農戶土地轉出意愿影響因素實證研究*
——基于洱海流域上游調查分析

耿 飆，潘亞茹，羅良國※，王娜娜，尼雪妹，劉宏斌

(1.中國農業科學院農業環境與可持續發展研究所，北京 100081； 2.中國農業科學院農業資源與區劃研究所，北京 100081)

0 引言

家庭聯產承包責任制的實施促進了我國農業的快速發展，但進入新世紀之后家庭聯產承包責任制的弊端逐漸凸顯出來[1]。農戶土地規模小且分散，導致農業機械化程度和農藥化肥利用率偏低。由此引發的農業生產效益低下，農業面源污染形勢嚴峻。家庭聯產承包責任制已無法適應現代化農業發展的需求[2]。隨著城市化進程的加快，我國政府開始提出促進土地流轉的政策措施[3]。2015年國務院辦公廳印發的《關于支持多種形式適度規模經營促進轉變農業發展方式的意見》中明確指出“支持農村土地承包經營權的有序流轉”。合理的土地流轉，有利于農業實現規模化經營，提高農產品的競爭力、農業的生產效益[4]和農村剩余勞動力的轉移[5]。土地流轉政策實施對于促進農業產業結構調整、拓寬農民增收渠道和加快農村經濟發展具有重要作用[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2 565km2[7]。洱海流域憑借著得天獨厚的地理條件，為大理州農業特別是種植業的發展提供了良好的自然基礎[8-9]。但近幾年來，洱海流域的水質不斷惡化，對流域的生態環境和居民的生活環境都造成了很大的影響。其中，種植業污染對流域污染的影響較為嚴重。實地調查發現，洱海流域的種植業以“水稻—大蒜”輪作為主，耕地面積少于0.667hm2的小農(散戶)占95%，專業種植合作社經營起步較晚，數量較少。一方面，洱海流域農田小且分散特殊的地理環境，決定了種植業不能機械化大規模生產； 另一方面，許多小規模種植戶對土地的眷戀很深，不愿意流轉土地，擔心土地流轉后成為“三失(失地、失業、失去生活來源)”人員[10]，寧愿選擇自己粗放式經營或找別人代耕也不愿意放棄土地經營權。最終，在土地規模小且經營分散的種植模式下，農戶大量使用化肥，造成土壤養分嚴重失調； 大量噴灑農藥，使滯留在農田中的養分殘留遇雨水沖刷流入河海，造成洱海流域水體富營養化。

因此，開展洱海流域地區農戶土地流轉的研究對于實現大理州的農民增收，農業產業結構調整以及治理洱海流域的面源污染問題具有重要的指導性意義。同時，農戶作為土地流轉市場主體，農戶的行為及意愿對土地流轉效率存在實質性影響。研究農戶土地流轉意愿的影響因素可以更好地了解土地流轉的數量、速度以及解決土地流轉過程中可能產生的糾紛問題，從而更好地健全完善農戶土地流轉市場。

1 理論分析與研究假設

農戶作為理性的經濟人，在比較利益的指引下，在參與農用土地流轉的過程中，通常遵循“成本最低，效益最大”的原則[11]。通過對自身家庭情況、社會經濟環境等的綜合判斷，最終做出是否流轉土地的決定。據此，把影響農戶土地流轉的因素分為3類大指標10小指標。

(1)戶主的個人特征。該文選取戶主性別(X1)、年齡(X2)及受教育程度(X3)3個變量來反映。一般而言，農村的男性相比于女性，與外界接觸的機會較多[12]，男性作為一家之主接受的信息量大。男性對新政策、新技術的了解程度更深，土地轉出意愿強烈。年齡越大的農戶，因其經營土地的能力逐漸減弱，土地轉出意愿也越強烈(表1)。受教育程度越高的農戶，獲得非農就業的機會就越多。相較農業生產的低產出效益、收入不穩定性而言，受教育程度高的農戶從事非農業生產的機會成本就很低，收入較穩定。因此，農戶受教育程度越高，流轉出土地的意愿就越強烈[13]。

(2)戶主的家庭特征。該文選取家庭年收入(X4)、非農業收入(X5)、務農勞動力(X6)和耕地規模(X7)4個變量來反映。農戶的家庭年收入越高，說明收入來源更加多元化(農業生產的低收益特性決定了家庭年收入并不會很高)[14]，農戶可以不再單獨依靠土地來實現增收目的。因此家庭年收入越高的農戶土地轉出意愿強烈，從另一個層面反映出農戶的非農業收入越高，對土地的依賴性就越低，流轉土地的意愿也越強烈[15-16]。目前，我國的勞動力市場尚未完善，急需通過出賣勞動力才能找到市場的農戶，非農就業機會限制因素較多，如受到市場的諸多限制[17]。因此，農戶家中務農勞動力越多，農戶對農業的依賴性更強，更迫切地希望通過農業收入來改善生活質量，土地轉出意愿薄弱。而耕地規模越大，需要的務農勞動力就越多，農戶轉出土地意愿更弱。

(3)外在特征變量。關于外在特征，該文選取農戶對過量使用農藥化肥的危害認知(X8)、有機肥使用情況(X9)和農戶對國家土地流轉政策的態度(X10)3個變量來反映。小規模種植農戶對過量使用農藥化肥帶來面源污染危害的認知程度越深刻，越能理解土地分散經營導致的農藥化肥低利用率、高成本和低收益。有機肥的施用雖然對保持土壤地力和減少化肥用量有好處，但商品有機肥價格通常高于一般農戶承受能力，同時耗時、費力以及堆放儲存空間場地潛在的不方便，也促使小農愿意轉出土地。農戶對國家土地流轉政策精神領會到位或潛在好處感受深刻，其流轉態度越積極，土地轉出意愿就越強烈。

2 試驗設計

2.1 數據來源

數據來源于國家“十二五”水專項項目關于“洱海永安江面源污染控制關鍵技術及工程示范研究”課題實施點洱海上游農戶的調查問卷。基于當地種植經營主體和各鎮所轄村數實際分布情況，選取右所鎮11個村、鄧川鎮4個村和上關鎮10個村，每個村隨機抽取若干個散戶，進行一對一的入戶問卷調研。主要內容涉及受訪者的個人特征(性別、年齡和受教育程度)、家庭經濟特征(家庭年收入、非農業收入、務農勞動力、耕地規模等)、外在環境特征(農戶對過量使用農藥化肥的危害認知、有機肥使用情況、農戶對國家土地流轉政策的態度等)以及作物生產要素投入情況等，累計收到問卷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

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

表1 不同特征的農戶土地轉出意愿比例

組別愿意土地轉出的農戶不愿意土地轉出的農戶總計百分比(%)人數比例(%)人數比例(%)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1450.001450.00287.09小學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19749.8719850.13395100.00

2.3 變量設定

基于前面的理論分析與研究假設，研究在農戶土地流轉意愿影響因素的計量模型中，引入3類， 10個解釋變量(戶主、家庭和行為認知)，對農戶參與土地轉出的積極性進行解釋(表2)。

表2 解釋變量的定義及描述性統計

變量名稱變量定義均值標準差最小值最大值預期作用方向農戶轉出土地意愿(Y)愿意轉出=1; 不愿意轉出=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+戶主學歷(X3)不識字=1; 小學=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?非農業收入(X5)實際調查數據(萬元)1.0261.9860.00022.000+務農勞動力(X6)按家庭實際務農人數計算(個)2.6151.1390.00012.000-耕地規模(X7)按實際種植規模計算(667m2)3.4812.4760.30028.000-行為認知變量對過量使用農藥、化肥的危害認知(X8)未曾聽說,完全不清楚=1; 有點了解=2; 相當熟悉=31.9620.6011.0003.000+有機肥使用情況(X9)不使用=1; 很少使用=2; 經常使用=32.5190.6701.0003.000+對國家土地流轉政策的態度(X10)不理解,不關心=1; 態度一般=2; 非常樂意接受=32.4330.6701.0003.000+

為了避免多重共線性的存在，運用SAS 9.2軟件對這10個解釋變量進行相關性檢驗，計算其Spearman相關系數(表3)。結果這10個解釋變量之間的相關性系數均小于0.4，說明相關關系很弱，即認為各個解釋變量之間不存在多重共線性。

表3 各解釋變量的等級相關系數

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 模型構建與回歸分析

由于農戶參與土地轉出意愿是一個二分變量，該文采用Logistic模型進行分析。將受訪樣本農戶“是否參與土地流轉意愿”作為因變量Y，愿意轉出土地定義為Y=1，不愿意轉出土地定義為Y=0。對影響農戶轉出土地意愿的諸多因素進行回歸分析，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;βi代表回歸系數(i=1， 2， 3… 10);Y代表農戶土地流轉意愿，是被解釋變量;X代表影響Y的因素，是解釋變量;μ代表隨機誤差項。式(1)表示的是引入多個解釋變量(X)對農戶土地流轉意愿(Y)做多元回歸。

對數據運用SAS 9.2軟件進行Logistic回歸分析，首先將所有的解釋變量引入回歸方程中，進行全回歸模型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，達到77.7%； 極大似然估計值為63.48，回歸結果具有可信性，X2(年齡)、X8(農戶對過量使用農藥化肥的危害認知)和X10(農戶對國家土地流轉政策的態度)3個變量非常顯著(P<0.01)(表4)。

表4 農戶土地流轉意愿的Logistic回歸結果

解釋變量模型Ⅰ模型Ⅱ回歸系數顯著性回歸系數標準誤ChiSq檢驗顯著性 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

回歸結果表明：(1)影響農戶土地流轉意愿10個因素，只有3個因素非常顯著，分別是：X2(年齡)、X8(農戶對過量使用農藥化肥的危害認知)和X10(農戶對國家土地流轉政策的態度)。影響程度大小：X10>X8>X2； (2)X1(性別)、X3(戶主學歷)、X4(家庭收入)、X5(非農業收入)、X6(務農勞動力)、X7(耕地規模)和X9(有機肥使用情況)變量對農戶的土地流轉意愿影響不顯著(表4)。

X2與Y(農戶轉出土地意愿)預期作用方向一致，呈顯著的正相關。即農戶的年齡越大，把土地流轉出去可能性越大； 反之，農戶的年齡越小，將土地流轉出去的可能性也越小，因為調研中50.12%的農戶年齡均大于46歲，其身體素質逐漸減弱，缺乏經營土地的能力，轉出土地的意愿強烈，與張忠明[19]、林善浪[20]、王志丹[21]等研究結果一致。

X8與Y與預期作用方向一致，呈顯著的正相關。農戶的環保意識越強，越能了解過量使用化肥農藥危害性，同時明白規模化采納友好型農業技術能夠減少對化肥農藥使用量，從而減少農業面源污染，且政府對于采納環保農業技術實踐給予環保行為補貼支持，能夠得到穩定的經濟收入，從而愿意參與土地流轉。

X10與Y與預期作用方向一致，呈顯著的正相關。政策扶持可以更有效地激發農戶轉出土地的熱情[22]。調研顯示，當地大多數年輕的農戶都是季節性外出打工，因受限于自身文化程度，這類農戶通常選擇工作在較低收入行業。加上多數農戶認為土地是自己財富的思想根深蒂固，土地轉出意愿薄弱。但是，農戶也持這樣一種觀點，如果政府給予轉出土地的農戶良好的社會保障、生活保障以及提高農戶收益[23]，農戶流轉出土地的意愿就很強烈。因此，當農戶對國家土地流轉政策精神領會到位或潛在好處感受深刻，其流轉態度越積極，流轉土地的概率性越大。X10的顯著也從側面反映了變量X7在模型中未通過顯著性檢驗的原因。一般地，農戶耕地規模越大，轉出土地意愿越薄弱，轉入土地意愿越強烈。但受訪農戶土地經營面積都比較小，加之文化程度普遍不高，參與土地流轉知識培訓的講座少，導致耕地規模變量X7未對土地轉出產生顯著影響。

性別指標X1未通過顯著性檢驗，可能與受訪樣本男性占比60%、女性占比40%有關。女性接受外界環境機會越來越多，大多數女性外出務工開拓自己的視野，已經不是傳統保守的家庭婦女身份，女性家庭身份的轉變也導致性別變量在土地流轉意愿模型中表現不顯著。受教育程度指標X3未通過顯著性檢驗，一方面受訪農戶文化程度總體水平不高，另一方面大理州環保培訓組織輻射范圍窄[24]，加上組織方式存在缺陷，從而忽略了后期對農戶的職業教育和技術培訓，與王志丹等[21]的研究結果一致。X4、X5、X6未對農戶土地流轉產生顯著影響，與洱海流域農戶家庭年均收入較低(約3萬元)，非農業收入更低(約1萬元)，戶均務農勞動力相對充足(約3人)有關。即家庭聯產承包責任制下，若一個家庭幾乎全部的勞動力都投入到了農業上，說明農戶對土地高度依賴，從而必然導致非農業收入在家庭年收入中的比重不高。農戶勞動力只能在農業生產中才能發揮價值，無其他額外就業選擇的農戶必然不愿意進行土地流轉，與張會文[25]提出的農戶從事農業時間越長，非農業收入越低，務農勞動力越多，農戶土地流轉意愿越模糊的研究結果一致。至于X9未通過顯著性檢驗，可能與受訪地區小農普遍習慣在農業生產上施用部分有機肥有關。因為洱海流域奶牛養殖業發達，小農散養高達95%，有機肥源使用方便，農家有機肥代替了高價商品有機肥，進而該變量對農戶土地流轉意愿影響甚微。總之，土地流轉影響因素很多，地域之間也有很大差異。畢竟土地是農戶的“保命田”，政府還需在如何保障和提高土地轉出農戶的生計能力和福祉等方面給予更多考量，值得后續進一步深入研究。

4 主要結論與政策建議

4.1 主要結論

該文基于大理州395個農戶的調查樣本，運用Logistic模型對農戶參與洱海流域土地轉出意愿進行了實證分析。結果表明：(1)49.87%的農戶愿意參與洱海流域上游的土地轉出，相對于全國17.8%的土地流轉比例，大理州農戶土地轉出意愿較高； (2)戶主的年齡、農戶對過量使用農藥化肥的危害認知和農戶對國家土地流轉政策的態度等3個因素對農戶的土地流轉意愿影響較為顯著并呈正相關。影響程度大小依次為：農戶對國家土地流轉政策的態度>農戶對過量使用農藥化肥的危害認知>戶主的年齡； (3)性別、戶主學歷、家庭年收入、非農業收入、務農勞動力、耕地規模和有機肥使用情況等變量對農戶的土地流轉意愿影響不顯著。

4.2 政策建議

為了改變洱海流域由小規模種植業引起的面源污染現狀，引導大理州小規模種植戶積極進行土地轉出是必然趨勢。基于該文的研究，有針對性地提出幾點政策建議。(1)強化土地流轉政策的宣傳。除通過電視、廣播、標語、條幅、下發宣傳單等多種常用的宣傳方式，還應通過廣泛入社、入戶方式和已轉出土地戶和規模經營戶的典型現身說法，宣傳土地流轉好處、效果、意義及各項惠民措施，消除農戶的思想顧慮，提高土地流轉意識。(2)加大土地流轉農戶生計能力的培訓。當地農戶收入對土地依賴程度高，收入低，非農就業機會少，加之受教育程度普遍偏低，即便進城務工就業也是工資水平低、就業穩定不足，需要政府更多的就業技能培訓。(3)加大土地流轉后社會保障體系建設。農業勞動力老齡化是全國普遍的問題，在洱海流域少數民族聚集區，農業勞動力老齡化更為突出，要給予轉出土地農戶生活福祉的社會保障，讓其老有所依，有助于促進土地的流轉。(4)加大對新型農業經營主體(專業戶、家庭農場、合作社和涉農企業)的扶持。洱海流域作為經濟不發達地區，農地規模化經營主體比重不高，發展水平相對落后，尤其是規范化、標準化、環保經營的規模化經營主體不多見，同時，落實規模化生產在倉儲設施用地、流轉土地的激勵等措施方面力度不夠，而規模化經營主體更容易和愿意采納實施環境友好型農業技術實踐，并能達到良好的農業面源污染防控效果。因此，各級政府應加快出臺符合當時實際且操作性強的全方位的扶持政策。

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