平原與丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿差異研究
——基于765份調(diào)查問卷

黃利民， 郭元武， 劉成武， 胡碧霞

(1.中南民族大學(xué)民族地區(qū)人地關(guān)系研究中心，湖北武漢 430074； 2.華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北武漢 430074)

20世紀80年代初推行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，這一制度改革在過去很長一段時期內(nèi)為我國“三農(nóng)”事業(yè)的發(fā)展作出了重大貢獻。然而，其弊端也日漸凸顯，這種小農(nóng)經(jīng)營模式讓農(nóng)地細碎而分散，使我國成為了農(nóng)地細碎化程度最高的國家之一[1]。隨著社會發(fā)展，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機會成本在上升，越來越多的農(nóng)民開始兼業(yè)，并將主要精力用在進城務(wù)工上，致使我國農(nóng)地出現(xiàn)大規(guī)模邊際化和撂荒現(xiàn)象[2]。2013年中央農(nóng)村工作會議提出，把農(nóng)民土地承包經(jīng)營權(quán)分為承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)，“三權(quán)分置”模式出現(xiàn)[3]。2014年中央一號文件提出，鼓勵有條件的農(nóng)戶流轉(zhuǎn)承包土地的經(jīng)營權(quán)。這推動了我國的土地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營。2017年中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會報告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，并提出構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)體系，發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營。適度規(guī)模經(jīng)營是大勢所趨，而土地流轉(zhuǎn)恰恰是適度規(guī)模經(jīng)營前期的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，可見土地流轉(zhuǎn)的重要性。新時代，我國提出以人民為中心，人民的意愿被國家社會所重視，本研究在此背景下展開土地流轉(zhuǎn)意愿研究。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)，多數(shù)研究從農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度、交易費用、規(guī)模經(jīng)營[4]等方面進行探討，本研究集中關(guān)注土地流轉(zhuǎn)意愿問題。此前，關(guān)于土地流轉(zhuǎn)意愿的研究為數(shù)不少且視角各異，其中大部分研究側(cè)重于集中關(guān)注一個影響因素，常見的有從年齡[5]、性別[6]、生計方式[7]、土地利用投入[8]、兼業(yè)[9]、農(nóng)戶認知[10]、收入預(yù)期[11]以及產(chǎn)權(quán)偏好[12]等因素出發(fā)進行的研究；部分學(xué)者以特定區(qū)域諸如江漢平原[13]、丘陵區(qū)[14]、城郊區(qū)[15]等為切入點進行研究；也有專注于土地轉(zhuǎn)出的單一流向意愿研究[16]。本研究以湖北省4個市(縣)為研究區(qū)域，其中漢川市和云夢縣為平原地區(qū)，安陸市和廣水市為丘陵地區(qū)，運用問卷調(diào)查方法，建立二元Logistic回歸模型，對比分析影響平原地區(qū)與丘陵地區(qū)農(nóng)戶做出土地轉(zhuǎn)出轉(zhuǎn)入決策的因素，以期為政府制定土地流轉(zhuǎn)政策提供參考依據(jù)。

1 研究區(qū)域概況

以湖北省廣水市、安陸市、漢川市和云夢縣為研究區(qū)域。廣水市，位于湖北省東北部，桐柏山脈南麓、大別山脈西端，為丘陵地區(qū)，總面積為2 675 km2，總?cè)丝?3萬人，轄20個鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、辦事處)、1個省管經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)。安陸市，位于大洪山余脈與江漢平原交匯處，地形以丘陵為主，總面積為 1 355 km2，轄15個鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、街道)、1個省級開發(fā)區(qū)，總?cè)丝?63萬人。漢川市，位于漢江下游，江漢平原腹地，總?cè)丝诩s109萬人，總面積為 1 659.04 km2，其中耕地、水域為漢川市主要土地類型，年平均氣溫16.1 ℃，平均日照時數(shù) 1 938.5 h，年平均降水量 1 198 mm，無霜期230 d。云夢縣，位于湖北省中部偏東、江漢平原東北部，總面積為604 km2，總?cè)丝诩s68萬人，轄9鎮(zhèn)3鄉(xiāng)，年平均氣溫16 ℃，年平均日照時數(shù)1 993.6 h，年平均降水量 1 074.5 mm，無霜期為247 d。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 方法選擇

以農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿為因變量，當農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入時，賦值為“0”，農(nóng)戶不愿意時，賦值為“1”，由此選擇二元Logistic回歸模型進行回歸分析。若將農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿為“愿意”的情況出現(xiàn)概率記為Pi，則能夠得到以下回歸模型公式[17]：

(1)

式中：Pi為農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)的概率，1-Pi則為農(nóng)戶不愿意流轉(zhuǎn)的概率。農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿為“愿意”的概率與“不愿意”的概率之比為土地流轉(zhuǎn)事件的發(fā)生比，且該事件的發(fā)生比不會為負，也無上界。經(jīng)過對數(shù)變換步驟之后，可以得到以下Logistic回歸模型的線性模型：

(2)

式中：α表示常數(shù)；βi為回歸系數(shù)；xi為解釋變量；i代表自變量的個數(shù)。

2.2 模型中的解釋變量

農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿是由各個不同方面因素綜合作用的結(jié)果，這些影響因素大致來自以下方面：個體因素、家庭因素、經(jīng)濟因素、耕地經(jīng)營現(xiàn)狀因素以及政策因素等?？紤]到當前我國政府大力推進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，并出臺了一系列對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)利好的政策，因此，本研究重點探究個體因素、家庭因素、經(jīng)濟因素、耕地經(jīng)營現(xiàn)狀因素對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的影響，并與之相應(yīng)地選取戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度、勞動力數(shù)量、家庭兼業(yè)情況、家庭年收入、非農(nóng)收入比例、耕地總面積、耕地總塊數(shù)、耕地質(zhì)量、是否有撂荒、是否有轉(zhuǎn)入、是否有轉(zhuǎn)出等13個變量(表1)，利用二元Logistic回歸模型來探究其對平原和丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的影響機制。

表1 Logistic模型估計的變量選擇及解釋

2.3 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于2017年8—9月筆者所在課題組對2個丘陵地區(qū)(廣水市、安陸市)、2個平原地區(qū)(漢川市、云夢縣)的抽樣調(diào)查問卷。通過對4個市(縣)中的24個行政村進行實地調(diào)研，共計獲得776份紙質(zhì)問卷，剔除其中信息不全和信息明顯失真的無效問卷，最終獲取765份有效問卷，問卷有效率達 98.6%。其中平原地區(qū)的有效問卷數(shù)為385份，占有效問卷總量的50.3%；丘陵地區(qū)的有效問卷數(shù)為380份，占有效問卷總量的49.7%。

3 結(jié)果與分析

對765份來自4個市(縣)的有效問卷數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，數(shù)據(jù)顯示，漢川市和云夢縣所在的平原地區(qū)的受訪農(nóng)戶中有53.5%的農(nóng)戶愿意參與土地流轉(zhuǎn)，其中12.0%的農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出土地，41.5%的農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)入土地；廣水市和安陸市所在的丘陵地區(qū)的受訪農(nóng)戶中有30.1%的農(nóng)戶愿意參與土地流轉(zhuǎn)，其中13.0%的農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出土地，17.1%的農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)入土地。顯而易見，丘陵地區(qū)大部分農(nóng)戶不愿意參與土地流轉(zhuǎn)，而平原地區(qū)大部分農(nóng)戶愿意參與土地流轉(zhuǎn)；且在丘陵地區(qū)和平原地區(qū)愿意參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶中大部分愿意轉(zhuǎn)入土地。

3.1 平原地區(qū)與丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的影響因素分析

對調(diào)查問卷獲取的有效數(shù)據(jù)進行回歸分析，由表2可知，影響平原地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著性因素主要來自土地經(jīng)營現(xiàn)狀方面，具體包括耕地總塊數(shù)(Sig值=0.043**)、耕地質(zhì)量(Sig值=0.000***)、是否有轉(zhuǎn)出(Sig值=0.000***)，其中農(nóng)戶的耕地總塊數(shù)(截距=-0.198)越多，其土地轉(zhuǎn)出意愿越弱；耕地質(zhì)量(截距=1.184)越高，其土地轉(zhuǎn)出意愿越強；在是否有轉(zhuǎn)出(截距=-1.752)因素中，已經(jīng)有轉(zhuǎn)出土地情況的農(nóng)戶要比沒有轉(zhuǎn)出情況的農(nóng)戶具有更弱的土地轉(zhuǎn)出意愿。影響丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著性因素主要來自個體因素和土地經(jīng)營現(xiàn)狀因素，具體包括戶主性別(Sig值=0.016**)、戶主受教育程度(Sig值=0.080*)、是否有撂荒(Sig值=0.076*)，其中在戶主性別(截距=-1.837)因素中，男性戶主的土地轉(zhuǎn)出意愿要弱于女性戶主；在戶主受教育程度(截距=0.345)因素中，文化程度越高的戶主其土地轉(zhuǎn)出意愿越強；在是否有撂荒(截距=-0.685)因素中，有撂荒情況的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿要弱于沒有撂荒情況的農(nóng)戶。

平原地區(qū)，耕地總塊數(shù)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈負相關(guān)關(guān)系，調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶所屬耕地塊數(shù)越多時，往往其耕地面積相應(yīng)越大，越利于規(guī)模經(jīng)營，規(guī)模經(jīng)營相較于傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)營獲利更豐，因此，耕地塊數(shù)越多的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的意愿越弱；耕地質(zhì)量與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈正相關(guān)關(guān)系，當耕地質(zhì)量越高時，相應(yīng)的轉(zhuǎn)出價格會越高，因此，沒有專門從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶會傾向于將高質(zhì)量土地轉(zhuǎn)出以獲得高收益；是否有轉(zhuǎn)出與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈負相關(guān)關(guān)系，已經(jīng)有土地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶，往往所剩土地數(shù)量不多，其剩余部分土地多是用于滿足基本生活需要的口糧地和菜地，因此，已經(jīng)有土地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶轉(zhuǎn)出的意愿會弱于沒有轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶。丘陵地區(qū)，女性戶主比男性戶主的轉(zhuǎn)出意愿更強烈，調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要勞動力多數(shù)為中年女性，這部分勞動力往往身體素質(zhì)不強，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多是重體力工作，因而女性相較于男性更愿意將土地轉(zhuǎn)出；戶主受教育程度與土地轉(zhuǎn)出意愿呈正相關(guān)關(guān)系，戶主受教育程度越高，往往就業(yè)機會越多，越容易找到比從事小規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)濟效益更高的工作，因此，戶主文化程度越高，土地轉(zhuǎn)出的意愿越強?？v觀來看，平原地區(qū)，影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的因素主要是土地經(jīng)營現(xiàn)狀；丘陵地區(qū)，影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的因素主要為戶主的個體因素。

表2 農(nóng)地轉(zhuǎn)出模型參數(shù)估計結(jié)果

注：“***”“**”“*”分別表示在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上影響顯著。下表同。

3.2 平原地區(qū)與丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的影響因素分析

對調(diào)查問卷獲得的有效數(shù)據(jù)進行回歸分析，由表3可知，影響平原地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的顯著性因素主要來自個體因素、家庭因素、土地經(jīng)營現(xiàn)狀因素，具體包括戶主年齡(Sig值=0.055*)、勞動力數(shù)量(Sig值=0.082*)、家庭兼業(yè)情況(Sig值=0.000***)、耕地總塊數(shù)(Sig值=0.082*)、耕地質(zhì)量(Sig值=0.005***)、是否有轉(zhuǎn)入(Sig值=0.010***)、是否有轉(zhuǎn)出(Sig值=0.045**)，其中戶主年齡(截距=-0.030)越大，土地轉(zhuǎn)入意愿越弱；農(nóng)戶勞動力數(shù)量(截距=0.192)越多，土地轉(zhuǎn)入意愿越強；家庭兼業(yè)情況(截距=0.838)因素中，非兼業(yè)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿強于兼業(yè)農(nóng)戶；耕地總塊數(shù)(截距=0.111)越多，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入的意愿越強；耕地質(zhì)量(截距=0.618)越高，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿越強；在是否有轉(zhuǎn)入(截距=-0.751)因素中，已經(jīng)發(fā)生過土地轉(zhuǎn)入行為的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿弱于沒有發(fā)生過轉(zhuǎn)入行為的農(nóng)戶；在是否有轉(zhuǎn)出(截距=1.142)因素中，已經(jīng)發(fā)生過土地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿強于沒有發(fā)生過土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶。影響丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的顯著性因素主要來自個體因素和土地經(jīng)營現(xiàn)狀因素，具體包括戶主性別(Sig值=0.003***)、耕地質(zhì)量(Sig值=0.003***)、是否有轉(zhuǎn)入(Sig值=0.001***)，其中在戶主性別(截距=1.098)因素中，男性戶主的土地轉(zhuǎn)入意愿強于女性戶主；耕地質(zhì)量(截距=1.389)越高，土地轉(zhuǎn)入意愿越強；是否有轉(zhuǎn)入(截距=-1.164)因素中，已經(jīng)發(fā)生過土地轉(zhuǎn)入行為的農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入意愿弱于沒有發(fā)生過土地轉(zhuǎn)入行為的農(nóng)戶。

表3 農(nóng)地轉(zhuǎn)入模型參數(shù)估計結(jié)果

注：“***”“**”“*”分別代表在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平下顯著。

平原地區(qū)，勞動力數(shù)量、家庭兼業(yè)情況、耕地總塊數(shù)、耕地質(zhì)量、是否有轉(zhuǎn)出與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿呈正相關(guān)關(guān)系，調(diào)研發(fā)現(xiàn)，勞動力數(shù)量越多，農(nóng)戶的土地經(jīng)營能力就越大，因而愿意轉(zhuǎn)入更多的土地經(jīng)營；非兼業(yè)農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要生計方式，在農(nóng)業(yè)方面具有更強的專業(yè)性，兼業(yè)農(nóng)戶勞動力逐漸流向第二、第三產(chǎn)業(yè)，相較而言，前者的土地轉(zhuǎn)入意愿會強于后者；耕地總塊數(shù)越多意味著耕地的破碎化越嚴重，為了便于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)戶希望轉(zhuǎn)入周邊的土地，使其與原來的土地集中連片，從而更利于耕作和規(guī)模經(jīng)營；擁有高質(zhì)量土地的農(nóng)戶在同等耕作方式下會獲得比其他農(nóng)戶更高的經(jīng)濟收益，因此也會產(chǎn)生比其他農(nóng)戶更多的從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的動力，因而會有更強的土地轉(zhuǎn)入意愿；已經(jīng)發(fā)生過土地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶中，之所以轉(zhuǎn)出土地，大部分是由于家庭主要勞動力外出務(wù)工，而這些農(nóng)戶一方面仍在經(jīng)營的土地所剩無幾，另一方面實際具備從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的潛力，因而會比沒有發(fā)生過土地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶具有更強的土地轉(zhuǎn)入意愿；戶主年齡和是否有轉(zhuǎn)入與平原地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿呈負相關(guān)關(guān)系，戶主年齡越大，往往從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的能力越弱，因而其土地轉(zhuǎn)入的意愿也會越弱；已經(jīng)發(fā)生過土地轉(zhuǎn)入行為的農(nóng)戶，若再次轉(zhuǎn)入土地，就有很大概率成為規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶，眾所周知，土地資源是有限的，規(guī)模農(nóng)戶只會占很小一部分，因而大部分已經(jīng)轉(zhuǎn)入過土地的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿會弱于沒有發(fā)生過土地轉(zhuǎn)入行為的農(nóng)戶。丘陵地區(qū)，戶主性別、耕地質(zhì)量與土地轉(zhuǎn)入意愿呈正相關(guān)關(guān)系，調(diào)研發(fā)現(xiàn)，男性戶主相較于女性戶主具備更好的從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的條件，因此，一般情況下，男性戶主比女性戶主具有更強的土地轉(zhuǎn)入意愿；是否有轉(zhuǎn)入與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿呈負相關(guān)關(guān)系，已經(jīng)發(fā)生過土地轉(zhuǎn)入行為的農(nóng)戶大部分不會再有轉(zhuǎn)入需求或轉(zhuǎn)入需求會減小，相較于沒有發(fā)生過土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶，其土地轉(zhuǎn)入意愿更弱。

4 結(jié)論與討論

通過對765份來自湖北省4個市(縣)的有效問卷數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，數(shù)據(jù)顯示，平原地區(qū)的受訪農(nóng)戶中有53.5%的農(nóng)戶愿意參與土地流轉(zhuǎn)，其中12.0%的農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出土地，41.5%的農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)入土地；丘陵地區(qū)的受訪農(nóng)戶中有30.1%的農(nóng)戶愿意參與土地流轉(zhuǎn)，其中愿意轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶占13.0%，愿意轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶占17.1%。

在土地轉(zhuǎn)出視角下，影響平原地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著性因素為耕地總塊數(shù)、耕地質(zhì)量、是否有轉(zhuǎn)出，其中耕地質(zhì)量與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈正相關(guān)關(guān)系，耕地總塊數(shù)、是否有轉(zhuǎn)出與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈負相關(guān)關(guān)系。丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著性影響因素為戶主性別、戶主受教育程度、是否有撂荒，其中戶主受教育程度與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈正相關(guān)關(guān)系，戶主性別、是否有撂荒與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈負相關(guān)關(guān)系。

在土地轉(zhuǎn)入視角下，影響平原地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的顯著性因素為戶主年齡、勞動力數(shù)量、家庭兼業(yè)情況、耕地總塊數(shù)、耕地質(zhì)量、是否有轉(zhuǎn)入、是否有轉(zhuǎn)出，其中勞動力數(shù)量、家庭兼業(yè)情況、耕地總塊數(shù)、耕地質(zhì)量、是否有轉(zhuǎn)出與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿呈正相關(guān)關(guān)系，戶主年齡、是否有轉(zhuǎn)入與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿呈負相關(guān)關(guān)系。

從研究結(jié)果中不難看出，在土地轉(zhuǎn)出視角下，影響平原地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的主要因素集中于土地經(jīng)營現(xiàn)狀，影響丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的主要因素集中于戶主個體特征。在土地轉(zhuǎn)入視角下，影響平原地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的主要因素集中于家庭因素和土地經(jīng)營現(xiàn)狀，影響丘陵地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的主要因素集中于土地經(jīng)營現(xiàn)狀。因此，平原地區(qū)政府應(yīng)加大土地整治力度，同時創(chuàng)新土地整治技術(shù)，以提高耕地質(zhì)量，改變耕地破碎化現(xiàn)狀，從而促進土地流轉(zhuǎn)進程。丘陵地區(qū)政府應(yīng)在進行土地整治工作的基礎(chǔ)上，鼓勵開展成人教育事業(yè)，尤其要鼓勵女性參與其中；還應(yīng)做好本區(qū)域農(nóng)地撂荒的統(tǒng)計工作，重點針對撂荒嚴重的地區(qū)開展土地流轉(zhuǎn)宣傳活動；并建立健全土地流轉(zhuǎn)信息平臺，以促進本區(qū)域的土地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營。

無論是平原地區(qū)還是丘陵地區(qū)，農(nóng)戶是否愿意參與土地流轉(zhuǎn)取決于各方面因素的綜合作用，本研究為了便于研究，忽略了對土地流轉(zhuǎn)意愿存在影響的一些其他因素，尤其是沒有考慮政策因素，這些都會影響對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿影響機制的分析，因此有待進一步完善研究。

參考文獻：

[1]黃 花. 我國現(xiàn)行農(nóng)村土地管理制度的主要問題及改革思路[J]. 科學(xué)社會主義，2010(1)：125-128.

[2]劉成武，李秀彬. 對中國農(nóng)地邊際化現(xiàn)象的診斷——以三大糧食作物生產(chǎn)的平均狀況為例[J]. 地理研究，2006，25(5)：895-904.

[3]胡 震. 朱小慶吉.農(nóng)地“三權(quán)分置”的研究綜述[J]. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2017，34(1)：106-117.

[4]Berg M M V D，Hengsdijk H，Wolf J，et al. The impact of increasing farm size and mechanization on rural income and rice production in Zhejiang Province，China[J]. Agricultural Systems，2005，94(3)：841-850.

[5]王亞輝，李秀彬，辛良杰. 農(nóng)業(yè)勞動力年齡對土地流轉(zhuǎn)的影響研究——來自CHIP2013的數(shù)據(jù)[J]. 資源科學(xué)，2017，39(8)：1457-1468.

[6]吳云青，羅 倩，密長林，等. 農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿及影響因素的性別差異——基于天津市578份調(diào)查問卷的實證分析[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2016，26(6)：69-74.

[7]陸繼霞，何 倩. 生計視角下農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿及影響因素分析——基于河南省某縣龍村的實地調(diào)查[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟，2016(2)：39-43.

[8]劉成武，黃利民. 農(nóng)戶土地利用投入變化及其土地利用意愿分析[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2014，30(20)：297-305.

[9]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——基于浙江的調(diào)查與實證[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2014，35(3)：19-24.

[10]鐘曉蘭，李江濤，馮艷芬，等. 農(nóng)戶認知視角下廣東省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為研究[J]. 資源科學(xué)，2013，35(10)：2082-2093.

[11]高 偉，張 蘇，王 婕. 土地流轉(zhuǎn)、收入預(yù)期與農(nóng)村高等教育參與意愿[J]. 管理世界，2013(3)：82-95.

[12]徐美銀. 農(nóng)民階層分化、產(chǎn)權(quán)偏好差異與土地流轉(zhuǎn)意愿——基于江蘇省泰州市387戶農(nóng)戶的實證分析[J]. 社會科學(xué)，2013(1)：56-66.

[13]王萌萌，宋 戈，黃善林，等. 基于農(nóng)戶調(diào)查的江漢平原地區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿研究及影響因素分析[J]. 水土保持研究，2016，23(4)：99-103.

[14]范喬希，應(yīng)壽英. 丘陵區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查——以重慶市為例[J]. 調(diào)研世界，2017(8)：32-37.

[15]何國俊，徐 沖. 城郊農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿分析——基于北京郊區(qū)6村的實證研究[J]. 經(jīng)濟科學(xué)，2007(5)：111-124.

[16]吳 萌，甘臣林，任 立，等. 分布式認知理論框架下農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿影響因素研究——基于SEM模型的武漢城市圈典型地區(qū)實證分析[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2016，26(9)：62-71.

[17]陳 昱，陳銀蓉，馬文博. 基于Logistic模型的水庫移民安置區(qū)居民土地流轉(zhuǎn)意愿分析——四川、湖南、湖北移民安置區(qū)的調(diào)查[J]. 資源科學(xué)，2011，33(6)：1178-1185.