農(nóng)民分化對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響分析：基于結(jié)構(gòu)方程模型的估計

許恒周，郭玉燕，石淑芹

（1.天津大學管理學院，天津300072；2.江蘇省社會科學院社會政策研究所，江蘇南京210036；3.天津工業(yè)大學管理學院，天津300387）

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制適應社會經(jīng)濟發(fā)展的時代選擇，是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營、轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力、增加農(nóng)民收入、實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的必然要求。然而，農(nóng)戶作為農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)權(quán)利主體，其意愿與行為對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式的選擇有著根本的影響。而且，隨著工業(yè)化和城市化進程的加快，導致農(nóng)民職業(yè)、收入的不斷分化，形成了不同的農(nóng)民階層，對于農(nóng)地的感情和價值認識也發(fā)生了變化，而這必然會影響他們對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿認知和行為決策。因此，在此背景下探討農(nóng)民分化對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響具有重要的理論和實踐意義。

眾多研究認為有多種因素影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，如戶主性別、身體狀況、文化程度、婚姻狀況、家離城鎮(zhèn)的距離[1-2]，產(chǎn)權(quán)、規(guī)范的合同簽訂、承包經(jīng)營權(quán)證書的發(fā)放、土地區(qū)位條件[3]，社會保障以及外出找工作難易程度[4]，家庭勞動力數(shù)量[5]，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)狀況[6]，第三產(chǎn)業(yè)收入、土地流轉(zhuǎn)過程中有無中介組織、農(nóng)戶是否參與社保[7]，農(nóng)戶類型、社區(qū)區(qū)位及經(jīng)濟條件[8]，政府角色[9]等。而且以上研究基本都采用了Logit模型來進行實證分析。

現(xiàn)有研究多采用Logit/Probit模型從個人特征、家庭特征、社區(qū)環(huán)境等角度進行實證研究。由于影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的因素有些屬于潛變量，不便于直接觀察與測量，但可以用一些外顯指標去間接測量。傳統(tǒng)的統(tǒng)計分析方法如Logit/Probit模型不能妥善處理這些潛變量，而結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）能同時處理潛變量及其指標。因此，為了量化農(nóng)民分化的類型和程度對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生的影響，本文利用農(nóng)戶和村莊調(diào)查數(shù)據(jù)，采用結(jié)構(gòu)方程模型分析農(nóng)民分化對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿所產(chǎn)生的影響，為促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供有益的參考依據(jù)。

1 理論分析與假說提出

改革開放以前，農(nóng)民處于一種高度同質(zhì)的狀態(tài)。土地對所有農(nóng)民而言，既是其生活的主要來源，又是社會保障的主要依賴對象，他們對土地價值的認識也相差不大。但是，隨著農(nóng)村市場經(jīng)濟的發(fā)展和工業(yè)化、城市化進程的加快，農(nóng)民就業(yè)多樣化，收入多元化，這使得原來高度同質(zhì)的農(nóng)民整體開始出現(xiàn)了分化，已經(jīng)成為異質(zhì)的農(nóng)民整體。農(nóng)民分化的主要特點就是職業(yè)的差別，職業(yè)差別進一步影響著不同階層的收入來源。農(nóng)民不同階層由于其職業(yè)、文化程度、收入來源等階層構(gòu)成特征的不同，必然對土地價值的認識上產(chǎn)生差異，而這種差異，具體表現(xiàn)在不同階層農(nóng)民對土地的依賴程度上。這也是不同階層農(nóng)民對待土地流轉(zhuǎn)有不同意愿和行為選擇的根本原因。

基于以上理論分析，結(jié)合本文研究目的，提出如下假說：

假說Ⅰ：農(nóng)民分化特征對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有正向顯著影響。

此外，根據(jù)已有研究文獻，將影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的其他因素分為農(nóng)民個人特征、家庭特征、農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束特征和養(yǎng)老保障特征，并提出以下研究假說：

假說Ⅱ：農(nóng)民個人特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有正向顯著影響；

假說Ⅲ：家庭特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有正向顯著影響；

假說Ⅳ：農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有正向顯著影響；

假說Ⅴ：養(yǎng)老保障特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有正向顯著影響。

2 研究區(qū)域、研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究區(qū)域

在選擇研究區(qū)域時，主要考慮了兩點：一是研究區(qū)域內(nèi)非農(nóng)就業(yè)機會較多，農(nóng)民分化現(xiàn)象明顯；二是農(nóng)地流轉(zhuǎn)頻繁?；诖?，選擇環(huán)渤海地區(qū)的天津市兩區(qū)縣和山東省聊城市兩市縣作為樣本點。西青區(qū)、靜?？h地處渤海經(jīng)濟圈的天津市的西部和西南，是天津市經(jīng)濟發(fā)展較快的區(qū)域。西青區(qū)2009年耕地面積為1.51萬hm2，農(nóng)民人均純收入達到1.07萬元，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)較發(fā)達，為中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)百強區(qū)縣之一，2009年新增就業(yè)1.51萬人，其中轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動力5023名。靜海縣2009年全縣可耕地面積6.93萬hm2，農(nóng)民人均純收入為1.08萬元，經(jīng)濟基礎雄厚，工業(yè)優(yōu)勢明顯，是國務院批準的沿海開放縣之一。臨清市、冠縣位于魯西，與河北省接界。臨清市2009年耕地面積為5.54萬hm2，農(nóng)民人均純收入5420元，新增農(nóng)村勞動力就業(yè)1.41萬人，工業(yè)發(fā)達。冠縣2009年耕地面積為7.53萬hm2，農(nóng)民人均純收入5271元，有規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)43家，工業(yè)基礎雄厚。

2.2 模型選擇

為精確分析各潛變量對農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響，利用結(jié)構(gòu)方程模型對研究假說進行驗證。具體估計方式可用如下3個方程式表達：

測量方程：x=Λxξ+δ，y=Λyη+ε，反映潛變量和可測變量間的關(guān)系；

結(jié)構(gòu)方程：η=Bη+Γξ+ζ，反映潛變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。

方程中各變量含義如下：x為外生觀測變量（在因子分析中用來生成外生潛變量的那些變量），ξ為外生潛變量，Λx為外生觀測變量在外生潛變量上的因子載荷矩陣，δ為外生觀測變量的誤差項。y為內(nèi)生觀測變量，η為內(nèi)生潛變量，Λy為內(nèi)生觀測變量在內(nèi)生潛變量上的因子載荷矩陣，ε為內(nèi)生變量的誤差項。B和Γ都是路徑系數(shù)，B表示內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，Γ則表示外生潛變量對于內(nèi)生潛變量值的影響，ζ為結(jié)構(gòu)方程的誤差項。

2.3 變量界定

2.3.1 因變量選取 農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的選擇不是一個連續(xù)變量，而是一個多項無序型變量。本文把因變量的取值限定在[1，3]，分別把農(nóng)戶“農(nóng)地凈轉(zhuǎn)入”定義為y=1，“既不轉(zhuǎn)入也不轉(zhuǎn)出”定義為y=2，“農(nóng)地凈轉(zhuǎn)出”定義為y=3。

2.3.2 自變量選取 根據(jù)已有研究成果及問卷調(diào)查內(nèi)容，本文將自變量分為以下幾個方面：（1）家庭及個體特征變量，包括年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、健康狀況、承包土地面積、是否具有非農(nóng)就業(yè)技能、家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、非農(nóng)收入比重。（2）農(nóng)民分化特征，主要從農(nóng)民分化類型和分化程度兩方面來衡量。分化類型主要依據(jù)陸學藝[10]的劃分方法將農(nóng)民分為8個階層；農(nóng)民分化程度又包括水平分化（職業(yè)分化）和垂直分化（經(jīng)濟分化），水平分化采用離農(nóng)率來表示，即家庭非農(nóng)就業(yè)人口占家庭總?cè)丝诘谋壤?。垂直分化則采用恩格爾系數(shù)法，即家庭食品消費支出占家庭總支出的比例[11]。（3）農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束特征變量，包括對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的預期認知、有無流轉(zhuǎn)中介組織、是否簽定書面流轉(zhuǎn)合同。（4）養(yǎng)老保障特征變量，流轉(zhuǎn)地在養(yǎng)老保障中的作用、對社會養(yǎng)老保障的了解、是否參與社會保障。各自變量的具體定義見表1。

2.4 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2010年7—8月對天津市西青區(qū)、靜?？h和山東省聊城市冠縣、臨清市的農(nóng)戶和村莊問卷調(diào)查。數(shù)據(jù)資料的收集選用了問卷調(diào)查法和參與式農(nóng)村評估法（PRA），之所以選用PRA法，因為農(nóng)民已經(jīng)分化為不同的階層和群體，其社會資源及認知態(tài)度因地位和角色的不同而有所差異，傳統(tǒng)的調(diào)查方法容易忽略這種階層差異對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響。本次調(diào)查共獲得485份問卷，剔除漏答關(guān)鍵信息及出現(xiàn)錯誤信息的問卷，有效問卷為439份，有效問卷比例達到90.52%。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 實證結(jié)果

在評價模型的適當性時，擬合優(yōu)度（CMIN/DF）值越小，表示模型與實際數(shù)據(jù)差異越?。粩M合良好性指標（GFI）、非常規(guī)擬合指標（NFI）、比較擬合指標（CFI）通常在0—1之間，越靠近1，表示模型與實際數(shù)據(jù)擬合得越好；而近似均方根誤差估計（RMSEA）越小越好。經(jīng)測算，測量模型和結(jié)構(gòu)模型的擬合程度都較好。運用AMOS 6.0軟件進行結(jié)構(gòu)模型驗證，結(jié)構(gòu)模型的計算結(jié)果見表2。

表1 自變量的說明Tab.1 Description of variables

3.2 結(jié)果分析

表2中的結(jié)構(gòu)模型反映了潛變量間的相互關(guān)系。從中可以看出，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿在通過顯著性檢驗的5個因素上具有較高的載荷，說明5個初階因素對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有較好的解釋力度。結(jié)果表明，5個初階因素對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿均具有顯著的正向影響。同時，它們的標準化路徑系數(shù)說明農(nóng)戶的家庭特征因素對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響最大，農(nóng)民分化特征的影響次之，說明農(nóng)民分化特征每提高一個單位，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿就會增加0.634個單位。表2中的測量模型反映了可測變量與潛變量之間的相互關(guān)系。這些關(guān)系可歸納如下：（1）反映個人稟賦特征的可觀測變量中，年齡、文化程度、是否具有非農(nóng)就業(yè)技能等對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響。年齡對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿呈負相關(guān)關(guān)系，說明隨著年齡的增大，農(nóng)民更傾向于不轉(zhuǎn)出農(nóng)地，更多的可能是將農(nóng)地作為一種養(yǎng)老保障；而文化程度和是否具有非農(nóng)就業(yè)技能則對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿呈正相關(guān)關(guān)系，說明隨著文化程度的提高，農(nóng)民具有非農(nóng)就業(yè)技能，此時，則更傾向于將農(nóng)地轉(zhuǎn)出。性別、婚姻和健康狀況對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響則不顯著，可能的解釋是，在特定地區(qū)，受固有內(nèi)外環(huán)境的影響，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿出現(xiàn)了趨同。（2）反映家庭特征的可觀測變量中，家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平下顯著，且呈負相關(guān)，說明家庭農(nóng)業(yè)勞動力越富足，越傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地。非農(nóng)收入比重對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在10%水平下顯著，且呈正相關(guān)，說明家庭收入越依賴非農(nóng)收入，農(nóng)戶越傾向于將農(nóng)地轉(zhuǎn)出。而家庭承包土地的面積對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響不顯著。（3）反映農(nóng)民分化特征的三個可觀測變量中，職業(yè)類別和職業(yè)分化程度都在5%水平上對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響正向顯著，經(jīng)濟分化程度則在10%水平上顯著。并且職業(yè)分化程度和經(jīng)濟分化程度每提高一個單位，農(nóng)戶進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率就會分別增加0.394和0.358個單位。這說明農(nóng)民分化程度的提高對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的增強具有積極作用。（4）在反映該潛變量的三個可觀測變量中，只有對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的認知對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿在10%水平上具有顯著影響，而有無流轉(zhuǎn)中介組織和是否簽訂書面流轉(zhuǎn)合同對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響則不顯著，可能的解釋是，在調(diào)查區(qū)域內(nèi)，農(nóng)地的流轉(zhuǎn)范圍大都在本行政村內(nèi)，在當前農(nóng)村處于熟人社會的狀態(tài)下，村規(guī)民約等非正式制度對農(nóng)民的行為具有很大的約束力，因此，有無中介組織和是否簽訂書面流轉(zhuǎn)合同對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響并不顯著。（5）在反映該潛變量的三個可觀測變量中，流轉(zhuǎn)地在養(yǎng)老保障中的作用對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平上顯著，且呈負相關(guān)關(guān)系；是否參與社會養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響也在5%水平上顯著，且呈正相關(guān)關(guān)系，而且參加社會養(yǎng)老保障的農(nóng)民進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率比不參加社會養(yǎng)老保障的農(nóng)民高25%。

表2 模型計算結(jié)果Tab.2 Calculation results of model

4 結(jié)論與啟示

研究表明：農(nóng)民分化特征潛變量對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平上顯著，而且農(nóng)民分化特征每提高一個單位，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿就會增加0.634個單位。在反映農(nóng)民分化特征的三個可觀測變量中，職業(yè)類別和職業(yè)分化程度都在5%水平上對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響正向顯著，經(jīng)濟分化程度則在10%水平上顯著。并且職業(yè)分化程度和經(jīng)濟分化程度每提高一個單位，農(nóng)戶進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率就會分別增加0.394和0.358個單位。這說明農(nóng)民分化程度的提高對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的增強具有積極作用。此外，其他潛變量個人特征、家庭特征、農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束變量和養(yǎng)老保障特征對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿也具有正向顯著影響。

基于以上研究結(jié)論，可以得出如下政策啟示：（1）優(yōu)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度環(huán)境，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策制定過程中，應根據(jù)不同階層農(nóng)民的特征及對農(nóng)地的依賴性和認知的差異，細化、優(yōu)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，以提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)的整體效率；（2）農(nóng)民分化類型及程度都對農(nóng)地流轉(zhuǎn)有顯著影響，這就要求提高農(nóng)村勞動力職業(yè)技術(shù)素質(zhì)，培育不同階層農(nóng)民獨特的資源稟賦優(yōu)勢，促進農(nóng)民各階層職業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化；同時應大力發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，增加農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機會，為農(nóng)民分化創(chuàng)造條件，進一步促進土地流轉(zhuǎn)；（3）逐步弱化土地的養(yǎng)老保障功能，由政府財政投入統(tǒng)一提供社會基本保障，在養(yǎng)老保障制度設計時，應考慮農(nóng)村人均收入差異性的存在，多層次繳費的保障制度設計有利于確保不同農(nóng)民階層支付保障費用的可行性。

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