河西走廊農(nóng)地流轉中農(nóng)戶的意愿特征及影響因素

喬蕻強, 程文仕, 徐 波

(甘肅農(nóng)業(yè)大學 資源與環(huán)境學院, 蘭州 730070)

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河西走廊農(nóng)地流轉中農(nóng)戶的意愿特征及影響因素

喬蕻強, 程文仕, 徐 波

(甘肅農(nóng)業(yè)大學 資源與環(huán)境學院, 蘭州 730070)

為了土地利用率的提高和解放剩余勞動力，運用卡方檢驗和Logistic模型對河西走廊農(nóng)地流轉中農(nóng)戶的意愿特征及其影響因素進行研究，以期促進河西走廊農(nóng)業(yè)規(guī)?；同F(xiàn)代化。研究結果表明：(1) 農(nóng)戶具有普遍的農(nóng)地流轉意愿，不同的年齡、性別、文化程度、流轉方式對農(nóng)戶流轉意愿具有顯著差異；(2) 農(nóng)戶的年齡和文化程度是影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿的主要因素；(3) 不同的影響因素的顯著性均有差異,家庭狀況與資源稟賦對轉入及轉出影響較大，且兩者呈相反趨勢；(4) 農(nóng)戶個人特征中僅文化程度因子有顯著影響，農(nóng)地的重要性對農(nóng)戶流轉的影響非常顯著。

農(nóng)地流轉; 農(nóng)戶意愿特征; 影響因素; Logistic模型; 河西走廊

農(nóng)地流轉在新農(nóng)村建設中具有基礎性、前瞻性的重要作用，適度的農(nóng)地流轉能使農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營，有利于提高農(nóng)地產(chǎn)量和土地利用率，加速農(nóng)村剩余勞動力的轉移和城鄉(xiāng)一體化的實現(xiàn)[1]。從1993年開始，政府曾多次表示，在有條件的地區(qū)進行適度的土地流轉，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?。2008年的一號文件還提出，按照依法、自愿、有償原則，健全土地承包經(jīng)營權流轉市場[2]。在今年的一號文件中強調(diào)鼓勵和支持承包土地向?qū)I(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社流轉，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營。近幾年重慶、廣東、浙江等地對土地流轉進行了試點改革，通過土地轉包或返包、租賃、轉包、四荒拍賣、入股等形式，使土地實現(xiàn)了一定的流轉，并引發(fā)了學術界對影響農(nóng)地流轉因素研究的重要性的探究。如何國俊等[3]通過建立回歸模型證實人均收入、社會保障程度以及外出就業(yè)的難易程度是土地流轉主要影響因素；黎霆等[4]認為勞動力的多少是土地流轉的最主要原因；錢忠好[5]根據(jù)土地給農(nóng)戶所帶來的收益、成本及供求水平判斷是否流轉土地；譚丹等[6]認為農(nóng)戶意愿是一個地區(qū)的農(nóng)地流轉的最顯著影響因子，其中包括農(nóng)戶主觀和客觀的。如上述對農(nóng)地流轉的產(chǎn)生原因、主要影響因子、農(nóng)戶意愿及行為特征的研究很多，但是沒有學者將農(nóng)戶意愿特點做顯著性分析，并沒有把意愿特征和影響意愿因素合在一起研究。本文以全國著名的灌溉農(nóng)業(yè)區(qū)河西走廊為例，由于其處于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟特征十分顯著的糧食主產(chǎn)區(qū)，因此在農(nóng)地流轉中也凸顯出特別的地方[7]。既集中了西北地區(qū)的大部分典型問題，如生態(tài)脆弱、干旱少雨等[8]；又具有獨特的資源稟賦，如冰雪融水[9]。因此，研究河西走廊農(nóng)地流轉行為，無論是研究現(xiàn)狀、特點還是農(nóng)戶意愿特征，都可以認為是干旱地區(qū)的縮影。本文主要基于2014年5月通過對河西走廊部分農(nóng)戶問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)，分析研究農(nóng)戶的意愿特征，通過構建農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿模型進行定量和定性分析，為政府決策和相關政策的制定提供依據(jù)。

1　數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1研究區(qū)概況

河西走廊東起烏鞘嶺，西至玉門關，南北處于祁連山、阿爾金山和馬鬃山、合黎山、龍首山之間，長約1 000 km，最寬處近百千米，為東南—西北走向的狹長地帶，屬大陸性干旱氣候，農(nóng)村人口占全區(qū)總人口的79.37%。走廊地勢平坦，土質(zhì)肥沃，許多地方年降水量不足200 mm，但祁連山冰雪融水豐富，形成石羊河、黑河、疏勒河3大內(nèi)陸水系，灌溉農(nóng)業(yè)發(fā)達，且光溫充足，是我國西北內(nèi)陸著名的灌溉農(nóng)業(yè)區(qū)和綠洲主要分布區(qū)。本文以河西走廊農(nóng)業(yè)占較大比重且有灌溉條件好的武威市、金昌市、張掖市、酒泉市4個市中的10區(qū)(縣)作為研究區(qū)域。

1.2數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2014年5月在河西走廊4市10縣開展的問卷調(diào)查，為保證樣本的合理性和有效性，本次調(diào)查采用分層整群抽樣方法抽取樣本差3個類別，在每個類別中抽取2個縣，然后在不考慮流轉多少的情況下，在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取3個村，最后抽得18個村的農(nóng)戶隨機進入樣本調(diào)查，采取當天發(fā)放問卷、當天回收的方式進行，共發(fā)放問卷525份，回收511份，得到有效問卷494份，有效回收率為96.67%。

1.3研究方法

為了準確分析流轉的影響因子，研究采用Logistic回歸分析[10]，分別對不同的流轉類型進行因變量的定義：總模型中的因變量無流轉為0，有流轉為1；轉入模型中因變量無轉入為0，有轉入為1；轉出模型中的因變量無轉出為0，有轉出為1。根據(jù)Logistic模型的構建理論，設定P為農(nóng)地轉出概率，1-P則為農(nóng)地不轉出概率，通過Logit變換來構建農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿模型，即

(1)

式中：Y——因變量，當Y=0，表示農(nóng)戶發(fā)生農(nóng)地不轉出行為，Y=1，表示農(nóng)戶發(fā)生農(nóng)地轉出行為；Xi——自變量，為影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉行為的因素；βo——常項，表示自變量取值全是0時，比數(shù)的自然對數(shù)；βi——Logistic函數(shù)回歸系數(shù)，表示變量Xi對Y或Logit(P)的影響大小。

2　結果與分析

2.1樣本區(qū)域農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿的特征

調(diào)查樣本特征：在有效數(shù)據(jù)的494戶樣本農(nóng)戶中，有403戶農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉，占81.52%，其中轉出359戶，轉入192戶，既有轉入又有轉出113戶，因而轉出率為72.67%，轉入率為38.95%。(1) 涉農(nóng)家庭規(guī)模。以3～4人的核心家庭為主，勞動力數(shù)量集中于2～3人，占參與流轉的65.3%；(2) 家庭收入及兼業(yè)情況多樣化。21.74%的農(nóng)戶家庭為純農(nóng)戶，34.21%的農(nóng)戶家庭為農(nóng)兼非農(nóng)戶，39.91%的農(nóng)戶家庭為非兼農(nóng)農(nóng)戶，有4.14%的農(nóng)戶家庭為非農(nóng)戶；(3) 年齡結構。年齡分布以31～60歲為主，占68.90%，小于30歲和61～80歲及以上分別占樣本總數(shù)的3.12%，27.98%；(4) 大多數(shù)的受教育程度達到了初小以上。樣本農(nóng)戶戶主未受正式教育占25.39%，受教育6 a以上占70.99%，12 a及以上占3.62%；(5) 集中面積偏低，且結構不均衡。農(nóng)戶家庭承包地面積主要集中在0.15～0.30 hm2，占樣本總數(shù)33.77%；家庭承包地面積0.31～0.40 hm2的農(nóng)戶比重為15.23%；農(nóng)戶家庭承包地為0.15 hm2以下與0.40 hm2以上分別占44.37%與6.62%。

在所調(diào)查的區(qū)域中，64.41%的農(nóng)戶具有農(nóng)地流轉意愿，有35.59%的農(nóng)戶希望能夠保持原狀，不愿意流轉農(nóng)地，農(nóng)地流轉以0.32 hm2為界，規(guī)模小于0.32 hm2的農(nóng)戶，占總轉出農(nóng)戶數(shù)的78.14%，轉入規(guī)模大于0.32 hm2占總轉入農(nóng)戶數(shù)的66.67%。這說明，大多數(shù)農(nóng)戶具有農(nóng)地流轉意愿。對有流轉意愿的農(nóng)戶進行進一步分析發(fā)現(xiàn)，32.49%的農(nóng)戶具有農(nóng)地轉出對象，13.62%的農(nóng)戶愿意轉入對象，擴大農(nóng)業(yè)種植面積，53.89%的農(nóng)戶雖然沒有明確的流轉目標，但是，他們中絕大多數(shù)愿意轉出或轉入，并且他們是農(nóng)戶中農(nóng)地流動意愿程度最強烈的部分。上述分析結果表明，農(nóng)戶轉出意愿是農(nóng)戶轉入意愿的2倍。由此可見，被調(diào)查區(qū)域農(nóng)戶流轉具有相對普遍、穩(wěn)定的特征，但是流轉規(guī)模仍然不大，呈現(xiàn)細碎化、零星化的分布形式，當?shù)剞r(nóng)地流轉更多是由村集體統(tǒng)一流轉給專業(yè)種植戶。

2.2不同特征的農(nóng)地流轉意愿

本文從性別、年齡、文化程度和農(nóng)地流轉方式4個方面分析具有不同個體特征的農(nóng)戶的農(nóng)用地流轉意愿，分析結果見表1。

(1) 不同性別農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿。調(diào)查結果顯示，83.2%的農(nóng)村男戶主具有明確的農(nóng)地流轉意愿，76.8%農(nóng)村女戶主有明確農(nóng)地流轉意愿，兩者相差6.4%，男農(nóng)戶更希望農(nóng)地流轉。卡方檢驗結果顯著，說明農(nóng)村男農(nóng)戶和女農(nóng)戶的農(nóng)地流轉意愿具有顯著差異。調(diào)查中筆者發(fā)現(xiàn)，男農(nóng)戶的社會角色要求其具有較強的家庭責任感，因此，他們追求更高經(jīng)濟收入和家庭地位的愿望更迫切。同時，男戶主更傾向于從事回報利益大、挑戰(zhàn)性強的工作，但大多數(shù)女戶主則傾向于擁有一份穩(wěn)定的收入，種植業(yè)收入的穩(wěn)定性對女性戶主來說更加適合些。因此，農(nóng)村男戶主在農(nóng)地流轉意愿的積極性表現(xiàn)得更加強烈。

(2) 不同年齡農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿。調(diào)查結果顯示，25歲及以下年齡階段的農(nóng)戶中，有74.6%的農(nóng)戶有明確的農(nóng)地流轉意愿；25～45歲年齡階段的農(nóng)村家庭中，有83.2%的農(nóng)戶有農(nóng)地流轉意愿；45～55歲年齡階段的農(nóng)村家庭中，有50.2%的農(nóng)戶有農(nóng)地流轉意愿；而在55歲以上年齡階段的農(nóng)戶中，有流轉意愿的農(nóng)戶所占比例下降到20.6%。這表明:不同年齡的農(nóng)戶具有不同程度的農(nóng)地流轉意愿，且農(nóng)戶的流轉意愿與其年齡呈負相關關系(卡方檢驗結果顯著)，即隨著年齡的逐步增大，農(nóng)戶的流轉意愿逐漸下降。年輕的農(nóng)戶處在生活的初創(chuàng)階段，也是不穩(wěn)定階段，他們對未來充滿激情，更加愿意出去闖一闖或者承包農(nóng)地大力發(fā)展特色種植業(yè)，敢于挑戰(zhàn)和不安于現(xiàn)狀的特征也使其具有更強的流轉意識。年齡大的農(nóng)戶安于現(xiàn)狀，底線維持溫飽，因此，其農(nóng)地流轉意愿較弱。從現(xiàn)實情況看，農(nóng)村家庭中參與農(nóng)地流轉的大多數(shù)是青壯年農(nóng)戶。

(3) 不同農(nóng)地流轉方式的農(nóng)戶的農(nóng)地流轉意愿。調(diào)查結果顯示，樣本區(qū)農(nóng)地轉出的意愿比農(nóng)地轉入的意愿強。在農(nóng)村家庭中，有86.20%的農(nóng)戶希望有農(nóng)地轉出意愿；而在農(nóng)地轉入中，這一比率下降到81.70%。多數(shù)農(nóng)戶家庭現(xiàn)在觀念比較開放，他們對農(nóng)民角色的認識和領悟有所提升，他們更愿意學一技之長，外出兼業(yè)的收入比農(nóng)業(yè)的收入高；本地采取入股的形式，減少了農(nóng)民的牽絆，轉出農(nóng)地還可以獲得利益，因此農(nóng)戶的農(nóng)地轉出意愿更強。

(4) 不同文化程度的農(nóng)戶的農(nóng)地流轉意愿。調(diào)查結果顯示，未受教育中，有24.8%的農(nóng)戶希望農(nóng)地流轉；小學文化程度的農(nóng)戶中，55.8%的農(nóng)戶有農(nóng)地流轉意愿；初中文化程度的農(nóng)戶中，63.7%的農(nóng)戶有農(nóng)地流轉意愿；而高中及以上文化程度的農(nóng)戶中，已經(jīng)有88.2%的農(nóng)戶希望農(nóng)地流轉。這表明，農(nóng)村農(nóng)戶的流轉意愿與其文化程度呈正相關(卡方檢驗結果顯著)，農(nóng)戶文化程度越高，流轉的意愿也就越強烈。

表1　不同特征農(nóng)戶的農(nóng)地流轉意愿的差異

2.3影響因子選取和模型回歸分析

由于研究區(qū)域的地域差異、經(jīng)濟發(fā)展差異和研究方法等的不同，目前各地盡管對農(nóng)地流轉的影響因素進行了較多的研究，但是都只是從自己的感知出發(fā)，沒有統(tǒng)一的影響體系，而研究區(qū)處于農(nóng)村和城市的夾雜地帶，其影響因素必然有其特殊性[11-12]。在農(nóng)地流轉模型構建中，根據(jù)本研究區(qū)的特點及調(diào)查資料，確定把影響農(nóng)地流轉的類別歸納為以下4類：個人特征、家庭狀況、個人主觀意識、資源稟賦情況(表2)。

2.4模型回歸分析結果

Logistic采用SPSS 16.0回歸分析。首先，所有變量全部引入回歸方程，并對回歸方程進行各種檢驗；然后在回歸系數(shù)顯著性檢驗中，剔除t檢驗值最小的變量，并重新建立回歸方程。如果新建回歸方程中所有變量的回歸系數(shù)檢驗都顯著則回歸方程建立結束,相反按照上述方法再依次剔除最不顯著的變量，直到再也沒有可剔除的變量為止[13]。經(jīng)過模型的逐步回歸，結果見表3。

表2　模型影響因素說明和描述

注：未定義變量代碼的為連續(xù)變量，定義的為虛擬變量。

表3　農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿影響因素回歸統(tǒng)計結果

注：表格中的系數(shù)是經(jīng)過模型多次迭代，因子作用分達到1%，5%，10%的顯著水平(其中參數(shù)空白表示其未達到顯著)，以*，**，***分別表示。B值為回歸系數(shù)，系數(shù)為正說明解釋變量和發(fā)生比呈正比例，而系數(shù)為負時即負相關；Wald表示模型中每個解釋變量的權重值，Wald越大，則因子影響作用就越大；Sig.為顯著性水平；Exp(B)為發(fā)生比率。

綜上統(tǒng)計所述，不同類型的農(nóng)地流轉，其影響因素具有顯著的差異性。在總模型中，農(nóng)業(yè)勞動數(shù)和打工人口達到1%的顯著影響，在轉出模型中戶主文化程度、家庭人均收入、家庭農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)地的重要性達到1%顯著，在轉入模型中家庭人均收入達到1%的顯著影響，戶主年齡、農(nóng)業(yè)收入和農(nóng)業(yè)勞動人口數(shù)達到5%顯著，這說明了農(nóng)戶農(nóng)地轉入和轉出的影響因素是不完全一樣。

農(nóng)戶的年齡在轉入模型中，回歸系數(shù)為負；而在轉出模型中，回歸系數(shù)為正，這說明隨著年齡的增長，農(nóng)戶更愿意選擇把農(nóng)地流轉出去，原因是老齡化嚴重，年輕人更愿意外出打工。家庭狀況類型和家庭人均收入在轉入模型中影響為負，在轉出模型中為正，而農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)的影響作用對轉入為正，轉出為負，這說明家庭收入來源多樣化且收入不錯，農(nóng)業(yè)勞動數(shù)就越少，農(nóng)戶更愿意流轉農(nóng)地；在轉出中，家庭人數(shù)起著負作用，說明了家庭人口越多，越不愿意流轉土地。打工人口中，人口多的耕地就多，轉出的可能性小。農(nóng)地的重要性與農(nóng)戶流轉意愿一致，農(nóng)地越重要就越不愿意轉出，轉入則相反。農(nóng)戶的耕地面積對轉入的影響為正，對轉出為負，說明了農(nóng)戶的耕地面積越多，越有可能進行轉入來形成規(guī)模農(nóng)業(yè)；耕地面積越少，越有可能轉出農(nóng)地而減少牽絆。其主要原因是當?shù)卣邔Ω孛娣e較多的、大力的支持，農(nóng)戶一般為種田能手或企業(yè)，發(fā)展都市農(nóng)業(yè)，獲得更大的收益，農(nóng)戶更愿意通過土地轉入來擴大規(guī)模。

3　結 論

(1) 從農(nóng)村農(nóng)戶的農(nóng)地流轉的意愿特征來看，不同特征的農(nóng)戶在農(nóng)地流轉意愿上具有明顯的差異。其中，男戶主、年輕戶主、文化程度高的戶主比其他戶主的農(nóng)地流轉意愿更加強烈，而這些戶主是農(nóng)民隊伍中的佼佼者，在思想上、做法上比較開放大膽，對推動農(nóng)地流轉的進程和實現(xiàn)共同富裕產(chǎn)生了很大的影響。

(2) 在Logistic模型中，從4類因素農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭狀況、個人主觀意識、資源稟賦中選取10個因子對農(nóng)地流轉總體情況、農(nóng)地轉入及轉出進行回歸分析，結果表明：不同的因素在農(nóng)地流轉中產(chǎn)生的影響作用不同，農(nóng)地重要性、戶主年齡、戶主文化程度及家庭農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶轉出意愿影響較為顯著，其作用依次為戶主年齡<戶主文化程度<農(nóng)地重要性<家庭農(nóng)業(yè)收入；而家庭農(nóng)業(yè)收入、家庭人均收入與農(nóng)業(yè)勞動人口對農(nóng)戶轉入意愿影響較為顯著，其作用大小依次為農(nóng)業(yè)勞動人口<家庭農(nóng)業(yè)收入<家庭人均收入水平。

(3) 在今后的發(fā)展過程中，可以借鑒成功的并適合自己的模式，如重慶的大足模式，大力發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)種植；長壽麒麟村的“股權+紅利+工資”模式，更應該注重因地制宜。只有這樣才能最大化地實現(xiàn)農(nóng)戶的流轉價值，更大化地實現(xiàn)人本管理，為農(nóng)業(yè)規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營提供依據(jù)。但由于受各方面的限制，本文只研究了河西走廊的部分區(qū)域，沒有針對全省情況或者對河西走廊詳細的分域分情況，沒有針對不同經(jīng)濟狀況、不同區(qū)域流轉劃定開展調(diào)查并進行對比研究。

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Farmer′s Desire Characteristics and Influence Factors of Farmland Circulation in Hexi Corridor

QIAO Hongqiang, CHENG Wenshi, XU Bo

(CollegeofResourcesandEnvironmentalSciences,GansuAgriculturalUniversity,Lanzhou730070,China)

To improve the land utilization and the liberation of surplus labor force, we used the chi-square test and Logistic model to examine the farmers′ wishes of farmland circulation characteristics and its influencing factors in the Hexi Corridor in order to promote the Hexi Corridor scale and modernization of agriculture. The results show that: (1) the farmers are of general willingness of farmland circulation, and the wishes have significant difference in terms of different ages, gender, educational levels, and transfer patterns; (2) farmers′s ages and educational levels are the main factors that influence the will of farmers′ land circulation; (3) the influences of different factors are significant different, family status and resources endowment have significant impact on land circulation, and the both factors have the opposite trend; (4) only the degrees of cultural factors of personal characteristics of farmers have the significant impact, the influence of importance of farmland on farmers circulation is very significant.

farmland circulation; farmer′s desire; influencing factors; Logistic model; Hexi Corridor

2015-04-14

2015-05-15

甘肅農(nóng)業(yè)大學資源與環(huán)境學院青年教師科研培育基金“社會資本與農(nóng)業(yè)用地、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化協(xié)同發(fā)展及運作機理研究”(gsau-zh1502)

喬蕻強(1986—),男,甘肅平?jīng)鋈?講師,主要從事土地規(guī)劃、土地經(jīng)濟和土地生態(tài)研究。E-mail:qiaohongqiang-123@163.com

F301.2; F304.6

A

1005-3409(2016)03-0209-05