糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為影響因素分析——基于長江中下游四省的農(nóng)戶調(diào)查

張銀銀，馬志雄

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、引言

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)地規(guī)模化與集約化經(jīng)營的必要前提，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對提高土地利用率、增加農(nóng)民收入、促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有十分重要的意義。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育程度、農(nóng)地流轉(zhuǎn)的穩(wěn)定性和規(guī)范性對農(nóng)戶農(nóng)地投入行為都能產(chǎn)生顯著影響。[1]作為農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和農(nóng)地流轉(zhuǎn)主體的農(nóng)戶，其行為會受制于自身主觀因素及外界多種客觀環(huán)境的綜合影響，對一個地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的成效、農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模和農(nóng)村土地市場的發(fā)育有著根本影響。從農(nóng)戶層面研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響因素有助于深入理解糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地資源的流轉(zhuǎn)特點(diǎn)及其影響因素，為完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策提供理論依據(jù)。青先國等的研究表明，目前長江流域水稻播種面積已占全國的65.7%，其中處于中部地區(qū)的江西、湖南、湖北、安徽四省總產(chǎn)量占全國比重的37.4%，是我國水稻生產(chǎn)的重點(diǎn)區(qū)域，有著水稻生產(chǎn)的區(qū)位比較優(yōu)勢、規(guī)模優(yōu)勢和綜合優(yōu)勢，為確保國家糧食安全發(fā)揮了重要作用。[2]因此研究長江中下游糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響因素，對于促進(jìn)糧食主產(chǎn)區(qū)適度規(guī)模經(jīng)營，提高主產(chǎn)區(qū)種糧農(nóng)戶收入、穩(wěn)定糧食生產(chǎn)具有重要意義。

基于此，本文將長江中下游糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為研究對象，著力考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響因素。文章分為5部分：第一部分為引言；第二部分為文獻(xiàn)回顧與述評；第三部分為農(nóng)地流轉(zhuǎn)的總體情況及指標(biāo)選??；第四部分為計量模型的采用及其結(jié)果；第五部分為結(jié)論與討論。

二、文獻(xiàn)回顧與述評

從已有文獻(xiàn)來看，學(xué)者們對影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的因素作了諸多研究。史清華和賈生華把影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的因素分為內(nèi)生因素和外生因素，認(rèn)為相對比較優(yōu)勢的存在是農(nóng)地在農(nóng)戶間流轉(zhuǎn)的根源動因。[3]金松青和Deininger的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的增加是農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展的主要驅(qū)動力。[4]農(nóng)戶家庭資源稟賦也是影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的重要因素。[5][6][7]張文秀等發(fā)現(xiàn)非農(nóng)活動收入、土地功能、土地流轉(zhuǎn)直接收益、農(nóng)戶受教育程度對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。[8]詹和平等的研究表明農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出行為與其家庭保障水平、以農(nóng)為主的勞動力人數(shù)、以非農(nóng)為主的勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)資產(chǎn)價值、擁有土地年數(shù)等因素有密切關(guān)系。[9]翟輝等認(rèn)為家庭收支、農(nóng)村社會保障等是影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的重要因素。[10]此外，黎霆等將影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地行為的因素分為經(jīng)濟(jì)特征、人口統(tǒng)計學(xué)特征和觀念特征。[11]而賀振華認(rèn)為農(nóng)戶的兼業(yè)行為是土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展緩慢的原因。[12]Bogaerts等則認(rèn)為是制度因素抬高了農(nóng)村土地交易的成本并阻礙了農(nóng)地交易的順利進(jìn)行。[13]

農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出的影響因素存在區(qū)別，如陳美球等分析研究了農(nóng)戶耕地流出和流入的主要影響因素及其影響程度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這種影響因素和程度是有明顯差異的。[14]王巖和楊俊孝認(rèn)為年流轉(zhuǎn)租金、流轉(zhuǎn)年限、戶主對農(nóng)業(yè)經(jīng)營風(fēng)險認(rèn)知影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入行為，而年流轉(zhuǎn)租金戶主年齡和流轉(zhuǎn)年限家庭非農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為構(gòu)成重要影響。[15]卞琦娟等通過對發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的研究，認(rèn)為現(xiàn)有耕地面積是影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的主要因素，現(xiàn)有耕地面積越大，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入越多，轉(zhuǎn)出越少。[16]James通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入的需求有明顯的負(fù)面影響。[17]田傳浩、賈生華利用蘇、浙、魯?shù)貐^(qū)的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析, 結(jié)論顯示農(nóng)戶對地權(quán)穩(wěn)定性的預(yù)期顯著地影響其租入農(nóng)地行為，農(nóng)戶對地權(quán)穩(wěn)定性的預(yù)期越高，租入農(nóng)地的可能性越大，租入農(nóng)地的面積也越大。[5]

現(xiàn)有文獻(xiàn)雖然對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素進(jìn)行了廣泛的分析，但同時也存在某些不足。首先，對糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)注不夠；其次，對同一個農(nóng)戶來說，其農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為可能存在轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出兩種情況，但已有文獻(xiàn)普遍將其分開進(jìn)行研究，這不利于對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素作出準(zhǔn)確估計。因此本文將以糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶為樣本，采用多元logistic模型，將農(nóng)戶農(nóng)地的轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出行為置于同一個模型中進(jìn)行影響因素估計。

三、農(nóng)地流轉(zhuǎn)的總體情況及指標(biāo)選取

（一）農(nóng)地流轉(zhuǎn)總體情況描述

本文的研究數(shù)據(jù)來自糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查。①采用整體隨機(jī)抽樣方式，分別選取了湖南、湖北、江西和安徽4省其中的1個糧食主產(chǎn)縣（市）。每個縣（市）隨機(jī)選取2個村，每個村隨機(jī)選取30個左右的農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查，經(jīng)過數(shù)據(jù)整理最終獲得243份有效問卷。

在調(diào)查的243個農(nóng)戶中，無轉(zhuǎn)入農(nóng)地經(jīng)歷的占48.97%，有轉(zhuǎn)入的占51.03%；農(nóng)戶中無轉(zhuǎn)出農(nóng)地經(jīng)歷的占79.84%，有轉(zhuǎn)出的占20.16%。其中，無轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶占34.57%，僅有轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶占14.40%，僅有轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶占45.27%，既有轉(zhuǎn)入又有轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶占5.76%。進(jìn)一步使用獨(dú)立性檢驗(yàn)分析農(nóng)地轉(zhuǎn)入與農(nóng)地轉(zhuǎn)出之間是否存在關(guān)聯(lián)。通過卡方檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Pearson Chi－Square=12.39，p=0.00＜0.05，表明兩個變量之間存在顯著關(guān)聯(lián)性，即轉(zhuǎn)入農(nóng)地的經(jīng)歷和轉(zhuǎn)出農(nóng)地的經(jīng)歷之間可能存在相互影響。對這種關(guān)聯(lián)性的可能解釋是有部分農(nóng)戶存在置換農(nóng)地的行為，即存在既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出的行為。

（二）影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)因素的分類與指標(biāo)選取

通過相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能因素綜合歸納為6大類：農(nóng)戶家庭內(nèi)的資源稟賦、農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶對糧食的消費(fèi)量、農(nóng)戶對市場的認(rèn)知、農(nóng)戶對政策的理解、區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)的差異，并在此基礎(chǔ)上設(shè)置了各個因素的具體定量指標(biāo)（見表1）。

四、計量模型的采用及其結(jié)果

（一）主要計量模型的采用

本文擬采用多元logistic模型進(jìn)行分析，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

上式中Y表示流轉(zhuǎn)類型，Pji、Pki分別表示不同流轉(zhuǎn)類型的概率，且j≠k。

根據(jù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的情況，如果只采用二元logistic模型進(jìn)行分析，則只能分別對農(nóng)地有沒有轉(zhuǎn)出和有沒有轉(zhuǎn)入進(jìn)行回歸。但調(diào)查中農(nóng)地流轉(zhuǎn)的情況表明，有些農(nóng)戶同時存在轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入行為，也即農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入這兩個變量并非相互獨(dú)立。因此，在樣本容量允許的情況下，考慮采用多元logistic模型，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)的情況分為4個類型：沒有流轉(zhuǎn)、既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出、只轉(zhuǎn)入和只轉(zhuǎn)出。采用多元logistic能夠?qū)?種不同的類型納入統(tǒng)一模型中，因此能更科學(xué)的刻畫農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素。

表1 可能影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素及指標(biāo)情況

（二）多重共線性與因子提取

由表1可知，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能影響因素有14個之多，如果將這些變量直接納入模型作為解釋變量，不僅會減少變量的自由度，而且可能引起多重共線性問題。如果采用前向或后向的逐步回歸方法進(jìn)行回歸，勢必又造成一些對結(jié)果有顯著影響的變量被排除在模型之外，只因這些變量與被選入模型的其他變量存在共線關(guān)系。因此，為了避免多重共線性的存在，在進(jìn)行多元logistic回歸之前，試圖利用主成分分析法對某些變量進(jìn)行因子分析，提取公因子。資源稟賦和收入結(jié)構(gòu)因素包含的變量有9個，其中自評經(jīng)濟(jì)等級和30歲以下勞動力務(wù)農(nóng)熟悉程度是序列變量，其余7個變量為連續(xù)變量。這9個變量可能存在著多重共線性，必須進(jìn)行因子分析。

現(xiàn)有研究大多采用KMO檢驗(yàn)和巴特利特球形檢驗(yàn)來判斷數(shù)據(jù)是否適合進(jìn)行因子分析 （吳明隆，2010）。通過檢驗(yàn)上文有關(guān)變量發(fā)現(xiàn)，其KMO值為0.667，球形檢驗(yàn)的顯著性概率為0.000，拒絕變量間相關(guān)系數(shù)為單位矩陣的原假設(shè)，樣本數(shù)據(jù)比較適合進(jìn)行因子分析。

表2 解釋的總方差

由于農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)的因子載荷只有0.290，將此變量刪除以提高累計方差貢獻(xiàn)率。剩余8個變量進(jìn)行因子分析的KMO值為0.656，球形檢驗(yàn)的顯著性為0.000，仍然適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法中的相關(guān)性矩陣提取特征值大于1的公共因子。在此情況下因子分析的特征值與方差貢獻(xiàn)率如表2所示。無論是否進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，前3個因子的特征值均大于1，累計方差貢獻(xiàn)率為64.55%。前3個因子保留了原始數(shù)據(jù)中的大部分信息，適合提取3個公共因子。

進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)后，原始變量明顯向關(guān)聯(lián)性高的因子聚集，并且呈現(xiàn)出明確的實(shí)際意義，原有的8個變量的信息可以分別集中到3個公共因子中（見表3）。在因子1中，耕地面積、耕地地塊數(shù)量和種植業(yè)現(xiàn)金純收入具有較大的載荷系數(shù)，因而將因子1命名為種植經(jīng)營實(shí)力；在因子2中，自評經(jīng)濟(jì)等級、養(yǎng)殖業(yè)現(xiàn)金純收入、工資與非農(nóng)經(jīng)營收入具有較大的載荷系數(shù)，因而將因子2命名為綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力；在因子3中，30歲以下勞動力務(wù)農(nóng)熟悉程度和折算后實(shí)際勞動力具有較大載荷系數(shù)，因?yàn)閷⒁蜃?命名為農(nóng)業(yè)人力資本。

表3 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

（三）農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素的模型結(jié)果

在因子分析的基礎(chǔ)上，將原來的8個變量提取為3個因子變量，再加上沒有進(jìn)行因子提取的6個變量，一共有9個變量成為多元logistic回歸分析的自變量，得到的結(jié)果如表4所示。由于是多元回歸，模型回歸結(jié)果分為三部分，模型1是農(nóng)地既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶與沒有流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶比較，模型2是農(nóng)地只轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶與沒有流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶比較，模型3是農(nóng)地只轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶與沒有流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶比較。根據(jù)Nagelkerke和McFadden檢驗(yàn)，分別有0.491和0.250的變異可以被整體模型解釋，模型擬合結(jié)果較好。本文研究雖未討論模型可能存在的內(nèi)生性問題，但由于選取的變量均來自于相關(guān)成熟的研究文獻(xiàn)，因此得出的模型結(jié)果是可信的。

由表4可知，種植經(jīng)營實(shí)力的系數(shù)在第1個模型中0.05顯著性水平下為正值，在第2個模型中0.01顯著性水平下為正值，在第3個模型中0.01顯著性水平下為負(fù)值，3個模型表明種植經(jīng)營實(shí)力對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)較為敏感，種植經(jīng)營實(shí)力越強(qiáng)的農(nóng)戶越傾向于更好地配置土地和轉(zhuǎn)入農(nóng)地；綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力的系數(shù)只在第3個模型中顯著，并且為正值，從第1和第2個模型看，由于系數(shù)不顯著，沒有證據(jù)表明家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力更強(qiáng)的農(nóng)戶會轉(zhuǎn)入更多的農(nóng)地，這可能與國民經(jīng)濟(jì)中的農(nóng)工比價有關(guān)，當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)營的效益相對較低，家庭有一定經(jīng)濟(jì)實(shí)力的農(nóng)戶可能認(rèn)為經(jīng)營農(nóng)業(yè)不劃算轉(zhuǎn)出全部或部分農(nóng)地，而不會通過轉(zhuǎn)入農(nóng)地擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模；農(nóng)業(yè)人力資本的系數(shù)只在第3個模型中0.01顯著性水平下為負(fù)值，這表明與沒流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶相比，農(nóng)地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶中農(nóng)業(yè)人力資本越高的越不可能轉(zhuǎn)出農(nóng)地，但第1和第2個模型沒有顯示農(nóng)業(yè)人力資本高的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地，這可能與農(nóng)村的農(nóng)地資源有限、轉(zhuǎn)入渠道不暢有關(guān)；農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)的系數(shù)只在第2個模型中顯著，但系數(shù)約等于0，表明農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)沒有正負(fù)影響，這可能是由于小規(guī)模的農(nóng)地經(jīng)營所需的農(nóng)業(yè)固定投資不多，而且統(tǒng)計中的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)更多與產(chǎn)后加工運(yùn)輸環(huán)節(jié)有關(guān)，與田間生產(chǎn)的關(guān)聯(lián)性不大，因此農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)的高低并不直接影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)；農(nóng)忙時農(nóng)活工價比的系數(shù)在0.1水平下只有第3個模型顯著并且為負(fù)值，說明農(nóng)地只轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶與沒流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶相比，認(rèn)為農(nóng)忙時農(nóng)活工價比越高的農(nóng)戶越不可能轉(zhuǎn)出農(nóng)地，一般認(rèn)為，農(nóng)忙時農(nóng)業(yè)雇工比非農(nóng)打工的價格高越多，農(nóng)戶可能越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地以避免請工，但模型的結(jié)果卻與此相反，原因可能是此項(xiàng)數(shù)據(jù)來源并非是真實(shí)的工價比而是農(nóng)戶的認(rèn)知，認(rèn)為農(nóng)忙時農(nóng)活工價比更高的農(nóng)戶可能自身有請工經(jīng)歷，從而對農(nóng)忙時的請工工價更為敏感，而這部分有請工經(jīng)歷的農(nóng)戶恰是沒有轉(zhuǎn)出農(nóng)地、農(nóng)地資源較多的農(nóng)戶，第1和第2個模型的系數(shù)并不顯著，表明既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶與沒流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶相比，以及農(nóng)地只轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶與沒流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶相比，農(nóng)忙時農(nóng)活工價比的認(rèn)知都不存在區(qū)別，這可能是由于這些農(nóng)戶對農(nóng)忙時農(nóng)活工價比都比較敏感；種糧補(bǔ)貼金額的系數(shù)在第1個模型中不顯著，在第2個模型的0.05水平下顯著且接近于0，在第3個模型的0.1水平下顯著且接近于0，總體上表明種糧補(bǔ)貼金額的高低對農(nóng)地流轉(zhuǎn)沒有影響，這可能是由于種糧補(bǔ)貼資金目前是按照國家承包的水田數(shù)量發(fā)放的，而非針對轉(zhuǎn)出戶或轉(zhuǎn)入戶發(fā)放的，當(dāng)前的種糧補(bǔ)貼政策并不影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為；滿足口糧程度的系數(shù)在3個模型中均不顯著，表明農(nóng)戶自家種植的谷物能否滿足口糧需要并不對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響，調(diào)查中有部

分農(nóng)戶聲稱食用自家糧食比較放心，部分地區(qū)的農(nóng)戶也偏好于食用少打農(nóng)藥的早稻，但這種選擇對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響從統(tǒng)計上都未能獲得可信服的證據(jù)；土地政策理解程度的系數(shù)在3個模型中均不顯著，表明農(nóng)戶對農(nóng)村土地承包法律政策是否理解并不對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響，這一因素與前面的分析結(jié)果相同，當(dāng)前中央政府雖然希望通過農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)的完善來促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，但從調(diào)查分析結(jié)果看，至少到目前為止，政府對于法律政策的宣傳并未達(dá)到其預(yù)期目標(biāo)，原因在于農(nóng)戶理解農(nóng)村土地政策是一回事，基于自身利益考慮進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策是另一回事；從地域看，只有第3個模型的湖北和江西的系數(shù)在0.1水平下顯著并且為正值，其它系數(shù)均不顯著，農(nóng)地只轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶與沒流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶相比，湖北和江西比安徽的受訪農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率更高，這可能是由于調(diào)查點(diǎn)的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征不同所致。

表4 農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素的模型估計

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文以長江中下游糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶調(diào)查樣本為基礎(chǔ)，對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行研究，通過多元logistic方法對農(nóng)戶實(shí)際的農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素進(jìn)行研究，總體結(jié)果表明農(nóng)戶的種植經(jīng)營實(shí)力、綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力、農(nóng)業(yè)人力資本、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)、農(nóng)忙時農(nóng)活工價比、地域差異對農(nóng)地轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生不同程度的影響，農(nóng)戶的種糧補(bǔ)貼金額、滿足口糧程度、土地政策理解程度對農(nóng)地轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出行為沒有顯著影響。本文的主要研究結(jié)論如下：

第一，農(nóng)戶自家種植的谷物能否滿足口糧需要，并不對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。第二，農(nóng)戶對農(nóng)地政策了解程度的增加并不能明顯促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為的提高。第三，隨著家庭綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提高，農(nóng)戶更可能轉(zhuǎn)出農(nóng)地。第四，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)沒有影響。小規(guī)模的農(nóng)地經(jīng)營所需的農(nóng)業(yè)固定投資不多，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)更多的是與產(chǎn)后加工運(yùn)輸環(huán)節(jié)有關(guān)，與田間生產(chǎn)的關(guān)聯(lián)性不大，因此沒有證據(jù)表明農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)的高低直接影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)。第五，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)雇工與非農(nóng)務(wù)工工價的認(rèn)知使農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有不確定性。雖然模型分析表明與沒流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶相比，農(nóng)地只轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)忙時農(nóng)活工價比更高而更不可能轉(zhuǎn)出農(nóng)地，但在農(nóng)戶看來，由于工價比的認(rèn)知與農(nóng)地是否流轉(zhuǎn)的關(guān)系并不太直接，他們的流轉(zhuǎn)行為可能并不直接受農(nóng)忙時農(nóng)活工價比的影響。第六，種糧補(bǔ)貼金額的高低對農(nóng)地流轉(zhuǎn)沒有實(shí)質(zhì)影響。由于在糧食補(bǔ)貼操作中，資金補(bǔ)貼的對象往往為承包戶，是否轉(zhuǎn)出農(nóng)地一般不影響農(nóng)戶的糧食補(bǔ)貼收益，因此可以認(rèn)為種糧補(bǔ)貼只是給予農(nóng)戶的一種社會福利。

（二）建議

農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)能否實(shí)現(xiàn)市場流轉(zhuǎn)取決于能否產(chǎn)生足夠的市場需求和市場供給，而后者的形成又是市場參與主體——農(nóng)戶理性決策的結(jié)果。[18]農(nóng)地自由流轉(zhuǎn)能促使土地邊際產(chǎn)出較小的農(nóng)戶將土地租讓給邊際產(chǎn)出較高的農(nóng)戶。[19]從農(nóng)戶角度分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題，有利于更好理解農(nóng)地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)邏輯，并尊重和保護(hù)農(nóng)民的合法權(quán)益。從土地法律政策的宣傳看，如何改進(jìn)土地政策在農(nóng)村的信息傳播，使農(nóng)戶這種信息的最終接受者科學(xué)領(lǐng)會，可能是促進(jìn)農(nóng)村土地有效流轉(zhuǎn)的一個途徑，但從根本上看，農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為源于利益驅(qū)動，農(nóng)戶是基于自身利益進(jìn)行決策的。

通過以上分析，筆者提出改進(jìn)長江中下游四省農(nóng)地流轉(zhuǎn)的幾點(diǎn)政策思考：第一，明晰農(nóng)地產(chǎn)權(quán)。依照中央“一號文件”精神，繼續(xù)完善農(nóng)村土地承包法律法規(guī)和政策，全面貫徹落實(shí)承包地的確權(quán)、登記和頒證工作。近幾年來，中央的“一號文件”中多次提到農(nóng)村土地承包權(quán)的完善問題，當(dāng)前農(nóng)地改革的方向應(yīng)當(dāng)是進(jìn)一步賦予農(nóng)民更為完整的農(nóng)地使用權(quán)、收益權(quán)和流轉(zhuǎn)權(quán)。第二，以人為本地促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。我國的法律法規(guī)明確規(guī)定，土地流轉(zhuǎn)過程中要尊重農(nóng)戶的主體地位，進(jìn)行依法、自愿、有償?shù)牧鬓D(zhuǎn)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅關(guān)系到農(nóng)民的切身利益，而且對農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村穩(wěn)定都具有重要意義。第三，以市場為導(dǎo)向促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)要從供給和需求兩方面進(jìn)行考慮，以增加需求促進(jìn)供給，以提高供給滿足需求。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展內(nèi)生地要求農(nóng)地流轉(zhuǎn)起來，同時農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展過程中隨著農(nóng)產(chǎn)品比較效益的提高必然會帶動農(nóng)地進(jìn)一步流轉(zhuǎn)。第四，為提高農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，必須站在統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的高度進(jìn)行全面謀劃，完善農(nóng)村社會保障制度，加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，健全農(nóng)村社會保障體制等。這有賴于政府財政加大對農(nóng)村地區(qū)的支持力度，形成城鄉(xiāng)均等化的公共服務(wù)，使農(nóng)村市場與城市市場形成一個統(tǒng)一的大市場，從而使得農(nóng)村市場在資源配置中起到基礎(chǔ)性作用。第五，慎重選擇促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的補(bǔ)貼政策。雖然研究表明當(dāng)前的種糧補(bǔ)貼資金沒有對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響，但并不表明種糧補(bǔ)貼就是不好的政策。有些地方為了鼓勵加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)，對農(nóng)地的轉(zhuǎn)入方和轉(zhuǎn)出方進(jìn)行了資金補(bǔ)貼，這雖然在短期內(nèi)增加了轉(zhuǎn)入方和轉(zhuǎn)出方的資金收益，但不一定能夠起到優(yōu)化配置土地資源的效果，因?yàn)槭袌龈鶕?jù)供需情況會自動調(diào)節(jié)，流轉(zhuǎn)資金的支持反而可能會扭曲資源配置。另外，在我國加入WTO的今天，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策也必須符合WTO的規(guī)則，總體上看當(dāng)前的種糧補(bǔ)貼并不對生產(chǎn)和貿(mào)易產(chǎn)生扭曲，應(yīng)當(dāng)屬于WTO規(guī)則下可免于減讓的“藍(lán)箱”政策，而如果對流轉(zhuǎn)雙方直接進(jìn)行補(bǔ)貼可能會觸及到WTO規(guī)則下應(yīng)予減讓的“黃箱”政策。

注釋：

① 雖然該數(shù)據(jù)調(diào)查于2009年，但目前國內(nèi)對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的研究依然十分缺乏，而且本文旨在為糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策的完善提供理論依據(jù)，并不直接研究政策效果。因此，筆者認(rèn)為該數(shù)據(jù)仍然具有重要價值。

② 農(nóng)戶報告中主要從事農(nóng)業(yè)且身體健康自評為“好”或“一般”的勞動力（15歲以上）算為1個農(nóng)業(yè)勞動力，健康自評為 “差”且不從事兼業(yè)的勞動力算為0.5個農(nóng)業(yè)勞動力，健康自評為“好”或“一般”且從事兼業(yè)的勞動力算為0.5個農(nóng)業(yè)勞動力，健康自評為“差”且從事兼業(yè)的勞動力算為0.25個農(nóng)業(yè)勞動力。

③ 以30歲為界的目的在于一般認(rèn)為30歲以下屬于新生代的年輕勞動力。

[1]楊鋼橋,靳艷艷.農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶農(nóng)地投入影響的區(qū)域比較——基于江漢平原和太湖平原的實(shí)證分析[J].中國人口.資源與環(huán)境，2010，（10）：18-23.

[2]青先國,楊光立,肖小平，等.論我國中部崛起中的水稻產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2006，（2）:81-86.

[3]史清華,賈生華.農(nóng)戶家庭農(nóng)地流轉(zhuǎn)及形成根源——以東部沿海蘇魯浙三省為例[J].中國經(jīng)濟(jì)問題，2003，（5）：41-54.

[4]金松青,Deininger K.中國農(nóng)村土地租賃市場的發(fā)展及其在土地使用公平性和效率性上的含義[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2004，（4）:1003-1028.

[5]田傳浩，賈生華.農(nóng)地制度、地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)地使用權(quán)市場發(fā)育:理論與來自蘇浙魯?shù)慕?jīng)驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究.2004,(1)：112-119.

[6]錢文榮,農(nóng)地市場化流轉(zhuǎn)中的政府功能探析——基于浙江省海寧、奉化兩市農(nóng)戶行為的實(shí)證研究[J].浙江大學(xué)學(xué)報(人文社會科學(xué)版)，2003，（5）：154-160.

[7]劉克春，蘇為華.農(nóng)戶資源稟賦、交易費(fèi)用與農(nóng)戶農(nóng)地使用權(quán)流轉(zhuǎn)行為——基于江西省農(nóng)戶調(diào)查[J].統(tǒng)計研究,2006，（5）:73-77.

[8]張文秀,李冬梅,邢殊媛.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(社會科學(xué)版),2005，（1）：14-17.

[9]詹和平,張林秀.家庭保障、勞動力結(jié)構(gòu)與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)——基于江蘇省142戶農(nóng)戶的實(shí)證研究[J].長江流域資源與環(huán)境，2009，（7）:658-663.

[10]翟輝,楊慶媛,焦慶東,張?jiān)露?文楓農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為影響因素分析——以重慶市為例[J].西南師范大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2011，（4）:175-181.

[11]黎霆，趙陽，辛賢.當(dāng)前農(nóng)地流轉(zhuǎn)的基本特征及影響因素分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2009,(10)：4-11.

[12]賀振華.農(nóng)戶兼業(yè)及其對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響——一個分析框架[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2005，（4）：72-78.

[13]Bogaerts T,Williamson I P.The role of land administration in the accession of central-European countries to the European union[J].Land Use Policy,2002，（1）:29-46.

[14]陳美球,鄧愛珍,周丙娟.耕地流轉(zhuǎn)中農(nóng)戶行為的影響因素實(shí)證研究——基于江西省42個縣市64個鄉(xiāng)鎮(zhèn)74個行政村的抽樣調(diào)查[J].中國軟科學(xué),2008，（7）:6-13.

[15]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(shí)證分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2013，（6）：7-13.

[16]卞琦娟，周曙東，葛繼紅.發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素分析——基于浙江省農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2010，（6）:28-36.

[17]James.Off-farm labor markets and the emergence of land rental markets in rural China[J].Journal of Comparative Economics,2002，（30）:395-414.

[18]錢忠好.農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)市場流轉(zhuǎn)：理論與實(shí)證分析——基于農(nóng)戶層面的經(jīng)濟(jì)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003，（2）：83-91.

[19]姚洋.中國農(nóng)地制度：一個分析框架[J].中國社會科學(xué),2000，（2）：54-65.