貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的差異

王余丁，黃燕燕

(1.河北科技大學(xué)，河北 石家莊 050018；2.河北大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河北 保定 071002)

貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的差異

王余丁1，黃燕燕2

(1.河北科技大學(xué)，河北 石家莊 050018；2.河北大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河北 保定 071002)

基于河北省34個省級貧困縣的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，采用交叉分析的方法對河北省貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿和土地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行研究。研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響因素相似，但二者的差異也是很明顯的?；诖耍覀冞x擇了既有流轉(zhuǎn)意愿又有流轉(zhuǎn)行為、有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為3個因變量組成的多元Logit回歸模型，分析和研究農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為的差異性以及存在差異的原因，并提出了一些相關(guān)的結(jié)論和討論。

貧困地區(qū)；土地流轉(zhuǎn)；流轉(zhuǎn)意愿；流轉(zhuǎn)行為；多元Logit回歸模型

相較于城郊村的農(nóng)戶而言，貧困地區(qū)的農(nóng)戶對土地有更強的依賴性。而土地是農(nóng)民的安家之本，土地流轉(zhuǎn)關(guān)乎到農(nóng)民的生存和整個社會的穩(wěn)定。因此貧困地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)也成為了人們關(guān)注的焦點問題和學(xué)者們研究的重點。那么，貧困地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)情況和其他農(nóng)村地區(qū)會不會有什么不同？又會呈現(xiàn)什么樣的變化？課題組通過調(diào)查問卷的形式搜集并選取了河北省貧困縣數(shù)據(jù)，試圖對以上問題加以研究。

一、文獻(xiàn)回顧

1.流轉(zhuǎn)意愿方面。在研究土地流轉(zhuǎn)意愿方面，存在著三種研究范式：通過調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究；通過定性分析，無實證研究；從土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的具體個人特征研究農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)問題。

周妮笛等以長沙市城郊村農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)為研究對象，運用了Logit回歸模型以及對變量的后向篩選法，得出了影響城郊村農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素主要有戶主基本特征、家庭特征、土地流轉(zhuǎn)特征、對土地的認(rèn)知和社會因素5個方面[1]。徐美銀等以江蘇的556戶樣本，研究了發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素，分別作了土地流轉(zhuǎn)、土地流入和土地流出3個模型及相應(yīng)的影響因素分析。與上述文獻(xiàn)結(jié)論不同之處是加入了對土地流轉(zhuǎn)之后就業(yè)狀況變化的預(yù)期和生活水平變化的預(yù)期2個變量[2]。樂章通過對全國10省份30個行政村1 032戶農(nóng)戶調(diào)查顯示，農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿無論是流入還是流出意愿水平均不高。但是，影響流入和流出的因素和影響方向還是有很大差別的，具體原因是戶主農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模大小的不同導(dǎo)致的[3]。張成玉研究土地流轉(zhuǎn)過程中的意愿價格問題，找出了導(dǎo)致農(nóng)戶轉(zhuǎn)出價格高而轉(zhuǎn)入價格低的原因，這也是制約土地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的主要因素之一[4]。

此外，張忠明等從不同兼業(yè)程度的角度研究了農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿[5]；許恒周等對比分析了第一代農(nóng)民工和新生代農(nóng)民工的土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的差異[6]；林善浪等從勞動力轉(zhuǎn)移距離和時間的角度分析了影響土地流轉(zhuǎn)意愿的原因[7]；秦光遠(yuǎn)等主要是加入了農(nóng)戶的風(fēng)險認(rèn)知變量來分析農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿[8]；李放等考慮了農(nóng)民是否參加保險這一變量對土地流轉(zhuǎn)的影響[9]；盧建新等不僅分析了土地流轉(zhuǎn)意愿，還單獨作了土地證券化意愿的實證研究[10]；徐美銀研究了不同階層農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的特點[11]。

2.流轉(zhuǎn)行為方面。鐘曉蘭等對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿在加上農(nóng)戶金融服務(wù)認(rèn)知這一變量的同時，研究了流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為的影響差異，認(rèn)為導(dǎo)致流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為差異的主要原因是外部因素。但是他只分別作了流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為2個分析模型，對于導(dǎo)致流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為出現(xiàn)差異的影響因素提出了可能的原因，并沒有運用相關(guān)的模型來進(jìn)行論證[12]。唐文金研究土地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響因素，在此基礎(chǔ)上對流入和流出土地數(shù)量規(guī)模進(jìn)行了預(yù)測[13]。他只是分別研究了流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為的影響因素，但是在實際中流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為并不是獨立的，而是交叉存在的，包括有流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶中有發(fā)生流轉(zhuǎn)行為和沒有發(fā)生流轉(zhuǎn)行為的，沒有流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶中也有發(fā)生流轉(zhuǎn)行為和沒有發(fā)生流轉(zhuǎn)行為的情況。如果能夠進(jìn)行交叉分析，這樣可以更準(zhǔn)確地認(rèn)識到農(nóng)戶的意愿和行為的不一致原因。

3.其他方面。在流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為的基礎(chǔ)上，還有人研究了土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)。劉遠(yuǎn)風(fēng)主要是運用傾向值分析法對比分析了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶總收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的影響差異[14]。王余丁等根據(jù)河北省11個地級市的農(nóng)戶經(jīng)驗數(shù)據(jù)建立了土地流轉(zhuǎn)需求方、土地再轉(zhuǎn)包和供給方的收益3個模型[15]。曹建華等比較了中部6省農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿度，計算出一個指標(biāo)值來衡量各地區(qū)的流轉(zhuǎn)情況，并通過比較農(nóng)戶的實際與最佳經(jīng)營規(guī)模的大小來分析土地流轉(zhuǎn)的需求，這個角度的研究目前為止還很少[16]。易青等針對貧困地區(qū)土地流轉(zhuǎn)進(jìn)行研究，運用heckman兩階段模型不僅研究土地流轉(zhuǎn)行為還研究流轉(zhuǎn)數(shù)量，進(jìn)而得出影響貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策的影響因素[17]。

綜上，土地流轉(zhuǎn)的研究方向主要是流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為，以及由于土地流轉(zhuǎn)而發(fā)生的收入效應(yīng)；研究的角度有很多，比如不同兼業(yè)程度、不同階層的農(nóng)戶、第一代農(nóng)民工和新生代農(nóng)民工、外出打工的距離和時間、是否有保險和對風(fēng)險的認(rèn)知，等等；研究的范圍有城郊村、發(fā)達(dá)地區(qū)和貧困地區(qū)；研究的方法主要是Logit回歸模型。

從現(xiàn)實情況考慮，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿和行為并不是獨立發(fā)生的，而是有一定的交叉。關(guān)于流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為之間的交叉關(guān)系以及影響因素的研究還有待進(jìn)一步的研究來闡釋。鑒于此，以下我們將基于河北省31個貧困縣的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，考察貧困地區(qū)土地流轉(zhuǎn)的特點和現(xiàn)狀，結(jié)合相關(guān)理論視角重點分析貧困地區(qū)土地流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為的交叉，探討新的理論解釋方向，并期望能夠帶來一些政策啟示。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)介紹

本研究使用的數(shù)據(jù)來自2016 年7—9月河北大學(xué)在河北省貧困地區(qū)實施的一項名為“貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)情況”的問卷調(diào)查。采用實地調(diào)查的方式，共發(fā)放了1 000份問卷，回收了1 000份，其中有效問卷696份。調(diào)查的范圍涉及河北省保定、滄州、承德、衡水、秦皇島、石家莊、邢臺、張家口等8個地級市所轄范圍內(nèi)的34個省級貧困縣，分別選擇了若干鄉(xiāng)鎮(zhèn)以及村進(jìn)行調(diào)研，此次調(diào)查是以戶為單位，每戶采用一份調(diào)查問卷，所有問卷均為課題組成員共同完成。

對設(shè)計好的問卷先進(jìn)行了試調(diào)查，根據(jù)試調(diào)查的結(jié)果對問卷進(jìn)行再次調(diào)整、修正，而后采用調(diào)整后的問卷對調(diào)查地區(qū)所轄的縣、鄉(xiāng)、鎮(zhèn)、村進(jìn)行調(diào)查。為了保證獲得信息的真實性，在問卷調(diào)查基礎(chǔ)之上，對問卷進(jìn)行初步的統(tǒng)計分析，選擇一些具有典型性的問題對農(nóng)戶進(jìn)行深度訪談，獲得調(diào)查數(shù)據(jù)結(jié)果背后的深度原因。

在有效樣本中，男性占66.03%，女性占33.97%;年齡在40 歲以下、 41—50 歲、 51—60 歲、 61—70 歲及70 歲以上的人所占比例分別為 10.54%、37.39%、33.25%、14.68%和4.14%; 文化程度在小學(xué)以下、小學(xué)、初中、高中、大專及以上的人所占比例分別為 10.99%、 27.09%、 37.20%、 17.73%和6.99%。

(二)變量測量

1．河北省貧困地區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)情況。本研究的因變量不再是單獨的土地流轉(zhuǎn)意愿或者是土地流轉(zhuǎn)行為，而是在已有的基礎(chǔ)上對土地流轉(zhuǎn)意愿和土地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行交叉分析。為了更準(zhǔn)確的描述，將因變量分為3類：既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為、有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為(表1)*沒有流轉(zhuǎn)意愿但是有流轉(zhuǎn)行為的沒有考慮進(jìn)去，是因為這種情況對研究是沒有任何意義的，所以在因變量的分類時把這種情況的視為缺失值。。

表1 農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)情況

2．其他變量。在前人研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合有關(guān)理論，發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿和行為的因素可以分為兩個方面，即農(nóng)民及家庭的特征和所在村莊特征。其中，農(nóng)民及家庭的特征又可以分為戶主個人特征、家庭資源特征、家庭收益特征和認(rèn)知情況；村莊特征又可以分為村莊地理特征和村莊發(fā)展特征。如圖1所示，本研究中戶主個人特征選擇性別、年齡、文化程度3個變量；家庭特征包括家庭資源特征和家庭收益特征。其中，家庭資源特征選擇在家勞動力人均土地數(shù)量這個變量，家庭收益特征選擇去年總收入、種田收入比例兩個變量；土地政策認(rèn)知包括土地歸誰所有、土地確權(quán)內(nèi)容與是否聽說土地權(quán)利“長久不變”3個變量；村莊特征選擇全村土地畝數(shù)、主要地形、距離縣城距離、是否有大戶4個變量。具體的變量定義如表2所示，各變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

圖1 影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的因素

變量名稱變量描述個人特征性別(男性=1,女性=0)年齡(歲)文化程度(小學(xué)及以下=0,初中=1,高中=2,大專及以上=3)家庭特征在家勞動力人均土地數(shù)(畝/人)去年總收入(3000元以下=0,3000-10000元=1,10000-30000元=2,30000元以上=3)種田收入比例(三成及以下=0,三到五成=1,五到七成=2,七成以上=3)土地政策認(rèn)知認(rèn)為地歸誰有(國家=0,鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府=1,村(組)集體=2,自己=3)確權(quán)內(nèi)容(經(jīng)營權(quán)=1,所有權(quán)、承包權(quán)和不知道=0)是否聽說過土地權(quán)利“長久不變”(聽說過=1,不知道=0)村莊特征全村土地畝數(shù)(畝)主要地形(平原=0,山地=1,丘陵=2)距離縣城距離(公里)是否有大戶(有=1,沒有=0)

表3 各變量的描述性統(tǒng)計

當(dāng)因變量處理為既有流轉(zhuǎn)意愿又有流轉(zhuǎn)行為、有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為3種分類時，采用一般的多元Logit選擇模型。

三、河北省貧困地區(qū)土地流轉(zhuǎn)的現(xiàn)狀

(一)流轉(zhuǎn)意愿

表4 調(diào)查樣本土地流轉(zhuǎn)意愿分布情況

在剔除已經(jīng)有流轉(zhuǎn)行為的樣本數(shù)據(jù)(226份)之后，對于樣本中關(guān)于土地的流轉(zhuǎn)意愿，從表4可以看出，201人表示愿意流轉(zhuǎn)自己的土地，占比達(dá)到42.77%；166人認(rèn)為不愿意流轉(zhuǎn)土地，人數(shù)比例達(dá)到35.32%；對于土地流轉(zhuǎn)采取無所謂態(tài)度的有103人，占21.91%。根據(jù)流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查，農(nóng)民多數(shù)表示愿意將自己的土地流轉(zhuǎn)出去或通過土地流轉(zhuǎn)來獲得更多的土地。

表5 調(diào)查對象愿意土地流轉(zhuǎn)原因基本情況

樣本中有201份為愿意土地流轉(zhuǎn)的，占流轉(zhuǎn)意愿樣本470份的42.77%，說明農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)是比較積極的。從表5中可以看出，農(nóng)戶愿意土地流轉(zhuǎn)的最重要原因是“自己耕種成本高”，比例為72.96%，說明種地的成本仍然比較高，或者說與其他收益相比，種地的回報比較低?！巴獬龃蚬?，沒空打理”和“流轉(zhuǎn)收入高”占比分別為32.14%、29.59%，這也說明農(nóng)戶的就業(yè)渠道較多，進(jìn)而能夠有效地提高生活水平。

表6 調(diào)查對象不愿意土地流轉(zhuǎn)原因基本情況

樣本中不愿意土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶樣本為166戶，占流轉(zhuǎn)意愿樣本470份的35.32%，這說明盡管在國家大力提倡土地規(guī)模經(jīng)營，促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)的政策激勵下，仍有相當(dāng)一部分農(nóng)戶不愿意將土地流轉(zhuǎn)出去，如果不研究這部分農(nóng)戶不愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的原因，將會很大程度上阻礙土地流轉(zhuǎn)工作的開展。從表6可以看出，不愿意土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶最主要的原因就是“沒有其他非農(nóng)就業(yè)渠道”，占比為46.54%，“保障口糧需要”占44.65%、42.77%、30.19%的農(nóng)戶選擇“怕流轉(zhuǎn)后失去土地權(quán)益”“擔(dān)心轉(zhuǎn)出去自己想種時難收回”?？梢钥闯?，對于政府給予的惠農(nóng)政策和補貼，農(nóng)戶擔(dān)心土地流轉(zhuǎn)出去就會失去這些權(quán)益，反映出土地確權(quán)工作的必要性，要穩(wěn)定農(nóng)戶的心理；另外，增加非農(nóng)就業(yè)崗位是提高農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)積極性的一個重要舉措。

(二)流轉(zhuǎn)行為

表7 調(diào)查樣本的土地流轉(zhuǎn)行為情況

從表7可以看出，對于被調(diào)查的樣本中，在土地流轉(zhuǎn)行為方面，226戶有流轉(zhuǎn)行為，占32.47%；470戶沒有土地流轉(zhuǎn)行為，比例占67.53%。這說明目前我國貧困地區(qū)農(nóng)村的土地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生率不是很高，盡管他們的土地流轉(zhuǎn)意愿高于土地流轉(zhuǎn)行為，這可能是由農(nóng)戶的家庭特征和土地認(rèn)知等因素造成的，在后邊我們將會詳細(xì)分析出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因。

四、河北省貧困地區(qū)土地流轉(zhuǎn)意愿和行為的實證分析

根據(jù)分析途徑，我們首先建立如下的多元Logit選擇模型。多元Logit選擇模型是研究選擇某種方案的概率與決策者的特征變量之間的關(guān)系。

令B0=0，j=1，2，…，J

X中未包含備選方案所具有的屬性變量，而參數(shù)向量B對不同的選擇方案(即不同的方程)是不同的。

為了方便模型解釋，我們將回歸系數(shù)轉(zhuǎn)化為幾率比( odds ratio)[18]。模型的數(shù)據(jù)估計結(jié)果見表8。

表8 貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響因素：多元Logit回歸

續(xù)表8

變量既無流轉(zhuǎn)意愿也無流轉(zhuǎn)行為有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為 三到五成0.87230.4197(0.4177)(0.2379) 五到七成0.42010.4986(0.2273)(0.2966) 七成以上0.54550.3774(0.3014)(0.2402)土地政策認(rèn)知地歸誰有(以國家為參照組) 鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府2.80493.5571(3.7331)(5.8510) 村(組)集體0.61070.2531**(0.2837)(0.1475) 自己0.4458*1.0274(0.2025)(0.5256)確權(quán)內(nèi)容認(rèn)知(以認(rèn)知錯誤為參照組) 認(rèn)知正確0.68721.1400(0.2950)(0.5732)是否聽說土地權(quán)利“長久不變”(以沒聽說為參照組) 聽說過5.8096***14.3659***(2.5565)(7.1965)村莊特征全村土地畝數(shù)1.0002*1.0001(0.0001)(0.0001)主要地形(以平原為參照組) 山地1.23441.5017(0.6176)(0.8383) 丘陵3.1676**2.9048*(1.5983)(1.6747)距離縣城距離0.9798*0.9872(0.0109)(0.0106)是否有大戶(以沒有大戶為參照組) 有大戶0.2354***1.6540(0.1139)(0.7831)常數(shù)0.87880.0533*(1.3012)(0.0939)樣本數(shù)245245245偽R20.2231x2/df118.69/245對數(shù)似然估計-206.6045

注：*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

從模型的各個擬合指標(biāo)來看，模型基本成立，對于因變量具有一定的解釋力。以下對各自變量對因變量的影響進(jìn)行分析。

通過分析性別、年齡、文化程度與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)之間關(guān)系發(fā)現(xiàn)，在控制其他自變量不變的情況下，相較于女性，男性中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要低0.7%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要低20.99%。年齡每增長1歲，農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高出1.49%和1.99%。 與小學(xué)及以下學(xué)歷的農(nóng)戶相比，初中學(xué)歷的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高63.81%和18.05%；高中學(xué)歷的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高35.06%和42.82%；大專及以上學(xué)歷的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高70.01%和24.84%。但是，以上結(jié)果均未通過統(tǒng)計顯著性檢驗，即河北省貧困地區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)類型與性別、年齡和文化程度等因素?zé)o關(guān)。

家庭勞動力人均土地數(shù)量、去年總收入、種田收入與貧困地區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)之間存在較復(fù)雜關(guān)系。在控制其他自變量不變的情況下，在家勞動力人均土地數(shù)量每增長1個單位，農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低 1.66%和1.09%，但是影響不顯著。在控制其他自變量不變的情況下，相較于上年總收入在3 000元以下的農(nóng)戶，3 000—10 000元的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低65.99%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高24.65%; 10 000—30 000元的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低11.22%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高329.42%;30 000元以上的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低21.33%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高525.69%。在所有關(guān)系中，3 000—10 000元的上年總收入對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為的影響是顯著的，30 000元以上的上年總收入對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)中有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的影響是顯著的。由此可知，年總收入對河北省貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)類型具有重要影響。在控制其他自變量不變的情況下，相較于種田收入在三成及以下的農(nóng)戶，三到五成的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低12.77%和58.03%; 五到七成的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低57.99%和50.14%;七成以上的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低45.45%和62.26%。但是，種田收入的影響不顯著。

土地政策認(rèn)知對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響顯著。與認(rèn)為地歸國家所有的農(nóng)戶相比，認(rèn)為地歸鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所有的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高180.49%和255.71%；認(rèn)為地歸村組集體所有的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低38.93%和74.69%；認(rèn)為地歸自己所有的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為的幾率相應(yīng)低45.42%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高2.74%。且認(rèn)為地歸自己所有對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為的影響是顯著的，認(rèn)為地歸村組集體所有對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)中有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的影響是顯著的。在控制其他自變量不變的情況下，相較于對確權(quán)內(nèi)容認(rèn)知錯誤的農(nóng)戶來說，認(rèn)知正確的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要低31.28%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要高14%。但是對確權(quán)內(nèi)容的認(rèn)知對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)類型影響不顯著。對土地權(quán)利長久不變的認(rèn)識對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)類型有顯著影響。在控制其他自變量不變的情況下，相較于沒有聽說過土地權(quán)利“長久不變”中土地權(quán)利的內(nèi)涵的農(nóng)戶來說，聽說過的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要高480.96%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要高1 336.59%。

村莊空間特征和農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)存在分異現(xiàn)象。全村土地畝數(shù)每增長1畝，農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高出 0.02%和0.01%，且全村土地畝數(shù)對有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為這一類型的影響是顯著的。與主要地形為平原的村莊相比，主要地形為山地的村莊中的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高23.44%和50.17%；主要地形為丘陵的村莊中的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)高216.76%和190.48%，且主要地形為丘陵對有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為這兩種類型的影響都是顯著的。距離最近縣城距離對有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為這一類型的影響是顯著的，且距離最近縣城距離每增加一個單位，農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為和有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為的幾率要相應(yīng)低 2.02%和1.28%。村里是否有大戶對有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為這一類型的影響是非常顯著的。在控制其他自變量不變的情況下，相較于村莊沒有大戶的農(nóng)戶來說，村莊中有大戶的農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿沒有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要低76.46%，有流轉(zhuǎn)意愿也有流轉(zhuǎn)行為(相對于既沒有流轉(zhuǎn)意愿也沒有流轉(zhuǎn)行為，下同)的幾率要高65.40%。

五、結(jié)論和討論

基于對調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，我們可以得出以下結(jié)論: 第一，近年來，隨著經(jīng)濟的發(fā)展和國家政策的出臺，貧困地區(qū)農(nóng)戶發(fā)生土地流轉(zhuǎn)的現(xiàn)象在增加。但是農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象的差異表明，經(jīng)濟政策和環(huán)境的解釋能力是非常有限的。第二，貧困地區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)較少受到農(nóng)戶個人特征的影響。第三，農(nóng)戶的去年家庭總收入會催生農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)并促使他們有流轉(zhuǎn)意愿但是沒有流轉(zhuǎn)行為。第四，農(nóng)戶土地政策認(rèn)知對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)有顯著的影響，特別是對土地權(quán)利“長久不變”中土地權(quán)利的內(nèi)涵的認(rèn)知。第五，村莊特征對農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意向具有顯著的影響。

描述性分析結(jié)果顯示，貧困地區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿很強，但是與之相對應(yīng)的土地流轉(zhuǎn)行為卻很少，農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為并不能完全由土地流轉(zhuǎn)意愿所控制。一方面，確實有部分農(nóng)戶受土地流轉(zhuǎn)意愿的影響發(fā)生了流轉(zhuǎn)行為，但是沒有發(fā)生流轉(zhuǎn)行為的占大多數(shù); 另一方面，即使有流轉(zhuǎn)行為，流轉(zhuǎn)的土地數(shù)量也是少數(shù)，相當(dāng)一部分農(nóng)戶更傾向于自己持有土地。大規(guī)模、整體性的自發(fā)性土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象很少能夠被觀察到，更多的人選擇了維持現(xiàn)狀而非流轉(zhuǎn)。可見，流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為既相互影響，又相互獨立而存在。對于農(nóng)戶個體而言，流轉(zhuǎn)的最初動力可能來自經(jīng)濟、政治、社會和環(huán)境中的單一因素，但最終的流轉(zhuǎn)決策往往是諸多因素共同影響的。因此，在研究貧困地區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)問題時，應(yīng)當(dāng)摒棄只考慮流轉(zhuǎn)意愿或只考慮流轉(zhuǎn)行為的簡單思維，將其交叉加以考察，并重點關(guān)注交叉類型的分異機制。

本研究的政策啟示可以表述為三點:一是河北省多數(shù)貧困地區(qū)農(nóng)戶已經(jīng)感受到了積極地土地流轉(zhuǎn)政策引導(dǎo)，但是農(nóng)民的生活保障問題需要先行解決，以此來引導(dǎo)農(nóng)戶積極地進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)。二是多數(shù)居民面對土地流轉(zhuǎn)政策的認(rèn)識還不是很到位，而且認(rèn)知問題對農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)影響很大。這就更加彰顯了土地流轉(zhuǎn)政策宣傳和學(xué)習(xí)的必要性和緊迫性，否則土地流轉(zhuǎn)問題很難解決。三是農(nóng)戶對已有的土地流轉(zhuǎn)大戶是很有信心的，大戶的示范效應(yīng)對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響不容小覷。最后，需要指出的是，本研究在數(shù)據(jù)、測量以及研究地區(qū)方面的局限性使得我們在作推論時還存在一些不足。但作為一項探索性研究，本研究的發(fā)現(xiàn)對于農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)之間的復(fù)雜關(guān)系具有重要價值。另外，由于調(diào)查范圍局限在河北省，本研究只考察了河北省貧困地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)影響機制。事實上，全國貧困地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)也是可以作為未來的課題開展進(jìn)一步研究的。

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【責(zé)任編輯郭玲】

TheDifferencesbetweenFarmers’WillingnessofRuralLandCirculationandTransferringBehaviorsinPoorArea

WANG Yu-ding1, HUANG Yan-yan2

(1. Hebei University of Science and Technology, Shijiazhuang, Hebei 050018;2. College of Economics, Hebei University, Baoding, Hebei 071002, China)

This article is based on the questionnaire survey data of 34 provincial poor counties in Hebei province ,and has the cross analysis for land circulation willingness and land circulation behavior of peasant household land mobility of Hebei province in poor regions. The study found that the influence factors of farmers’ willingness to flow and flow behavior are similar, but the differences between farmers’ willingness and flow behavior are obvious. Based on this, we select both flow willingness and flow behavior, having the circulation willingness but having no flow behavior and having no circulation willingness and no flow behavior as three dependent variables in the multivariate Logit regression model, to analyze and study the differences of willingness and flow behavior of peasant household land mobility and the reasons for the differences, and put forward some relevant conclusions and discussions.

poor areas; land circulation; flow willingness; flow behavior; multivariate Logit regression model

F321.1

A

1005-6378(2017)05-0086-10

10.3969/j.issn.1005-6378.2017.05.013

2017-05-12

河北省人文社會科學(xué)研究重大課題“三權(quán)分置、農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民權(quán)益保護”(ZD201512)；河北省生態(tài)與環(huán)境發(fā)展研究中心資助。

王余丁(1960—)，男，河北樂亭人，河北科技大學(xué)教授、博士研究生導(dǎo)師，主要研究方向:土地經(jīng)濟。