農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿影響因素實(shí)證研究*
——基于洱海流域上游調(diào)查分析

耿 飆，潘亞茹，羅良國※，王娜娜，尼雪妹，劉宏斌

(1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展研究所，北京 100081； 2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃研究所，北京 100081)

0 引言

家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實(shí)施促進(jìn)了我國農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展，但進(jìn)入新世紀(jì)之后家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的弊端逐漸凸顯出來[1]。農(nóng)戶土地規(guī)模小且分散，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度和農(nóng)藥化肥利用率偏低。由此引發(fā)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益低下，農(nóng)業(yè)面源污染形勢嚴(yán)峻。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制已無法適應(yīng)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展的需求[2]。隨著城市化進(jìn)程的加快，我國政府開始提出促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)的政策措施[3]。2015年國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于支持多種形式適度規(guī)模經(jīng)營促進(jìn)轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的意見》中明確指出“支持農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)的有序流轉(zhuǎn)”。合理的土地流轉(zhuǎn)，有利于農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，提高農(nóng)產(chǎn)品的競爭力、農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效益[4]和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移[5]。土地流轉(zhuǎn)政策實(shí)施對(duì)于促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、拓寬農(nóng)民增收渠道和加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要作用[6]。

洱海流域地跨大理市和洱源縣，位于瀾滄江、金沙江和元江三大水系分水嶺地帶，屬瀾滄江湄河水系，流域面積達(dá)2 565km2[7]。洱海流域憑借著得天獨(dú)厚的地理?xiàng)l件，為大理州農(nóng)業(yè)特別是種植業(yè)的發(fā)展提供了良好的自然基礎(chǔ)[8-9]。但近幾年來，洱海流域的水質(zhì)不斷惡化，對(duì)流域的生態(tài)環(huán)境和居民的生活環(huán)境都造成了很大的影響。其中，種植業(yè)污染對(duì)流域污染的影響較為嚴(yán)重。實(shí)地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，洱海流域的種植業(yè)以“水稻—大蒜”輪作為主，耕地面積少于0.667hm2的小農(nóng)(散戶)占95%，專業(yè)種植合作社經(jīng)營起步較晚，數(shù)量較少。一方面，洱海流域農(nóng)田小且分散特殊的地理環(huán)境，決定了種植業(yè)不能機(jī)械化大規(guī)模生產(chǎn)； 另一方面，許多小規(guī)模種植戶對(duì)土地的眷戀很深，不愿意流轉(zhuǎn)土地，擔(dān)心土地流轉(zhuǎn)后成為“三失(失地、失業(yè)、失去生活來源)”人員[10]，寧愿選擇自己粗放式經(jīng)營或找別人代耕也不愿意放棄土地經(jīng)營權(quán)。最終，在土地規(guī)模小且經(jīng)營分散的種植模式下，農(nóng)戶大量使用化肥，造成土壤養(yǎng)分嚴(yán)重失調(diào)； 大量噴灑農(nóng)藥，使滯留在農(nóng)田中的養(yǎng)分殘留遇雨水沖刷流入河海，造成洱海流域水體富營養(yǎng)化。

因此，開展洱海流域地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的研究對(duì)于實(shí)現(xiàn)大理州的農(nóng)民增收，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及治理洱海流域的面源污染問題具有重要的指導(dǎo)性意義。同時(shí)，農(nóng)戶作為土地流轉(zhuǎn)市場主體，農(nóng)戶的行為及意愿對(duì)土地流轉(zhuǎn)效率存在實(shí)質(zhì)性影響。研究農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素可以更好地了解土地流轉(zhuǎn)的數(shù)量、速度以及解決土地流轉(zhuǎn)過程中可能產(chǎn)生的糾紛問題，從而更好地健全完善農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)市場。

1 理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)戶作為理性的經(jīng)濟(jì)人，在比較利益的指引下，在參與農(nóng)用土地流轉(zhuǎn)的過程中，通常遵循“成本最低，效益最大”的原則[11]。通過對(duì)自身家庭情況、社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境等的綜合判斷，最終做出是否流轉(zhuǎn)土地的決定。據(jù)此，把影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的因素分為3類大指標(biāo)10小指標(biāo)。

(1)戶主的個(gè)人特征。該文選取戶主性別(X1)、年齡(X2)及受教育程度(X3)3個(gè)變量來反映。一般而言，農(nóng)村的男性相比于女性，與外界接觸的機(jī)會(huì)較多[12]，男性作為一家之主接受的信息量大。男性對(duì)新政策、新技術(shù)的了解程度更深，土地轉(zhuǎn)出意愿強(qiáng)烈。年齡越大的農(nóng)戶，因其經(jīng)營土地的能力逐漸減弱，土地轉(zhuǎn)出意愿也越強(qiáng)烈(表1)。受教育程度越高的農(nóng)戶，獲得非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)就越多。相較農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的低產(chǎn)出效益、收入不穩(wěn)定性而言，受教育程度高的農(nóng)戶從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本就很低，收入較穩(wěn)定。因此，農(nóng)戶受教育程度越高，流轉(zhuǎn)出土地的意愿就越強(qiáng)烈[13]。

(2)戶主的家庭特征。該文選取家庭年收入(X4)、非農(nóng)業(yè)收入(X5)、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力(X6)和耕地規(guī)模(X7)4個(gè)變量來反映。農(nóng)戶的家庭年收入越高，說明收入來源更加多元化(農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的低收益特性決定了家庭年收入并不會(huì)很高)[14]，農(nóng)戶可以不再單獨(dú)依靠土地來實(shí)現(xiàn)增收目的。因此家庭年收入越高的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿強(qiáng)烈，從另一個(gè)層面反映出農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)收入越高，對(duì)土地的依賴性就越低，流轉(zhuǎn)土地的意愿也越強(qiáng)烈[15-16]。目前，我國的勞動(dòng)力市場尚未完善，急需通過出賣勞動(dòng)力才能找到市場的農(nóng)戶，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)限制因素較多，如受到市場的諸多限制[17]。因此，農(nóng)戶家中務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力越多，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)的依賴性更強(qiáng)，更迫切地希望通過農(nóng)業(yè)收入來改善生活質(zhì)量，土地轉(zhuǎn)出意愿薄弱。而耕地規(guī)模越大，需要的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力就越多，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地意愿更弱。

(3)外在特征變量。關(guān)于外在特征，該文選取農(nóng)戶對(duì)過量使用農(nóng)藥化肥的危害認(rèn)知(X8)、有機(jī)肥使用情況(X9)和農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策的態(tài)度(X10)3個(gè)變量來反映。小規(guī)模種植農(nóng)戶對(duì)過量使用農(nóng)藥化肥帶來面源污染危害的認(rèn)知程度越深刻，越能理解土地分散經(jīng)營導(dǎo)致的農(nóng)藥化肥低利用率、高成本和低收益。有機(jī)肥的施用雖然對(duì)保持土壤地力和減少化肥用量有好處，但商品有機(jī)肥價(jià)格通常高于一般農(nóng)戶承受能力，同時(shí)耗時(shí)、費(fèi)力以及堆放儲(chǔ)存空間場地潛在的不方便，也促使小農(nóng)愿意轉(zhuǎn)出土地。農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策精神領(lǐng)會(huì)到位或潛在好處感受深刻，其流轉(zhuǎn)態(tài)度越積極，土地轉(zhuǎn)出意愿就越強(qiáng)烈。

2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于國家“十二五”水專項(xiàng)項(xiàng)目關(guān)于“洱海永安江面源污染控制關(guān)鍵技術(shù)及工程示范研究”課題實(shí)施點(diǎn)洱海上游農(nóng)戶的調(diào)查問卷。基于當(dāng)?shù)胤N植經(jīng)營主體和各鎮(zhèn)所轄村數(shù)實(shí)際分布情況，選取右所鎮(zhèn)11個(gè)村、鄧川鎮(zhèn)4個(gè)村和上關(guān)鎮(zhèn)10個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取若干個(gè)散戶，進(jìn)行一對(duì)一的入戶問卷調(diào)研。主要內(nèi)容涉及受訪者的個(gè)人特征(性別、年齡和受教育程度)、家庭經(jīng)濟(jì)特征(家庭年收入、非農(nóng)業(yè)收入、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力、耕地規(guī)模等)、外在環(huán)境特征(農(nóng)戶對(duì)過量使用農(nóng)藥化肥的危害認(rèn)知、有機(jī)肥使用情況、農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策的態(tài)度等)以及作物生產(chǎn)要素投入情況等，累計(jì)收到問卷450份。通過檢查和回訪，剔除無效問卷55份，最終獲得散戶有效問卷395份，問卷有效率87.78%。

2.2 樣本基本情況

調(diào)研結(jié)果表明，受訪農(nóng)戶大多以男性為主，占總調(diào)研人數(shù)的60.25%。受訪者年齡主要集中31～45周歲和46～60周歲兩個(gè)區(qū)間。文化程度普遍不高，初中文化水平的農(nóng)戶達(dá)51.90%，小學(xué)文化水平的農(nóng)戶占24.30%。家庭年收入在3萬元以下農(nóng)戶高達(dá)77.47%，農(nóng)戶年收入水平偏低(表1)。在395個(gè)參與土地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)研農(nóng)戶中，愿意流轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶為197人，占總調(diào)研比例的49.87%。相比較全國17.8%的土地轉(zhuǎn)出比例，大理州農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿較高，但愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的主要人群是特別年輕或年齡較大的農(nóng)戶。

表1 不同特征的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿比例

組別愿意土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶不愿意土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶總計(jì)百分比(%)人數(shù)比例(%)人數(shù)比例(%)性別男13155.0410744.9623860.25女6642.049157.9615739.75年齡<18周歲1100.0000.0010.2518～30周歲1458.331041.67246.0831～45周歲6640.499759.5116341.2746～60周歲8152.607347.4015438.99>60周歲3566.041833.965313.42受教育程度沒上過學(xué)1450.001450.00287.09小學(xué)4344.795355.219624.30初中10149.2710450.7320551.90高中、技校3456.672643.3360 15.19大專480.00120.0051.27本科及以上1100.0000.0010.25家庭收入<0.5萬元1260.00840.00205.060.5萬～1萬元3249.233350.776516.461萬～3萬元11049.7711150.2322155.953萬～5萬元2240.743259.265413.67>5萬元2160.001440.00358.86總計(jì)19749.8719850.13395100.00

2.3 變量設(shè)定

基于前面的理論分析與研究假設(shè)，研究在農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的計(jì)量模型中，引入3類， 10個(gè)解釋變量(戶主、家庭和行為認(rèn)知)，對(duì)農(nóng)戶參與土地轉(zhuǎn)出的積極性進(jìn)行解釋(表2)。

表2 解釋變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)

變量名稱變量定義均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值預(yù)期作用方向農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地意愿(Y)愿意轉(zhuǎn)出=1; 不愿意轉(zhuǎn)出=00.4990.5010.0001.000戶主特征變量戶主性別(X1)男=1; 女=00.6030.4900.0001.000?戶主年齡(X2)<18=1; 18～30周歲=2; 31～45周歲=3; 46～60周歲=4; >60=53.5920.8051.0005.000+戶主學(xué)歷(X3)不識(shí)字=1; 小學(xué)=2; 初中=3; 高中(中專/技校)=4; 大專=5; 本科及以上=62.8030.8531.0006.000+家庭特征變量家庭年收入(X4)<0.5=1; 0.5～1=2; 1～3=3; 3～5=4; >5=5(萬元/年)3.0480.9261.0005.000?非農(nóng)業(yè)收入(X5)實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)(萬元)1.0261.9860.00022.000+務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力(X6)按家庭實(shí)際務(wù)農(nóng)人數(shù)計(jì)算(個(gè))2.6151.1390.00012.000-耕地規(guī)模(X7)按實(shí)際種植規(guī)模計(jì)算(667m2)3.4812.4760.30028.000-行為認(rèn)知變量對(duì)過量使用農(nóng)藥、化肥的危害認(rèn)知(X8)未曾聽說,完全不清楚=1; 有點(diǎn)了解=2; 相當(dāng)熟悉=31.9620.6011.0003.000+有機(jī)肥使用情況(X9)不使用=1; 很少使用=2; 經(jīng)常使用=32.5190.6701.0003.000+對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策的態(tài)度(X10)不理解,不關(guān)心=1; 態(tài)度一般=2; 非常樂意接受=32.4330.6701.0003.000+

為了避免多重共線性的存在，運(yùn)用SAS 9.2軟件對(duì)這10個(gè)解釋變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，計(jì)算其Spearman相關(guān)系數(shù)(表3)。結(jié)果這10個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性系數(shù)均小于0.4，說明相關(guān)關(guān)系很弱，即認(rèn)為各個(gè)解釋變量之間不存在多重共線性。

表3 各解釋變量的等級(jí)相關(guān)系數(shù)

X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11.000 00.171 00.253 8-0.110 9-0.125 60.013 10.727 80.188 60.138 3-0.100 6X 20.171 01.000 0-0.189 30.020 3-0.043 00.107 10.089 7-0.037 50.104 5-0.064 4X 30.253 8-0.189 31.000 0-0.125 6-0.001 60.044 50.061 90.265 20.037 5-0.064 4X 4-0.110 90.020 3-0.125 61.000 00.426 90.168 60.125 7-0.128 9-0.002 90.034 6X 5-0.125 6-0.043 0-0.001 60.426 91.000 00.169 50.125 7-0.128 9-0.002 90.034 6X 60.013 10.107 10.044 50.168 60.169 51.000 00.134 8-0.065 2-0.027 7-0.004 5X 70.727 80.089 70.061 90.125 70.125 70.134 81.000 00.014 20.074 80.074 2X 80.188 6-0.037 50.265 2-0.128 9-0.128 9-0.065 20.014 21.000 00.098 20.123 0X 90.138 30.104 50.037 5-0.002 9-0.002 9-0.027 70.074 80.098 21.000 00.065 9X 10-0.100 6-0.064 4-0.064 40.034 60.034 6-0.004 50.074 20.123 00.065 91.000 0

3 模型構(gòu)建與回歸分析

由于農(nóng)戶參與土地轉(zhuǎn)出意愿是一個(gè)二分變量，該文采用Logistic模型進(jìn)行分析。將受訪樣本農(nóng)戶“是否參與土地流轉(zhuǎn)意愿”作為因變量Y，愿意轉(zhuǎn)出土地定義為Y=1，不愿意轉(zhuǎn)出土地定義為Y=0。對(duì)影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地意愿的諸多因素進(jìn)行回歸分析，其模型具體形式可以表述為：

logit(Y=1)=β0+β1X1+β2X2+…+β10X10+μ

(1)

其中，β代表截距參數(shù);βi代表回歸系數(shù)(i=1， 2， 3… 10);Y代表農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿，是被解釋變量;X代表影響Y的因素，是解釋變量;μ代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。式(1)表示的是引入多個(gè)解釋變量(X)對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿(Y)做多元回歸。

對(duì)數(shù)據(jù)運(yùn)用SAS 9.2軟件進(jìn)行Logistic回歸分析，首先將所有的解釋變量引入回歸方程中，進(jìn)行全回歸模型Ⅰ； 然后采用逐步回歸法，剔除不顯著的變量，直到所有的變量顯著的回歸模型Ⅱ[18]。模型Ⅱ擬合度較好，達(dá)到77.7%； 極大似然估計(jì)值為63.48，回歸結(jié)果具有可信性，X2(年齡)、X8(農(nóng)戶對(duì)過量使用農(nóng)藥化肥的危害認(rèn)知)和X10(農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策的態(tài)度)3個(gè)變量非常顯著(P<0.01)(表4)。

表4 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的Logistic回歸結(jié)果

解釋變量模型Ⅰ模型Ⅱ回歸系數(shù)顯著性回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤ChiSq檢驗(yàn)顯著性 C-6.466 7<0.000 1-5.405 00.841 143.388 0<0.000 1X10.385 00.113 6———X20.390 60.009 20.425 4***0.139 69.282 60.002 3X30.078 70.573 6————X40.024 30.862 4————X50.039 60.527 4————X60.028 50.776 4————X7-0.005 20.913 3————X80.824 7<0.000 10.907 8***0.194 921.697 3<0.000 1X90.194 40.255 1————X100.949 4<0.000 10.908 3***0.174 627.059 0<0.000 1 注:表中“***”表示在1%水平上顯著

回歸結(jié)果表明：(1)影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿10個(gè)因素，只有3個(gè)因素非常顯著，分別是：X2(年齡)、X8(農(nóng)戶對(duì)過量使用農(nóng)藥化肥的危害認(rèn)知)和X10(農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策的態(tài)度)。影響程度大小：X10>X8>X2； (2)X1(性別)、X3(戶主學(xué)歷)、X4(家庭收入)、X5(非農(nóng)業(yè)收入)、X6(務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力)、X7(耕地規(guī)模)和X9(有機(jī)肥使用情況)變量對(duì)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿影響不顯著(表4)。

X2與Y(農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地意愿)預(yù)期作用方向一致，呈顯著的正相關(guān)。即農(nóng)戶的年齡越大，把土地流轉(zhuǎn)出去可能性越大； 反之，農(nóng)戶的年齡越小，將土地流轉(zhuǎn)出去的可能性也越小，因?yàn)檎{(diào)研中50.12%的農(nóng)戶年齡均大于46歲，其身體素質(zhì)逐漸減弱，缺乏經(jīng)營土地的能力，轉(zhuǎn)出土地的意愿強(qiáng)烈，與張忠明[19]、林善浪[20]、王志丹[21]等研究結(jié)果一致。

X8與Y與預(yù)期作用方向一致，呈顯著的正相關(guān)。農(nóng)戶的環(huán)保意識(shí)越強(qiáng)，越能了解過量使用化肥農(nóng)藥危害性，同時(shí)明白規(guī)模化采納友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)能夠減少對(duì)化肥農(nóng)藥使用量，從而減少農(nóng)業(yè)面源污染，且政府對(duì)于采納環(huán)保農(nóng)業(yè)技術(shù)實(shí)踐給予環(huán)保行為補(bǔ)貼支持，能夠得到穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)收入，從而愿意參與土地流轉(zhuǎn)。

X10與Y與預(yù)期作用方向一致，呈顯著的正相關(guān)。政策扶持可以更有效地激發(fā)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的熱情[22]。調(diào)研顯示，當(dāng)?shù)卮蠖鄶?shù)年輕的農(nóng)戶都是季節(jié)性外出打工，因受限于自身文化程度，這類農(nóng)戶通常選擇工作在較低收入行業(yè)。加上多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)為土地是自己財(cái)富的思想根深蒂固，土地轉(zhuǎn)出意愿薄弱。但是，農(nóng)戶也持這樣一種觀點(diǎn)，如果政府給予轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶良好的社會(huì)保障、生活保障以及提高農(nóng)戶收益[23]，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)出土地的意愿就很強(qiáng)烈。因此，當(dāng)農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策精神領(lǐng)會(huì)到位或潛在好處感受深刻，其流轉(zhuǎn)態(tài)度越積極，流轉(zhuǎn)土地的概率性越大。X10的顯著也從側(cè)面反映了變量X7在模型中未通過顯著性檢驗(yàn)的原因。一般地，農(nóng)戶耕地規(guī)模越大，轉(zhuǎn)出土地意愿越薄弱，轉(zhuǎn)入土地意愿越強(qiáng)烈。但受訪農(nóng)戶土地經(jīng)營面積都比較小，加之文化程度普遍不高，參與土地流轉(zhuǎn)知識(shí)培訓(xùn)的講座少，導(dǎo)致耕地規(guī)模變量X7未對(duì)土地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生顯著影響。

性別指標(biāo)X1未通過顯著性檢驗(yàn)，可能與受訪樣本男性占比60%、女性占比40%有關(guān)。女性接受外界環(huán)境機(jī)會(huì)越來越多，大多數(shù)女性外出務(wù)工開拓自己的視野，已經(jīng)不是傳統(tǒng)保守的家庭婦女身份，女性家庭身份的轉(zhuǎn)變也導(dǎo)致性別變量在土地流轉(zhuǎn)意愿模型中表現(xiàn)不顯著。受教育程度指標(biāo)X3未通過顯著性檢驗(yàn)，一方面受訪農(nóng)戶文化程度總體水平不高，另一方面大理州環(huán)保培訓(xùn)組織輻射范圍窄[24]，加上組織方式存在缺陷，從而忽略了后期對(duì)農(nóng)戶的職業(yè)教育和技術(shù)培訓(xùn)，與王志丹等[21]的研究結(jié)果一致。X4、X5、X6未對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生顯著影響，與洱海流域農(nóng)戶家庭年均收入較低(約3萬元)，非農(nóng)業(yè)收入更低(約1萬元)，戶均務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力相對(duì)充足(約3人)有關(guān)。即家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下，若一個(gè)家庭幾乎全部的勞動(dòng)力都投入到了農(nóng)業(yè)上，說明農(nóng)戶對(duì)土地高度依賴，從而必然導(dǎo)致非農(nóng)業(yè)收入在家庭年收入中的比重不高。農(nóng)戶勞動(dòng)力只能在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中才能發(fā)揮價(jià)值，無其他額外就業(yè)選擇的農(nóng)戶必然不愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，與張會(huì)文[25]提出的農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)時(shí)間越長，非農(nóng)業(yè)收入越低，務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力越多，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿越模糊的研究結(jié)果一致。至于X9未通過顯著性檢驗(yàn)，可能與受訪地區(qū)小農(nóng)普遍習(xí)慣在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上施用部分有機(jī)肥有關(guān)。因?yàn)槎Ａ饔蚰膛ｐB(yǎng)殖業(yè)發(fā)達(dá)，小農(nóng)散養(yǎng)高達(dá)95%，有機(jī)肥源使用方便，農(nóng)家有機(jī)肥代替了高價(jià)商品有機(jī)肥，進(jìn)而該變量對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿影響甚微?？傊恋亓鬓D(zhuǎn)影響因素很多，地域之間也有很大差異。畢竟土地是農(nóng)戶的“保命田”，政府還需在如何保障和提高土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的生計(jì)能力和福祉等方面給予更多考量，值得后續(xù)進(jìn)一步深入研究。

4 主要結(jié)論與政策建議

4.1 主要結(jié)論

該文基于大理州395個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查樣本，運(yùn)用Logistic模型對(duì)農(nóng)戶參與洱海流域土地轉(zhuǎn)出意愿進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：(1)49.87%的農(nóng)戶愿意參與洱海流域上游的土地轉(zhuǎn)出，相對(duì)于全國17.8%的土地流轉(zhuǎn)比例，大理州農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿較高； (2)戶主的年齡、農(nóng)戶對(duì)過量使用農(nóng)藥化肥的危害認(rèn)知和農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策的態(tài)度等3個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿影響較為顯著并呈正相關(guān)。影響程度大小依次為：農(nóng)戶對(duì)國家土地流轉(zhuǎn)政策的態(tài)度>農(nóng)戶對(duì)過量使用農(nóng)藥化肥的危害認(rèn)知>戶主的年齡； (3)性別、戶主學(xué)歷、家庭年收入、非農(nóng)業(yè)收入、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力、耕地規(guī)模和有機(jī)肥使用情況等變量對(duì)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿影響不顯著。

4.2 政策建議

為了改變洱海流域由小規(guī)模種植業(yè)引起的面源污染現(xiàn)狀，引導(dǎo)大理州小規(guī)模種植戶積極進(jìn)行土地轉(zhuǎn)出是必然趨勢?；谠撐牡难芯?，有針對(duì)性地提出幾點(diǎn)政策建議。(1)強(qiáng)化土地流轉(zhuǎn)政策的宣傳。除通過電視、廣播、標(biāo)語、條幅、下發(fā)宣傳單等多種常用的宣傳方式，還應(yīng)通過廣泛入社、入戶方式和已轉(zhuǎn)出土地戶和規(guī)模經(jīng)營戶的典型現(xiàn)身說法，宣傳土地流轉(zhuǎn)好處、效果、意義及各項(xiàng)惠民措施，消除農(nóng)戶的思想顧慮，提高土地流轉(zhuǎn)意識(shí)。(2)加大土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶生計(jì)能力的培訓(xùn)。當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶收入對(duì)土地依賴程度高，收入低，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)少，加之受教育程度普遍偏低，即便進(jìn)城務(wù)工就業(yè)也是工資水平低、就業(yè)穩(wěn)定不足，需要政府更多的就業(yè)技能培訓(xùn)。(3)加大土地流轉(zhuǎn)后社會(huì)保障體系建設(shè)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化是全國普遍的問題，在洱海流域少數(shù)民族聚集區(qū)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化更為突出，要給予轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶生活福祉的社會(huì)保障，讓其老有所依，有助于促進(jìn)土地的流轉(zhuǎn)。(4)加大對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體(專業(yè)戶、家庭農(nóng)場、合作社和涉農(nóng)企業(yè))的扶持。洱海流域作為經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營主體比重不高，發(fā)展水平相對(duì)落后，尤其是規(guī)范化、標(biāo)準(zhǔn)化、環(huán)保經(jīng)營的規(guī)?；?jīng)營主體不多見，同時(shí)，落實(shí)規(guī)模化生產(chǎn)在倉儲(chǔ)設(shè)施用地、流轉(zhuǎn)土地的激勵(lì)等措施方面力度不夠，而規(guī)模化經(jīng)營主體更容易和愿意采納實(shí)施環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)實(shí)踐，并能達(dá)到良好的農(nóng)業(yè)面源污染防控效果。因此，各級(jí)政府應(yīng)加快出臺(tái)符合當(dāng)時(shí)實(shí)際且操作性強(qiáng)的全方位的扶持政策。

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