農(nóng)民分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響研究

許恒周 石淑芹

(1.天津大學(xué)管理學(xué)院，天津300072;2.天津工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，天津300387)

農(nóng)民分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響研究

許恒周1石淑芹2

(1.天津大學(xué)管理學(xué)院，天津300072;2.天津工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，天津300387)

農(nóng)地使用權(quán)流轉(zhuǎn)是解決當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村土地利用細(xì)碎化及撂荒的有效途徑，對(duì)于提高土地利用效率、促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)民增收具有重要作用。農(nóng)戶是農(nóng)地流轉(zhuǎn)中主要的土地供給者，他們的意愿和行為直接影響農(nóng)地使用權(quán)的流轉(zhuǎn)。然而，當(dāng)前農(nóng)民已經(jīng)分化為不同階層，有其各自的階層屬性與認(rèn)知，這對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿必然會(huì)產(chǎn)生影響。因此，本文利用農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Probit模型和結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)實(shí)證分析了農(nóng)民分化對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響。結(jié)果表明:農(nóng)民分化特征對(duì)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(gè)單位，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿就會(huì)增加0.634個(gè)單位。在反映農(nóng)民分化程度的兩個(gè)可觀測(cè)變量中，職業(yè)分化程度和經(jīng)濟(jì)分化程度每提高一個(gè)單位，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率就會(huì)分別增加21.7%和36.4%。此外，反映其它潛變量的可觀測(cè)變量中，年齡、文化程度、是否具有非農(nóng)就業(yè)技能、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的認(rèn)知、流轉(zhuǎn)地在養(yǎng)老保障中的作用和是否參加社會(huì)養(yǎng)老保障等變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，得出相應(yīng)的政策啟示。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿;農(nóng)民分化;影響因素;有序Probit;結(jié)構(gòu)方程模型

農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(yíng)、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。黨的十七屆三中全會(huì)《決定》中也指出: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(yíng)權(quán)，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，這預(yù)示著農(nóng)地流轉(zhuǎn)將進(jìn)入新階段。然而，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生是多種因素共同作用的結(jié)果，其中，農(nóng)戶作為農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)權(quán)利主體，他們的意愿與行為對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)程以及機(jī)制和模式的選擇有著根本的影響。但是，隨著工業(yè)化和城市化進(jìn)程的加快，農(nóng)民不斷涌入到城市和其他非農(nóng)行業(yè)，導(dǎo)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，他們對(duì)于農(nóng)地的感情和價(jià)值認(rèn)識(shí)也發(fā)生了變化，而這必然會(huì)影響到他們對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿認(rèn)知和行為決策。因此，在此背景下探討農(nóng)民分化對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響作用具有重要的理論和實(shí)踐意義。

眾多學(xué)者的研究認(rèn)為有多種因素影響農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)意愿，如影響因素包括戶主性別、身體狀況、思想意識(shí)、文化程度、婚姻狀況、家離城鎮(zhèn)的距離［1－4］，家庭人口數(shù)、非農(nóng)人口比例、產(chǎn)權(quán)、制度、規(guī)范的合同簽訂、承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證書(shū)的發(fā)放、土地區(qū)位條件［5］，人均收入、社會(huì)保障以及外出找工作難易程度［6］，家庭勞動(dòng)力數(shù)量［7］，非農(nóng)收入、社會(huì)保障、流轉(zhuǎn)收益［8］，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)狀況［9］，第三產(chǎn)業(yè)收入、土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中有無(wú)中介組織、農(nóng)戶是否參與社保［10］，土地依賴性、社區(qū)區(qū)位及經(jīng)濟(jì)條件［11］，政府角色［12］等。此外，還有學(xué)者對(duì)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿進(jìn)行了對(duì)比分析［13－14］，而且以上研究基本都采用了Logit模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。

綜觀既有研究文獻(xiàn)，在對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素分析中，主要是采用回歸模型或Logit/Probit模型從個(gè)人特征、家庭特征、社區(qū)環(huán)境等角度進(jìn)行了實(shí)證研究。但是，由于影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的因素有些屬于潛在變量，如對(duì)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知程度等，這些變量不便于直接觀察與測(cè)量，但是可以用一些外顯指標(biāo)去間接測(cè)量。傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析方法如Logit/Probit模型不能妥善處理這些潛在變量，而結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)卻能同時(shí)處理潛在變量及其指標(biāo)。另外，以往研究主要是從農(nóng)民整體角度來(lái)研究，也就是將農(nóng)民還是作為一個(gè)同質(zhì)整體，但實(shí)際上，農(nóng)民現(xiàn)在已經(jīng)分化為不同的農(nóng)民階層，不同階層農(nóng)民對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的認(rèn)識(shí)也存在差異。因此，為了量化農(nóng)民分化的類(lèi)型和程度對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生的影響，本文主要利用微觀層次的農(nóng)戶和村莊調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)有序Probit模型和結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)分析農(nóng)民分化對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿所產(chǎn)生的影響，為促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供有益的參考依據(jù)。

1 理論分析與假說(shuō)提出

改革開(kāi)放以前，我國(guó)的農(nóng)村處在一種“去階層化”的狀態(tài)之下，這一時(shí)期農(nóng)村階層單調(diào)，農(nóng)民處于一種高度同質(zhì)的狀態(tài)。土地對(duì)所有農(nóng)民而言，既是其生活的主要來(lái)源，又是社會(huì)保障的主要依賴對(duì)象。他們對(duì)土地價(jià)值的認(rèn)識(shí)也相差不大。但是，隨著農(nóng)村市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和工業(yè)化、城市化進(jìn)程的加快，農(nóng)村勞動(dòng)力逐步向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)民就業(yè)多樣化，收入多元化，這使得原來(lái)高度同質(zhì)的農(nóng)民整體開(kāi)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(diǎn)就是職業(yè)的差別，職業(yè)差別進(jìn)一步影響著不同階層的收入來(lái)源，所以分化后的農(nóng)民收入水平和收入結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了差異。改革之初，農(nóng)業(yè)是農(nóng)民收入的唯一來(lái)源，土地是農(nóng)民的安身立命之本，他們對(duì)土地的依賴性很強(qiáng)。現(xiàn)在農(nóng)民的收入水平不僅得到了很大程度的提高，而且收入中很大一部分是來(lái)源于非農(nóng)就業(yè)。非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)多、非農(nóng)收入比重大的農(nóng)戶可能對(duì)土地轉(zhuǎn)讓權(quán)最感興趣，而非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)少的農(nóng)戶更希望擁有長(zhǎng)期而穩(wěn)定的土地使用權(quán)［15］。實(shí)際上，農(nóng)民從事的職業(yè)不同，面臨的風(fēng)險(xiǎn)也不同。人們對(duì)一項(xiàng)收入的評(píng)價(jià)不僅取決于收入的數(shù)量值，還取決于獲得收入所面臨的風(fēng)險(xiǎn)。即使兩個(gè)職業(yè)所帶來(lái)的薪金水平相同，但由于風(fēng)險(xiǎn)不同，對(duì)農(nóng)民造成的影響也是不同的。從事風(fēng)險(xiǎn)高的職業(yè)的農(nóng)民可能和收入水平較低但沒(méi)有風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)民一樣依然對(duì)土地有一定的依賴性。

農(nóng)民不同階層由于其職業(yè)、文化程度、收入來(lái)源等階層構(gòu)成特征的不同，必然對(duì)土地價(jià)值的認(rèn)識(shí)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(duì)土地的依賴程度上。這也是不同階層農(nóng)民對(duì)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(shuō):

假說(shuō)Ⅰ:農(nóng)民分化特征對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有正向顯著影響，且農(nóng)民分化程度越高，影響越顯著。

此外，根據(jù)已有研究文獻(xiàn)，將影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的其它因素分為農(nóng)民個(gè)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(shuō):

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

假說(shuō)Ⅲ:家庭特征對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有正向顯著影響;

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

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

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 研究方法與模型選擇

對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿意愿的調(diào)查，很難獲得連續(xù)性數(shù)據(jù)，本文反映農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的數(shù)據(jù)也主要是以分類(lèi)數(shù)據(jù)為主的離散數(shù)據(jù)，而采用概率模型分析離散選擇問(wèn)題是理想的估計(jì)方法。由于因變量涉及三類(lèi)離散數(shù)值，在研究過(guò)程中應(yīng)采用有序概率模型，而用有序Probit模型處理多類(lèi)別離散數(shù)據(jù)是近年來(lái)應(yīng)用較廣的一種方法。

在排序選擇模型中，作為被解釋變量的觀測(cè)值y表示排序結(jié)果或者分類(lèi)結(jié)果，其取值為整數(shù)，如 0，1，2，3，…。解釋變量是可能影響被解釋變量排序的各種因素，可以是多個(gè)解釋變量的集合，即向量。Order probit模型的一般形式是:Yi=βXi+εi。式中，Yi是隱變量或潛在變量，Xi是解釋變量的集合，β是待估計(jì)參數(shù)，εi是隨機(jī)變量(或隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng))。

在有序Probit模型分析的基礎(chǔ)上，為了精確分析農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，利用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)對(duì)研究假說(shuō)進(jìn)行驗(yàn)證。之所以采用結(jié)構(gòu)方程模型，是因?yàn)橛行┺r(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素屬于潛在變量，如認(rèn)知程度等，這些變量不便于直接觀察與測(cè)量，但是可以用一些外顯指標(biāo)去間接測(cè)量。傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析方法不能妥善處理這些潛在變量，而結(jié)構(gòu)方程模型卻能同時(shí)處理潛在變量及其指標(biāo)。其具體的估計(jì)方式可用如下三個(gè)方程式表達(dá):

測(cè)量方程:x=Λxξ+ δ，y=Λyη + ε 反映潛變量和可測(cè)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(cè)變量(在因子分析中用來(lái)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(cè)變量在外生潛變量上的因子載荷矩陣，δ為外生觀測(cè)變量的誤差項(xiàng)。y為內(nèi)生觀測(cè)變量(在因子分析中用來(lái)生成內(nèi)生潛變量的那些變量)，η為內(nèi)生潛變量，Λy為內(nèi)生觀測(cè)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(xiàng)。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(duì)于內(nèi)生潛變量值的影響，ζ為結(jié)構(gòu)方程的誤差項(xiàng)。關(guān)于結(jié)構(gòu)方程模型的有關(guān)說(shuō)明可參閱文獻(xiàn)［16－17］。

2.2 變量界定

2.2.1 因變量選取

對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿來(lái)說(shuō)有農(nóng)地轉(zhuǎn)入、既不轉(zhuǎn)入也不轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)出三種情況?？梢?jiàn)，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的選擇不是一個(gè)連續(xù)變量，而是一個(gè)多項(xiàng)無(wú)序型變量。我們把因變量的取值限定在［1，3］，分別把農(nóng)戶“農(nóng)地轉(zhuǎn)入意愿”定義為y=1，“既不轉(zhuǎn)入也不轉(zhuǎn)出”定義為y=2，“農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿”定義為y=3。

2.2.2 自變量選取

根據(jù)已有研究成果及問(wèn)卷調(diào)查內(nèi)容，本文將自變量分為以下幾個(gè)方面:

(1)家庭及個(gè)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(dòng)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(lèi)型和農(nóng)民分化程度兩個(gè)方面來(lái)衡量。分化類(lèi)型主要依據(jù)陸學(xué)藝［18］的劃分方法將農(nóng)民分為八個(gè)階層;農(nóng)民分化程度又包括水平分化(職業(yè)分化)程度和垂直分化(經(jīng)濟(jì)分化)程度，按照社會(huì)學(xué)的社會(huì)分層測(cè)量方法［19］，水平分化程度主要采用離農(nóng)率來(lái)表示，即家庭非農(nóng)就業(yè)人口占家庭總?cè)丝诘谋壤?。垂直分化程度則采用恩格爾系數(shù)法，即家庭食品消費(fèi)支出占家庭總支出的比例。

(3)農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束特征變量，包括對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的預(yù)期認(rèn)知、有無(wú)流轉(zhuǎn)中介組織、是否簽定書(shū)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(duì)社會(huì)養(yǎng)老保障的了解、是否參與社會(huì)保障。

各自變量的具體定義見(jiàn)表1。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2010年7月至8月對(duì)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(wèn)卷調(diào)查。在選擇研究區(qū)域時(shí)，主要考慮了兩點(diǎn):一是研究區(qū)域內(nèi)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)較多，農(nóng)民職業(yè)多樣化;二是區(qū)域內(nèi)農(nóng)地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象頻繁?；诖耍x擇環(huán)渤海地區(qū)的天津市兩區(qū)縣和山東省聊城市兩縣市作為樣本點(diǎn)。所選樣本點(diǎn)地區(qū)農(nóng)業(yè)政策基本一致，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大體相當(dāng)。

西青區(qū)、靜?？h地處渤海經(jīng)濟(jì)圈的天津市的西部和西南，是天津市經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的區(qū)域，西青區(qū)作為近郊之一，2009年耕地面積為1.51萬(wàn) hm2，農(nóng)民人均純收入達(dá)到1.07萬(wàn)元，由于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)較發(fā)達(dá)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)頻繁，且已有超過(guò)50%農(nóng)民參加各種形式的社會(huì)養(yǎng)老，2009年新增就業(yè)1.51萬(wàn)人，其中轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動(dòng)力5 023名。靜?？h目前共有18個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，2009年全縣可耕地面積6.93萬(wàn)hm2，農(nóng)民人均純收入為1.08萬(wàn)元，農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積達(dá)3 250 hm2，城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)分別達(dá)到2.4萬(wàn)人和42萬(wàn)人。

表1 自變量的說(shuō)明Tab.1 Description of variables

臨清市、冠縣位于山東西部，與河北省接界。臨清市2009年耕地面積為5.54萬(wàn)hm2，農(nóng)民人均純收入9 420元，新增農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)1.41萬(wàn)人，農(nóng)村居民參加社會(huì)養(yǎng)老人數(shù)達(dá)到2.1萬(wàn)人，大多數(shù)還依靠家庭養(yǎng)老和自我養(yǎng)老。冠縣2009年耕地面積為7.53萬(wàn)hm2，農(nóng)民人均純收入8 267元，外出務(wù)工人員達(dá)13.6萬(wàn)人，各類(lèi)社會(huì)保險(xiǎn)農(nóng)村覆蓋率為1.6%。

數(shù)據(jù)資料的收集選用了問(wèn)卷調(diào)查法和參與式農(nóng)村評(píng)估法(PRA)，之所以選用PRA法，因?yàn)檗r(nóng)民已經(jīng)分化為不同的階層和群體，其社會(huì)資源及認(rèn)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(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響。

本次調(diào)查共獲得485份問(wèn)卷，剔除漏答關(guān)鍵信息及出現(xiàn)錯(cuò)誤信息的問(wèn)卷，有效問(wèn)卷為439份，有效問(wèn)卷比例達(dá)到 90.52%。

2.4 問(wèn)卷數(shù)據(jù)的信度和效度檢驗(yàn)

本文對(duì)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)。信度檢驗(yàn)采用克朗巴哈α系數(shù)作為檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，用來(lái)觀察問(wèn)卷各項(xiàng)目的內(nèi)部一致性。經(jīng)計(jì)算，調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)的克朗巴哈α系數(shù)為0.916，由于信度系數(shù)大于0.8，因此，總體上該評(píng)價(jià)體系的內(nèi)在信度是比較理想的。

問(wèn)卷調(diào)查中各個(gè)測(cè)量變量的共同度①共同度就是每個(gè)測(cè)量變量在每個(gè)共同因素上負(fù)荷量的平方總和，從共同度的大小可以判斷這個(gè)原始測(cè)量變量與共同因素之間的關(guān)系程度。都在0.7以上，大于0.5，都達(dá)到了標(biāo)準(zhǔn)。因此，本文問(wèn)卷的測(cè)量變量具有較好的效度，表明問(wèn)卷測(cè)量變量的設(shè)計(jì)比較理想。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 基于有序Probit的實(shí)證結(jié)果

根據(jù)前文所述方法，首先利用軟件SPSS13.0進(jìn)行有序Probit模型估計(jì)，具體結(jié)果見(jiàn)表2。

以上統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，本回歸模型擬合度良好且具有較強(qiáng)的解釋力，回歸結(jié)果可信。

3.2 基于結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)的實(shí)證結(jié)果

表2確定出對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響的因素，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步驗(yàn)證影響顯著的可觀測(cè)變量所屬的類(lèi)別變量，即潛變量個(gè)人特征、家庭特征、農(nóng)民分化特征、農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束特征、養(yǎng)老保障特征等對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響是否具有整體顯著性。首先，檢驗(yàn)問(wèn)卷的測(cè)量變量的結(jié)構(gòu)效度。運(yùn)用AMOS6.0軟件分別對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素所涉及的5個(gè)因子進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

表2 模型估計(jì)結(jié)果Tab.2 Results of parameter estimation

在評(píng)價(jià)模型的適當(dāng)性時(shí)，主要對(duì)擬合優(yōu)度(CMIN/DF)、擬合良好性指標(biāo)(GFI)、非常規(guī)擬合指標(biāo)(NFI)、近似均方根誤差估計(jì)(RMSEA)及比較擬合指標(biāo)(CFI)等進(jìn)行綜合考慮。CMIN/DF值越小，表示模型與實(shí)際數(shù)據(jù)差異越小;GFI、NFI、CFI通常在 0 －1 之間，越靠近1，表示模型與實(shí)際數(shù)據(jù)擬合得越好;而RMSEA越小越好。一般情況下，CMIN/DF ＜ 4，GFI、CFI、NFI大于 0.85，RMSEA ＜0.1，說(shuō)明模型擬合程度比較好。從表3可以得知，影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的5個(gè)因素的測(cè)量模型，其擬合程度比較好，都可以用來(lái)進(jìn)行下一步的結(jié)構(gòu)模型分析。

表3 測(cè)量模型變量的擬合指標(biāo)Tab.3 Fit index of measurement model variable

運(yùn)用AMOS6.0軟件對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素進(jìn)行結(jié)構(gòu)模型驗(yàn)證，得出結(jié)構(gòu)模型的擬合指標(biāo):CMIN/DF為2.515;GFI為 0.996;NFI為 0.967;RMSEA 為 0.077;CFI為0.994。結(jié)構(gòu)模型擬合情況比較理想。結(jié)構(gòu)模型的計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 結(jié)構(gòu)模型計(jì)算結(jié)果Tab.4 Calculation results of structural model

從表4可以看出，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿在通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的5個(gè)因素上具有較高的載荷，說(shuō)明5個(gè)初階因素對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有較好的解釋力度。各初階因素對(duì)高階因素農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿解釋能力排序?yàn)?家庭特征、農(nóng)民分化特征、養(yǎng)老保障特征、農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束特征、個(gè)人特征。

3.3 實(shí)證結(jié)果分析

(1)個(gè)人稟賦特征對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響。從表4可以看出，個(gè)人特征潛變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響的路徑系數(shù)為0.357，且在10%的水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)民個(gè)人稟賦特征變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生了顯著的正效應(yīng)。再?gòu)谋?可知，反映個(gè)人稟賦特征的可觀測(cè)變量中，年齡、文化程度、是否具有非農(nóng)就業(yè)技能等對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響。年齡對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)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(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿呈正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)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(shí)，則更傾向于將農(nóng)地轉(zhuǎn)出。性別、婚姻狀況和健康狀況對(duì)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，所以性別、婚姻狀況和健康狀況的影響效應(yīng)并不顯著。

(2)家庭特征潛變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平上顯著，路徑系數(shù)值為0.648。同時(shí)，從表2可知，反映家庭特征的可觀測(cè)變量中，家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平上顯著，且呈負(fù)相關(guān)，說(shuō)明家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力越富足，越傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地。非農(nóng)收入比重對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在10%水平上顯著，且呈正相關(guān)，說(shuō)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(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響不顯著。

(3)農(nóng)民分化特征潛變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平上顯著，路徑系數(shù)為0.634，說(shuō)明農(nóng)民分化特征每提高一個(gè)單位，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿就會(huì)增加0.634個(gè)單位。而反映農(nóng)民分化特征的三個(gè)可觀測(cè)變量中，職業(yè)類(lèi)別和職業(yè)分化程度都在5%水平上對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響正向顯著，經(jīng)濟(jì)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(jì)分化程度每提高一個(gè)單位，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率就會(huì)分別增加21.7%和36.4%。這說(shuō)明農(nóng)民分化程度的提高對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的增強(qiáng)具有積極作用。

(4)農(nóng)地流轉(zhuǎn)組織約束變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在10%水平上顯著，路徑系數(shù)為0.295。從表2可看出，在反映該潛變量的三個(gè)可觀測(cè)變量中，只有對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的認(rèn)知對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿在10%水平上具有顯著影響，而有無(wú)流轉(zhuǎn)中介組織和是否簽訂書(shū)面流轉(zhuǎn)合同對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在10%水平上則不顯著，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(dāng)前農(nóng)村處于熟人社會(huì)的狀態(tài)下，村規(guī)民約等非正式制度對(duì)農(nóng)民的行為具有很大的約束力，因此，有無(wú)中介組織和是否簽訂書(shū)面流轉(zhuǎn)合同對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響并不顯著。

(5)養(yǎng)老保障特征潛變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平上顯著，路徑系數(shù)為0.482。從表2可看出，在反映該潛變量的三個(gè)可觀測(cè)變量中，流轉(zhuǎn)地在養(yǎng)老保障中的作用對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響在5%水平上顯著，且呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;是否參與社會(huì)養(yǎng)老保障對(duì)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，由表2冪指數(shù)可知，參加社會(huì)養(yǎng)老保障的農(nóng)民進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率比不參加社會(huì)養(yǎng)老保障的農(nóng)民高25%。

4 研究結(jié)論與政策啟示

本文利用農(nóng)戶問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Probit和結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)，實(shí)證分析了農(nóng)民分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響效應(yīng)。結(jié)果表明:農(nóng)民分化特征潛變量對(duì)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(gè)單位，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿就會(huì)增加0.634個(gè)單位。在反映農(nóng)民分化程度的兩個(gè)可觀測(cè)變量中，職業(yè)分化程度都在5%水平上對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響正向顯著，經(jīng)濟(jì)分化程度則在10%水平上顯著。由表3中冪指數(shù)可知，職業(yè)分化程度和經(jīng)濟(jì)分化程度每提高一個(gè)單位，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率就會(huì)分別增加21.7%和36.4%。這說(shuō)明農(nóng)民分化程度的提高對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的增強(qiáng)具有積極作用。

此外，其它潛變量個(gè)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(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿也具有正向顯著影響。反映潛變量的可觀測(cè)變量中，年齡、文化程度、是否具有非農(nóng)就業(yè)技能、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的認(rèn)知、流轉(zhuǎn)地在養(yǎng)老保障中的作用和是否參加社會(huì)養(yǎng)老保障等變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響效應(yīng)。

基于以上研究結(jié)論，可以得出如下政策啟示:第一，根據(jù)不同階層特點(diǎn)，優(yōu)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，完善有關(guān)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度環(huán)境;第二，提高農(nóng)村勞動(dòng)力職業(yè)技術(shù)素質(zhì)，培育不同階層農(nóng)民獨(dú)特的資源稟賦優(yōu)勢(shì)，為農(nóng)民選擇不同職業(yè)提供技術(shù)素質(zhì)保障;第三，積極引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的合理轉(zhuǎn)移，為農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供合理的階層基礎(chǔ);第四，分階段、分步驟實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化的社會(huì)保障制度，弱化土地的社會(huì)保障職能，提供各種方式的社會(huì)保障體系，減少農(nóng)民后顧之憂。

References)

［1］焦玉良.魯中傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的實(shí)證研究［J］.山東農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版，2005，(1):82－86.［Jiao Yuliang.Positive Research of Peasant's Land Circulating Will in Traditional Farming Region in Middle Shandong Province［J］.Journal of Shandong Agricultural University，2005，(1):82 －86.］

［2］林善浪，張麗華.農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的影響因素分析:基于福建農(nóng)村的調(diào)查［J］.財(cái)貿(mào)研究，2009，(4):35－41.［Lin Shanlang，Zhang Lihua.Research on Factors Influencing Farmers Willingness of Transferring in and out of Agrarian Land:Evidence from Fujian Province［J］.Finance and Trade Research，2009，(4):35 －41.］

［3］馮玲玲，邱道持，趙亞萍，等.重慶市璧山縣農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿研究［J］.廣西農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，39(4):551－556.［Feng Lingling，Qiu Daochi，Zhao Yaping，et al.Research on Influencing Factors of Farm Households Willingness of Agricultural Land Transfer:A Case Study of Bishan County in Chongqing［J］.Guangxi Agricultural Sciences，2008，39(4):551 －556.］

［4］陳美球，彭云飛，周丙娟.不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿的對(duì)比分析:基于江西省21個(gè)村952戶農(nóng)戶的調(diào)查［J］.資源科學(xué)，2008，30(10):1491－1496.［Chen Meiqiu，Peng Yunfei， Zhou Bingjuan. Comparative Analysis ofDifferences According to Social and Economic Development Levels and Farmers'Willingness to Transfer Cultivated Land［J］.Resources Science，2008，30(10):1491 －1496.］

［5］葉劍平，蔣妍，豐雷.中國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的調(diào)查研究:基于2005年17省調(diào)查的分析和建議［J］.中國(guó)農(nóng)村觀察，2006，(4):48 －55.［Ye Jianping，Jiang Yan，F(xiàn)eng Lei.Study on Investigation of Chinese Market of Farmland Transference［J］.China Rural Survey，2006，(4):48 －55.］

［6］何國(guó)俊，徐沖.城郊農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿分析:基于北京郊區(qū)6村的實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2007，(5):111－124.［He Guojun，Xu Chong.AnalysisofFarmland Transference Willingnessin Suburban Area［J］.Economic Science，2007，(5):111 － 124.］

［7］錢(qián)文榮，張忠明.農(nóng)戶土地意愿經(jīng)營(yíng)規(guī)模影響因素實(shí)證研究:基于長(zhǎng)江中下游區(qū)域的調(diào)查分析［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2007，(5):28－34.［Qian Wenrong，Zhang Zhongming.The Farmers Desired Scale of Land Management:An Analysis Based on a Survey in the Middle-Lower Reaches of the Yangtze River:An Empirical Study［J］.Issues in Agricultural Economy，2007，(5):28 －34.］

［8］張文秀，李冬梅，邢姝媛，等.農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響因素分析［J］.重慶大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版，2005，11(1):14－17.［Zhang Wenxiu，Li Dongmei，Xing Shuyuan，et al.Analysis of the Influencial Factors of Farmland Transfer Behavior［J］.Journal of Chongqing University:Social Sciences Edition，2005，11(1):14 －17.］

［9］鐘太洋，黃賢金，孔蘋(píng).農(nóng)地產(chǎn)權(quán)與農(nóng)戶土地租賃意愿研究［J］.中國(guó)土地科學(xué)，2005，(2):49 －55.［Zhong Taiyang，Huang Xianjin，Kong Ping.Land Property Rights and Farmer Households Willingness of Farm Land Leasing［J］.China Land Science，2005，(2):49 －55.］

［10］何樂(lè)為.經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素研究:基于浙江省的調(diào)查分析［J］.紹興文理學(xué)院學(xué)報(bào)，2009，(7):80－84.［He Lewei. The Influencing Factors of Rural Residents Willingness of Farmland Transfer in Developed Areas:A Case Study of RuralHouseholdsin Zhejiang［J］. JournalofShaoxing University:Philosophy and Social Sciences Edition，2009，(7):80 －84.］

［11］樂(lè)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(shí)證分析［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2010，31(2):64－70.［Yue Zhang.Farmers'Willingness of Land Transaction and Explanation:An Empirical Analysis Based on Survey Data from 1032 Farmers in Ten Provinces and Cities［J］.Issues in Agricultural Economy，2010，31(2):64 －70.］

［12］裴廈，謝高地，章予舒.農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的農(nóng)民意愿和政府角色:以重慶市江北區(qū)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革和發(fā)展試驗(yàn)區(qū)為例［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2011，21(6):55－60.［Pei Sha，Xie Gaodi，Zhang Yushu.Study on Farmers Willingness and Government Role in Farmland Circulation:A Case Study of the Urban and Natural Rural BalancingTestSitein JiangbeiDistrictofChongqing Municipality［J］.China Population，Resources and Environment，2011，21(6):55 －60.］

［13］杜文星，黃賢金.區(qū)域農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿差異及其驅(qū)動(dòng)力研究:以上海市、南京市、泰州市、揚(yáng)州市農(nóng)戶調(diào)查為例［J］.資源科學(xué)，2005，27(6):90 － 94.［Du Wenxing，Huang Xianjin.Regional Difference and Influencing Factors of Farm Households'Willingness of Rural Land Transmission ［J］.Resources Science，2005，27(6):90 －94.］

［14］卞琦娟，周曙東.農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀、特征及其區(qū)域差異分析:以浙江省為例［J］.資源科學(xué)，2011，33(2):308－314.［Bian Qijuan，Zhou Shudong.Analysis on Status，Characteristics and Regional Variation of Farmland Transfer:An Example of Zhejiang Province［J］.Resources Science，2011，33(2):308 －314.］

［15］陳志剛，曲福田.農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷的績(jī)效分析:對(duì)轉(zhuǎn)型期中國(guó)農(nóng)地制度多樣化創(chuàng)新的解釋?zhuān)跩］.中國(guó)農(nóng)村觀察，2003，(2):2 － 10.［Chen Zhigang，Qu Futian.Performance Analysis of the Change of Farmland Property Right:An Explanation for Diversified Innovation of China's Farmland System in the Transition Period［J］.Observation of China's Countryside，2003，(2):2 －10.］

［16］Anderson J C，Gerbin D W.Structural Equation Modeling in Practice:A Review and Recommended Two-step Approach.Psychological Bulletin，1998，103:411 －423.

［17］張建平.一種新的統(tǒng)計(jì)方法和研究思路:結(jié)構(gòu)方程建模述評(píng)［J］.心理學(xué)報(bào)，1993，125(1):93 － 101.［Zhang Jianping.Structural Equation Modeling:A New Kind of Statistical and Research Method［J］.Acta Psychologica Sinica，1993，125(1):93 －101.］

［18］陸學(xué)藝.“三農(nóng)論”—當(dāng)代中國(guó)農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民研究［M］.北京:社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2002.［Lu Xueyi.“Three-Nong Theory”:Study on China's Contemporary Agriculture， the Countryside and Farmers［M］.Beijing:Social Science Academic Press，2002.］

［19］李強(qiáng).當(dāng)代中國(guó)社會(huì)分層:測(cè)量與分析［M］.北京師范大學(xué)出版社，2010 年.［Li Qiang.Social Stratums of Contemporary.China:Measurement and Analysis［M］.Beijing Normal University Press，2010.］

Impact of Farmer Differentiation on Farm Households Willingness in Farmland Transference

XU Heng-zhou SHI Shu-qin
(1.College of Management，Tianjin University，Tianjin 300072，China;2.College of Management，Tianjin Polytechnic University，Tianjin 300387，China)

Farmland transfer is an effective way for resolving the land utilization of making the land smaller and smaller，and leaving the land unused in our country.It is very important to raise the efficiency of farmland utilization，accelerate the adjustment of agricultural structure and increase the income of the farmers.The farmers are the main provider of land，and their inclination and behavior have a direct impact on the transference of farmland.However，farmers have been differentiated into different stratums，and this inevitably has impact on farmland transference.So，based on the data of farm household survey，this paper employs the ordered Probit and Structural Equation Model to empirically analyze the impact of farmer differentiation on farm households'willingness in farmland transference.The quantitative results show that features of farmer differentiation passes the significant test at the level of 5%，and the feature of when farmer differentiation advances one unit，the probability of willingness of farmland transference will increase 0.634 unit.Between the two observable variables that reflect the degree of farmer differentiation，the degree of vocational and when economic differentiation advances one unit，the probability of willingness of farmland transference will increase 21.7%and 36.4%respectively.In addition，among the observable variables that reflect the other latent variables:age，education，non-agricultural career skill，numbers of agricultural labor，recognition of stability of farmland property rights，the function of farmland in old-security and participation in social pension all have remarkable positive effect.Based on the above conclusions，corresponding policy implications are put forward.

willingness of farmland transfer;farmer differentiation;influencing factors;ordered Probit;Structural Equation Model

F301.2

A

1002－2104(2012)09－0090－07

10.3969/j.issn.1002－2104.2012.09.014

(編輯:王愛(ài)萍)

2012－05－28

郭姝，助理研究員，主要研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)政策。