基于農戶視角的農村耕地承包經營權流轉意愿研究
——以溫州為例

繆來順

(中共溫州市委黨校，浙江溫州 325000)

基于農戶視角的農村耕地承包經營權流轉意愿研究
——以溫州為例

繆來順

(中共溫州市委黨校，浙江溫州 325000)

農村產權制度改革農地流轉流轉意愿

文章以全國農村產權制度改革試驗區(qū)——溫州市為例，選擇608份農戶調查樣本，運用Logistic分析法，對農戶耕地承包經營權流轉意愿進行研究，結果表明:農村耕地承包經營權流出意愿與農戶人均收入水平的提高、農戶農業(yè)收入占總收入比例的降低、中青年村民從事第二、三產業(yè)比例的增多等體現農村經濟發(fā)展的指標息息相關;同時，城鎮(zhèn)近郊農地流出意愿低于遠郊。村平均收入、農戶年齡、文化程度、政府有無對參與流轉農戶補助購買社會保險等與農戶農地流入意愿無顯著相關性。而中介組織、農業(yè)收入占總收入的比例對農地流入意愿有顯著影響。

表1 溫州市農地流轉的基本情況

二、研究對象、研究方法與變量選擇

1.研究對象

為了對農地流轉有較全面的了解，課題組成員在2011年7月至9月，對溫州市農地流轉率較高的樂清市、龍灣區(qū)、鹿城區(qū)、瑞安市、甌海區(qū)等5個縣(市、區(qū))下轄的12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)進行問卷調查，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取4個村，每個村隨機發(fā)放15份問卷，問卷內容主要包括被調查村的基本情況、農地流轉意愿，調查對象為各村農戶。本次調查陸陸續(xù)續(xù)共發(fā)放問卷720份，收回有效問卷608份，有效率為84.4%。調查樣本特征見表2。同時重點選擇9個村，對部分農戶進行訪談，進一步深入了解溫州農地流轉的具體情況。上述調查對象都是溫州農村土地產權制度改革的親歷者或實踐者，對農地流轉有較深刻的理解，他們的感受較真切和實在，因此本次調查的研究對象選擇較科學，調查結果信度較高。

表2 溫州市5個縣(市、區(qū))12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)問卷樣本的農戶特征(N=608)

2.研究方法

(1)訪問調查和問卷調查相結合。為了從總體上把握溫州農村耕地流轉情況，調研組對部分農戶采用開放式和半結構化訪談，獲取第一手基礎資料。同時，在大量參閱文獻和訪談的基礎上，精心設計結構化問卷的問題與選項。在問卷調查的同時，根據實際需要，對部分農戶再進行深度訪談。

(2)Logistic分析法。通過回顧文獻、訪談等方法，厘清自變量與因變量之間關系，并在此基礎上運用Logistic回歸分析法，剖析影響農地流轉的因素及影響農戶參與農地流轉意愿的因素。

3.變量的選擇與測量

學者們認為影響農地流轉的因素主要有經濟發(fā)展、交易費用、農戶的主體因素、社會保障等。

①經濟發(fā)展。從國內文獻看，改革開放以來，農村經濟得到迅猛發(fā)展，許多農戶放棄或部分放棄農業(yè)耕種，從事非農產業(yè)，這從供給上為農地流轉提供了發(fā)展空間;而按勞動力平均分配土地的家庭聯產承包責任制又難以適應農業(yè)經營大戶提供足夠的就業(yè)機會，這從需求上為土地流轉奠定了基礎(馬曉河、崔宏志，2002)。金松青等通過對農戶的調查，證明了非農就業(yè)機會的增加為農地流轉提供了主要的驅動力(金松青等，2004)。就農戶而言，收入的增長主要來自于非農產業(yè)，農戶對經營土地的依賴程度大大下降，為農地流出打下市場基礎(姚詠涵，2001)。而土地要素利用效率低下加速了農地流轉(史清華，2005)，只要從事非農產業(yè)的邊際收益大于務農的邊際收益，就能誘發(fā)農戶流出土地(徐旭等，2003)。對于那些經濟較落后、農業(yè)收入是農戶主要收入的地區(qū)，推行農地流轉是值得懷疑的(賀振華，2003)。陳和午等人通過對福建和黑龍江兩省農戶的調查研究，得出結論:一個地區(qū)的農地流轉率與該地區(qū)的經濟發(fā)展水平具有顯著相關性(陳和午、聶斌，2006)。

②交易費用。交易費用是達成一項交易所需要的費用，包括信息費用、合約費用、執(zhí)行費用、監(jiān)督費用等。周其仁指出產權和制度是影響農地流轉的重要因素(周其仁，2003)，有效的土地流轉市場需要明確的產權，及其與之相配套的制度(Brekke K.M，Howrth R.B.，2000)，來降低交易費用。由于我國農地市場發(fā)育較遲，土地承包經營權不完整，特別是轉讓權受到不少限制，土地的價格難以反映資源的稀缺程度，農地轉讓的收益將在不同程度受到侵蝕(錢忠好，2002)。在我國農地承包者只擁有部分產權，集體所有與承包者之間的產權劃分、責任義務的界定不夠清晰，產權主體存在不同程度的“搭便車”行為，使農地流轉缺乏內在動力(鄧大才，1998)。土地確權與登記、土地信息系統(tǒng)、地價評估系統(tǒng)、土地交易糾紛處理系統(tǒng)等被認為是降低交易費用，建立有效市場的關鍵要素(Claudio.J.，2006)。土地的細碎化使每個農戶流出農地的面積極為有限，這意味著農地流入方要面對大量的散戶進行談判，談判的邊際成本呈遞增態(tài)勢(Brekke K.M，Howrth R.B.，2000)。而土地的不可移動性與初始細碎化的分割，使流入方要實現規(guī)模經營，必須通過土地置換來解決，從而產生所謂的特殊的匹配成本(王興穩(wěn)，鐘甫寧，2008)。

③農戶的主體因素。農戶自身或家庭的資源稟賦結構對農地流轉具有不可忽視的作用。農戶家庭擁有的勞動力數量、牲口數量、家庭財富等與農戶擴大農業(yè)經營規(guī)模具有正相關(Tesafye，T.＆ Adugna，L.，2004)。我國的實踐表明，農戶家庭人口數量、勞動者受教育年限、家庭成員非農化程度、人均土地面積等對農地流轉有重要影響(史清華，賈生華，2003)。眾多學者通過選擇不同變量，對此作了類似的研究，得出了相似的結論(Yao Yang，2000;史清華、賈生華，2003;錢文榮，2004)。

④社會保障。在長期以來的城鄉(xiāng)二元體制下，農戶長期被排斥在社會保障體系之外，造成農戶對土地保障作用依賴性強，所以導致農戶即使長期外出務工，也不敢輕易放棄土地(周飛，2006)。浙江省海寧市的問卷調查顯示，農地的社會保障功能效用達到農地總效用的一半以上(王克強，2000)，這無形中深化了農戶的“戀土情結”，阻礙了農地的進一步流轉(劉守英，1997)。

在參考上述文獻的基礎上，結合溫州的實際情況，本研究采用表3的變量研究農戶農地流轉意愿，并驗證相關文獻得出的結論。

表3 變量的定義與均值

三、計量結果與分析

1.農地流出意愿分析

本研究運用SPSS17.0對上述608份問卷的相關數據進行Logistic回歸分析。將農地流出意愿作為被解釋變量，將農戶年齡、農戶文化程度、農戶人均收入、農戶農業(yè)收入占總收入的比例、當地有無農地流轉中介組織、政府有無補助參與農地流轉的農戶購買社會保險以及村平均收入等7個變量作為解釋變量，解釋變量全部是離散變量，采用將所有解釋變量全部進入模型的Logistic回歸分析法，具體的回歸系數估計值見表4。

表4 農戶耕地承包經營權流出意愿模型估計結果(N=608)

該模型的似然比卡方統(tǒng)計量為69.792，自由度為7，對應的 p 值為0.000，小于0.05，所以在給定0.05 顯著水平下，有理由拒絕所有回歸系數都等于0的原假設，即認為該模型是整體顯著的。此外，Hosmer－Lemeshow卡方統(tǒng)計量為17.853，自由度為8，對應的p值0.022小于0.05，所以進一步驗證對數似然比檢驗的結果:該模型是整體顯著的。

分析回歸結果得出如下結論:

(1)整村的平均收入水平對農戶是否愿意流出農地具有顯著的負影響。變量村平均收入的回歸系數為－0.290，顯著性水平為 0.000 小于 0.001，即在 1% 的顯著水平上拒絕原假設，說明越是整體收入水平高的村，越不愿意流出農地。這似乎有悖于前文相關文獻得出的結論，然而進一步的深入調查和訪談發(fā)現，整體收入水平較高的村一般都位于城鎮(zhèn)近郊。在城市化過程中，近郊的大量耕地被征為建設用地、工商業(yè)用地，一般而言村民的人均耕地較少，參與農地流轉的收入甚微。更為重要的是，一旦耕地被征用，大量潛在的利益就會轉化為現實利益，如果將耕地流轉出去，免不了會產生一些不必要的糾紛。因此，對于近郊農戶來說，參與流轉的意愿自然就降低了。調查顯示，近郊農戶流出農地的意愿比遠郊農戶低37.2%。因此，整村平均收入水平與農地流出意愿呈負相關，更本質上是體現在農地地理位置是否處于城鎮(zhèn)邊緣與農地流出意愿呈負相關性。

(2)農戶年齡對農戶是否愿意流出農地具有顯著的負影響。變量農戶年齡在5%水平下顯著，回歸系數為負值，說明農戶年齡越大，流出農地的意愿越小;反之亦然。這正與實際情況相符。溫州農村個體經濟、私營經濟發(fā)達，大量中青年村民不愿意守著幾畝耕地，紛紛加入創(chuàng)業(yè)、就業(yè)大軍，另謀出路。在483份49歲以下農戶的問卷調查中，有78.3%農戶不愿意自己親自耕種承包地;85.5%的農戶認為干農活臟、累，而收益不高。變量農戶年齡對農地流出意愿負影響的本質原因，是中青年村民有大量的創(chuàng)業(yè)、就業(yè)機會。

(3)農戶的家庭人均收入對農地流出意愿具有顯著的正向作用?；貧w結果顯示，變量農戶人均收入在1%水平下顯著，回歸系數為 0.170，Exp(B)=1.185，說明農戶人均收入每增加一個量級，如農戶人均收入從1萬元—1.5萬元級提高到1.5萬元—2萬元級，則農戶農地意愿流出概率與不愿流出概率之比變?yōu)樵瓉淼?.185倍。即隨著農戶家庭人均收入的增加，農戶流出農地的意愿增強。

(4)農戶農業(yè)收入占總收入的比例越低，農戶流出農地的意愿越強;反之亦然。對于那些農業(yè)收入占總收入比例較高的農戶來說，他們的比較優(yōu)勢是農業(yè)耕作，因而流出農地的意愿較低;而對那些非農業(yè)收入比重較高的農戶來說，他們對土地的依賴性較低，經濟利益導向的“自由之手”自發(fā)引導他們減少或放棄農地耕作，從而騰出更多時間從事工商業(yè)，發(fā)揮他們自身的競爭優(yōu)勢?；貧w結果證實了上述觀點，變量農業(yè)收入占總收入的比例在1%水平上顯著，回歸系數為負值，即農業(yè)收入占總收入的比例與農戶流出耕地承包經營權意愿呈負相關。

(5)有無土地流轉中介組織對農戶流出農地意愿有顯著的負向影響。變量中介組織的回歸系數為負值，且通過1%水平下的顯著性檢驗。這表明中介組織對農戶流出耕地承包經營權的意愿起到反向作用。這似乎與常理相悖。一般而言，中介組織的存在可以幫助農戶尋找合適的愿意流入農地的農戶，簽定正式的流轉合約，降低違約率等。然而這種效率的提高是需要增加一定量的交易費用，如農戶需要交給中介組織一筆定額的手續(xù)費。在溫州人均耕地面積不到0.3畝的局限下，對于單個農戶而言，每畝農地流出的手續(xù)費將大大高于人均耕地面積較多的地區(qū)，這種交易費用的存在往往成為農戶流出耕地承包經營權的障礙。而建立在血緣、親緣、人緣、地緣關系基礎上的溫州農村社會，是個誠信的社會，人們普遍重承諾、守信用，許多農戶之間的農地流轉合約采取口頭協議形式，對在一定地域內的農戶之間農地流轉而言，這是一種高效率、低成本的交易。進一步，中介組織對農戶流出農地意愿的負向影響，更本質地體現在因中介組織存在帶來的農地流轉交易費用對單個農戶農地流出的意愿產生負影響。

(6)農戶的文化程度、政府有無補助參與農地流轉農戶購買社會保險對農戶流出農地意愿影響不顯著?；貧w結果表明，變量農戶的文化程度、政府有無補助購買社會保險在10%的水平下都不顯著，說明農戶的文化程度、政府有無補助購買社會保險與農戶流出耕地承包經營權的意愿相關性不大。

2.農地流入意愿分析

同樣運用上述Logistic回歸分析法，將農地流入意愿作為被解釋變量，解釋變量與上文相同，采用所有解釋變量全部進入模型進行回歸分析。具體的回歸估計系數值見表5。

表5 農戶耕地承包經營權流入意愿模型估計結果(N=608)

從模型的對數似然比檢驗結果來看，p值為0.000，說明該模型在1%的水平下整體顯著;從模型的錯判矩陣來看，模型總的預測正確率為76.6%，說明模型的預測效果比較理想。

根據表5給出的回歸結果來看，與農戶耕地承包經營權流入意愿不同，村平均收入、農戶年齡、農戶文化程度、政府有無補助購買社會保險都與農戶是否愿意流入耕地承包經營權不存在顯著相關關系。農戶農地流入意愿與農戶農業(yè)收入占總收入的比例、有無中介組織呈顯著的正相關關系，與農戶人均收入呈弱負相關(農戶農地流入意愿在10%顯著水平下與農戶人均收入水平負相關)。

事實上，農戶農業(yè)收入占總收入的比例越高，在一定程度上說明這些農戶在農業(yè)耕作上具有比較優(yōu)勢，因此流入農地的意愿就更強烈?；貧w結果顯示，農業(yè)收入占總收入的比例提高一個等級，如從第2級10%—19%提高到第3級20%—29%，那么農戶農地流入意愿概率與不愿流入概率之比將是原來的1.326倍。

有無中介組織對愿意流入農地的農戶來說是至關重要的，因為有了中介組織后，他們可以節(jié)約逐個搜尋有意愿流出農地農戶的相關信息、簽定合約時與一個個農戶談判、解決合約糾紛等耗費的大量時間，專精于農業(yè)耕作與經營。當然，流入農地的農戶需要向中介組織支付一筆交易費用，然而花費的這筆費用與上述信息搜尋、合約簽定等節(jié)約下來的交易費用相比是微不足道的?；貧w結果證實了這個觀點，有中介組織時農戶農地流入意愿概率與不愿流入概率之比是無中介組織時的3.350倍，說明中介組織介入后，節(jié)省的交易費用是巨大的。

四、結論

本研究從產權理論基本假設出發(fā)，以溫州為例，討論了農村耕地承包經營權流轉意愿問題。溫州市是全國農村產權制度改革試驗區(qū)，在農村產權制度改革方面，一直走在全國前列。對溫州的個案研究，可以發(fā)現農村農地流轉的幾個普遍的規(guī)律。

農村耕地承包經營權流轉的先決條件是有一定數量的農戶有意愿流出農地。而農戶農地流出意愿與農戶人均收入水平的提高、農戶農業(yè)收入占總收入比例的降低、村里的中青年人從事第二、三產業(yè)比例的增多等體現農村經濟發(fā)展的指標息息相關。比較溫州市11個縣(市、區(qū))的農地流轉率(見表1)也可發(fā)現，經濟較發(fā)達的樂清市、龍灣區(qū)、鹿城區(qū)、瑞安市、甌海區(qū)的農地流轉率高于經濟欠發(fā)達的泰順縣、文成縣等。這為本研究得出的結論提供了有力的佐證。因而在經濟條件尚未成熟的地區(qū)強行推進農地流轉可能會導致當地農戶的反感甚至強烈反對。就地域而言，城鎮(zhèn)近郊的農地流出意愿要低于遠郊地區(qū)。農戶的文化程度與農地流出意愿影響不顯著。

整村平均收入、農戶年齡、文化程度、政府有無對參與流轉農戶補助購買社會保險等對農戶農地流入意愿無顯著相關性。而中介組織對農地流入意愿影響是巨大的。在推進農地流轉的同時，政府應引導第三方建立農地流轉中介服務機構，提供相關信息和有效服務是至關重要的?？紤]到中介服務費等交易費用對單個農戶流出農地意愿的負面影響，建議由農地流入方支付服務費。農業(yè)收入占總收入比例較高的農戶，尤其是那些在農業(yè)耕作方面具有比較優(yōu)勢的農戶，流入農地的意愿強烈，他們是實現農地有效流轉的核心，政府應在政策、資金等方面予以適當支持。

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F301

A

1008－5955(2012)04－0042－06

一、引言

2012－09－12

繆來順(1973－)，男，中共溫州市委黨校副教授，研究方向:區(qū)域經濟、公共經濟。

本文為浙江省委黨校系統(tǒng)中國特色社會主義理論體系研究中心第十三批規(guī)劃課題(課題編號:ZX13048)研究成果。

(責任編輯:楊志遠)

理論上講，在土地使用權、收益權的基礎上，增加了轉讓權，土地的產權更加完整，這為農村生產要素自由流動、市場配置資源奠定了微觀的產權制度基礎，從而為消除城鄉(xiāng)之間生產要素自由流動障礙，實現城鄉(xiāng)優(yōu)勢互補，統(tǒng)籌發(fā)展創(chuàng)造條件。然而，農村耕地承包經營權流轉(以下簡稱農地流轉)過程中尚存在一些問題需要厘清，如哪些因素影響農地流轉?農戶意愿參與農地流轉需要具備什么樣的條件?不同農戶對農地流轉的訴求有無不同?如果不厘清這些問題，一味地追求農地流轉率或強行推進農地流轉，勢必會傷害農戶參與農地流轉的積極性，增加他們的抵觸心理，不利于土地要素的自由流動與資源整合，影響農村耕地實現適度規(guī)模經營，進而阻礙城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。為了解決上述問題，本文選擇全國農村產權制度改革試驗區(qū)——溫州進行研究，并嘗試在此基礎上推出一些具有普遍意義的觀點。

之所以選擇溫州進行研究，是基于如下兩個原因。一是溫州市探索農地流轉制度時日已久，當地村民對農地流轉有深刻體會，他們擁有更大的發(fā)言權。事實上，早在1986年溫州樂清市柳市鎮(zhèn)農民開始從其他農民手中轉包農地，之后溫州市11個縣(市、區(qū))紛紛進行在土地集體所有權不變、家庭聯產承包制不變、雙層經營體制不變等“三不變”前提下的農地流轉嘗試。經過二十多年的試驗，各地農村居民已熟知農地流轉制度。二是溫州農地流轉率(指農地流轉面積除以總耕地面積乘以100%所得的比率)高，這是研究農地流轉的先決條件。按照溫州農業(yè)局的數據，2011年1月，溫州市農地流轉率為37.1%，流轉耕地面積達744261畝，涉及流出農戶449809戶，占農戶總數的30.8%。流轉的主要形式是轉包和出租，它們分別占總流轉面積的51.6%和42.1%。從溫州市各縣(市、區(qū))的農地流轉率來看，樂清市、龍灣區(qū)、鹿城區(qū)、瑞安市、甌海區(qū)的流轉率較高，分別為57.3%、51.5%、46.2%、40.9%、39.0%;洞頭縣最低，只有0.3%(洞頭縣是海島縣，該縣耕地十分稀缺，全縣只有10198畝，并且分布分散，耕地流轉的實際意義不大)，其余縣的流轉率都超過25%(見表1)。