黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿影響因素
——以曲周縣農戶調查為例

王 楠, 祖 健, 郝晉珉, 顧恬瑋, 陳愛琪

(1.中國農業大學 土地科學與技術學院, 北京 100193; 2.自然資源部農用地質量與監控重點實驗室, 北京 100193)

耕地流轉是指擁有耕地承包經營權的農戶將耕地經營權轉讓給其他農戶或經濟組織的行為，其對于解決我國家庭聯產承包責任制下產生的耕地細碎化問題，加快推進農業現代化建設具有重要意義[1]。2008—2014年，我國耕地流轉面積的年均增長率達到24.4%[2]，但其中很大一部分耕地流轉發生在小規模分散經營的農戶之間，其速度慢、規模小，并不利于規模經營和現代農業的發展[3]。2014年11月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于引導農村土地經營權有序流轉發展農業適度規模經營的意見》，明確指出要堅持農民自愿原則，以農民為主體，政府扶持引導，市場配置資源開展土地經營權流轉工作。因此，農戶作為耕地承包的基本單元[4]，深入探討影響農戶耕地流轉意愿的主要因素對于提高農戶耕地流轉積極性、引導耕地有序流轉有著積極作用。

農區是指以農業生產為主的地區，推進我國農區耕地流轉對于加快農業現代化建設、提高糧食生產能力、保障糧食安全具有重要意義。當前，已有學者針對農區農戶耕地流轉意愿影響因素開展了相關研究。焦玉良[5]以地處魯中平原傳統糧棉區的高密市為例，研究發現農戶的城市化愿望、農業收入比重和身體狀況等因素是影響農戶土地轉出意愿的重要因素;胡愛華[6]研究發現戶主的職業、健康狀況、種植業收入比重等內部因素，以及地區經濟發展水平、中介組織和產權穩定性等外部因素是影響湖北省傳統農業區農戶土地流轉意愿的主要因素;薛鳳蕊等[7]研究認為由于自然條件和資源稟賦的差異，使得鄂爾多斯市農區和半農半牧區中影響農牧民土地流轉意愿的因素有所差異;胡紅波等[8]研究發現影響傳統綠洲農業區農戶土地流轉意愿的因素與我國中東部地區存在著較為顯著的地域差異。

整體來看，現有文獻多采用某一時刻的截面數據挖掘影響農區農戶耕地流轉意愿的主要因素，或通過將其與其他地區進行對比分析以探究不同地域條件下影響因素的差異。然而，隨著我國農村經濟社會的不斷發展，目前缺乏揭示農戶耕地流轉意愿發展規律的相關研究。同時，黃淮海平原是我國重要的糧食主產區，由于該區域農業比較利益偏低，耕地粗放經營、棄耕撂荒等現象增多[9]，且由于耕地流轉不暢最終造成糧食產量損失[10]，因此耕地的集中規模化經營成為了黃淮海平原農業發展中的重要內容。為此，本文在實地調查的基礎上對黃淮海平原影響農戶耕地流轉意愿的主要因素進行研究，并對不同村莊發展階段下主要驅動因素進行對比分析，有針對性地提出相關政策建議，以期為黃淮海平原及我國其他農區耕地流轉工作提供參考與借鑒。

1 研究區概況

曲周縣位于河北省南部、邯鄲市東北部，地處東經114°50′22.3″—115°13′27.4″，北緯36°35′43″—36°57′，屬暖溫帶半濕潤大陸性季風氣候區，雨熱同期。境內有滏陽河、支漳河、老沙河3條主干河流。地面降坡1/3 000左右，地勢平坦。曲周縣農區面積廣大，農業人口眾多，農作物種植以糧、棉、油、菜為主，是我國典型的平原農業縣。2017年曲周縣耕地面積為52 620.83 hm2，占全縣土地總面積的77.76%;鄉村人口為25.40萬人，占全縣常住人口的56.97%;第一產業增加值為18.8億元，占全縣GDP比重為13.70%。此外，到2014年底，全國耕地流轉面積占家庭承包經營耕地面積的30.4%，而曲周縣農村土地流轉面積超過3 000 hm2，僅占耕地總面積的6.33%，相比全國平均水平還有很大差距。因此，選取曲周縣作為研究對象具有一定的實際意義，其研究結果可為黃淮海平原農區耕地流轉工作開展提供參考與借鑒。

2 理論框架與研究模型

2.1 理論框架

農民土地流轉通常是在自愿平等的基礎上進行的，且耕地流轉意愿是農戶綜合衡量自身條件、對外部環境的認知等之后理性選擇的結果，因此農戶耕地流轉意愿對實際流轉行為具有較強的導向性和影響力[11]。由此也可以看出，耕地流轉意愿最終能否驅動耕地流轉行為發生，取決于外部條件影響下的一系列農戶特征可否使得農戶充分達到心理預期[12]。

農民的非農就業機會與土地流轉市場的規范性是影響農戶耕地流轉行為的主要外部因素[13]，二者分別通過吸引農村勞動力向非農產業轉移和為耕地流轉搭建有效渠道的方式，從人、地兩方面促使農戶將耕地流轉意愿轉化為實際行動。因此，對于發達地區而言，地區經濟發展水平、土地流轉市場的成熟程度和村莊地理位置等是農戶能否實現耕地流轉意愿的重要外部因素[14]，它們體現了城鎮效應對于農村勞動力的吸引作用和對農村土地流轉市場的帶動作用。但對于我國傳統農區而言，由于城鎮輻射帶動作用有限且戶口和土地的體制壁壘問題目前較難打破，驅使農戶將耕地流轉意愿轉化為實際行為的外部因素更多與村莊自身發展階段密切相關，其多通過推動農民就地城鎮化的方式實現耕地流轉。

然而，耕地對于農民而言，不僅具有經濟功能，最重要的是為農民提供了社會保障功能[15]，這使得一些外部條件對農戶耕地流轉行為的驅動作用也存在直接影響[16-17]，這一過程往往由于情感等非理性因素的干涉，最終導致農戶耕地流轉行為與意愿選擇相悖。

2.2 研究模型

基于農戶耕地流轉理論框架(圖1)，研究我國農區耕地流轉應基于理性視角，明確農戶耕地流轉意愿對于耕地流轉行為決策的重要意義，重點分析村莊不同發展階段中影響農戶耕地流轉意愿的主要農戶特征，并分析其驅動機制，為今后村莊發展過程中有針對性地理性推動耕地流轉工作提供理論與現實依據。因此，選取農戶耕地流轉意愿為被解釋變量，代表農戶耕地流轉行為的直接驅動力;基于已有相關研究，解釋變量的選取從農戶的個人特征、家庭特征、耕地特征和認知水平等方面進行考慮(表1)。

圖1 農戶耕地流轉理論框架

表1 模型所涉及的變量

個人特征重點考慮作為農戶主要決策者的戶主的個體情況，其年齡、職業和受教育水平等因素所帶來的思維和觀念上的差異，使得其對土地的依賴程度有所不同;家庭特征重點考慮目前農村普遍存在的農戶生計分化現象，家庭勞動力和收入結構的差異將會影響農戶對土地的依賴性;耕地特征重點考慮農戶承包耕地的規模、種植現狀和耕作出行條件，以反映耕地資源稟賦對目前農業勞動生產率的影響;認知水平重點考慮農戶對可能驅動耕地流轉現象發生的相關政策的了解程度，反映農戶對土地流轉相關工作的含義及意義的認同程度。

3 研究方法與數據來源

3.1 研究方法

本文的研究對象是農戶耕地流轉意愿，其答案只有“愿意”和“不愿意”兩種情況，因此被解釋變量是二元的離散變量。但多元回歸分析要求因變量必須是具有間距測度等級的連續變量，所以本文采用二元離散的Logistic回歸[18]建立農戶耕地流轉意愿模型。這種回歸方法將邏輯分布作為隨機誤差項的概率分布，適用于依據效用最大化原則所進行的選擇行為分析，因此將其用于研究涉及自身利益最大化的農戶意愿問題是非常合理的。其具體表達形式見式(1):

(1)

式中:P為農戶愿意流轉耕地的概率;X1,X2,…,X13為各個解釋變量;β1，β2,…,β13為各影響因素的回歸系數;β0為截距;ε為誤差。

另外，本文主要采取橫向比較研究法、定量與定性相結合的方法等，以空間差異替代時間演變，通過對比分析曲周縣3個村莊的農戶耕地流轉意愿影響因素，探討農區村莊發展過程中引導承包耕地經營權有序流轉的途徑與手段。

3.2 數據來源

本研究所采用的數據來自于2017年8月21日—30日對研究區開展的農戶調查。為對不同村莊發展階段下的農戶耕地流轉意愿影響因素進行對比分析，綜合考慮美麗鄉村建設的現實意義[19]及其階段特征[20-22]，選取曲周縣內的3個典型村莊進行調研。其中，西五間房村是具有一定歷史文化底蘊的傳統鄉村，且村領導班子具有較為強烈的美麗農村建設意愿，屬于農村發展的前期階段;前河道村屬于農村發展中期階段，其環境整治和基礎設施建設工作已基本完成，并于2017年榮獲省級“美麗鄉村”稱號;后老營村屬于農村發展后期階段，其依托于“產業+文化”的發展模式，已成為曲周縣具有代表性的美麗鄉村精品村。

為全面了解村莊發展現狀及農戶耕地流轉意愿情況，農戶調查工作分為3個階段開展。第一階段，通過與鄉鎮干部、村干部進行交流座談，了解樣點村發展現狀及定位，把握其整體情況;第二階段，采用問卷調查法對農戶進行隨機抽樣調查，收集樣本農戶詳盡、定量的信息，深入了解農戶耕地流轉情況，最終共完成有效問卷183份(西五間房村71戶、前河道村57戶、后老營村55戶);第三階段，通過實地踏勘，了解樣點村現狀布局和建設情況，并對前兩個調查階段所獲信息進行實地校驗與考察，進一步挖掘村莊存在的實際問題與特點。

4 結果與分析

4.1 模型的運行

以三村全部183份樣本農戶數據為例，為避免自變量之間高度相關導致回歸系數不穩定，首先借助SPSS 20.0軟件中的線性回歸模塊，通過自動計算方差膨脹因子(VIF)對所有解釋變量進行多重共線性檢驗，結果顯示其VIF值均小于10，各指標之間不存在多重共線性現象。然后，借助軟件的Logistic回歸模塊，選擇向前:條件方法對樣本農戶數據進行二元Logistic回歸分析。這一方法是根據各解釋變量加入分析后卡方檢驗最顯著的原則逐步加入新的解釋變量，并逐步根據回歸檢驗結果刪除又不再符合顯著的自變量，直至所有顯著變量存在于最終模型中。本次回歸于第四步形成最優模型，但為確保回歸模型可以用來分析相關問題，需進一步檢驗模型的擬合優度。通過模型系數的綜合檢驗結果可知，最優模型的顯著性(Sig.)為0，通過了1%的顯著性檢驗，說明第四步引入的解釋變量作用非常顯著(表2)。Hosmer和Lemeshow檢驗將僅有截距的模型與最優模型進行比較，結果顯示Sig.值大于0.05，說明最優模型與僅有截距的模型差異顯著，第四步引入的解釋變量有效且當前數據中的信息已經被充分提取(表3)。因此，該模型擬合優度較高，模型回歸結果可以較好地反映黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿。采取同樣的方法，也可以分別建立3個村莊農戶耕地流轉意愿的Logistic回歸方程。

表2 黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿模型系數的綜合檢驗

表3 黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿模型Hosmer和Lemeshow檢驗

軟件自動計算所得到的黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿模型回歸結果見表4。可見，最終被引入模型的解釋變量共有4項。非標準化系數為各解釋變量的回歸系數;顯著性用于判斷各自變量的作用是否顯著;優勢比反映了解釋變量每增加一個單位，給原來的發生比所帶來的變化。另外，由于所選取的各解釋變量單位不同，非標準化系數不能用于比較各解釋變量的相對作用，因此本文增加了標準化系數，其計算公式[23]見式(2):

表4 黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿模型回歸結果

(2)

4.2 黃淮海平原農區農戶耕地流轉影響因素分析

由回歸結果可以看出(表4)，對黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿影響顯著的因素包括人均年收入、家庭主要收入來源和“土地整治”、“高標準基本農田建設”政策了解程度，其均通過了5%的顯著性檢驗。其中，后兩項指標的回歸系數均為正值，結合其優勢比可知，當家庭主要收入來源從純農業轉變為農業兼業，或從農業兼業轉變為非農業時，農戶愿意流轉耕地的概率為原先的近2倍;了解“土地整治”、“高標準基本農田建設”政策的農戶愿意流轉耕地的概率是不了解相關政策農戶的近4倍。

人均年收入指標的回歸系數為負值，優勢比為0.064，說明家庭人均年收入每增加1 000元，農戶愿意流轉耕地的概率降低為原先的0.064倍。然而一般而言，隨著農戶生計非農化程度的加強，農民收入水平是不斷提高的，但本文研究結果顯示家庭主要收入來源與人均年收入對于農戶耕地流轉意愿的作用方向卻是相反的。這是由于對于我國糧食主產區而言，農民更看重耕地的價值且他們在城鎮穩定工作和居住的可能性較小[24]，經營性收入是其收入的主要來源[25]，因此以農業經營為主的人均年收入水平越高，農民種植積極性越強烈，也就越不愿意流轉耕地。

同時，通過分析各指標的標準化系數絕對值可以發現，對于農戶耕地流轉意愿而言，人均年收入的影響程度要比其余指標大得多。從家庭主要收入來源數據也可以看出，44.81%的農戶為純農業戶，50.27%的農戶為農業兼業戶，僅有4.92%的農戶為非農業戶，農業仍是黃淮海平原農區農民的最主要生計來源。這更進一步表明，雖然生計非農化會使得農戶對于耕地的依賴性有所減弱，但對于黃淮海平原農區而言，農業收入水平的高低才是影響耕地流轉意愿的最直接因素。

4.3 不同村莊發展階段下農戶耕地流轉意愿影響因素的比較分析

3個村莊的農戶耕地流轉意愿模型均通過了相關檢驗。由回歸結果可以看出(表5)，影響3個村莊不同發展階段農戶耕地流轉意愿的主要因素有家庭主要收入來源、“土地整治”、“高標準基本農田建設”政策了解程度、住處到田地距離、人均承包耕地面積和道路是否方便，且不同村莊發展階段影響農戶耕地流轉意愿的因素有所差異:

表5 村莊農戶耕地流轉意愿模型回歸結果對比

(1) 對于西五間房村和前河道村而言，家庭主要收入來源因素的標準化系數絕對值0.423和0.488分別居于首位，且其均通過了10%的顯著性檢驗，表明家庭主要收入來源在農村發展的中前期階段對農戶耕地流轉意愿的影響較為顯著且其影響程度較大，到后期階段影響并不顯著。同時，當農村發展到中期階段時，家庭主要收入來源的回歸系數變為負值-0.488，優勢比為0.194，說明當家庭主要收入來源從純農業轉變為農業兼業，或從農業兼業轉變為非農業時，農戶愿意流轉耕地的概率降低為原先的0.194倍。從農民家庭決策的角度進行分析，農戶一般希望充分利用家庭內部成員的分工優勢使家庭收益最大化，因此農戶經營呈現出了兼業化的特征。隨著農區村莊的不斷發展，農地非農化使得農戶擁有的土地資源愈加有限，農業生產物質條件的改善使得農業勞動能力富余，耕地的社會保障功能以及一系列惠農政策使得農業經營有著相對較高的綜合比較利益，因此盡管農戶存在非農就業行為，其耕地流轉意愿也并不活躍[26]。

(2) 對于前河道村和后老營村而言，“土地整治”、“高標準基本農田建設”政策了解程度因素的標準化系數絕對值分別居于第二位和首位，且其均通過了10%的顯著性檢驗，表明“土地整治”、“高標準基本農田建設”政策了解程度在農村發展的中后期階段對農戶耕地流轉意愿的影響較為顯著，且其影響程度逐漸加深。由于北方傳統農區農業比較效益偏低、農村經濟發展落后，因此政策引導對于促進農業農村優先發展具有重要意義。在這一過程中，相關政策的普及使得農戶對耕地保護、規模經營的重要意義的認知程度加深，對與其相關的耕地流轉行為產生較高的認同感，農戶思想從小農經濟向市場經濟轉變，農戶耕地流轉意愿得到提升。

(3) 西五間房村的住處到田地距離因素通過了5%的顯著性檢驗，后老營村的道路是否方便因素通過了1%的顯著性檢驗，綜合表明耕地的交通條件在農村發展的前期和后期階段對農戶耕地流轉意愿的影響非常顯著。住處到田地距離因素的標準化系數為正值0.406，說明前期階段，隨著住處到田地距離增加，耕作半徑的增加使得農民出行耕作的便利程度降低，農戶耕地流轉意愿上升。隨著村莊的不斷發展，農村生產交通工具逐漸普遍，耕作半徑對于耕作便利程度的限制作用變得微弱，同時，隨著農村道路交通條件得到一定程度的改善，前往田間耕作的道路越方便，農戶越不愿意將所擁有的耕地流轉出去，因此道路是否方便因素的標準化系數為負值-0.186。

(4) 西五間房村的人均承包耕地面積因素通過了5%的顯著性檢驗，表明人均承包耕地面積在農村發展的前期階段對農戶耕地流轉意愿的影響非常顯著，但其影響程度相對較小，標準化系數的絕對值僅為0.211。其優勢比為0.791，說明農戶家庭人均耕地面積每增加1/15 hm2，農戶愿意流轉耕地的概率降低為原先的0.791倍。對于農區而言，擁有耕地規模較大的農戶多已實現機械化規模經營，并可利用其余時間從事其他行業，因此其不愿意流轉出土地，且愿意承包更多耕地以獲得增值效益[7]。

5 結論與建議

5.1 結 論

(1) 農戶收入水平、家庭主要收入來源和對相關政策的了解程度對黃淮海平原農區農戶耕地流轉意愿的影響較為顯著。其中，經營性收入作為農民主要收入來源，農戶收入水平的提升使得農戶耕地流轉意愿明顯下降;隨著農戶收入來源的非農化，以及對土地流轉相關政策了解程度的加深，農戶耕地流轉意愿上升。

(2) 黃淮海平原農區不同村莊發展階段中影響農戶耕地流轉意愿的因素有所差異。家庭主要收入來源在農村發展的中前期階段對農戶耕地流轉意愿的影響較為顯著且其影響程度較大，但農戶為充分利用家庭內部成員的分工優勢使家庭收益最大化，收入非農化對耕地流轉意愿的正向刺激作用將逐漸弱化。由于政策普及提升了農戶對土地流轉工作的認同感，農戶對相關政策的了解程度在農村發展的中后期階段對農戶耕地流轉意愿的正向刺激較為顯著，且其影響程度逐漸加深。耕地的交通條件在農村發展的前期和后期階段對農戶耕地流轉意愿的影響非常顯著，前期階段住處到田地距離增加導致耕作便利程度降低，農戶耕地流轉意愿上升;后期階段農村道路交通條件的改善使得農戶不愿將所擁有的耕地流轉出去。由于擁有耕地規模較大的農戶多已實現機械化規模經營，人均承包耕地面積在農村發展的前期階段對農戶耕地流轉意愿的負向刺激非常顯著，但其影響程度相對較小。

5.2 建 議

當前，我國農村耕地利用和管理仍然面臨布局散亂、粗放低效等問題，因此加快推進農村土地流轉是促進農業現代化、規模化、高效化經營，促進農業增產和農民增收的重要手段。同時，新形勢下深化農村改革，主線仍然是處理好農民與土地的關系。因此，耕地流轉工作的推進一定要充分尊重農民意愿，保障和實現農民權益，激發農村發展活力。為提高黃淮海農區農戶耕地流轉意愿，促進農村耕地合理流轉，基于本文研究結論有針對性地提出以下幾點政策建議:(1) 著力加強農村勞動力培訓，提高農民非農技能，為農村富余勞動力轉移就業創造條件，提升農民收入水平，促進農民工就業向穩定、有保障、有素質等方向轉變。(2) 逐步加強土地流轉的普法宣傳力度，廣泛宣傳土地流轉的意義和政策措施，以及其對農民增收的實際效果，消除農民的思想顧慮，提高土地流轉意識。(3) 通過適時擴大基礎設施建設投入、改善農業生產條件，充分激發家庭經營的基礎作用，重點培育從事專業化、集約化農業生產的家庭農場，使之成為引領適度規模經營、發展現代農業的有生力量。(4) 考慮重點面向承包土地的種植大戶，盡早開展農業技術推廣和農業全產業鏈培訓等，促進農民科學開展種植活動，最終實現流轉耕地的規模化、集約化和產業化發展。

另外，本文選取黃淮海平原中的一個典型農業縣開展研究，具有一定代表性，可為黃淮海平原農區農戶耕地流轉工作提供一定的參考與借鑒。但我國農村情況千差萬別，各地在具體施行相關政策前要充分考慮到可能影響區域農戶耕地流轉意愿的所有因素，未來有條件的情況下還可以對具體村莊開展長期定點觀測，并合理分析研判顯著影響農戶耕地流轉意愿的因素及其驅動機制，因地制宜、合理施策。