欠發(fā)達(dá)地區(qū)土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素分析——基于宿州市的234戶樣本

肖良付文學(xué)（.宿州學(xué)院皖北城鄉(xiāng)一體化研究中心；.中共宿州市委政策研究室 安徽宿州 34000）

欠發(fā)達(dá)地區(qū)土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素分析
——基于宿州市的234戶樣本

肖良1付文學(xué)2
（1.宿州學(xué)院皖北城鄉(xiāng)一體化研究中心；2.中共宿州市委政策研究室 安徽宿州 234000）

為進(jìn)一步厘清影響農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的因素，加快欠發(fā)達(dá)地區(qū)土地流轉(zhuǎn)，研究采取了隨機(jī)入戶訪談和問(wèn)卷調(diào)查的方式。Logistic回歸分析結(jié)果表明：戶主年齡、戶主從事的職業(yè)、家庭農(nóng)業(yè)收入比重、家庭土地承包面積、養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率和經(jīng)濟(jì)作物所占比率能夠顯著影響農(nóng)戶的土地流出意愿；而戶主從事職業(yè)、家庭農(nóng)業(yè)收入比重、家庭土地承包面積和經(jīng)濟(jì)作物所占比率能夠顯著影響土地流入意愿。推動(dòng)土地有序流轉(zhuǎn)需要加強(qiáng)社會(huì)保障體系建設(shè)，增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，開(kāi)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高土地使用效益等。

欠發(fā)達(dá)；土地流轉(zhuǎn)；意愿；社會(huì)保障

土地作為農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)最重要的資源形式，在其流轉(zhuǎn)過(guò)程中不能改變?cè)瓉?lái)的農(nóng)業(yè)用途，即原來(lái)是耕地的，流轉(zhuǎn)以后依然要用于耕地，所以農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)主要還是以農(nóng)戶之間的流轉(zhuǎn)為主。農(nóng)戶之間土地流轉(zhuǎn)行受多方面因素的影響，涉及到地區(qū)經(jīng)濟(jì)、政策因素等。但是農(nóng)戶作為土地關(guān)系的主要參與人，他們對(duì)土地流轉(zhuǎn)的意愿是影響土地流轉(zhuǎn)行為和政策制定的主要因素。

宿州市位于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的皖北地區(qū)，作為國(guó)家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)，在推進(jìn)農(nóng)村土地有序流轉(zhuǎn)方面進(jìn)行了有益的探索和嘗試。研究表明，近年來(lái)宿州市的土地流轉(zhuǎn)比例和土地經(jīng)營(yíng)的集約化程度一直低于全省平均水平（見(jiàn)圖1）[1-2]。開(kāi)展土地流轉(zhuǎn)意愿分析，進(jìn)一步加快土地流轉(zhuǎn)是當(dāng)前亟待研究的課題。

圖1 農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)比例

一、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)收集

（一）變量選擇。影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的因素是多方面，本文在借鑒現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，把影響土地流轉(zhuǎn)意愿的因素進(jìn)行了歸類[3-5]，即戶主個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)村社會(huì)保障因素及家庭種植結(jié)構(gòu)四大因素。

關(guān)于戶主個(gè)人特征，本文在參考相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選擇了戶主年齡、戶主文化程度及戶主從事職業(yè)等三個(gè)變量。關(guān)于農(nóng)戶家庭特征，本文選擇了農(nóng)戶家庭人口、農(nóng)戶家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入比重和家庭承包土地面積等四個(gè)變量。關(guān)于農(nóng)村社會(huì)保障因素的測(cè)量，本文選擇了新農(nóng)合參保率和養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率兩個(gè)指標(biāo)。而對(duì)于種植結(jié)構(gòu)，本文采用了經(jīng)濟(jì)作物占比進(jìn)行測(cè)量。

因變量選擇：對(duì)于流出意愿的分析，1=有流出意愿，0=沒(méi)有流出意愿；對(duì)于流入意愿的分析，1=有流入意愿，0=沒(méi)有流入意愿。

表1 變量選擇

（二）模型構(gòu)建。如果因變量是間斷變量且為二分名義變量時(shí)，則可以使用Logistic回歸。在本文的研究中，因變量是二分名義變量，所以本文對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)的處理采用Logistic回歸模型[6]。

其模型的基本形式為:

公式(1)中，Z是變量Xi,X2,......Xi的線性組合。

在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析過(guò)程中，把農(nóng)戶有流轉(zhuǎn)土地意愿的概率設(shè)為P（Y=1），沒(méi)有土地流轉(zhuǎn)意愿的概率1-P（Y=0）。進(jìn)行Logistic回歸分析時(shí)，通常要進(jìn)行P的Logit變換，即：

公式(3)中的P表示事件發(fā)生的概率。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源。為了了解農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，本文選擇安徽省宿州市作為樣本進(jìn)行實(shí)證分析。選擇宿州市作為研究樣本是因?yàn)椋核拗菔形挥诮?jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的皖北地區(qū)，為安徽省農(nóng)業(yè)大市；2011年，宿州市獲批全國(guó)農(nóng)村綜合改革試驗(yàn)區(qū)，同年，宿州市埇橋區(qū)獲批國(guó)家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)，推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)作為發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重要條件，已經(jīng)在全市范圍開(kāi)展。調(diào)研主要是通過(guò)入戶訪談和問(wèn)卷調(diào)查的方式進(jìn)行。調(diào)研中，分別選取了在全市范圍土地流轉(zhuǎn)率較高的埇橋區(qū)、流轉(zhuǎn)率居于中等水平的靈璧縣和流轉(zhuǎn)率較低的泗縣，每個(gè)縣隨機(jī)抽取3個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）選取3個(gè)村，每個(gè)村選取20戶。同時(shí)，在選擇樣本時(shí)，充分考慮了農(nóng)戶的差異性，盡可能使樣本具有代表性。本次調(diào)研共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷360份，收回有效問(wèn)卷234份。

二、實(shí)證分析

（一）流出意愿。

表2 土地流出意愿影響因素模型估計(jì)結(jié)果

從表2可以發(fā)現(xiàn)，十個(gè)自變量對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿預(yù)測(cè)的回歸模型的整體模型顯著性檢驗(yàn)的X2=55.807（p=0.000＜0.05），達(dá)到0.05顯著水平；而Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)值為4.568（p＞0.05）未達(dá)到顯著水平，表示這十個(gè)自變量對(duì)因變量土地流轉(zhuǎn)意愿所建立的回歸模型適配度非常理想。

首先關(guān)注的是戶主個(gè)人特征對(duì)農(nóng)戶土地流出意愿的影響，其中戶主年齡和戶主主要職業(yè)能夠顯著影響土地的流出意愿（sig=0.018＜0.05；sig=0.027＜0.05），而戶主的文化程度對(duì)土地的流出意愿影響不顯著（sig=0.901＞0.05）。其中戶主年齡對(duì)土地流出意愿的冪值為0.418，這表明戶主的年齡越大，土地的流出意愿越??；戶主從事的職業(yè)類型對(duì)土地流出意愿的冪值為2.877，這表明職業(yè)類型越是遠(yuǎn)離純農(nóng)業(yè)，其土地流轉(zhuǎn)意愿越強(qiáng)。

其次關(guān)注的是農(nóng)戶家庭特征對(duì)農(nóng)戶土地流出意愿的影響，其中農(nóng)業(yè)收入比重和家庭土地承包面積兩個(gè)變量能夠顯著影響農(nóng)戶土地的流出意愿（sig=0.041＜0.05；sig=0.024＜0.05），而農(nóng)戶家庭人口和農(nóng)戶家庭人均收入兩個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶土地流出意愿的影響不顯著（sig=0.297＞0.05；sig=0.596＞0.05）。其中農(nóng)業(yè)收入比重的冪值為0.436，表明農(nóng)業(yè)收入比重越大，其土地流出意愿越?。患彝コ邪恋孛娣e的冪值為0.546，表明家庭承包土地面積越大，其土地流出意愿越小。

對(duì)于社會(huì)保障因素的指標(biāo)，養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保率對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響顯著（sig=0.003＜0.05）；而新農(nóng)合參保率對(duì)農(nóng)戶土地流出意愿影響不顯著（sig=0.093＞0.05）。養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率的冪值為2.601，表明參保率越高，其土地流出意愿越大。

最后關(guān)注的農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)指標(biāo)，農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)作物對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響顯著（sig=0.039＜0.05），其冪值為0.561，表明種植結(jié)構(gòu)以經(jīng)濟(jì)作物為主的農(nóng)戶，其土地流出意愿小。

（二）流入意愿。

表3 土地流入意愿影響因素模型估計(jì)結(jié)果

從表上可以發(fā)現(xiàn)十個(gè)自變量對(duì)農(nóng)戶土地流入意愿預(yù)測(cè)的回歸模型的整體模型顯著性檢驗(yàn)的X2=38.624（p=0.000＜0.05），達(dá)到0.05顯著水平；而Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)值為4.027（p＞0.05）未達(dá)到顯著水平，表示這十個(gè)自變量對(duì)因變量土地流轉(zhuǎn)意愿所建立的回歸模型適配度非常理想。

針對(duì)個(gè)人特征對(duì)土地流入意愿指標(biāo)分析中，只有戶主主要職業(yè)能夠顯著影響流入意愿（sig=0.008＜0.05），而戶主年齡和戶主的文化程度對(duì)流入意愿的影響的顯著性都不明顯（sig=0.848＞0.05；sig=0.927＞0.05）。其中戶主的主要職業(yè)的冪值為0.366，表明戶主主要以純農(nóng)業(yè)為主，其土地流入意愿就越強(qiáng)。而對(duì)于農(nóng)戶的年齡對(duì)流出意愿影響顯著，而對(duì)流入意愿影響不顯著的合理性解釋可能是，年齡大的農(nóng)戶對(duì)于土地的依賴性越強(qiáng)，越愿意守住土地，但是由于年齡越大，受耕作和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)能力的限制，使其沒(méi)有能力經(jīng)營(yíng)更多的土地，降低了其流入意愿。而對(duì)于戶主的文化程度對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響研究中，顯示戶主的文化程度對(duì)土地流出和流入影響都不顯著，一般來(lái)說(shuō)，戶主的文化程度越高，其非農(nóng)就業(yè)技能就越高，越傾向于進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，這可能是文化程度越高的人，其對(duì)國(guó)家土地政策的了解越深入，對(duì)土地價(jià)值的期望就越高，反而愿意保留土地。

其次關(guān)注的是農(nóng)戶家庭特征對(duì)農(nóng)戶土地流入意愿的影響，農(nóng)業(yè)收入比重、家庭土地承包面積兩個(gè)變量能夠顯著影響農(nóng)戶土地的流出意愿（sig=0.019＜0.05；sig=0.039＜0.05），而農(nóng)戶家庭人口和農(nóng)戶家庭人均收入兩個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶土地流入意愿的影響都不顯著（sig=0.368＞0.05；sig=0.965＞0.05）。其中農(nóng)業(yè)收入比重的冪值為2.410，表明農(nóng)業(yè)收入比重越大，其土地流入意愿會(huì)越大。家庭承包土地面積的冪值為1.960，這表明土地承包面積越大，其流入意愿越高。

對(duì)于社會(huì)保障因素的指標(biāo)，養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保率和新農(nóng)合參保率兩個(gè)指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響都不顯著（sig=0.582＞ 0.05；sig=0.162＞0.05）。

最后關(guān)注農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)指標(biāo)，農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)作物對(duì)農(nóng)戶土地流入的影響顯著（sig=0.046＜0.05），其冪值為0.556，表明種植結(jié)構(gòu)以經(jīng)濟(jì)作物為主的農(nóng)戶的土地流入意愿會(huì)越大。

三、結(jié)論

在推動(dòng)土地有序流轉(zhuǎn)，加快發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的過(guò)程中，只有達(dá)到土地供需雙方的平衡，才能有效地提高土地流轉(zhuǎn)的質(zhì)量和效率。基于以上分析，現(xiàn)提出以下建議：

（一）加強(qiáng)農(nóng)村社會(huì)保障體系建設(shè)。當(dāng)前，土地的養(yǎng)老保障功能還是非常顯著，農(nóng)戶土地流出意愿不強(qiáng)的重要影響因素之一，就是擔(dān)心流轉(zhuǎn)土地后會(huì)失去生活來(lái)源。政府要不斷完善城鄉(xiāng)一體化社會(huì)保障體系，當(dāng)各種養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)及最低生活保障體系等比較健全之后，農(nóng)戶沒(méi)有了后顧之憂，才更愿意流出土地。

（二）增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。地方政府要推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級(jí)，提供更多就業(yè)崗位。當(dāng)農(nóng)戶在其它崗位上能夠獲得更多的收入時(shí)，其對(duì)土地的依賴程度就會(huì)降低，農(nóng)戶就會(huì)基于自身的實(shí)際情況選擇是否流入或流出土地，從而能夠使土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)更加活躍。

（三）開(kāi)展適度規(guī)模集中。在農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿中，初始土地資源規(guī)模是決定其流入或流出的重要因素。初始資源較多的農(nóng)戶其流出意愿越小，流入意愿越大。相關(guān)實(shí)踐已經(jīng)顯示，土地流轉(zhuǎn)并非規(guī)模越大越好，一些流轉(zhuǎn)大戶的糧食單產(chǎn)甚至不及分散種植戶。政府要鼓勵(lì)土地向?qū)I(yè)大戶、種田能手等進(jìn)行適度集中。

（四）提高土地使用效益。影響土地流入意愿的重要因素是土地的使用效益，當(dāng)農(nóng)戶不能在土地上獲得一定效益時(shí)，其進(jìn)行土地流入的意愿就很小。所以政府通過(guò)鼓勵(lì)農(nóng)戶走專業(yè)化、特色化的發(fā)展道路，提高土地使用的經(jīng)濟(jì)效益是當(dāng)前加快土地流轉(zhuǎn)的重要途徑。

[1]楊雪,許健.全市現(xiàn)代農(nóng)業(yè)“兩區(qū)”建設(shè)推進(jìn)會(huì)召開(kāi)[N].拂曉報(bào)2012-05-04(01).

[2]孫林，何蘭生，楊丹丹，等.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)的探路前鋒[N].農(nóng)民日?qǐng)?bào).2013-10-14(01).

[3]蔡鷺斌，段建南，張雪靚.農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素分析[J].四川理工學(xué)院學(xué)報(bào)，2013(5).

[4]張忠明，錢文榮.不同兼業(yè)程度下的農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014(3).

[5]周春芳.經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)影響因素的實(shí)證研究[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版，2012(6).

[6]吳明隆.問(wèn)卷統(tǒng)計(jì)分析實(shí)物[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2013.

[責(zé)任編輯 劉金榮]

F301

A

2095-0438（2015）08-0005-03

2015-04-15

肖良（1976-），男，安徽宿州人，宿州學(xué)院副教授，博士，研究方向：城鄉(xiāng)關(guān)系。

2012年國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“新一輪土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中我國(guó)農(nóng)村人力資源開(kāi)發(fā)問(wèn)題研究”（12BJY040）；2014年安徽高校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地（皖北城鄉(xiāng)一體化研究中心）招標(biāo)項(xiàng)目“皖北城鄉(xiāng)關(guān)系發(fā)展現(xiàn)狀研究”（SK2014A119）；2014年宿州區(qū)域發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心全國(guó)開(kāi)放課題一般研究項(xiàng)目“皖北地區(qū)土地流轉(zhuǎn)對(duì)土地利用的影響研究”（2014SZXTKF16）；2013年宿州學(xué)院（皖北城鄉(xiāng)一體化研究中心）一般科研項(xiàng)目“土地流轉(zhuǎn)理論與宿州實(shí)踐研究”（2013yyb32）。