與假設(shè)相反，說明隨著市場對資源配置作用的加大，瑪納斯縣的農(nóng)業(yè)經(jīng)營風(fēng)險越來越大，農(nóng)戶作為一個理性的主體，從而降低了土地的流入意愿。與土地流出模型得到的結(jié)論一樣，加入合作社也能增加農(nóng)戶對土地流入的意愿，系數(shù)為0.715，主要因為加入合作社的農(nóng)戶在技術(shù)水平或經(jīng)營項目上都具有一定的優(yōu)勢，土地的流入能夠增加他們的收入。土地流轉(zhuǎn)費用的合理化也加大了農(nóng)戶對土地的流入意愿，同土地流出模型的情形一樣，農(nóng)民作為理性的主體，合理的土地價格對于土地的流轉(zhuǎn)起到一定的促進作用；在5%的水平上通過顯著性檢驗的是家庭成員參加養(yǎng)老保險的比例，說明一個家庭中具有較高的社會保障程度，可能會增加土地流入的意愿，但是通過系數(shù)B=-0.327可以看出增加程度不是很大。當?shù)卣闹С殖潭仍?0%的水平上通過了顯著性檢驗，系數(shù)為0.341、冪值為0.84，統(tǒng)計結(jié)果符合本文的研究假設(shè)，主要由于老百姓對于當?shù)卣男湃魏蛯ν恋亓鬓D(zhuǎn)政策的了解，打消了流轉(zhuǎn)制度存在風(fēng)險的顧慮，因此只要有合適的機會農(nóng)戶便希望自己能支配更多的土地資源。

在土地流入模型中發(fā)現(xiàn)，家庭人口參與養(yǎng)老保險比例、土地依賴性、是否參加合作社、當?shù)卣闹С殖潭取⑼恋亓鬓D(zhuǎn)費用等5個因素在5%的水平上通過了顯著性檢驗，其中前3項為農(nóng)戶自身方面的因素，后2項為外部環(huán)境中的因素；在流出和流入兩個方面綜合考慮時，家庭人口參與養(yǎng)老保險比例、土地依賴性、是否參加合作社、土地流轉(zhuǎn)費用4個因素對土地流轉(zhuǎn)的影響是顯著的，其中農(nóng)戶自身方面的因素占了3項，土地流轉(zhuǎn)的外部環(huán)境中的因素有1項。

四、結(jié)論與政策建議

通過對新疆瑪納斯縣320位農(nóng)戶的問卷分析,發(fā)現(xiàn)當前農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿整體上不強烈。原因如下：(1)新疆的綠洲農(nóng)業(yè)導(dǎo)致土地市場變得地域化、封閉化，阻礙土地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展。綠洲農(nóng)業(yè)在荒漠地帶特殊的自然環(huán)境下，形成特有的地理區(qū)域，使其與經(jīng)濟系統(tǒng)的關(guān)聯(lián)和依存度變?nèi)酰瑥亩沟棉r(nóng)戶在土地流轉(zhuǎn)市場上獲利較難。(2)新疆經(jīng)濟整體不發(fā)達，落后的二、三產(chǎn)業(yè)阻礙了農(nóng)戶的轉(zhuǎn)移，大批的農(nóng)戶只能依靠土地生產(chǎn)來保障生活。(3)新疆農(nóng)戶市場意識不強，無論在農(nóng)業(yè)還是非農(nóng)業(yè)方面缺少一定的技能。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶只要具備一定的技能，無論是農(nóng)業(yè)方面還是非農(nóng)業(yè)方面，都能夠促進土地的流轉(zhuǎn)。*初玉剛：《企業(yè)家短缺與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之不足》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2001年第12期；洪明勇、關(guān)海霞：《農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為及影響因素分析》，《經(jīng)濟問題》2012年第8期。

除此之外，研究結(jié)果還表明家庭人口參與養(yǎng)老保險比例、農(nóng)戶對土地依賴性、是否參加合作社、土地流轉(zhuǎn)費用、是否具有土地產(chǎn)權(quán)、年齡和當?shù)卣С殖潭确矫媸怯绊戅r(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的主要因素。因此，為了促進新疆土地合理流轉(zhuǎn)，必須立足于現(xiàn)有的社會經(jīng)濟發(fā)展水平和農(nóng)村現(xiàn)狀，以尊重農(nóng)戶意愿為前提、增加其收入為根本。主要在以下幾個方面提出政策建議：

一是當?shù)卣畱?yīng)加大對農(nóng)戶的信息宣傳和培訓(xùn)，尤其是流轉(zhuǎn)意愿較強的青年、中年農(nóng)戶，形成“知識進村莊，農(nóng)民進課堂”的模式，增加農(nóng)戶對國家政策和土地流轉(zhuǎn)趨勢的了解。同時建設(shè)土地流轉(zhuǎn)市場信息平臺，定期公開土地流轉(zhuǎn)信息，從而降低農(nóng)戶或其他組織的交易成本；二是明確農(nóng)戶的土地經(jīng)營權(quán)，適當延長承包期限，并建立持續(xù)的機制來保障農(nóng)戶的基本生活，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)療保險，解決農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)或進城的“后顧之憂”，從而在供給方面促進土地的流轉(zhuǎn)；三是扶持種養(yǎng)大戶、家庭農(nóng)場、專業(yè)合作社、龍頭企業(yè)等新型經(jīng)營主體，推進多種適度規(guī)模經(jīng)營，創(chuàng)新土地的經(jīng)營制度。允許農(nóng)戶以土地經(jīng)營權(quán)入股發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，從而在制度方面促進土地的流轉(zhuǎn)；四是加大農(nóng)業(yè)保險力度，從而降低農(nóng)戶因自然災(zāi)害或市場沖擊而承受的壓力。

責(zé)任編輯：王慧君

*本文系國家自然科學(xué)基金“基于水權(quán)視角的瑪納斯流域水資源利用效率研究”(41361101)的階段性研究成果。

F301.3

A

1009-5330(2016)03-0056-07

張靜， 新疆石河子大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院博士生；程鋼，新疆石河子大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院副教授；李萬明，新疆石河子大學(xué)綠洲社會經(jīng)濟與屯墾研究中心研究員、教授、博士生導(dǎo)師(新疆石河子 832000)。