衡水市農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出意愿的影響因素與行政干預(yù)*

趙桂英，陳麗娜

(衡水市委黨校，河北衡水 053000)

0 引言

土地問題是中國農(nóng)村的核心問題，關(guān)系到全體農(nóng)民的切身利益[1]。土地問題至今仍然是我國的核心問題。土地的流轉(zhuǎn)，實(shí)際上屬于使用權(quán)交易的典型代表，將外部效應(yīng)進(jìn)行“內(nèi)部化”處理，從而讓土地在農(nóng)戶手中發(fā)揮出最大化的效用，在這個(gè)過程中并未存在既得利益集團(tuán)的相關(guān)操作，流轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)具有較強(qiáng)自由化特征，農(nóng)戶可以結(jié)合自己的實(shí)際情況展現(xiàn)流轉(zhuǎn)意愿。土地流轉(zhuǎn)的速度和規(guī)模，在一定程度上是由農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿所決定的[2]。在近幾年的時(shí)間里，農(nóng)村土地政策成為政府工作的重中之重，為切實(shí)維護(hù)農(nóng)民的利益，政府合理化放寬相關(guān)政策，不斷加強(qiáng)土地資源的流動(dòng)性[3]。市場的變化程度日益加深，土地流轉(zhuǎn)方式逐漸趨于多元化，例如出租、入股、信托等。2014年，以吳玲[4]為代表的研究人員針對(duì)土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀展開全面的分析研究，并確定其適用情況。2011年，以趙丙奇[5]為代表的研究人員，所選擇的研究對(duì)象為安徽省淮北市和浙江省紹興市的土地流轉(zhuǎn)方式，同時(shí)展開系統(tǒng)全面的分析對(duì)比，最終確定發(fā)達(dá)地區(qū)所使用的流轉(zhuǎn)方式主要有土地轉(zhuǎn)讓和出租； 土地轉(zhuǎn)包是欠發(fā)達(dá)地區(qū)主要流轉(zhuǎn)方式，其次是互換。祁艷[6](2011)以重慶市沙坪壩區(qū)為樣本，根據(jù)對(duì)農(nóng)戶問卷調(diào)查，通過綜合指數(shù)法進(jìn)行研究，評(píng)價(jià)了樣本農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)績效。王磊[7]等(2012)實(shí)證分析了貧困山區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿，確定農(nóng)村家庭收入情況、農(nóng)戶承包土地特征和農(nóng)戶家庭人口特征是3個(gè)影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)鍵因素。劉洋[8]等(2013)等基于 Logistic回歸分析模型，詳細(xì)分析了影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)鍵因素。

大量學(xué)者對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場進(jìn)行了分析研究，大多數(shù)從地域性、宏觀層面進(jìn)行研究，對(duì)出現(xiàn)的新問題的則關(guān)注度較少，大部分學(xué)者對(duì)影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為與意愿的因素進(jìn)行了研究，但隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的發(fā)展，必須更加全面的分析影響農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出意愿的相關(guān)內(nèi)容。在推進(jìn)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)方面，河北衡水市取得較大成績，但同時(shí)也存在部分土地轉(zhuǎn)出不規(guī)范、農(nóng)戶轉(zhuǎn)出意愿不強(qiáng)、土地轉(zhuǎn)出政策針對(duì)性及操作性不強(qiáng)等現(xiàn)象。文章的研究目的主要為：結(jié)合數(shù)據(jù)分析和實(shí)地調(diào)查的方式，全面掌握河北衡水市農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的發(fā)展現(xiàn)狀，確定其影響因素，在此基礎(chǔ)上制定正確的戰(zhàn)略決策； 同時(shí)打造完善的農(nóng)地流轉(zhuǎn)機(jī)制，為構(gòu)建農(nóng)地適度規(guī)模化經(jīng)營奠定堅(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ)，促進(jìn)衡水市農(nóng)民的現(xiàn)代化發(fā)展。

1 土地流轉(zhuǎn)相關(guān)理論

1.1 不完全契約理論

不完全契約理論是現(xiàn)代契約理論的一個(gè)分支，其主要由交易成本理論、激勵(lì)理論和產(chǎn)權(quán)理論組成。以Williamson和Hart為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，由于某種程度的有限理性或信息的不完全性或者交易成本的存在，現(xiàn)實(shí)中的契約是不完全的，不完全契約是必然和經(jīng)常存在的。有研究者[9]將契約不完全的原因大概歸結(jié)為預(yù)見成本、締約成本和證實(shí)成本3種成本，并基于對(duì)契約不完全性的認(rèn)識(shí)，發(fā)展出了一個(gè)新的理論，即“不完全契約理論”。

1.2 交易成本理論

交易成本理論是英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家科斯認(rèn)為，交易成本是指獲得準(zhǔn)確市場信息所需要的成本，以及通過談判和經(jīng)常性契約過程中產(chǎn)生的費(fèi)用。具體來看，科斯所認(rèn)為的交易成本包括信息搜尋的成本、討價(jià)還價(jià)的成本、簽訂條約的成本、監(jiān)督履約的成本、違約處理的成本等等。后續(xù)的學(xué)者從多個(gè)方面對(duì)科斯的交易成本理論進(jìn)行了探討，新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家從契約過程、交易維度、設(shè)參照系和生產(chǎn)過程等4個(gè)角度對(duì)交易成本理論進(jìn)行了完善和系統(tǒng)化。

2 研究區(qū)概況

衡水市地處河北省東南部，擁有88.15萬hm2的面積，且南北毗鄰邢臺(tái)、保定，東西緊挨滄州、石家莊，是重要的地級(jí)市。衡水市地勢(shì)自西南向東北緩慢傾斜，海拔高度12～30m，地處河北沖積平原。屬溫暖半干旱型，為大陸季風(fēng)氣候區(qū)，是京津重要農(nóng)副產(chǎn)品加工供應(yīng)基地。衡水市共有454.9萬人口，生產(chǎn)總值和人均可支配收入分別達(dá)到1 413.4億元、1.629 6萬元。衡水市農(nóng)用地69.65萬hm2，占土地總面積的78.80%。耕地57.09萬hm2，占農(nóng)用地總面積的81.97%，其中旱地19.78萬hm2，水澆地36.69萬hm2，園地5.33萬hm2，菜地0.62萬hm2，牧草地0.08萬hm2，林地12.6萬hm2，其他農(nóng)用地5.88萬hm2。

3 研究方法

3.1 研究假設(shè)

該研究基于假設(shè)法展開系統(tǒng)化的研究，并得出農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營決策當(dāng)中各種因素的影響作用，假設(shè)項(xiàng)為：(1)戶主年齡，(2)戶主職業(yè)，(3)戶主文化程度，(4)土地塊數(shù)，(5)家庭兼業(yè)人數(shù)，(6)新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)人數(shù)，(7)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)，(8)家庭非農(nóng)收入，(9)政府關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的政策，(10)家庭現(xiàn)有耕地面積；(11)家庭勞動(dòng)力人數(shù)；(12)家庭人口規(guī)模；(13)家庭農(nóng)用機(jī)械數(shù)量。其中前10項(xiàng)與土地資源轉(zhuǎn)出戶之間存在正相關(guān)性，后3項(xiàng)與土地資源轉(zhuǎn)出戶則為負(fù)向相關(guān)。

3.2 農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的實(shí)證分析

3.2.1 模型的選擇與說明

以Logistic回歸模型為基礎(chǔ)，針對(duì)性分析能夠影響農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出意愿的各方面內(nèi)容。Logistic模型屬于邏輯概率分布函數(shù)。對(duì)于線性方程受統(tǒng)計(jì)假設(shè)約束條件的局限性，Logistic模型能夠克服，具有非常強(qiáng)的適應(yīng)性。所以，該文所使用的研究工具即為Logistic回歸模型，具體內(nèi)容如下：

(1)

式中，Zi=α+βXi+μ，e表示自然對(duì)數(shù)的底數(shù)，其估算式為公式為：

(2)

由此可用下式表示模型具體形式：

(3)

式中，P表示事件發(fā)生的概率，由于變量關(guān)系在Logistic函數(shù)分布中存在服從關(guān)系。通過Logistic函數(shù)，在[0， 1]范圍內(nèi)，會(huì)在一定程度上限制回歸變量的值域，因此需限制Logistic模型中的因變量值域?yàn)閇0， 1]內(nèi)。

3.2.2 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來自2017年4—6月衡水市進(jìn)行的農(nóng)戶調(diào)研，為排除環(huán)境因素等非隨機(jī)因素對(duì)抽樣結(jié)果的影響以及使抽選樣本類似于總體分布，采用隨機(jī)抽樣的辦法選擇樣本村和農(nóng)戶，保證抽樣的科學(xué)性和對(duì)總體樣本的代表性。分別市(區(qū))的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機(jī)選擇7個(gè)自然村，再在每個(gè)自然村中隨機(jī)選擇約35戶農(nóng)戶進(jìn)行面對(duì)面問答，總計(jì)發(fā)放問卷750份，回收問卷690份，問卷有效率為92.00%。

2.2.3 變量的選擇與描述

影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入意愿的顯著性因素包括家庭非農(nóng)收入、戶主年齡和職業(yè)這3個(gè)； 另外，戶主的年齡、職業(yè)、文化程度、非農(nóng)收入、家庭兼業(yè)人數(shù)和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量均是影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的重要內(nèi)容。模型當(dāng)中的自變量定義和詳細(xì)說明：

表1 自變量定義和詳細(xì)說明

農(nóng)戶家庭人口規(guī)模指未成家立戶，經(jīng)濟(jì)生活方面和家庭存在緊密聯(lián)系的家庭成員。家庭兼業(yè)人數(shù)是家庭內(nèi)部同時(shí)從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力人數(shù)。這3個(gè)變量為描述農(nóng)戶家庭人口特征的重點(diǎn)內(nèi)容。農(nóng)戶家庭資源稟賦對(duì)其土地轉(zhuǎn)出決策具有關(guān)鍵性影響。其中所包括的描述變量為現(xiàn)有土地塊數(shù)、農(nóng)用機(jī)械數(shù)量和耕地面積等。該文在描述農(nóng)戶土地資源時(shí)，所使用的變量為家庭耕地面積； 在描述農(nóng)戶生產(chǎn)水平和能力時(shí)，所使用的變量為家庭農(nóng)業(yè)機(jī)械數(shù)量。家庭非農(nóng)收入表示農(nóng)戶的收入狀況； 而在描述農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)時(shí)，所使用的方法為家庭非農(nóng)收入狀況。

通過外部經(jīng)濟(jì)因素分析農(nóng)戶在土地流轉(zhuǎn)當(dāng)中的交易成本； 通過外部制度因素確定農(nóng)戶所掌握的政策影響其土地轉(zhuǎn)出意愿的情況。采用農(nóng)戶加入農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的人數(shù)和農(nóng)戶加入新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)人數(shù)反映農(nóng)村社會(huì)保障制度對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響。

4 影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的Logistic模型運(yùn)行結(jié)果分析

在進(jìn)行回歸分析時(shí)，選用Logistic進(jìn)行回歸，在對(duì)變量進(jìn)行篩選時(shí)選擇逐步篩選策略，且變量進(jìn)入方程的依據(jù)是比分檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，剔除出方程的依據(jù)是極大似然估計(jì)原則下的似然比卡方，進(jìn)入方程和剔除出方程的顯著性水平都是0.1。

表2 樣本區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的Logistic模型運(yùn)行結(jié)果

在表2中，Exp(B)叫優(yōu)勢(shì)比，即比值比，也就是在其他條件不變的情況下，自變量每改變1個(gè)單位，事件發(fā)生比的變化率。從上表中可看出，按照對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿影響的強(qiáng)弱進(jìn)行排序，戶主職業(yè)、家庭非農(nóng)收入、戶主文化程度、戶主年齡、家庭兼業(yè)人數(shù)和家庭農(nóng)用機(jī)械數(shù)量的顯著性依次遞減，但均為主要影響因素，而其他7個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出均不同程度的影響，但不在0.05的顯著性水平范圍內(nèi)，影響不顯著。

4.1 戶主個(gè)人特征

隨著戶主年齡的增長，其土地轉(zhuǎn)出意愿越強(qiáng)，顯著性數(shù)值為0.018，系數(shù)為0.374。這表明戶主年齡越大，耕種能力越弱，越傾向轉(zhuǎn)出土地。戶主文化程度與土地轉(zhuǎn)出意愿正相關(guān)關(guān)系，顯著性數(shù)值為0.010，系數(shù)為0.525。戶主受教育程度越高，從事非農(nóng)機(jī)會(huì)越多，轉(zhuǎn)入土地意愿越低。戶主從事職業(yè)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈顯著正相關(guān)，顯著性數(shù)值為0.000，系數(shù)為0.931。戶主從事職業(yè)越傾向于非農(nóng)，則更傾向于將土地轉(zhuǎn)出。

4.2 戶主家庭人口結(jié)構(gòu)特征

農(nóng)戶家庭人口數(shù)量越多，就意味著其土地?cái)?shù)量越多，因家庭勞動(dòng)力數(shù)量大，擁有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人力資源多，因此不愿意轉(zhuǎn)出土地，兩者呈負(fù)相關(guān)。農(nóng)戶家庭兼業(yè)人數(shù)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿呈負(fù)相關(guān)，顯著性數(shù)值為0.028，相關(guān)系數(shù)為0.390。而如果農(nóng)戶的兼業(yè)人數(shù)較多，此時(shí)其所擁有的資產(chǎn)就會(huì)隨之增長，因此土地轉(zhuǎn)出意愿更顯著。

4.3 家庭資源稟賦

農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿隨著其農(nóng)用機(jī)械數(shù)量的增長而降低，顯著性數(shù)值為0.033，相關(guān)系數(shù)為-0.588。說明農(nóng)戶家庭擁有農(nóng)用機(jī)械數(shù)量越多，越不會(huì)轉(zhuǎn)出土地。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿隨著其所擁有的耕地?cái)?shù)量增長而提高。如果農(nóng)戶當(dāng)前已經(jīng)擁有了很多耕地，他們?cè)絻A向于轉(zhuǎn)出土地。農(nóng)戶家庭現(xiàn)有耕地面積與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿成正相關(guān)。農(nóng)戶家庭耕地面積較大，會(huì)傾向于轉(zhuǎn)出土地，獲得較高地租收入。

4.4 外部性因素

農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入與土地轉(zhuǎn)出意愿呈顯著正相關(guān)，顯著性數(shù)值為0.000，相關(guān)系數(shù)為0.433。說明農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入達(dá)到越高水平時(shí)，農(nóng)戶選擇轉(zhuǎn)出土地，專心從事非農(nóng)。農(nóng)戶社會(huì)保障程度與轉(zhuǎn)出意愿成正相關(guān)。農(nóng)村社會(huì)保障程度越高，農(nóng)地社會(huì)保障功能越低，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地可能性越大。農(nóng)戶對(duì)政府土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)政策了解程度與轉(zhuǎn)出意愿成正相關(guān)。農(nóng)戶了解相關(guān)政策越多，越愿意轉(zhuǎn)出土地。

5 傳統(tǒng)農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出中的行政操作與規(guī)范管理

5.1 加大涉農(nóng)政策的扶持，建立農(nóng)地轉(zhuǎn)出服務(wù)平臺(tái)

土地轉(zhuǎn)出情況在很大程度上取決于土地轉(zhuǎn)出政策，農(nóng)戶所掌握的政府土地政策越全面，則對(duì)其土地轉(zhuǎn)出意愿將會(huì)起到促進(jìn)作用。該研究表明，政府關(guān)于土地轉(zhuǎn)出的政策對(duì)土地轉(zhuǎn)出戶有正相關(guān)關(guān)系，積極探索，加大對(duì)發(fā)展農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營稅收減免、專項(xiàng)補(bǔ)貼土地轉(zhuǎn)出等新舉措、新政策。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出中花費(fèi)的時(shí)間、土地轉(zhuǎn)出難易程度都影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的決策。應(yīng)盡快建立土地轉(zhuǎn)出服務(wù)平臺(tái)，將土地轉(zhuǎn)出交易費(fèi)用有效降低，保障農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的開展[10]。首先要構(gòu)建完善的流轉(zhuǎn)合同制轉(zhuǎn)出服務(wù)平臺(tái)； 其次基于服務(wù)平臺(tái)確定合理的土地轉(zhuǎn)出指導(dǎo)價(jià)格； 三是通過土地轉(zhuǎn)出服務(wù)平臺(tái)為土地轉(zhuǎn)出提供暢通的信息。

5.2 加快區(qū)域第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展

針對(duì)于戶主家庭資源，如果農(nóng)戶的家庭主要收入來源依舊是土地，那么此時(shí)他們的土地轉(zhuǎn)出意愿將會(huì)大大削弱。衡水市生態(tài)保護(hù)良好，資源豐富，應(yīng)大力發(fā)展區(qū)域第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，例如當(dāng)?shù)靥厣穆糜畏?wù)產(chǎn)業(yè)和勞動(dòng)密集型深加工產(chǎn)業(yè)等。

5.3 提高農(nóng)民文化水平，支持新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體

戶主文化程度是影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的重要因素，且兩者呈顯著正相關(guān)。因此，針對(duì)于戶主個(gè)人特質(zhì)，可以通過不斷提高農(nóng)戶的整體文化水平，來幫助他們獲得新的經(jīng)濟(jì)渠道，從而得到更多的收益，進(jìn)而加強(qiáng)土地轉(zhuǎn)出意愿[11]。針對(duì)于戶主家庭人口結(jié)構(gòu)特征，建立新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，農(nóng)民合作社、家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營可提高農(nóng)民組織化程度。與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營相比，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營打破了難以規(guī)?；南拗?。其優(yōu)勢(shì)之處包括規(guī)范性更強(qiáng)、農(nóng)戶可以獲得更高的收益，實(shí)現(xiàn)了勞動(dòng)力的批量轉(zhuǎn)移。在政府的大力資助下，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體可以構(gòu)建全新的農(nóng)村土地經(jīng)營形式。

5.4 完善農(nóng)村社會(huì)保障制度，加大農(nóng)業(yè)金融支持力度

針對(duì)于外部性因素對(duì)戶主的影響，建立健全農(nóng)村社會(huì)保障制度，讓農(nóng)民病有所醫(yī)，老有所養(yǎng)，農(nóng)民才愿意將土地轉(zhuǎn)出。在醫(yī)療保障方面，完善農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)制度，確保進(jìn)城務(wù)工人員醫(yī)療保障待遇[12]； 在養(yǎng)老保障方面，建立以土地?fù)Q保障的農(nóng)村養(yǎng)老制度； 在社會(huì)保障方面，要為在城鎮(zhèn)落戶的農(nóng)民提供社會(huì)保障，提高他們的歸屬感和安全感，享受和城市居民相同的福利待遇。要促進(jìn)農(nóng)地轉(zhuǎn)出，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效益，首先解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金問題[13]。因此，政府要加大對(duì)農(nóng)業(yè)土地規(guī)模經(jīng)營的支持力度，建立專門貸款品種，解決農(nóng)地轉(zhuǎn)出中的資金困境，促進(jìn)農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的開展。

6 結(jié)論

通過了解河北省衡水市農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的意愿狀況，分析農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出意愿的影響的關(guān)鍵因素，并以Logistic回歸模型為基礎(chǔ)，全面探究農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出意愿的影響因素，最終得出以下結(jié)論：戶主年齡、戶主職業(yè)和家庭非農(nóng)收入是影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的顯著性因素； 另外，戶主的年齡、職業(yè)、文化程度、非農(nóng)收入、家庭兼業(yè)人數(shù)和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量均是影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的重要內(nèi)容。通過對(duì)農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出意愿的影響因素的分析，提出進(jìn)行農(nóng)戶土地資源轉(zhuǎn)出中的行政操作與規(guī)范管理，主要為合理制定政策并適度進(jìn)行行政干預(yù)、加強(qiáng)市場管理并增強(qiáng)公共服務(wù)職能、發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)并提高勞動(dòng)就業(yè)保障。該文在對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出問題的研究中，關(guān)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出價(jià)格的研究較少，而農(nóng)地轉(zhuǎn)出價(jià)格的確定是農(nóng)地轉(zhuǎn)出過程中的重要問題，因此，有待進(jìn)一步深入研究農(nóng)地轉(zhuǎn)出價(jià)格及其定價(jià)的因素。