青海省循化县农户土地流转意愿的影响因素实证分析

马振华

(青海民族大学，青海 西宁 810000)

合理的农地制度对解决我国“三农”问题有着非常重大的意义。恰当的土地流转和集中,有利于土地的规模化经营，同时对提高农业效益和土地资源利用效率也有促进作用,有利于农村剩余劳动力的转移，也有利于增加农户的收入。

一、研究现状

土地流转是指将土地的使用权进行流转，即拥有土地使用权的农户将土地的经营权转让给其他的农户或者组织的行为。边际产出拉平效应是指在自由的土地流转状况下，会使得边际产出低下的农户自发的把土地租让给边际产出较高的农户，而两者的边际产出会趋于相等。姚洋认为，自由的土地流转有益于减少边际产出差距，也有利于最佳的土地资源的配置效率。[1]同时，土地流转建立在尊重农户自身意愿的基础上，任何个人或者组织不得进行干预农户处置其所承包土地的使用权。[2]法律规定,目前农村土地归社区“集体”所有,社区的居民按户承包土地,土地的经营权可以自由流转。一般认为，清晰的产权界定有助于土地流转市场化，土地市场里，产权的不稳定和不完整会导致资源退化[3]土地产权不清晰，严重阻碍了农地流转市场的发育。农户自身特征与资源禀赋对农户参与农地流转市场意愿影响也很大，叶男认为年龄、是否是地处平原地区、距离县城的距离远近、土地依赖性高低、是否施行了新农保是影响农户进行土地流转意愿的五个因素；[4]而乐章经过实证分析得出结论认为，年龄越大、户主健康状况越差、男性农户的流转意愿强于女性、从事农业活动的农户农地流入和流出的意愿均强于从事非农事业的家庭、经济状况越好地处平原地区的农户更愿意进行土地流转；[5]詹和平的观点中，农户转出土地的意愿受到社会保障水平、家庭非农劳动力人数、非农为主劳动力人数、户主年龄的平方、户主非农是否有就业经历、人均土地面积、农业资产的价值这些因素的影响；而在转入土地的意愿方面，农业劳动力人数越多、农业资产价值相对更高的农户更倾向于转入土地。[6]以上实证研究为理解农户土地流转意愿的影响因素提供了非常多的理论依据。

二、变量选择及研究方法

本研究选取了青海省循化县101户农户家庭，将“流转意愿”设为其因变量y(取值0、1和2，y=0时表示此农户转入土地、y=1表示此农户既不转入也不转出土地、y=2表示农户转出土地)xi(i=1，2，3…)为一组可以反映y值的自变量。

x1：age，户主年龄的自然数记录，中国人对土地的依赖性明显降低，他们更愿意接受挑战，因此，户主年龄影响农户土地流转意愿的影响因素。x2：edu，户主受教育程度分段记录，1表示小学及以下学历，2表示初中学历，3表示高中学历，4表示大学本科学历，5表示硕士学历及以上。户主不同的学历层次对农户家庭面对土地流转问题时的态度不同，学历层次越高就越有利于土地流转。x3：labor，家庭农业劳动人数记录。对于本文研究的青海省循化县而言，家庭农业劳动人数特征具有地域特色，因为观念不同导致不同的农户家庭投入在农业的人数不同，有很多的情况是：农村的青壮劳力出去务工，而留下老人务农。本文所指的家庭农业劳动人数不区分是否为青壮劳力。x4：exp，非农就业经验，使用虚拟变量0和1,1表示有非农就业经验，0则表示没有非农就业经验。农业与其他经济活动相比投入与产出比低下，很多人离开家乡从事其他产业，因此是否有非农就业情况也对农户土地流转意愿有影响。x5:：dis，距县城的距离，5公里以内赋值为1，距离为5-10公里赋值为2,距离在10-15公里之间的赋值为3,15-20赋值为4,距离县城20公里以上则赋值为5。在建设规划范围内的土地更有机会得到高额的征地补偿，越靠近县城的土地农户则越不乐于土地流转。x6：area，每户人均土地面积，以得到反馈的单户家庭的土地总数除以家庭总人口记录。人均土地现状也是影响农户土地流转意愿的因素。在人均土地面积问题上，历史原因导致有些村村民在山上有大量的荒地，但近几年因为国家退耕还林政策而不计入计算，因此研究的对象不包括这部分土地。x7：pol，是否了解土地流转政策，较深入地了解=1；比较了解=2；一般=3； 略有听闻=4；完全不了解=5。x8：sec，社会保障情况，农村社保程度也对农户土地流转意愿有影响，如果农村社保体系不够完备，农户就不会放弃对土地的经营权，更倾向于保留土地，以应对其他经济活动失败时，还能保障自身最低生存需求。x9：nat，循化县为少数民族自治县，有1=汉族，2=撒拉族，3=藏族，4=回族，其他=5。x10：dep，土地依赖程度。在循化县农村，家庭年收入中农业收入比例越高，则对土地依赖性越强。因此假设，土地依赖性越高的农户越愿意转入土地而不是转出土地。

农户的土地流转意愿是因变量二值离散，结合选用的9个自变量影响因素，选用Probit回归[7]方法进行模型建构，该模型输入影响农户土地流转意愿的诸多因素xi，输出为农户流转意愿Yi。二元变量的取值一般为1和0，在本文中以1表示愿意流转，0表示不愿意。则有以下二元选择模型：

设定以下Probit模型：

其中Φ(·)是标准正态分别的积累分布函数，各个变量的赋值规则已有交代。由于因变量是二元选择的结果，因此按照传统线性回归模型所计算的判定系数R2不再有实际的意义。可以定义：

当Y实际预测值大于0.5时，认为预测值为1；当Y的实际预测值小于0.5时，视其预测值为0。然后比较预测值与实际值是否存在差异，如果不存在差异，就认为是正确的预测。然后把正确预测的个数与总预测个数相比，得到一个全新的拟合优度的指标。

3.描述性统计

本研究在2018年9月在循化县5个村随机进行实地调查，发放了共101份问卷，回馈得到97份有效问卷，收集了他们有关土地面积大小、劳动力强弱、财产多寡、人口统计学特征等方面的信息。基本做到了问卷覆盖整个循化县的土地情况，被调查的农户特征如表1。

表1 农户样本特征

本文从农户对土地的流出意愿和流入意愿两个问题对农户的土地流入意愿进行考察，无论是流出意愿还是流入意愿，选择“希望”的农户都占大多数(比例分别为92.8% 和56.7%)，这说明当前循化县农户的农地流动意愿整体相对强烈，而能表示不愿意承包别人土地的农户相对少一些 (43.3%)。在不希望有人承包自己土地的27位农户中，有12位(44.4%)农户也不希望承包别人的土地，持消极的土地流入意愿但持积极的土地流出意愿的农户比例为57.1%;而在希望别人承包自己土地的70位农户中，不希望承包别人土地的农户则占总数的 42.9%，同时希望土地能流入和流出的农户比例57.1%。这一结果说明，仍有将近半数农户并不希望实现土地流转，而在有着土地流转意愿的农户中，农户更倾向于将土地流转出去，而不是流入。

四、结果分析及对策建议

(一)结果分析

首先，对于本文设定的因变量土地流转意愿(包括愿意转入和愿意转出)，除了主观是否了解土地流转相关政策因素和民族因素与因变量关系不显著以外，其他因素都具有显著的相关关系。由于样本主观是否了解土地流转相关政策和客观土地流转相关政策是否落实是两个不同的概念，同时不论是否了解该政策实质上不会影响土地拥有者对于土地的裁决心意，因此选择剔除这一变量。民族变量与任何变量都没有显著的相关关系，由于选择的问卷地区是循化撒拉族自治县，样本绝大多数是撒拉族，因此对于因变量的测度没有贡献，予以剔除。其次，土地转出与土地转入两个变量之间没有显著的相关性，土地拥有者并不是倾向于转入就放弃转出，或者相反，土地的转入或转出是由于其他的因素共同决定，如某一土地拥有者倾向于转入可能是因为家中空闲劳动力过多或对土地依赖性较强，而并非由于意愿上厌恶转出土地。因此本文将对于土地转入及转出采用Probit模型分别进行考虑。采用计量软件Eviews8，通过BINARY方法进行Probit模型拟合。但是首次运行的结果表明exp(是否有非农就业经历)和sec(是否拥有社保)两个变量不适用，返回检查发现：由于社会经济的转型，第一产业的比重下降，同时城镇化的步伐不断加快导致测度是否具有非农就业经历的变量取值绝大部分是“1”，既具有非农就业经历，对于目标变量影响不显著，而且与受教育程度以及对土地的依赖性两个变量显著相关，共线性问题明显，因此剔除该变量。是否拥有社保这一变量也具有同样的情况，由于国家对于社会保障机制的大力推进，社保已经覆盖了绝大多数农户，因此这一变量的取值也以“1”为主，对于目标变量的影响不可测度。调整数据以后首先对于土地转入这个因变量进行拟合得到以下结果。

1.“土地面积”对土地转入的边际影响等于0.5443，即土地每增加1亩，对于土地转入的意愿降低的边际影响是0.54，即在其他条件相同的情况下，土地面积每增加1，土地转入意愿降低的概率是54%。这与现实常识一致，若拥有土地越多，则转出的意愿增强，转入意愿下降。

2.“户主年龄”对土地转入的边际影响等于0.01123，即年龄每增加1岁，对于土地转入意愿增加的边际影响是0.01，即在其他条件相同的情况下，年龄每增加1岁，土地转入意愿提高的概率是1%。

3.“土地依赖性”对土地转入的边际影响等于0.7863，即随着对土地依赖性的增强，土地转入意愿增加的边际影响是0.78。该结果与常识一致，越依赖土地则越愿意转入土地。

4.“距县城距离”对土地转入的边际影响等于0.01539，即距离每增加1千米，对于土地转入意愿增加的边际影响是0.02，即在其他条件相同的情况下，距离每增加1千米，土地转入意愿提高的概率是2%。该结果可以解释为距离县城中心越远一定程度上说明该户土地位置偏远，更倾向于依赖农业以生活，因此位置越偏远越依赖农业越倾向于转入土地。

5.“户主学历”对土地转入的边际影响等于0.02284，即接受教育的程度越高，对于土地转入意愿增加的边际影响是0.02。由于教育会引导人们进行集中进行土地经营的思想，即化整为零提高效率，所以教育程度的提高会导致土地转入意愿的加强。

6.“家庭劳动力”对土地转入的边际影响等于0.6845，即家庭农业劳动力每增加1人，对于土地转入意愿增加的边际影响是0.68。

同样的对于土地转出这一因变量进行估计得到以下结果：

1.“土地面积”对土地转出的边际影响等于0.5705，即土地每增加1亩，对于土地转出的意愿增加的边际影响是0.57，即在其他条件相同的情况下，土地面积每增加1，土地转出意愿增加的概率是57%。这与现实常识一致，若拥有土地越多，则转出的意愿增强。

2.“户主年龄”对土地转出的边际影响等于-0.00976，即年龄每增加1岁，对于土地转出意愿降低的边际影响是0.01，即在其他条件相同的情况下，年龄每增加1岁，土地转出意愿降低的概率是1%。

3.“土地依赖性”对土地转出的边际影响等于-0.4437，即随着对土地依赖性的增强，土地转出意愿降低的边际影响是0.44。该结果与常识一致，越依赖土地则越不愿意转出土地。

4.“离县城距离”对土地转出的边际影响等于0.0376，即距离每增加1千米，对于土地转出意愿增加的边际影响是0.03。与土地转入的结果相反，土地距离县城中心越远，人们转出土地的意愿也在增强。

5.“户主学历”对土地转出的边际影响等于0.8113，即接受教育的程度越高，对于土地转出意愿增加的边际影响是0.81，即转出意愿随着受教育程度的提高而十分强烈。

6.“家庭劳动力”对土地转出的边际影响等于-0.2011，即家庭农业劳动力每增加1人，对于土地转出意愿降低的边际影响是0.2。即转出意愿随着农业人口增多而下降。

(二)政策建议

一是加强政策宣传。在循化县农村地区，农户对土地流转政策了解程度不高。农户对土地政策了解低，不利于相关工作的开展。对此，基层政府应加大土地权属与确权政策的宣传力度，通过村民大会、工作人员走访普及、分发宣传图册等方式，加强政策解读 ，提高农户政策了解程度，有助于减少农户政策理解误区，提高政策实施效果。

二是进一步完善农村社保体系。分步建立和完善农村社会保障体系,使农村的社会保障由依靠土地转变为依靠社会保障制度,土地对农户的生存保障功能是限制土地流转发展的重要因素，当生活保障体系使得农户不再依赖土地获取生存保障之后，农户会更容易进行土地流转。

三是加快产业转型升级。必须加快农村二、三产业的发展,提供给农户新的就业机会和稳定的非农收人来源,从而减少农户的兼业现象,促进农地的使用权流转。

四是加强农村教育资源投入。农户的教育水平越高，其谋生的手段就越多，其接受土地流转就更容易，因此加强农村教育资源投入，对促进农村土地流转有十分重大而深远的意义，农业现代化的发展也需要知识水平更高的农民。

五是培养新型农民。加大农村劳动力转移力度。鼓励小农户非农化发展通过流转出土地来实现增收加强农民工教育培训，提高农民工非农就业能力，为农村剩余劳动力转移与提高收入创造条件。实现农业经营主体的有效融合，鼓励农户(尤其是有能力的大农)成立或者参与合作社。