流轉(zhuǎn)環(huán)境認(rèn)知視角下農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為差異分析

楊東朗, 李天哲, 吳天晨, 趙璐瑤

(1.西安交通大學(xué) 公共政策與管理學(xué)院, 陜西 西安 710049;2.西安交通大學(xué) 醫(yī)學(xué)部, 陜西 西安 710061; 3.西安交通大學(xué) 公共衛(wèi)生學(xué)院, 陜西 西安 710061)

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是推進(jìn)規(guī)模經(jīng)營的有效手段,是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的必由之路,也是農(nóng)村改革的基本方向。2014年,中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》,提出要“穩(wěn)定完善農(nóng)村土地承包關(guān)系,規(guī)范引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)”,旨在鼓勵和激活農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)的市場流轉(zhuǎn),以期擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模,提高農(nóng)地生產(chǎn)率;2015年,習(xí)近平總書記就做好土地流轉(zhuǎn)工作做出了“完善土地承包法律法規(guī)、落實支持糧食生產(chǎn)政策、健全監(jiān)管和風(fēng)險防范機(jī)制、加強(qiáng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村經(jīng)營管理體系建設(shè),推動土地流轉(zhuǎn)規(guī)范有序進(jìn)行”的重要指示,進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)完善規(guī)范化土地流轉(zhuǎn)流程和加強(qiáng)土地流轉(zhuǎn)用途監(jiān)管。然而,盡管近年來我國土地流轉(zhuǎn)水平有所提高,但整體上仍處于初步階段,如何通過流轉(zhuǎn)解決當(dāng)前農(nóng)村土地利用細(xì)碎化、撂荒和閑置問題,以優(yōu)化土地資源配置,進(jìn)而推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收仍是目前政府工作的重點(diǎn)。

隨著政策支持力度的加強(qiáng),學(xué)者們也對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)進(jìn)行了更為廣泛深入的研究。目前對于土地流轉(zhuǎn)的研究內(nèi)容主要涵蓋流轉(zhuǎn)意愿[1-4]、流轉(zhuǎn)行為[5-6]、制度模式[7-9]、效率效益測度[10-11]、流轉(zhuǎn)驅(qū)動與障礙[12-13]等,但對不同地區(qū)間土地流轉(zhuǎn)差異的研究較為匱乏,僅有部分學(xué)者從區(qū)域特征差異[14]、農(nóng)戶行為差異[15]、差異成因[16-17]等方面進(jìn)行了初步分析,且研究視角也較為單一,忽視了農(nóng)戶認(rèn)知對土地流轉(zhuǎn)的影響。按照認(rèn)知心理學(xué)的理論,人們的信念決定其偏好,進(jìn)一步又決定其決策和行為[18]。在土地流轉(zhuǎn)過程中,農(nóng)戶處于信息不對稱的環(huán)境中,因而在決策中不是依據(jù)客觀事實進(jìn)行決策,而是根據(jù)認(rèn)知衡量后進(jìn)行理性選擇。因此,從農(nóng)戶的認(rèn)知狀況角度對其流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行研究更具有現(xiàn)實意義。鑒于此,本研究采用等比例抽樣和隨機(jī)抽樣結(jié)合的方式對陜西省內(nèi)11個地級市(包括楊凌農(nóng)業(yè)示范區(qū))共41個縣(區(qū)、市)133個鄉(xiāng)鎮(zhèn)218個行政村土地流轉(zhuǎn)典型區(qū)域農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研,共發(fā)放問卷2 048份,回收問卷1 819份,獲得有效問卷1 482份,其中陜北共計346份,關(guān)中共計730份,陜南共計406份,并從農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)環(huán)境認(rèn)知的視角出發(fā),分析陜西省土地流轉(zhuǎn)的空間分異規(guī)律,辨析區(qū)域土地流轉(zhuǎn)的影響因素差異,從而為制定合理有效促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)的政策提供科學(xué)依據(jù)。

一、農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為差異分析

(一)土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度指標(biāo)選取

由于本研究樣本選取為各地級市發(fā)生土地流轉(zhuǎn)的典型區(qū)域,且利用抽樣方法調(diào)查的數(shù)據(jù)具有一定代表性,因而選用調(diào)查中各地級市發(fā)生土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶數(shù)占所有調(diào)查農(nóng)戶數(shù)量的比值作為土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度指標(biāo)(Intensity of Land Circulation,LIC),其計算公式為:

(1)

其中,j代表各觀察地級市;k代表被調(diào)查農(nóng)戶;n為被調(diào)查農(nóng)戶數(shù);LDCjk代表j地級市的第k位被調(diào)查農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為選擇,當(dāng)農(nóng)戶發(fā)生土地流轉(zhuǎn)行為時賦值為1,不發(fā)生土地流轉(zhuǎn)行為時賦值為0;Mjk代表j地級市的第k位被調(diào)查農(nóng)戶,賦值為1。

(二)泰爾指數(shù)及其分解

泰爾(Theil)指數(shù)主要應(yīng)用于衡量地區(qū)間的區(qū)域差異[19]。因其在差距表達(dá)上的效果較好,并且可以將相關(guān)數(shù)據(jù)按照一定的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組,計算各個分組的組內(nèi)差異和組間差異,因此考慮將其應(yīng)用于土地流轉(zhuǎn)差異的考量。在應(yīng)用Theil指數(shù)進(jìn)行分解時,本研究依據(jù)陜北、關(guān)中、陜南三大區(qū)域進(jìn)行分組,重點(diǎn)考察其組內(nèi)及組間的差異。土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度的Theil指數(shù)計算公式為:

(2)

其中,Theil表示泰爾指數(shù);i分別指代陜北、關(guān)中、陜南三大區(qū)域;j分別指代各觀察地級市;LICij代表第i區(qū)域內(nèi)第j個觀察地級市土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度;LIC表示所研究地級市總體的土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度之和;N為觀察地級市的個數(shù)。

土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度的泰爾指數(shù)可分解為區(qū)域間的差異和區(qū)域內(nèi)的差異,分解公式為:

(3)

(4)

(5)

其中,Tw代表區(qū)域內(nèi)差異;Tp代表區(qū)域間差異;Ti代表i區(qū)域內(nèi)各觀察地級市差異指數(shù);LICi代表i區(qū)域內(nèi)各觀察地級市土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度之和;Ni為i區(qū)域內(nèi)觀察地級市個數(shù)。

(三)土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度計算及分析

本研究基于調(diào)查中各地市土地流轉(zhuǎn)典型區(qū)域發(fā)生土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶數(shù)占本市總調(diào)查農(nóng)戶數(shù)的比值來考量土地流轉(zhuǎn)的強(qiáng)度,同樣基于式(1),分別以發(fā)生土地流出和土地流入的農(nóng)戶數(shù)占本市所有調(diào)查農(nóng)戶數(shù)的比值計算土地流出強(qiáng)度和土地流入強(qiáng)度,結(jié)果見表1?？傮w上來看,陜西省各地市典型區(qū)域土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度在0.2000—0.7000的區(qū)間內(nèi),平均流轉(zhuǎn)強(qiáng)度為0.5250,流轉(zhuǎn)水平較高,其中土地流出強(qiáng)度和流入強(qiáng)度的均值分別為0.4436和0.0814,流出為流入的5.45倍,流入強(qiáng)度值偏低,這說明陜西省各地區(qū)典型區(qū)域的農(nóng)村土地正在由大量農(nóng)業(yè)散戶流向部分農(nóng)業(yè)大戶,土地正在不斷集中。另外,陜西省各地區(qū)典型區(qū)域之間的土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度水平還存在很大的不平衡性,土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度最高的地區(qū)是最低地區(qū)的2.73倍(將楊凌示范區(qū)土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度值0.7170與銅川市0.2626作對比得出)。

表1 陜西省各地級市典型區(qū)域土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度

分區(qū)域來看,陜北地區(qū)總體土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度值基本與關(guān)中持平,二者分別為0.5389和0.5471,陜南地區(qū)流轉(zhuǎn)強(qiáng)度偏低,強(qiáng)度值為0.4716。在土地流出和土地流入方面,陜北與關(guān)中繼續(xù)保持基本一致的水平,相比之下陜南則處于相對較弱位置。從區(qū)域內(nèi)部來看,關(guān)中地區(qū)西安和楊凌的流轉(zhuǎn)強(qiáng)度明顯高于咸陽、寶雞、渭南、銅川,銅川的流轉(zhuǎn)強(qiáng)度則明顯低于其他各市;陜北地區(qū)榆林、延安兩市的流轉(zhuǎn)強(qiáng)度存在差異,但差異并不明顯;陜南地區(qū)安康的流轉(zhuǎn)強(qiáng)度較商洛、漢中高,強(qiáng)度值分別高出了0.2407和0.3181。另外,可以看出三大區(qū)域土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度僅在關(guān)中部分地區(qū)(如西安、咸陽、楊凌)形成了高強(qiáng)度的集聚帶,陜北和陜南及其他區(qū)域并未出現(xiàn)集聚特征。

(四)基于泰爾指數(shù)的土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度區(qū)域差異分析

基于計算出的土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度Theil指數(shù)及其按不同區(qū)域分解的結(jié)果,將其用于計算土地流出強(qiáng)度和土地流入強(qiáng)度的Theil指數(shù)分解,結(jié)果見表2?？芍?陜西省各地級市土地流轉(zhuǎn)典型區(qū)域流轉(zhuǎn)強(qiáng)度的Theil指數(shù)為0.0388,區(qū)域內(nèi)差異和區(qū)域間差異的指數(shù)差異值為0.0368和0.0020,貢獻(xiàn)率分別為94.85%和5.15%,這表明農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度的差異主要源于區(qū)域內(nèi)的差異,對總體差異起決定性影響作用的是陜北、關(guān)中、陜南三個地區(qū)內(nèi)部的差異。流入和流出強(qiáng)度方面,區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的指數(shù)差異貢獻(xiàn)率均為97.14%和2.86%,地區(qū)內(nèi)部的差異遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于地區(qū)之間差異。

從三大區(qū)域內(nèi)部差異的比較來看,總體流轉(zhuǎn)強(qiáng)度區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)程度的排名分別為:關(guān)中、陜南、陜北,貢獻(xiàn)率分別達(dá)到49.08%、43.23%、7.69%,前兩者分別為后者的6.38和5.62倍,這表明土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度Theil指數(shù)區(qū)域內(nèi)的差異主要來自于關(guān)中組和陜南組內(nèi)部各地級市之間的差異。結(jié)合土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度部分計算結(jié)果進(jìn)行分析,可以發(fā)現(xiàn)關(guān)中組內(nèi)部差異較大,與關(guān)中“西安—咸陽—楊凌”所構(gòu)成的區(qū)域協(xié)調(diào)同步發(fā)展的流轉(zhuǎn)區(qū)域有緊密關(guān)系,關(guān)中中部地區(qū)整體的流轉(zhuǎn)強(qiáng)度同西部和東部區(qū)域存在明顯差異。流入強(qiáng)度差異方面,陜北、關(guān)中、陜南的貢獻(xiàn)率分別為52.01%、39.19%、8.80%,陜南內(nèi)部差異的貢獻(xiàn)較小,差異貢獻(xiàn)主要來自于陜北和關(guān)中;流出強(qiáng)度差異方面,陜北、關(guān)中、陜南的貢獻(xiàn)率分別為20.10%、38.52%、41.38%,三者間的差別相對較小。

從區(qū)域間差異的比較來看,總體流轉(zhuǎn)強(qiáng)度、流出強(qiáng)度和流入強(qiáng)度區(qū)域間差異值分別為0.0020、0.0017、0.0043,相對于區(qū)域內(nèi)部差異來說貢獻(xiàn)率幅度較小,但不能排除組間存在差異。三個組中,關(guān)中與陜南地區(qū)的差異幅度最大,“關(guān)中—陜北”與“陜北—陜南”的組間差異幅度幾近相同。

表2 陜西省各地級市典型區(qū)域土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度Theil指數(shù)及區(qū)域分解

二、農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)影響因素差異分析

(一)計量模型與變量設(shè)定

1.Multinomial Logit回歸

由于因變量農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為選擇為離散型數(shù)值變量,因而不滿足一般線性回歸約束條件,無法直接使用多元線性回歸,故采用Multinomial Logit檢驗農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響因素。其計量模型構(gòu)建如下:

LDCij=Xijβ+εij

(6)

其中,LDC為農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為選擇,X為與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為相關(guān)的解釋變量的集合,β為待估計參數(shù),ε為隨機(jī)擾動項,i表示農(nóng)戶個體,j表示農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為的三類選擇(流入、流出、沒有流轉(zhuǎn))。在參數(shù)估計前,本文將農(nóng)戶不發(fā)生土地流轉(zhuǎn)行為時的LDC賦值為0,發(fā)生土地流出時賦值為1,發(fā)生土地流入時賦值為2,并將農(nóng)戶不發(fā)生任何土地流轉(zhuǎn)行為設(shè)定為參照組。則Multinomial Logit的概率函數(shù)形式為:

(7)

2.變量設(shè)定

已有研究表明,影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的因素諸多,但主要表現(xiàn)在農(nóng)戶自身、家庭特征、政策制度、金融支持、流轉(zhuǎn)市場因素等方面[1,3-6,14-16,21]。本文依據(jù)已有研究成果與實地調(diào)查情況,基于農(nóng)戶對自身周圍所處流轉(zhuǎn)環(huán)境的認(rèn)知和感知角度,從農(nóng)戶個體特征因素、農(nóng)戶家庭特征因素、農(nóng)戶政策支持環(huán)境認(rèn)知、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境認(rèn)知、農(nóng)戶金融服務(wù)環(huán)境認(rèn)知和農(nóng)戶流轉(zhuǎn)市場環(huán)境認(rèn)知六個方面分析影響土地流轉(zhuǎn)行為的具體因素,將其中15個指標(biāo)設(shè)為自變量。另外,由于個人特征因素、

家庭特征因素,例如年齡、性別等均有可能對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的選擇產(chǎn)生影響,本文參照相關(guān)研究[22]將這些變量設(shè)置為控制變量。各變量的說明和描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表3 回歸模型變量定義及描述性統(tǒng)計

(二)多重共線性與模型檢驗

本文選擇了15個變量來判斷和解釋可能會影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的因素,這雖然可使分析更加全面,但容易產(chǎn)生多重共線性問題,使分析結(jié)果出現(xiàn)誤差甚至失真。因此本研究采用相關(guān)系數(shù)法(Corr)和方差膨脹因子(VIF)來檢驗自變量之間的共線性。一般來說,相關(guān)系數(shù)越大,多重共線性越嚴(yán)重;VIF越大,多重共線性問題越大;本研究結(jié)果顯示,各變量之間的Corr值均小于0.3,VIF平均值為1.15,表明解釋變量間存在多重共線性的程度非常低,但基于盡量避免多重共線性的考量,本文仍采用向后逐步回歸的方法依次放入各變量。農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為模型通過了似然比檢驗,卡方值為155.53,Prob>chi2為0.0000,這意味著模型中至少有一個自變量與土地流轉(zhuǎn)行為顯著相關(guān),模型與數(shù)據(jù)擬合良好。

(三)省域?qū)用婺Ｐ突貧w結(jié)果分析

1.農(nóng)戶政策支持環(huán)境認(rèn)知對土地流轉(zhuǎn)行為的影響

對模型進(jìn)行回歸并計算其邊際效應(yīng),結(jié)果如表4所示。政府有無流轉(zhuǎn)支持措施(GSM)對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地、土地流出和土地流入均有顯著影響,對比農(nóng)戶在所在地政府無明確土地流轉(zhuǎn)支持措施的情況,農(nóng)戶在有明確支持措施時不流轉(zhuǎn)土地的概率將會降低7.6%,而土地流出及土地流入的概率則分別將增加4.2%和3.4%。政府有無土地流轉(zhuǎn)監(jiān)管(GLR)對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地以及土地流出有顯著影響,相比于政府對土地流轉(zhuǎn)無監(jiān)管,農(nóng)戶在政府有監(jiān)管時不流轉(zhuǎn)土地的概率將會下降10.8%,而土地流出的概率則會提高13.0%。由此可見,政府的政策導(dǎo)向?qū)τ谵r(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為具有支持和指導(dǎo)作用,因此對土地流轉(zhuǎn)進(jìn)行政策性補(bǔ)貼以及對土地流轉(zhuǎn)過程中的違法違規(guī)行為進(jìn)行監(jiān)督和管制將有利于大幅度提升農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地的積極性。然而,農(nóng)戶是否了解流轉(zhuǎn)政策法規(guī)(LCP)和解決土地糾紛主要途徑(LDM)對其土地流轉(zhuǎn)行為的影響并不顯著,在調(diào)查研究中可以發(fā)現(xiàn),基層政府對于土地流轉(zhuǎn)政策法規(guī)以及解決土地糾紛合法途徑的宣傳力度不夠,致使農(nóng)戶普遍缺乏對相關(guān)政策基礎(chǔ)知識的了解,同時在解決土地糾紛方面也更傾向于選擇與當(dāng)事人內(nèi)部調(diào)解,這可能是導(dǎo)致其結(jié)果不顯著的重要成因。

表4 省域?qū)用婺Ｐ瓦呺H效應(yīng)估計結(jié)果

注:回歸結(jié)果中括號內(nèi)i=1為流出,i=2為流入;*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平下顯著。

2.農(nóng)戶農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境認(rèn)知對土地流轉(zhuǎn)行為的影響

農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施是否完善(AIF)對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地及土地流出的行為有顯著影響,但對農(nóng)戶土地流入行為的影響并不顯著,在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施完善的情況下,農(nóng)戶選擇土地流出的概率比基礎(chǔ)設(shè)施不完善時提高了11.5%,而選擇不流轉(zhuǎn)土地的概率則會下降12.2%;糧食銷售渠道是否暢通(FS)對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地以及土地流出的行為有顯著影響,但對其流入行為無顯著影響,在糧食銷售渠道暢通時,農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地的概率相對于不暢通的情況將提高10.4%,而選擇土地流出的概率則會下降12.6%,同時,糧食銷售價格是否滿意(FP)也僅對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地和土地流出的行為存在顯著影響。這其中可能的原因為在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施較好的情況下,同等土壤條件下農(nóng)地的單位面積糧食產(chǎn)量相對更高,從而導(dǎo)致其土地租金價格逐步攀升,促使農(nóng)戶做出流出土地的選擇,而在糧食銷售渠道暢通時,農(nóng)戶可能認(rèn)為通過種植糧食銷售的決策更佳而選擇不流出土地。另外,由于從事規(guī)?；?jīng)營的個體農(nóng)戶或農(nóng)業(yè)組織在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時可能本身已具有完善的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和糧食銷售渠道,因而以上兩種因素對其土地流入行為的影響并不明顯。除此之外,在糧食銷售價格較好的情況下農(nóng)戶可能由于土地需求增加導(dǎo)致其價格抬升而更愿意流出土地來直接獲取收入。

3.農(nóng)戶金融服務(wù)環(huán)境認(rèn)知對土地流轉(zhuǎn)行為的影響

在1%的顯著性水平下,農(nóng)業(yè)金融貸款是否容易(AFL)對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地和土地流出行為有顯著影響,在農(nóng)戶容易獲得農(nóng)業(yè)金融貸款的情況下,農(nóng)戶選擇流出土地的概率將比不容易獲得農(nóng)業(yè)金融貸款的情況降低18.4%,而選擇不流出土地的概率將增加16.4%,這表明農(nóng)業(yè)金融貸款越容易,農(nóng)戶越不愿意流出土地。其可能的解釋為來自銀行或金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款一方面可能會降低農(nóng)戶對于流出土地獲取收益的偏好,另一方面可能會刺激農(nóng)戶利用資金購置土地,從而致使農(nóng)戶做出不流出土地的選擇。農(nóng)戶是否辦理農(nóng)業(yè)金融保險(AFI)對土地流轉(zhuǎn)行為并無顯著影響,其可能原因是選擇流出土地的農(nóng)戶將較少參與或不再參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而不愿意購置農(nóng)業(yè)金融保險,而選擇流入土地進(jìn)行規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶及農(nóng)業(yè)組織由于其本身擁有豐富的生產(chǎn)管理經(jīng)驗和充裕的運(yùn)作保障資金,相應(yīng)具有較強(qiáng)的風(fēng)險承受能力,因而更愿意將購置保險所需花費(fèi)的高額成本投資到農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)上。

4.農(nóng)戶流轉(zhuǎn)市場環(huán)境認(rèn)知對土地流轉(zhuǎn)行為的影響

有無土地流轉(zhuǎn)中介交易市場(LIM)在5%的顯著性水平下對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地及土地流出行為有顯著影響,但對土地流入行為并無顯著影響,與無中介交易市場相比,農(nóng)戶在有中介交易市場時土地流出的概率提高了8.4%,不流轉(zhuǎn)土地的概率下降了9.0%;有無土地流轉(zhuǎn)合作社(LCC)對農(nóng)戶不流轉(zhuǎn)土地、土地流出和流入行為均有顯著影響,在有土地流轉(zhuǎn)合作社的情況下,農(nóng)戶發(fā)生土地流出和流入行為的概率比沒有土地流轉(zhuǎn)合作社時分別提高了7.5%和3.7%。這也與現(xiàn)實經(jīng)驗事實相符,農(nóng)戶在了解到當(dāng)?shù)赜型恋亓鬓D(zhuǎn)中介交易市場或者合作社時,更愿意流出自身土地,同時土地流轉(zhuǎn)合作社的存在會致使當(dāng)?shù)夭糠洲r(nóng)戶選擇流入土地,但由于當(dāng)前研究區(qū)域內(nèi)大部分地區(qū)流轉(zhuǎn)中介交易市場發(fā)展尚未成熟,農(nóng)戶更傾向于通過個人、村集體以及合作社的途徑轉(zhuǎn)入土地,因此中介交易市場對流入行為的影響并不明顯。

(四)區(qū)域分類模型估計結(jié)果分析

為進(jìn)一步考察區(qū)域間土地流轉(zhuǎn)影響因素的差異,分別以陜西省陜北、關(guān)中、陜南地區(qū)流轉(zhuǎn)典型區(qū)域的調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行回歸分析,并計算各變量的邊際效應(yīng),結(jié)果見表5。

首先,在農(nóng)戶政策支持環(huán)境認(rèn)知方面,對土地流出進(jìn)行單獨(dú)討論可以發(fā)現(xiàn),土地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策法規(guī)(LCP)對陜南農(nóng)戶存在顯著影響,但對陜北和關(guān)中農(nóng)戶無顯著影響,這可能與陜南地區(qū)政府積極推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)政策法規(guī)宣傳的工作有關(guān);政府有無流轉(zhuǎn)支持措施(GSM)會顯著影響關(guān)中農(nóng)戶土地流出,但對陜北和陜南農(nóng)戶的影響并不明顯,相比于政府無明確流轉(zhuǎn)支持措施的情況,關(guān)中農(nóng)戶在有明確支持措施時土地流出概率將增加14.2%;而政府有無土地流轉(zhuǎn)監(jiān)管(GLR)則顯著影響陜北和關(guān)中農(nóng)戶土地流出,在當(dāng)?shù)赜姓O(jiān)管時,陜北和關(guān)中農(nóng)戶發(fā)生土地流出行為的概率比沒有政府監(jiān)管時分別提高了12.6%和19.1%。從土地糾紛情況來看,解決土地糾紛的主要途徑(LDM)僅對陜北農(nóng)戶有顯著影響,可能原因是相較于關(guān)中和陜南,陜北的土地糾紛較多,農(nóng)戶需要更為有效的糾紛解決途徑。在對土地流入進(jìn)行討論時可以發(fā)現(xiàn),土地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策法規(guī)(LCP)對陜北、關(guān)中、陜南農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為無顯著影響,而陜北和陜南農(nóng)戶土地流入則易受政府有無流轉(zhuǎn)支持措施(GSM)的影響,在有明確流轉(zhuǎn)支持措施的情況下,陜北和陜南農(nóng)戶發(fā)生土地流入行為的概率將會分別提高6.6%和3.2%。解決土地糾紛主要途徑(LDM)對陜北農(nóng)戶土地流入有顯著影響,而政府有無土地流轉(zhuǎn)監(jiān)管(GLR)則對關(guān)中和陜南農(nóng)戶有顯著影響,政府有土地流轉(zhuǎn)監(jiān)管時關(guān)中和陜南農(nóng)戶發(fā)生土地流入行為的概率要比沒有監(jiān)管時分別降低3.8%和4.1%。

表5 陜北、關(guān)中、陜南地區(qū)模型邊際效應(yīng)估計結(jié)果

注:回歸結(jié)果中括號內(nèi)i=1為流出,i=2為流入;*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平下顯著。

其次,農(nóng)戶農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境認(rèn)知方面,不同地區(qū)、不同流轉(zhuǎn)類別之間農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響差異較大。分地區(qū)和流轉(zhuǎn)類別來看,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的完善(AIF)會使得關(guān)中和陜南選擇土地流出的農(nóng)戶數(shù)量明顯增加,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施完善時關(guān)中和陜南農(nóng)戶土地流出的概率要比基礎(chǔ)設(shè)施不完善時分別提高14.8%和10.0%;糧食銷售渠道的暢通(FS)對關(guān)中和陜南農(nóng)戶的土地流入和流出行為均有顯著影響,而對陜北農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為影響甚微,這說明陜北農(nóng)戶在進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)時并不重點(diǎn)關(guān)注糧食銷售渠道問題。糧食銷售價格是否滿意(FP)則既會影響到陜北農(nóng)戶的土地流入和流出,也會影響到陜南農(nóng)戶的土地流出,此外,農(nóng)戶對糧食價格滿意時發(fā)生相應(yīng)流轉(zhuǎn)行為的概率比不滿意時分別提高了13.8%、6.5%、14.1%,但糧食銷售價格的滿意與否卻對關(guān)中農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為不構(gòu)成顯著影響,這也與當(dāng)前的區(qū)域現(xiàn)狀相符,關(guān)中地區(qū)糧食直補(bǔ)、農(nóng)資綜合直補(bǔ)每畝補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)較高,同時糧食價格波動幅度相對較小且基本處于穩(wěn)步攀升階段,因此農(nóng)戶并不為糧食現(xiàn)價以及未來前景擔(dān)憂。

再次,農(nóng)戶金融服務(wù)環(huán)境認(rèn)知方面,農(nóng)業(yè)金融貸款是否容易(AFL)對關(guān)中和陜南農(nóng)戶土地流入以及土地流出均有顯著影響,但對陜北農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)并無顯著影響,造成該現(xiàn)象的原因可能為陜北農(nóng)戶普遍認(rèn)為當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)金融貸款的覆蓋范圍較小、貸款門檻較高,農(nóng)戶并不依賴金融貸款進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn),而關(guān)中和陜南農(nóng)戶相較而言則對農(nóng)業(yè)貸款更為敏感。從農(nóng)業(yè)保險情況(AFI)來看,陜北地區(qū)農(nóng)戶在辦理過農(nóng)業(yè)金融保險后發(fā)生土地流入行為的概率比未辦理前提高了9.6%,而關(guān)中、陜南農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為卻基本不受農(nóng)業(yè)保險的影響,這說明辦理農(nóng)業(yè)金融保險會使陜北農(nóng)戶土地流入的積極性明顯增高,而對關(guān)中和陜南地區(qū)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的提升作用不大。

最后,在農(nóng)戶流轉(zhuǎn)市場環(huán)境認(rèn)知方面,通過分地區(qū)的討論可以發(fā)現(xiàn),流轉(zhuǎn)市場環(huán)境對地區(qū)間農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為差異的影響較大。陜北農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為更易受當(dāng)?shù)赜袩o流轉(zhuǎn)中介交易市場(LIM)和合作社(LCC)的影響,其中僅有無土地流轉(zhuǎn)合作社對農(nóng)戶土地流出行為的影響不顯著。關(guān)中農(nóng)戶僅有土地流入行為受當(dāng)?shù)赜袩o流轉(zhuǎn)中介交易市場的影響,對比當(dāng)?shù)貨]有中介交易市場的農(nóng)戶,有該類組織的農(nóng)戶發(fā)生土地流入行為的概率將會提高8.2%,而有無土地流轉(zhuǎn)合作社對其流轉(zhuǎn)行為卻無顯著影響,這一方面可能是由于關(guān)中地區(qū)合作社的啟動與建設(shè)資金主要依賴銀行貸款導(dǎo)致其風(fēng)險較高,另一方面可能由于關(guān)中農(nóng)戶可選擇的土地交易對象及手段較多而不通過合作社進(jìn)行交易匹配。陜南農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)市場環(huán)境的認(rèn)知則僅對自身選擇土地流出產(chǎn)生顯著影響,而對其土地流入行為無顯著影響,在當(dāng)?shù)赜辛鬓D(zhuǎn)中介交易市場(LIM)和合作社(LCC)時,農(nóng)戶發(fā)生土地流出行為的概率比沒有中介交易市場和合作社時分別提高了27.4%和26.9%,這表明對比流出土地的農(nóng)戶群體,流入土地的群體對于構(gòu)建制度完善、安全高效的流轉(zhuǎn)市場環(huán)境有更高的需求。

綜合來看,陜北、關(guān)中、陜南典型地區(qū)農(nóng)戶土地流入和流出影響因素存在差異,從土地流出角度來看,影響陜北地區(qū)的主要是農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)政策支持環(huán)境、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境和流轉(zhuǎn)市場環(huán)境的認(rèn)知,影響關(guān)中農(nóng)戶的則是土地流轉(zhuǎn)政策支持環(huán)境、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境和金融服務(wù)環(huán)境的認(rèn)知,而陜南農(nóng)戶對四個環(huán)境認(rèn)知層面均影響到了其土地流出;從土地流入角度來看,陜北農(nóng)戶土地流入行為受四個層面的影響,關(guān)中農(nóng)戶受政策支持環(huán)境、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境、金融服務(wù)環(huán)境、流轉(zhuǎn)市場環(huán)境的影響,陜南農(nóng)戶受政策支持環(huán)境、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境、金融服務(wù)環(huán)境層面認(rèn)知的影響。

三、結(jié)論與建議

本文以陜西省各地級市發(fā)生土地流轉(zhuǎn)典型區(qū)域的農(nóng)戶為研究對象,以計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法為手段,分析土地流轉(zhuǎn)行為的區(qū)域差異及其影響因素差異,得出以下主要結(jié)論:

第一,三大區(qū)域農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度差異主要來源于各區(qū)域內(nèi)部差異。從流轉(zhuǎn)強(qiáng)度指標(biāo)和Theil指數(shù)的計算結(jié)果來看,三大區(qū)域土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度之間的差距不大,關(guān)中的強(qiáng)度略微領(lǐng)先于陜北和陜南地區(qū)。同時,流轉(zhuǎn)強(qiáng)度在陜北、關(guān)中、陜南三大區(qū)域內(nèi)部不同行政級別、不同規(guī)模的城鎮(zhèn)之間也不盡相同,陜北地區(qū)土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度差異較小,關(guān)中和陜南的強(qiáng)度差異普遍較高,且三大區(qū)域流轉(zhuǎn)強(qiáng)度的差異主要來源于其內(nèi)部的差異。另外,在空間分布上,土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度僅在關(guān)中地區(qū)體現(xiàn)出明顯的集聚特征,目前僅形成了“西安—咸陽—楊凌”,即西咸一體化的連片、穩(wěn)定的中等強(qiáng)度地區(qū)。地處黃土高原和秦嶺山區(qū)地段的“榆林—延安”地區(qū)和“漢中—安康—商洛”地區(qū),并未形成協(xié)調(diào)的土地流轉(zhuǎn)同步區(qū)域。

第二,全省域?qū)用?農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)政策支持、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)、金融服務(wù)、流轉(zhuǎn)市場環(huán)境的認(rèn)知對其流轉(zhuǎn)行為有重要影響。其中,在當(dāng)?shù)卣峁└嗟恼咧С趾瓦`法違規(guī)行為監(jiān)管情況下,農(nóng)戶更愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件較好的地區(qū)土地流出行為增多,而在糧食銷售價格更為合理的地區(qū),農(nóng)戶也會更多的選擇流出土地。農(nóng)業(yè)金融服務(wù)環(huán)境中,農(nóng)業(yè)金融貸款對農(nóng)戶土地流出行為有顯著的消極影響,農(nóng)業(yè)貸款越容易辦理可能會降低農(nóng)戶流出土地獲取收入或提升農(nóng)戶購置土地的偏好。流轉(zhuǎn)市場環(huán)境中,有土地中介交易市場的地區(qū),土地流出行為將會顯著增多,但其對土地流入行為的影響并不明顯,而有流轉(zhuǎn)合作社的地區(qū),土地流入和土地流出行為均會明顯增多。

第三,在陜北、關(guān)中、陜南區(qū)域,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響因素存在明顯差異。陜北區(qū)域農(nóng)戶對于政府政策支持和流轉(zhuǎn)市場的環(huán)境更為敏感,且在糧食銷售價格較好時土地流入和流出行為顯著增多。相較于陜北區(qū)域,關(guān)中農(nóng)戶更傾向于在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施較為健全、政府對于土地流轉(zhuǎn)較為重視的環(huán)境中進(jìn)行流轉(zhuǎn),而流轉(zhuǎn)市場和金融服務(wù)對其產(chǎn)生的影響相較而言并不是十分明顯,可能的潛在原因為關(guān)中地區(qū)的流轉(zhuǎn)市場構(gòu)建和金融服務(wù)支持較為完善。陜南區(qū)域農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為則受到政策支持、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)、金融服務(wù)和流轉(zhuǎn)市場等全方位的影響,這點(diǎn)在陜南客觀地理因素上得到充分體現(xiàn),受限的區(qū)位條件限制了其構(gòu)建運(yùn)作高效、產(chǎn)業(yè)鏈完善的農(nóng)業(yè)市場環(huán)境?？傮w來看,不同地區(qū)流轉(zhuǎn)政策、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)、金融服務(wù)和流轉(zhuǎn)市場的差異是導(dǎo)致其產(chǎn)生差異的重要原因。

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是解決當(dāng)前農(nóng)村土地利用分散化及撂荒閑置的有效途徑,對于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)民增收創(chuàng)收具有重要意義?；谝陨涎芯拷Y(jié)論,本文為如何推動土地流轉(zhuǎn)快速均衡發(fā)展提出以下建議:(1)政府應(yīng)主動出臺并落實差異化的土地流轉(zhuǎn)支持措施。本研究的實證分析表明,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響因素在不同區(qū)域存在明顯差異,應(yīng)從流轉(zhuǎn)政策支持、完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境、完善農(nóng)業(yè)金融環(huán)境、完善流轉(zhuǎn)市場環(huán)境等不同方面考慮,根據(jù)政府不同的政策目的,因地制宜地尋求最優(yōu)政策路徑[23]。(2)鼓勵流轉(zhuǎn)薄弱地區(qū)積極發(fā)展農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)合作社。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)合作社有利于農(nóng)戶快速了解農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營所需信息,快速匹配土地流轉(zhuǎn)過程中的供需方,并為農(nóng)戶提供技術(shù)和資金幫助。政府應(yīng)鼓勵扶持土地流轉(zhuǎn)薄弱地區(qū)發(fā)展合作社,并重點(diǎn)將零星分散土地的經(jīng)營權(quán)通過入股、委托代耕和其它流轉(zhuǎn)方式進(jìn)行集中統(tǒng)一規(guī)劃、統(tǒng)一經(jīng)營,以整合盤活當(dāng)?shù)氐拈e置土地存量,進(jìn)一步優(yōu)化土地結(jié)構(gòu)、降低土地成本和促進(jìn)土地流轉(zhuǎn),從而縮小與發(fā)展較快地區(qū)間的差異。(3)改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)條件和市場環(huán)境,拓寬延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展。對于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱地區(qū),應(yīng)從水利灌溉、交通運(yùn)輸?shù)拳h(huán)境的改善著手,并重點(diǎn)維護(hù)農(nóng)業(yè)市場運(yùn)作秩序,保證農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道的暢通和銷售價格的穩(wěn)定,確保農(nóng)戶收益不受損。對于農(nóng)業(yè)環(huán)境較佳地區(qū),應(yīng)通過延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈增加農(nóng)業(yè)附加值,促使農(nóng)戶個體和合作經(jīng)營組織開展規(guī)模化經(jīng)營,同時在增加本地區(qū)農(nóng)業(yè)增收創(chuàng)收的基礎(chǔ)上帶動周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展,以縮小各區(qū)域不同行政單元內(nèi)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、農(nóng)村在土地流轉(zhuǎn)之間的差距。

[1] 徐美銀, 陸彩蘭, 陳國波. 發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素分析——來自江蘇的566戶樣本[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理研究, 2012(7): 66-74.

[2] 樂章. 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)的實證分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2010(2): 64-70.

[3] 許恒周, 郭玉燕, 吳冠, 等. 代際差異視角下農(nóng)民工土地流轉(zhuǎn)意愿——基于天津613份調(diào)查問卷的實證研究[J]. 資源科學(xué), 2012(10): 1864-1870.

[4] 許恒周, 石淑芹. 農(nóng)民分化對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2012(9): 90-96.

[5] 闞立娜, 李錄堂. 金融支持, 農(nóng)戶行為與農(nóng)地流轉(zhuǎn)[J]. 安徽農(nóng)業(yè)科學(xué), 2015(5): 278-282.

[6] XIE Y, JIANG Q B. Land arrangements for rural-urban migrant workers in China Findings from Jiangsu Province[J]. Land Use Policy, 2016, 50: 262-267.

[7] MEI Y, XIAO X. Research on rural tourism development based on the new policy of land circulation[J]. Asian Agricultural Research, 2009, 1(5): 19-22.

[8] 姜松, 王釗, 曹崢林. 不同土地流轉(zhuǎn)模式經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及位序——來自重慶市的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 中國土地科學(xué), 2013(8): 10-18.

[9] 于傳崗. 農(nóng)村集體土地流轉(zhuǎn)演化趨勢分析——基于政府主導(dǎo)型流轉(zhuǎn)模式的視角[J]. 西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2013(5): 10-21.

[10] 郝麗麗, 吳箐, 王昭, 等. 基于產(chǎn)權(quán)視角的快速城鎮(zhèn)化地區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)模式及其效益研究——以湖北省熊口鎮(zhèn)為例[J]. 地理科學(xué)進(jìn)展, 2015(1): 55-63.

[11] 王慧青, 尹少華. 基于DEA模型的湖南省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)經(jīng)濟(jì)效益分析[J]. 財經(jīng)理論與實踐, 2013(11): 107-110.

[12] 閔捷, 張安錄, 吳中元, 等. 農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)驅(qū)動機(jī)制的時空尺度效應(yīng)分析[J]. 自然資源學(xué)報, 2008(5): 808-820.

[13] 蔣滿元. 農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的障礙因素及其解決途徑探析[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2007(3): 23-25.

[14] 包宗順, 徐志明, 高珊, 等. 農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異與影響因素——以江蘇省為例[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2009(4): 23-30.

[15] 諸培新, 金焱純, 代偉. 區(qū)域間農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素比較分析——基于江蘇省農(nóng)戶調(diào)研的實證[J]. 中國土地科學(xué), 2011(11): 21-26.

[16] 張?zhí)m, 馮淑怡, 曲福田.農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異及其成因分析——以江蘇省為例[J]. 中國土地科學(xué), 2014(5): 73-80.

[17] 李庚. 農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的空間差異及成因分析——以陜西關(guān)中三縣為例[J]. 人文地理, 2012(1): 102-106.

[18] DENZAU A T, NORTH D C. Shared mental models: Ideologies and institutions[J]. Economy, 1993, 47(1): 151-162.

[19] THEIL H. Economics and information theory[M]. Amsterdam: North-Holland, 1967: 132-180.

[19] 陳姝潔, 馬賢磊, 陸鳳平, 等. 中介組織作用對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策的影響——基于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的實證研究[J]. 資源科學(xué), 2015(11): 48-55.

[20] 石璐璐, 趙敏娟. 陜西省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)影響因素分析 ——基于462戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 廣東土地科學(xué), 2011(3): 7-11.

[21] 曹瑞芬, 張安錄. 中部地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)濟(jì)效益分析——基于湖北省27個村313戶農(nóng)戶的調(diào)查[J]. 中國土地科學(xué), 2015(9): 66-72.