保障功能替代与农民对农地转出的响应

聂建亮+钟涨宝

摘要

农民转出农地的意愿将决定农地流转行为的发生，对农地流转市场的发育有重要的影响，因此研究农民转出农地的意愿具有重要的现实意义。本文基于对中国5省样本农民的问卷调查，运用Logistic回归模型，探讨了农地保障功能替代，尤其是就业保障功能替代与养老保障功能替代对农民转出农地意愿的影响。总体来看，农民转出农地的意愿较高，近四成农民愿意转出农地。回归结果显示，农地保障功能替代程度在一定程度上影响了农民转出农地的意愿。第一，农地就业保障功能在个人和家庭两个层面替代程度越高的农民，转出农地的意愿越高：主要从事非农工作的农民相对于主要从事农业的农民，转出农地的意愿更高;农民所在家庭劳动力转移程度越高，其转出农地的意愿越高。第二，以新农保为代表的农村社会养老保险对农地养老保障功能的替代程度越高，农民转出农地的意愿越高。虽然农民的参保状况与农民转出农地意愿的关系不显著，但是农民对新农保保障能力的评价越高，那么其转出农地的意愿越高。同时研究还发现，不同性别、年龄、文化程度、身体健康状况、家庭规模的农民转出农地的意愿也存在显著差异。基于上述研究结论，为促进农地流转市场的发育，实现农地资源的优化配置，本文提出了促进农民非农转移和建立健全农村社会保障体系的政策建议。

关键词保障功能替代;就业;养老;农地流转;意愿

中图分类号  F32 文献标识码A文章编号1002-2104（2015）01-0103-09doi：103969/jissn1002-2104201501015

农地承包经营权流转（简称“农地流转”，下同）是家庭联产承包责任制适应社会经济发展的时代选择，是防止农地抛荒、实现农业规模化经营、转移农村剩余劳动力、实现城乡统筹发展、增加农民收入的必然要求[1]。作为一种使用权的交易，农地流转产生于外部效应“内部化”的动力，在没有既得利益集团干预下流转过程的自由化在一定程度上能使农民的效用最大化[2]。所以，国家一直积极推动农地流转。2008年十七届三中全会通过的决议规定，“建立健全土地承包经营权流转市场，按照依法自愿有偿原则，允许农民以转包、出租、互换、转让、股份合作等形式流转土地承包经营权，发展多种形式的适度规模经营。”2013年十八届三中全会通过的决定更是明确了农地流转的方向，“鼓励承包经营权在公开市场上向专业大户、家庭农场、农民合作社、农业企业流转，发展多种形式规模经营。”农地流转政策又向前迈进了一大步。在政策推动下，中国农地流转面积持续保持较快增长，不过，目前中国农地流转市场尚处于初级阶段[3]。农地流转市场的发育取决于有效的农地需求和农地供给。事实上，基于农地流转市场上供给方的考虑至关重要[4]，主要是因为长期以来农地流转市场上的需求大于供给[5]，只要农户愿意转出农地，总能找到转入农地的人[6]。农民是农地承包经营权的权利人，是农地流转供给市场的基础性主体，其转出农地的意愿对农地流转市场的供需关系有着决定性的影响[7]。因此，有必要对农民转出农地的意愿进行研究。

农地流转相关研究成果数以万计，其中农民的农地流转意愿及其影响因素是重要的研究方向。农民的农地流转意愿分为转入和转出两个方面，已有众多研究并未详细区分这两个方面[8-10]。然而很多研究发现影响农民转出农地意愿的因素与影响农民转入农地意愿的因素不尽相同[11-12]，甚至影响方向是相反的[13]，所以将农民转出农地的意愿与转入农地的意愿不加区分地进行研究并不科学。因此，一些研究者在研究时注意将农民转出农地的意愿与转入农地的意愿进行分离，也有一些研究者则专门对影响农民转出农地意愿的因素进行了研究。影响农民转出农地意愿的因素概括起来主要包括两个方面：第一个方面为外部因素，主要为农民及其家庭禀赋特征以外的因素;第二个方面为内部因素，主要为农民及其家庭禀赋特征。通过分析现有对农民转出农地意愿的研究，笔者发现了一些不足：第一，多数研究样本量太少，研究地区也局限在较小的区域，很难有较好的代表性，也很难控制区域差异的影响;第二，已有对农民转出农地意愿的研究主要集中在个人禀赋特征、家庭禀赋特征、政策环境等方面，而将农地保障功能替代作为影响因素的研究较少。另外，2009年国家开始试点推行新型农村社会养老保险（简称“新农保”，下同），目前已实现在全国所有县级行政区的全覆盖。新农保的实行是否形成了对农地养老保障功能的替代，是否会对农民转出农地的意愿产生影响？这也是亟需考虑的。因此，本文试图基于对中国5省样本农民的调查数据，运用Logistic回归模型，探讨农地保障功能替代对农民转出农地意愿的影响。

聂建亮等：保障功能替代与农民对农地转出的响应

中国人口·资源与环境2015年第1期

1研究设计

1.1研究假说

农地具有保障功能可以说是学界的共识[14-15]，姚洋即认为农地是社会保障的替代物[16]。虽然说以农地为中心的农村保障是一种非正规的保障，是一种不健全的保障，甚至可以说是农民在社会保障缺位状态下被迫进行自我保障的反映[17]，但是不可否认，农民的社会保障还不能完全脱离农地保障，农地保障是转型期农村社会最大的稳定器[18]。YAO从3个方面概述了农地的社会保障功能：土地收入能提供养老保障，土地能起到失业保险的作用，土地能满足绝大多数农民的基本生存需要[19]。随着农村经济的发展，以及国家各项惠农政策在农村的实施，农地的各项功能逐渐被其他方式的保障替代从而出现了弱化。如果农地所承载的保障功能在一定程度上被替代，那么农地之于农民的意义将会发生变化，农民有可能更愿意转出农地。因此，这里提出本文的基本假说：农地保障功能替代假说，即农地保障功能被替代的程度越大，农民越愿意转出农地。

农地首先承载的是就业保障功能，尤其是在传统农村社会，农民全部的生产精力都投入到了农地上，因此，农地就业功能如果被替代，就会影响农民转出农地的意愿。基于此，这里提出以下假说：

假说1：农地就业保障功能被替代的程度越高，农民越愿意转出农地。

在传统农村社会，农民劳作的对象是农地，农民主要收入来源于农业;而当前农民就业方式发生了分化，越来越多的农民，尤其是青年农民开始主要从事非农工作，他们或者外出务工经商或者在本地务工经商;而单一的以务农为主的农民家庭也大量减少，农民家庭兼业化的特征凸显，且农民家庭兼业化和专业化并存会成为一种常态[20]。因此，农地就业保障功能的替代表现在两个层面，第一个层面为农民个体层面，第二个层面为农民所在家庭层面，个体层面农地就业保障功能的替代情况用农民就业类型表征，农民所在家庭层面农地就业保障功能的替代情况用家庭劳动力转移程度表征。基于此，本文得出以下2个推论：

推论1：主要从事非农工作的农民，相对于主要从事农业的农民转出农地的意愿更高。

推论2：农民所在家庭农业劳动力转移程度越高，其转出农地的意愿越高。

农地不仅承载着农民的就业保障功能，还承载着养老保障功能。在农村一直存在农民养老过分依赖土地，而国家和集体承担的责任过小[21]，制度性保障存在缺失问题[22]。新农保的实施解决了农村养老制度性保障缺失的问题。新农保成功嵌入农村社会，并被农民接受，成为农村多元养老模式中重要的组成部分[23]，对中国农村传统的养老模式产生了重要的影响[24]。新农保在农村的普遍推行在一定程度上是对农地养老保障功能的替代，因此，本文提出以下假说：

假说2：农地养老保障功能被替代的程度越高，农民转出农地的意愿越高。

新农保的推行为农民养老提供了更多的途径，但是新农保尚处于起步阶段，保障水平尚低，所以新农保对农地养老保障功能的替代不仅要考虑农民的参保行为，还要考虑农民对新农保养老保障能力的评价，所以，本文得出以下2个推论：

推论3：已参保的农民，相对于没有参保的农民转出农地的意愿更高。

推论4：农民对新农保的保障能力评价越高，其转出农地的意愿越高。

1.2数据来源

本研究所用数据来源于课题组2012年8月至2013年8月间先后对江西省寻乌县、四川省宜宾市、湖北省广水市、浙江省温州市及山东省武城县农村居民开展的问卷调查。调查采用分层抽样的方法选取样本乡镇（街道）、样本村（社区），每个市（县）抽取3-6个乡镇（街道），每个乡镇（街道）抽取2-4个行政村（社区），每个行政村（社区）抽取30个样本。本次调查共抽取了22个乡镇（街道）的58个行政村（社区）的样本近1 770人。

调查均由华中农业大学社会学系研究生组成的调查小组分赴不同乡镇（街道）进行入户访问。调查共发放问卷约1 700份，收回有效问卷1 661份，有效收回率近94.0%，剔除非农户口问卷及家庭没有承包或耕种农地的样本，剩余样本1 315份。在所选样本中，浙江省温州市共136人，山东省武城县共347人，江西省寻乌县共322人，湖北省广水市共251人，四川省宜宾市共259人。

表1列出了样本的基本特征：多数受访者为男性，年龄集中在40-59岁之间，文化程度主要为初中及以下，职业主要为农业劳动者，但是已经出现明显分化。总体来看，样本结构基本符合所调查地区农村人口社会特征，样本代表性较好。

1.3理论模型选择

本文的被解释变量为农民转出农地的意愿，有“愿意”和“不愿意”两种情况，为二分类选择变量，因此，本文拟建立二元Logistic模型。其模型形式为：

pi=F（y）=F（α+∑nj=1βjxj）=11+e-（α+∑nj=1βjxj）（1）

式中，pi为农民i愿意转出农地的概率，α为常数项，xj表示第j个影响农民转出农地意愿的自变量，n为自变量的个数，βj是自变量回归系数。农民愿意转出农地的概率与不愿意转出农地的概率的比值pi1-pi为事件发生比，对其进行对数变换，得到Logistic回归模型的线性表达式为：

Ln（pi1-pi）=α+∑nj=1βjxj（2）

1.4变量测量与描述

1.4.1就业保障功能替代变量

这里从个体和家庭两个层面探讨农地就业保障功能的替代情况，即用农民就业类型表征个体层面农地就业保障功能的替代情况，用家庭劳动力转移程度表征家庭层面农地就业保障功能的替代情况。农民就业类型分为非农和农业，分别赋值为1和0;家庭劳动力转移程度用农户非农劳动力数量占劳动力总数的比重表示，为连续变量。

1.4.2养老保障功能替代变量

这里从农民参保状况和新农保保障能力评价两个方面探讨农地养老保障功能的替代情况。农民的参保状况分为已参保和未参保两种，为二分变量，分别赋值为1和0。新农保保障能力评价来自问卷以下两题：“在您看来，新农保待遇是否能够满足本地老年人的基本生活需要？”“在您看来，新农保在改善老年贫困人口的生活方面，有多大作用？”前一道题的选项分别是“完全不能满足”、“很难满足”、“基本能满足”、“完全能满足”，分别赋值1，2，3，4;后一道题的选项分别为“几乎没有什么作用”、“作用较小”、“作用一般”、“作用较大”、“作用很大”，分别赋值1，2，3，4，5。将以上两题赋值相加，得到一个新的连续变量，取值范围为2-9。

1.4.3控制变量

为控制其他变量对因变量的影响，借鉴已有研究成果，这里将性别、年龄、年龄平方、文化程度、身体健康状况、家庭规模、家庭全年纯收入、家庭承包地面积和所在地区设置为控制变量。其中，性别分为男性和女性，分别赋值1和0;年龄和年龄平方为连续变量，按照周岁计算;文化程度为定序变量，赋值分别为：“小学及以下”=1，“初中”=2，“高中/中专/技校”=3，“大专及以上”=4;身体健康状况为定序变量，赋值分别为：“非常差=1”，“较差=2”，“一般=3”，“比较好=4”，“很好=5”;家庭规模为连续变量，指家庭实际的人口数量;家庭全年纯收入指调查时农民所在家庭前一年的纯收入，包括农业生产纯收入、非农业工作纯收入、土地（股份、出租）收入及其他收入，为连续变量;家庭承包地面积，为连续变量;所在地区包括浙江温州、山东武城、湖北广水、江西寻乌和四川宜宾，分别赋值1、2、3、4和5。

自变量及控制变量的描述性统计分析结果见表2。

表2变量的描述性统计分析结果

Tab.2Descriptive statistics analysis results of variables

变量名称

Variable name

定义变量

Defined variable

均值

Mean

标准差

Standard

deviation

就业保障功能替代变量

就业类型

非农=1;务农=0

0.390

0.488

家庭劳动力转移程度

连续变量

0.315

0.298

养老保障功能替代变量

参保状况

已参保=1;未参保=0

0.766

0.424

新农保保障能力评价

连续变量

4.831

1.429

控制变量

性别

男=1;女=0

0.614

0.487

年龄

连续变量（周岁）

48.013

12.601

年龄平方

连续变量（周岁）

2 463.913

1 227.883

文化程度

小学及以下=1;初中=2;高中/中专/技校=3;大专及以上=4

1.771

0.776

身体健康状况

非常差=1;比较差=2;一般=3;比较好=4;很好=5

3.549

1.130

家庭规模

连续变量（人）

4.655

1.934

家庭全年纯收入

连续变量（元）

40 391.574

59 119.904

家庭承包地面积

连续变量（亩）

5.634

6.562

所在地区

浙江温州=1;山东武城=2;湖北广水=3;江西寻乌=4;四川宜宾=5

3.168

1.297

2结果与讨论

2.1农民转出农地意愿的描述性统计分析

表3显示，农民转出农地的意愿较高，有35.8%的农民愿意转出农地，而64.2%的农民不愿意转出农地。表3还显示，不同地区农民转出农地的意愿存在一定差异。地处东部地区的浙江温州和山东武城农民愿意转出农地的比例相对较高，均在45%以上;其次为处于中部地区的湖北广水以及处于西部地区的四川宜宾，比例分别为40.6%和40.9%;而江西寻乌地区农民转出农地的意愿最低，仅13.0%。江西寻乌地区农民转出农地的意愿之所以最低，与当地农业结构有关。当地农业主要以种植脐橙为主，果树种植效益非常好，所以农民主要从事果树种植业，对农地依赖程度较高，转出农地的意愿较低。与江西寻乌地区不同，其他四个地区的农业以种植业为主，农业收益远低于非农，农民转出农地的意愿较高。排除江西寻乌地区的

表3不同地区农民转出农地意愿的描述性统计结果

Tab.3Descriptive statistics results of farmers willingness

to transfer farmland in different areas%

地区

Area

愿意

Willingness

不愿意

Unwillingness

浙江温州

47.8

52.2

山东武城

45.0

55.0

湖北广水

40.6

59.4

江西寻乌

13.0

87.0

四川宜宾

40.9

59.1

总体

35.8

64.2

特殊性，描述性统计分析结果表明中国东部地区农民转出农地的意愿略高于中西部地区。

2.2农民转出农地意愿影响因素的Logistic回归结果分析

根据研究需要，并展现自变量之间的相互关系，本文设计了6个模型。模型Ⅰ是放入控制变量的基本模型，模型Ⅱ是在模型Ⅰ基础上增加了就业类型变量，模型Ⅲ在模型Ⅰ基础上增加了家庭劳动力转移程度变量，模型Ⅳ在模型Ⅰ基础上增加了参保状况变量，模型Ⅴ在模型Ⅰ基础上增加了新农保保障能力评价变量，而模型Ⅵ是加入所有变量的最终联合模型。回归分析的结果见表4。

2.2.1控制变量对农民转出农地意愿的影响

从回归结果可以看出（模型Ⅰ），在不考虑其他因素的情况下，控制变量中，性别、年龄、年龄平方、文化程度、身体健康状况、家庭规模和所在地区对农民转出农地的意愿均有一定的影响。性别变量在5%的水平上显著正向影响农民转出农地的意愿，即男性相对女性而言，转出农地的意愿更高，这与当前农业生产“女性化”趋势相关[25]，女性对农地的依赖程度更高，与农地的关系更加紧密。年龄变量在5%的水平上显著负向影响农民转出农地的意愿，即年龄越大，农民转出农地的意愿越低。同时发现，年龄平方变量在5%的水平上显著正向影响农民转出农地的意愿，也即不同年龄段农民转出农地的意愿呈“U”型，年龄最小和年龄最大的农民转出农地的意愿相对年龄中等的农民要高。这是可以理解的，年龄最小的农民更愿意从事非农工作，从事农业生产的意愿并不强烈;年龄最大的农民因为身体原因，从事农业劳动的能力降低或消失，对农地的需求也不太强烈;中间年龄段的农民，尤其是50岁左右的农民，从事非农工作的机会锐减，而又有农业生产的经验，所以更愿意从事农业生产，对农地的需求强烈。文化程度变量在1%的水平上显著正向影响农民转出农地的意愿，文化程度较高的农民更愿意将农地流转出去。这一结果是符合逻辑的，文化程度作为农民人力资本的主要方面，是影响农民信息获取、技能获得、劳动力转移的重要因素。文化程度越高，农民对农地的依赖越低，也越不愿意种地，所以越愿意转出农地。身体健康状况变量在5%的水平上显著负向影响农民转出农地的意愿，即农民的身体健康状况越差，越愿意转出农地。身体健康状况决定了个人的生产能力，身体健康状况越差，对农地的经营能力越弱，直接通过经营农地获益的可能性越小，所以更愿意转出农地。家庭规模变量在10%的水平上显著负向影响农民转出农地的意愿，即农民所在家庭的规模越大，农民越不愿意转出农地。可能因为农民家庭规模反映了农民家庭的生产能力或者潜在的生产能力，家庭规模越大，即家庭人口越多，家庭的生产能力越强，可以较好地经营农地，而如果家庭规模越小，即家庭人口越少，家庭的生产能力越弱，农民越可能愿意将多余的农地流转出去。不同地区间农民转出农地的意愿存在一定差异。所在地区变量中，江西寻乌在1%的水平上显著负向影响农民转出农地的意愿，而浙江温州、山东武城和湖北广水的影响则均不显著，意味着相对于四川宜宾，江西寻乌地区农民转出农地的意愿更低，而其他地区农民转出农地的意愿与四川宜宾地区的差异不显著。这一结果与前文表3的描述性统计分析结果存在一定的偏差。因为这里的结果是在控制其他变量影响的情况下，所在地区差异对农民转出农地意愿的影响，而前文表3的描述性统计分析结果并未控制其他变量的影响，应该说这里的结果更加可信。也就是说，排除江西寻乌地区的特殊性，东部地区与中西部地区农民转出农地意愿的差异并不显著。

2.2.2就业保障功能替代对农民转出农地意愿的影响

由模型Ⅱ和模型Ⅰ的比较可以看出，当加入农民就业类型变量后，模型Ⅱ的-2倍对数似然值有所下降，Nagelkerke R2值显著提高，这意味着模型Ⅱ比模型Ⅰ拟合的更好，模型的解释力也增强了，说明农民就业类型变量对农民转出农地的意愿有强烈的影响。模型Ⅱ的结果显示，农民就业类型变量在1%的水平上显著正向影响农民转出农地的意愿，即主要从事非农工作的农民更愿意转出农地。调查统计结果也显示，主要从事农业的农民，意愿转出农地的比例为28.4%，而主要从事非农工作的农民，愿意转出农地的比例提高到了47.4%。这反映了个体层面就业保障功能替代状况对农民转出农地意愿的影响，如果农民主要从事非农工作，也即农地对农民的就业保障功能在很大程度上被替代，这时候农民更愿意转出农地，因此推论1得到了证明。

比较模型Ⅲ和模型Ⅰ的结果，可以看出，当加入家庭劳动力转移程度变量后，模型Ⅲ的-2倍对数似然值有所下降，Nagelkerke R2值显著提高，这意味着农民所在家庭劳动力转移程度会影响农民转出农地的意愿。模型Ⅲ的结果显示，家庭劳动力转移程度变量在1%的水平上显著正向影响农民转出农地的意愿，即农民所在家庭中从事非农工作劳动力的比例越高，农民转出农地的意愿越高。调查统计结果也显示，劳动力全部务农的家庭中，愿意转出农地的比例为28.0%，劳动力既有非农就业的也有从事农业的家庭中，愿意转出农地的比例为38.3%，而劳动力几乎全部非农就业的家庭中，农民愿意转出农地的比例高达60.5%。非农工作收入一般高于农业收入，家庭中非农劳动力的比例越高，家庭收入越依赖非农，农业收入在家庭收入中的比例将下降，家庭对农地的依赖越低，农民越愿意转出农地。因此，推论2得到了证明。综合个体和家庭两个层面农地就业保障功能替代的状况可以发现，农地就业保障功能的替代提高了农民转出农地的意愿。

2.2.3养老保障功能替代对农民转出农地意愿的影响

加入参保状况变量后，模型Ⅳ的-2倍对数似然值和Nagelkerke R2值相对于模型Ⅰ几乎未变，且模型Ⅳ中参保状况变量也未通过显著性检验，也即农民是否参保与农民转出农地的意愿关系不显著。因此，推论3未得到证明。

模型Ⅴ的结果显示，新农保保障能力评价变量对农民转出农地的意愿有一定的影响。加入了新农保保障能力评价变量的模型Ⅴ与模型Ⅰ相比，-2倍对数似然值相对于模型Ⅰ有所下降，Nagelkerke R2值相对于模型Ⅰ有所提高，意味着模型Ⅴ的拟合优度和解释力比模型Ⅰ有所提高。在模型Ⅴ中，新农保保障能力评价变量在1%的水平上显著正向影响了农民转出农地的意愿，即农民对新农保的保障能力评价越高，其转出农地的意愿越高。这可以反映出新农保对农民转出农地意愿产生的影响，农民一旦认可了新农保的保障能力，其对老年后的养老就不会太担心，农地的养老保障功能就在一定程度上被新农保替代了。但是因为当前新农保保障能力尚处在低层次水平，因此参保状况对农民转出农地意愿的影响尚不显著。可以预见，当新农保保障能力达到一定程度，完全替代了农地的养老保障功能时，农民转出农地的意愿将会更高。因此，推论4得到了证明。

最后再来看模型Ⅵ。加入所有自变量后，模型Ⅵ的-2倍对数似然值相对于模型Ⅰ-Ⅴ均有较大幅度下降，而Nagelkerke R2值相对于模型Ⅰ-Ⅴ均有较大幅度提高，意味着模型Ⅵ的拟合优度和解释力比模型Ⅰ-Ⅴ均有较大提高。在模型Ⅵ中，虽然就业类型和家庭劳动力转移程度变量的显著性有所降低，但是仍然在5%的水平上显著，而新农保保障能力评价变量则仍在1%的水平上显

表4农民转出农地意愿的Logistic回归模型估计结果

Tab.4Logistic modeling results of farmers willingness to transfer farmland

变量

Variable

模型Ⅰ

Model Ⅰ

模型Ⅱ

Model Ⅱ

模型Ⅲ

Model Ⅲ

模型Ⅳ

Model Ⅳ

模型Ⅴ

Model Ⅴ

模型Ⅵ

Model Ⅵ

自变量

就业类型0.472***0.373**

（0.138）（0.147）

家庭劳动力转移程度

0.676***

0.500**

（0.222）（0.236）

参保状况

-0.113

-0.115

（0.160）（0.163）

新农保保障能力评价

0.119***

0.129***

（0.044）（0.045）

控制变量

性别

0.334**

0.288**

0.344**

0.332**

0.332**

0.300**

（0.135）（0.136）（0.135）（0.135）（0.135）（0.137）

年龄

-0.071**

-0.051

-0.074**

-0.068**

-0.072**

-0.055*

（0.031）（0.032）（0.031）（0.031）（0.031）（0.032）

年龄平方

0.001**

0.000

0.001**

0.001*

0.001**

0.001

（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）

文化程度

0.330***

0.288***

0.332***

0.330***

0.334***

0.303***

（0.088）（0.089）（0.088）（0.088）（0.088）（0.089）

身体健康状况

-0.157**

-0.162***

-0.164***

-0.155**

-0.169***

-0.177***

（0.062）（0.063）（0.063）（0.062）（0.063）（0.063）

家庭规模

-0.069*

-0.071**

-0.084**

-0.069*

-0.066*

-0.077**

（0.035）（0.036）（0.036）（0.035）（0.035）（0.036）

家庭全年纯收入

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）

家庭承包地面积

-0.005

-0.002

-0.002

-0.005

-0.005

0.000

（0.013）（0.013）（0.013）（0.013）（0.013）（0.013）

所在地区（参照：四川宜宾）

浙江温州

0.222

0.133

0.153

0.217

0.336

0.214

（0.240）（0.242）（0.242）（0.240）（0.244）（0.247）

山东武城

0.194

0.207

0.169

0.230

0.257

0.286

（0.192）（0.193）（0.193）（0.198）（0.194）（0.202）

湖北广水

-0.086

-0.115

-0.124

-0.049

-0.022

-0.033

（0.185）（0.186）（0.186）（0.192）（0.187）（0.197）

江西寻乌

-1.734***

-1.601***

-1.617***

-1.692***

-1.761***

-1.530***

（0.238）（0.242）（0.242）（0.246）（0.239）（0.251）

常数项

1.584*

0.956

1.486*

1.543*

1.039

0.374

（0.840）（0.863）（0.846）（0.843）（0.866）（0.896）

负2倍对数似然值

1 559.139

1 547.443

1 549.867

1 558.643

1 551.806

1 534.817

Nagelkerke R2

0.154

0.165

0.163

0.154

0.161

0.176

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

著，这就意味着虽然自变量之间存在一定的关系，但是并不影响模型的最终解释，前文的分析结果是可信的，即农地保障功能的替代，尤其是就业保障功能与养老保障功能替代显著影响了农民转出农地的意愿。

3结论及政策建议

本文基于对中国5省样本农民的问卷调查，运用Logistic回归模型，探讨了影响农民转出农地意愿的因素。研究得出以下几个结论：

第一，总体来看，农民转出农地的意愿较高，近四成的农民愿意转出农地;研究还发现农民转出农地的意愿存在一定的地区差异，农业以果业为主的江西寻乌地区农民转出农地的意愿远低于其他以种植业为主的地区，而如果排除江西寻乌地区的特殊性，那么东部地区与中西部地区农民转出农地意愿的差异性则并不显著。

第二，农地就业保障功能在个人和家庭两个层面替代程度越高的农民，转出农地的意愿越高：主要从事非农工作的农民相对于主要从事农业的农民，转出农地的意愿更高;农民所在家庭劳动力转移程度越高，其转出农地的意愿越高。应该说在传统农村社会，农地首先承载的是就业保障功能，农户中的劳动力基本全部投入到了农地生产中，而将劳动力投入其他领域的较少。随着我国经济社会的发展，城镇大量吸纳农村劳动力，农村非农产业也迅速发展，农业劳动力向非农转移成为一种趋势。在这种情况下，农地的就业保障功能很大程度上被非农产业替代，这时直接从事非农工作的农民更愿意将农地转出，从而可以将自身全部劳动时间投入具有更高经济价值的非农领域，而家庭中劳动力非农转移程度越高的农户，农地的就业保障功能被替代的程度也越高，从而也越愿意转出农地。

第三，以新农保为代表的农村社会养老保险对农地保障功能的替代程度越高，农民转出农地的意愿越高，虽然农民的参保状况与农民转出农地意愿的关系不显著，但是农民对新农保保障能力评价越高，那么其转出农地的意愿越高。随着新农保制度的逐渐完善，新农保保障能力将逐步提高，农民对新农保保障能力的评价也会上升，这时候新农保对农地养老保障功能的替代程度会更高，农民转出农地的意愿也将会更高。农地一直以来是作为一种养老保障的手段存在，这与农村养老制度性保障缺失不无关系。新农保作为一种新生事物，其坚持“低水平起步”、“保基本”的特点，迅速在农村推行开来，这无疑降低了农民的养老风险，农民对农地养老保障功能的期待相应地降低，意味着农地的养老保障功能在一定程度上被以新农保为代表的农村社会养老保险所替代，进而提高了农民转出农地的意愿。

第四，研究还发现，性别、年龄、文化程度、身体健康状况和家庭规模对农民转出农地的意愿存在显著影响，其中，男性相对于女性更愿意转出农地，年龄最小和年龄最大的农民转出农地的意愿相对年龄中等的农民要高，文化程度越高的农民越愿意转出农地，身体健康状况越差的农民越愿意转出农地，家庭规模越小的农民越愿意转出农地。

基于本文的研究结果，为促进农地流转市场的发育，实现农地资源的优化配置，笔者提出以下几点政策建议：第一，加强直接面向农民的职业技术培训，提高农民非农就业能力，为农民选择不同的就业途径提供技术保障，促进农民的非农转移。同时还应大力发展工业化和城镇化，为农民提供更多的就业机会和稳定的非农收入来源，促进农村剩余劳动力的转移。第二，建立健全农村社会保障体系，尤其是完善农村养老保障制度，增强新农保的保障能力，提高其对农地养老保障功能的替代程度。增强新农保的保障能力，一方面需要增加中央和地方政府财政的补贴力度，提高基础养老金发放标准，同时提高对农民个人账户的补贴比例;另一方面需要鼓励农民尽早参保和选择较高缴费档次参保。

（编辑：常勇）

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Substitution Degree of Farmland Security Function and Reaction of Farmers

on the Farmland Transfer

NIE Jianliang1，2ZHONG Zhangbao1，2

（1.Department of Sociology， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China;

2.Research Center for

Rural Social Construction and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China）

AbstractFarmers willingness to transfer farmland will determine the action of farmland transfer， and it has an important effect on the development of market of farmland transfer， therefore， research into farmers willingness to transfer farmland has important practical significance. Using the data of sample farmers questionnaire survey from 5 provinces in China， this paper tries to explore farmers willingness to transfer farmland and its influencing factors in the perspective of farmland security function substitution， especially employment security function substitution and oldage security function substitution through constructing logistic modeling. Overall， farmers willingness to transfer farmland is relatively high， and nearly 40% of farmers are willing to transfer their farmland. The regression results show that the substitution degree of farmland security function could influence farmers willingness to transfer farmland to some extent. For one thing， the higher the substitution degree of farmland employment security function in the individual and family level is， the lower farmers willingness to transfer farmland is. The farmers willingness who are mainly occupied with agriculture is higher than the farmers who are mainly occupied with nonagriculture. The higher degree of farmers family labor transfer is， the higher farmers willingness will be. For another， the higher the substitution degree of farmland oldage security function from new rural social endowment insurance is， the lower farmers evaluating the significance of farmland is. Although there are not obvious relationship between farmers buy or not buy new rural social pension insurance and farmers willingness to transfer farmland， the assessment of support capability of new rural social pension insurance is higher， the willingness to transfer farmland of farmers is higher. At the same time， the study also found that if farmers gender， age， culture level， physical health and household scale were different， their willingness to transfer farmland were also different. In order to promote the development of market of farmland transfer and optimize the allocation of the farmland resources， based on above conclusions， this paper made some policy recommendations which include promoting the degree of farmers nonagricultural transfer， establishing and perfecting the rural social security system.

Key wordssecurity function substitution; employment; oldage; farmland transfer; willingness

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on the Farmland Transfer

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（1.Department of Sociology， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China;

2.Research Center for

Rural Social Construction and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China）

AbstractFarmers willingness to transfer farmland will determine the action of farmland transfer， and it has an important effect on the development of market of farmland transfer， therefore， research into farmers willingness to transfer farmland has important practical significance. Using the data of sample farmers questionnaire survey from 5 provinces in China， this paper tries to explore farmers willingness to transfer farmland and its influencing factors in the perspective of farmland security function substitution， especially employment security function substitution and oldage security function substitution through constructing logistic modeling. Overall， farmers willingness to transfer farmland is relatively high， and nearly 40% of farmers are willing to transfer their farmland. The regression results show that the substitution degree of farmland security function could influence farmers willingness to transfer farmland to some extent. For one thing， the higher the substitution degree of farmland employment security function in the individual and family level is， the lower farmers willingness to transfer farmland is. The farmers willingness who are mainly occupied with agriculture is higher than the farmers who are mainly occupied with nonagriculture. The higher degree of farmers family labor transfer is， the higher farmers willingness will be. For another， the higher the substitution degree of farmland oldage security function from new rural social endowment insurance is， the lower farmers evaluating the significance of farmland is. Although there are not obvious relationship between farmers buy or not buy new rural social pension insurance and farmers willingness to transfer farmland， the assessment of support capability of new rural social pension insurance is higher， the willingness to transfer farmland of farmers is higher. At the same time， the study also found that if farmers gender， age， culture level， physical health and household scale were different， their willingness to transfer farmland were also different. In order to promote the development of market of farmland transfer and optimize the allocation of the farmland resources， based on above conclusions， this paper made some policy recommendations which include promoting the degree of farmers nonagricultural transfer， establishing and perfecting the rural social security system.

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Key wordssecurity function substitution; employment; oldage; farmland transfer; willingness