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    基于回歸分析法的貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿實證研究

    2014-08-06 05:48:18鮑盛祥
    關(guān)鍵詞:認(rèn)同度連片信任度

    鮑盛祥,張 情,魏 浩,周 蕾,賀 歡

    (中南民族大學(xué) 管理學(xué)院,武漢 430074)

    2013年中央1號文件明確指出,要“穩(wěn)定農(nóng)村土地承包關(guān)系,堅持依法自愿有償原則,引導(dǎo)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)”,“加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè),充分激發(fā)農(nóng)村生產(chǎn)要素潛能”.土地是最為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素,積極、有序地引導(dǎo)農(nóng)民進行土地流轉(zhuǎn),是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的關(guān)鍵.因此,研究農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的影響因素具有重要的現(xiàn)實意義.

    關(guān)于我國土地流轉(zhuǎn)問題的研究,學(xué)者們大多是從客觀的角度出發(fā),來研究影響農(nóng)民進行土地流轉(zhuǎn)意愿的因素.這些因素主要分為三類:一是個人特征,如年齡、受教育程度等[1,2];二是家庭特征,如非農(nóng)就業(yè)情況以及非農(nóng)收入;三是社會保障,如養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、社會福利等[3].這些研究在不同的程度上證實,個人特征、家庭特征和社會保障均會對農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生顯著的影響.

    相對于上述客觀因素,對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的主觀影響因素研究卻未受到足夠重視.根據(jù)農(nóng)戶理性行為理論,農(nóng)民在流轉(zhuǎn)土地過程中的收益和成本兩方面是影響農(nóng)民選擇土地流轉(zhuǎn)行為的主要因素.其中,農(nóng)民對流轉(zhuǎn)土地的預(yù)期收益取決于農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度[4];農(nóng)民對流轉(zhuǎn)土地的成本取決于農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度[5,6].此外,農(nóng)民對土地流轉(zhuǎn)過程中的收益與成本預(yù)期也可能受到其它因素的影響.例如,政府政策作為影響農(nóng)民認(rèn)知的宏觀環(huán)境對農(nóng)民的流轉(zhuǎn)行為也會產(chǎn)生一定的影響[7].

    因此本文嘗試分析農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度,農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度與土地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系,同時,將政府政策作為調(diào)節(jié)變量引入到研究模型中,以屬于貧困連片山區(qū)的咸豐縣為例,進行實證研究,對前述所提出的假設(shè)進行檢驗,最終形成邏輯一致的研究結(jié)論.找出影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素,以期豐富農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)影響因素的理論研究并為當(dāng)前推進貧困連片山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)提供政策建議.

    1 研究設(shè)計

    1.1 變量定義

    1.1.1 自變量

    對受轉(zhuǎn)方的信任度.農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度能夠在一定程度上反映農(nóng)民的預(yù)期收益,農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度越高預(yù)示著農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方預(yù)期收益越高,越愿意把土地流轉(zhuǎn)給信任度高的農(nóng)民.

    對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度.農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度在一定程度上反映了農(nóng)民對土地流轉(zhuǎn)的成本.這種農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度越高,對土地的依賴程度就越高,這種依賴更多的表現(xiàn)在農(nóng)民對土地經(jīng)濟和生活保障功能的依賴[8].對于貧困地區(qū)的農(nóng)民來說,如果放棄了土地就等于放棄了他們賴以生活的基礎(chǔ)以及以后的養(yǎng)老保障.

    對國家土地流轉(zhuǎn)政策的了解程度.國家土地流轉(zhuǎn)政策的出臺會對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿起到重要的影響,國家為促進貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流出而采取的各種措施,在一定程度上,可以提高農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度,同樣也會使農(nóng)民對土地的依賴程度減弱,進而影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿.

    1.1.2 控制變量

    目前學(xué)界已有部分學(xué)者通過實證研究證實戶主的年齡和文化程度對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿具有重要的影響,更通過實證分析證實非農(nóng)就業(yè)和社會保障對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿具有正向影響[9],基于以上原因本文選取戶主的年齡、戶主的文化程度、非農(nóng)收入占比和是否購買社會保險作為控制變量.

    具體的變量描述見表1.

    表1 變量的描述

    1.2 模型選取

    作為調(diào)節(jié)變量必須滿足以下3個條件:(1)自變量必須顯著的影響調(diào)節(jié)變量;(2)自變量必須顯著的影響因變量;(3)當(dāng)在自變量與因變量回歸時,加入調(diào)節(jié)變量,會使自變量的顯著性明顯變?nèi)?因此為了檢驗本文的假設(shè),構(gòu)造了如下回歸模型:

    X7=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X5+ε,

    (1)

    Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X5+ε,

    (2)

    Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X5+

    β6X7+ε,

    (3)

    X7=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X6+ε,

    (4)

    Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X6+ε,

    (5)

    Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X6+

    β6X7+ε.

    (6)

    2 數(shù)據(jù)來源

    在進行數(shù)據(jù)搜集時,綜合考慮到勞動力轉(zhuǎn)移等因素選取了勞動力轉(zhuǎn)移較多的東門溝村作為調(diào)查的樣本地區(qū).本次農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查共發(fā)放170份問卷,回收調(diào)查問卷162份 ,剔除回答錯誤或答非所問的無效問卷,最后有效問卷共計154份,有效回收率90.6%.

    本次在東門溝村除了進行問卷調(diào)查之外,還與當(dāng)?shù)剞r(nóng)民進行了深度訪談.訪談圍繞著三個部分:第一部分是戶主個體特征,主要包括戶主的年齡和受教育程度.第二部分是農(nóng)民家庭非農(nóng)就業(yè)情況,非農(nóng)收入情況和社會保障購買情況;第三部分是農(nóng)民對土地的認(rèn)知情況,包括是否認(rèn)識土地有養(yǎng)老的功能,對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的政策是否了解,若流出土地,對受轉(zhuǎn)方的要求,是愿意流出給自己親戚朋友或者其他種植大戶.

    3 實證分析

    3.1 相關(guān)性分析

    表2所示為自變量和因變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣,由表2可以發(fā)現(xiàn)自變量之間以及自變量與因變量之前具有很強的相關(guān)性,因此可以進一步做回歸分析.

    表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

    *在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān);**在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)

    3.2 模型的回歸分析

    為了準(zhǔn)確的分析調(diào)查數(shù)據(jù),本文采用SPSS17.0統(tǒng)計軟件對調(diào)查獲得的各項數(shù)據(jù)進行回歸分析,以此來對研究假設(shè)進行驗證.數(shù)據(jù)的分析結(jié)果如表3和表4所示.

    表3反映的是變量X7對X5的調(diào)節(jié)作用.模型(2)表示的是變量X5與Y的回歸結(jié)果,回歸系數(shù)為0.69,在0.05的顯著性水平下通知了檢驗,F(xiàn)值為24.69,說明農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度與其土地流轉(zhuǎn)意愿呈正向相關(guān)關(guān)系.模型(1)自變量X5與調(diào)節(jié)變量X7在0.01的水平下顯著正相關(guān);模型(2)自變量X5與因變量Y在0.05的顯著性水平下顯著正相關(guān);模型(3)當(dāng)加入調(diào)節(jié)變量后,結(jié)果發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)變量X7與因變量Y在0.01的顯著性水平下顯著正相關(guān),而自變量的顯性水平則下降,P值增大到0.272,這說明變量X7具有顯著的調(diào)節(jié)作用,因此國家土地流轉(zhuǎn)政策的實施能夠影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度,進而影響其土地流轉(zhuǎn)意愿.

    表3 回歸結(jié)果(1)

    注: Sig為回歸方程的顯著性概率

    表4反映的是變量X7對X6的調(diào)節(jié)作用.模型(5)表示的是變量X6與Y的回歸結(jié)果,回歸系數(shù)為-0.070,在0.01的顯著性水平下通知了檢驗,F(xiàn)值為27.238,說明農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度與其土地流轉(zhuǎn)意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系.模型(4)自變量X6與調(diào)節(jié)變量X7在0.01的水平下顯著負(fù)相關(guān);模型(5)自變量X6與因變量Y在0.01的顯著性水平下顯著負(fù)相關(guān);模型(6)當(dāng)加入調(diào)節(jié)變量后,結(jié)果發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)變量X7與因變量Y在0.01的顯著性水平下顯著正相關(guān),而自變量X6的顯性水平則下降,P值增大到0.131,這說明變量X7具有顯著的調(diào)節(jié)作用,因此國家土地流轉(zhuǎn)政策的實施能夠影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度,進而影響其土地流轉(zhuǎn)意愿.

    表4 回歸結(jié)果(2)

    注: Sig為回歸方程的顯著性概率

    4 結(jié)論與建議

    4.1 研究結(jié)論

    經(jīng)過以上研究,本文得出如下結(jié)論:(1)農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度與農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿正相關(guān),農(nóng)民更愿意把土地流轉(zhuǎn)給自己信任度高的親戚朋友;(2)農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度與貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿負(fù)相關(guān),對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度越高的農(nóng)民越不愿意流出自己土地;(3)對國家土地流轉(zhuǎn)政策的了解程度起著重要的調(diào)節(jié)作用,貧困連片山區(qū)農(nóng)民對國家土地流轉(zhuǎn)政策的了解程度在一定程度上可以影響農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度和對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度,進而影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿.

    4.2 政策建議

    4.2.1 加大國家土地流轉(zhuǎn)政策的宣傳

    通過調(diào)查發(fā)現(xiàn),農(nóng)民不愿意流出土地主要一方面原因就是擔(dān)心土地流轉(zhuǎn)出去之后失去承包權(quán),這充分說明他們對國家的土地流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知還相當(dāng)不夠,致使他們在土地流轉(zhuǎn)中存在很多顧慮,另一方面人們長期生活在一種落后的認(rèn)知,如“土地養(yǎng)老”這種認(rèn)知都是根深蒂固的,很難在短時間內(nèi)能夠改變.而且政府在土地流轉(zhuǎn)工作中存在著“失位”和“缺位”的現(xiàn)象,因此要改變這種情況,提高農(nóng)民的認(rèn)識水平和科學(xué)文化素質(zhì),需要整體提高人們的認(rèn)識水平.應(yīng)該充分發(fā)揮村組織的作用,做好宣傳、引導(dǎo)、監(jiān)管和約束,要把土地流轉(zhuǎn)工作納入到村組織的年度工作計劃中去,要設(shè)有專門管理農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的工作人員,同時加強對長期拋荒的土地的管理,對非法買賣土地的行為要嚴(yán)厲打擊.

    4.2.2 加強農(nóng)村社會信用體系建立,降低土地流轉(zhuǎn)的信任風(fēng)險

    我國農(nóng)村社會屬于一種“鄉(xiāng)土社會”,由血緣、地緣關(guān)系產(chǎn)生的生產(chǎn)和協(xié)調(diào)組織之間的習(xí)俗、習(xí)慣等非正式制度主導(dǎo)著資源配置功能,村莊內(nèi)部是一個熟人社會,村民之間非常熟悉,對于土地流轉(zhuǎn),大多數(shù)情況下不需要簽訂書面協(xié)議,而只是口頭協(xié)議.然而我們調(diào)查發(fā)現(xiàn),農(nóng)民承包土地之后反悔的可能性很大,而且歷史上部分地方土地政策也是朝令夕改,因此在這種非正式方式下流轉(zhuǎn)的土地引發(fā)了很多后續(xù)的補償問題,容易造成矛盾,久而久之造成了農(nóng)民的信任感降低,不愿意流轉(zhuǎn)自己土地.為了降低土地流轉(zhuǎn)的信任風(fēng)險,應(yīng)該加強農(nóng)村信用體系建設(shè),可由政府出面組織成立擔(dān)保公司,在農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)過程中進行擔(dān)保.同時也要規(guī)范農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的交易過程,鼓勵農(nóng)民進行規(guī)范交易,簽訂書面協(xié)議.

    參 考 文 獻(xiàn)

    [1] 杜培華.農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為影響因素的實證研究:以江蘇省為例[J].國土資源科技管理,2008(1):53-56.

    [2] 包宗順,徐志明,高 珊,等.農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異與影響因素:以江蘇省為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2009(4):23-32.

    [3] 劉衛(wèi)柏.基于Logistic 模型的中部地區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿分析:來自湖南百村千戶調(diào)查的實證研究[J].求索,2011(9):81-83.

    [4] 羅必良,汪 沙,李尚蒲.交易費用、農(nóng)戶認(rèn)知與農(nóng)地流轉(zhuǎn):來自廣東省的農(nóng)戶問卷調(diào)查[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2012(1):11-21.

    [5] 錢雪飛.農(nóng)民工城鄉(xiāng)遷移個人風(fēng)險成本的構(gòu)成:基于1012位城鄉(xiāng)遷移農(nóng)民工的問卷調(diào)查[J].改革與戰(zhàn)略,2008(6):111-118.

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    [8] 朱啟臻.新型職業(yè)農(nóng)民與家庭農(nóng)場[J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2013(2):157-159.

    [9] 葉劍平. 2005 年中國農(nóng)村土地使用權(quán)調(diào)查研究[J].管理世界,2006(7):81-84.

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