家庭結(jié)構(gòu)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響
——基于結(jié)構(gòu)方程模型的實證分析

張占錄，張雅婷，康明明

（中國人民大學(xué)公共管理學(xué)院，北京 100872）

1 引言與研究進(jìn)展

改革開放以來，城市化成為了推進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展的重要力量，與之密切相關(guān)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)在推動農(nóng)村發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化方面產(chǎn)生了重要的影響?！吨袊r(nóng)村統(tǒng)計年鑒（2017）》公布的數(shù)據(jù)顯示中國農(nóng)業(yè)勞動力占鄉(xiāng)村人口比重從92.4%下降為59.4%，農(nóng)業(yè)勞動力開始大量轉(zhuǎn)移至二、三產(chǎn)業(yè)，這種勞動力的轉(zhuǎn)移不可避免地改變了農(nóng)地利用狀態(tài)，拋荒或流轉(zhuǎn)成為兩種常見的形式。無論是從經(jīng)濟(jì)效用還是資源保護(hù)的角度來看，流轉(zhuǎn)均優(yōu)于拋荒，鼓勵和引導(dǎo)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)也成為了當(dāng)前政策的主流方向。

目前中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)已有很大發(fā)展，但仍面臨諸多困境，其中一個重要因素是農(nóng)民的流轉(zhuǎn)意愿較低，據(jù)此，本文試圖發(fā)掘農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，這種流轉(zhuǎn)意愿囊括了轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出方的綜合意愿。此外，作為農(nóng)民從事生活、生產(chǎn)活動的基本單元，家庭結(jié)構(gòu)會對農(nóng)戶行為產(chǎn)生重要影響[1-2]，鑒于家庭結(jié)構(gòu)在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中所處的重要地位，本文重點(diǎn)關(guān)注家庭結(jié)構(gòu)對流轉(zhuǎn)意愿的影響，一方面有助于加深對中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題的認(rèn)識，從農(nóng)戶意愿角度揭示農(nóng)地流轉(zhuǎn)的實質(zhì)路徑；另一方面有利于提出有效的政策措施，以促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的實現(xiàn)。

從現(xiàn)有研究來看，中國農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿（下文簡稱“流轉(zhuǎn)意愿”）呈現(xiàn)三大特點(diǎn)：第一，不同區(qū)域農(nóng)村土地市場的發(fā)育程度各異，流轉(zhuǎn)意愿也存在顯著差異[3-4]，總體呈現(xiàn)出自東向西依次遞減的趨勢[5-6]；第二，流轉(zhuǎn)意愿整體偏低，且轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出需求不均衡，突出表現(xiàn)為轉(zhuǎn)出意愿明顯高于轉(zhuǎn)入意愿，正是這種不均衡造成了農(nóng)村土地的固化[7]；第三，農(nóng)民的意愿沒有得到完全的尊重，這是由于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展仍處于初級階段，政府和集體在農(nóng)地處置中有較強(qiáng)的行政力量[8-9]，特別是在信息不對稱普遍存在時，有效制衡機(jī)制的缺乏會誘發(fā)集體或地方政府侵吞農(nóng)民利益的現(xiàn)象[10]，雖然由政府強(qiáng)制推進(jìn)的流轉(zhuǎn)未必一定侵害農(nóng)戶的利益，但流轉(zhuǎn)意愿較低的農(nóng)戶認(rèn)為這種非自愿的流轉(zhuǎn)方式可能造成潛在的利益損害[11]。針對流轉(zhuǎn)意愿不高的現(xiàn)實，已有文獻(xiàn)對可能的影響因素進(jìn)行了詳細(xì)分析，歸納來看主要有5類：第一，農(nóng)戶對于土地權(quán)利的感知。一方面，對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)歸屬的理解會顯著影響其流轉(zhuǎn)意愿[12]；另一方面，土地權(quán)利權(quán)能在多大程度上得到承認(rèn)和保護(hù)是影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的重要誘因[13]，土地收益權(quán)越能得到保護(hù)，農(nóng)戶參與流轉(zhuǎn)意愿也就越強(qiáng)[5]。第二，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)范性程度。如交易費(fèi)用的大小[14]、農(nóng)戶預(yù)期的流轉(zhuǎn)年限[15]、流轉(zhuǎn)手續(xù)辦理周期、合同的形式、具體流轉(zhuǎn)方式[16]等?？傮w來看，流轉(zhuǎn)程序越規(guī)范[17]、流轉(zhuǎn)價格越高[18]、農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿也會越強(qiáng)烈。第三，社會環(huán)境因素。突出表現(xiàn)為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[16]、社會保障能力[12，17]以及村集體的行為和態(tài)度等[19]。第四，自然環(huán)境因素。一方面，地形對流轉(zhuǎn)意愿具有較強(qiáng)的影響，有研究認(rèn)為平原的居民更愿意持有農(nóng)地而不愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地[7]，也有研究指出處在平原地區(qū)農(nóng)民更愿意流轉(zhuǎn)土地[20]；另一方面，耕地質(zhì)量也會對流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生較大影響，耕地質(zhì)量較差的農(nóng)戶更愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地[18]。

綜上，目前已有大量關(guān)于流轉(zhuǎn)意愿影響因素的研究，雖然多數(shù)研究中均涉及家庭結(jié)構(gòu)，如家庭人口[3，5，18]、土地使用狀態(tài)[15，21]、戶主特征[7，12，15]、家庭決策[22]等方面，但大部分文獻(xiàn)中對家庭結(jié)構(gòu)的研究只選用數(shù)個描述家庭結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，而沒有對家庭結(jié)構(gòu)進(jìn)行系統(tǒng)性分析，所以研究結(jié)果也無法較為全面地體現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)對流轉(zhuǎn)意愿的影響。此外，家庭結(jié)構(gòu)對流轉(zhuǎn)意愿的內(nèi)在影響機(jī)理也需要進(jìn)一步探討。據(jù)此，本文著眼于農(nóng)戶家庭結(jié)構(gòu)對其流轉(zhuǎn)意愿的影響，以及影響的作用機(jī)制，并提出相應(yīng)的建議。

2 研究設(shè)計

2.1 理論分析與研究假設(shè)

以現(xiàn)有文獻(xiàn)為基礎(chǔ)，本文將家庭結(jié)構(gòu)分為家庭人口特征、土地使用特征、戶主個體特征和家庭決策特征4方面。

第一，家庭人口特征主要用于描述農(nóng)戶家庭的規(guī)模、復(fù)雜程度、脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的程度，具體選取“家庭總?cè)丝凇睖y量“家庭規(guī)?！保弧凹彝ゴ鷶?shù)”測量“家庭構(gòu)成的復(fù)雜程度”；“常年在外生活人口數(shù)和實際勞動人口數(shù)”測量“家庭脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的程度”。首先，從家庭規(guī)模來看，不同的家庭人口規(guī)模會為家庭帶來不同的社會經(jīng)濟(jì)需求，進(jìn)而影響其做出不同的流轉(zhuǎn)決策[3，23]。其次，從家庭構(gòu)成的復(fù)雜程度來看，子代家庭成員越脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的程度越高、越接近城市生活，即家庭構(gòu)成越復(fù)雜，父輩的土地流轉(zhuǎn)意愿越強(qiáng)[24]。再次，農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量會顯著影響農(nóng)民的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿[16，25]，從事農(nóng)業(yè)勞動的純農(nóng)戶更傾向于持有農(nóng)地[18]，其流轉(zhuǎn)意愿低于從事非農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶[7，20]，當(dāng)農(nóng)民完全從事非農(nóng)生產(chǎn)活動時，其流轉(zhuǎn)意愿比兼業(yè)和純農(nóng)業(yè)農(nóng)戶都高[5]。

綜上，本文提出假說H1：農(nóng)戶家庭人口特征會顯著影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

第二，土地使用特征反映了農(nóng)戶掌握農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的多寡和這些生產(chǎn)資料的市場化配置程度，具體選取“家庭承包土地面積”測量“最初獲得農(nóng)地的情況”；“家庭實際經(jīng)營面積”測量“實際持有的農(nóng)地面積”；“已流轉(zhuǎn)面積”測量“參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)地面積”。首先，從土地面積來看，家庭承包以及實際經(jīng)營的農(nóng)地面積越小，機(jī)會地租越高，農(nóng)戶越傾向于參與流轉(zhuǎn)[1，21，26-27]。此外，農(nóng)戶已參與流轉(zhuǎn)的土地面積越少，其繼續(xù)進(jìn)行流轉(zhuǎn)的空間越大，可能參與流轉(zhuǎn)意的愿則更大。

綜上，本文提出假說H2：土地使用特征會顯著影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

第三，戶主在家庭中占據(jù)重要地位，是重要的勞動力、領(lǐng)導(dǎo)者和決策者，在家庭整體的決策過程中發(fā)揮重要作用，本文選取戶主年齡、受教育水平、健康程度和流動經(jīng)歷4個指標(biāo)對戶主特征進(jìn)行測量。首先，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的意愿受到戶主的年齡的影響[12，15，17]，年齡越大的農(nóng)民越愿意參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)[27-28]。其次，個體受教育水平或家庭最高文化程度對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響[16]，但在影響方向上，學(xué)者們持不同觀點(diǎn)，有的研究認(rèn)為農(nóng)戶的文化程度越高，農(nóng)戶更愿意流轉(zhuǎn)土地[17-18]；也有研究指出農(nóng)民文化程度愈低，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高[26]。再次，身體健康程度直接影響農(nóng)戶經(jīng)營土地的能力，健康程度較低的農(nóng)民更不愿意轉(zhuǎn)入土地[7]。最后，與有流動經(jīng)驗的農(nóng)戶相比，沒有外出務(wù)工經(jīng)驗的農(nóng)戶“戀土情節(jié)”較為嚴(yán)重，對土地依賴性較強(qiáng)，所以參與土地流轉(zhuǎn)的意愿也較弱[29]。

綜上，本文提出假說H3：戶主特征會顯著影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

第四，家庭決策特征反映了家庭獲取和吸收信息的能力、家庭成員的議價能力以及家庭的整體決策模式，不僅可以勾勒家庭的處事風(fēng)格，也將大部分家庭成員態(tài)度納入考慮，使得測量更為合理。本文選取“家庭決策征求親朋人數(shù)”測量“家庭獲取信息的能力”；“家庭內(nèi)部矛盾解決方式”測量“家庭成員的議價能力”；“家庭外部矛盾的解決方式”測量“家庭的決策模式”。在對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決定進(jìn)行考慮和論證時，農(nóng)民更傾向于征求土地流轉(zhuǎn)先驅(qū)者、家庭成員或村里備受尊敬的人的意見[22]。家庭決策的民主程度也顯著影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿[30]。

綜上，本文提出假說H4：農(nóng)戶家庭決策特征會顯著影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

2.2 研究方法

2.2.1 因子分析法

因子分析是通過對原有指標(biāo)進(jìn)行降維，以簡化分析操作的一種方法[31]。通過因子分析，參與研究的指標(biāo)數(shù)量會大大減少,有助于減少后續(xù)計算的工作量。

如果存在k個可觀測變量分別為x1，x2，x3，…，xk，有n個不可觀測因子分別為F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，…，F(xiàn)n（k＞n），則因子分析模型的一般形式為：

上述公式表示成矩陣形式為：

式（1）中：F= （F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)n），為因子變量或公因子；A= （akn）為因子載荷矩陣，akn為因子載荷，反映第k個變量與第n個因子的相關(guān)系數(shù)，系數(shù)值越大，則第k個變量與第n個因子相關(guān)性越大，反之相關(guān)性越?。沪?（ε1，ε2，…，εk），表示隨機(jī)變量。

2.2.2 結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）

在社會科學(xué)研究中，潛變量很難通過直接的測量而獲得，如何解釋潛變量之間的關(guān)系就比較困難，而結(jié)構(gòu)方程模型可以較好地解決這一問題。結(jié)構(gòu)方程模型由測量模型和結(jié)構(gòu)模型兩部分組成。

測量模型的一般形式為：

式（2）中：X是外源指標(biāo)組成的向量；Y是內(nèi)生指標(biāo)組成的向量；Λx是X的因素負(fù)荷量矩陣；Λy是Y的因素負(fù)荷量矩陣；δ是外源指標(biāo)的誤差項；ε是內(nèi)生指標(biāo)y的誤差項。

結(jié)構(gòu)模型的一般形式為：

式（3）中：η是內(nèi)生潛變量；B是內(nèi)生潛變量間關(guān)系；Γ是外潛變量對內(nèi)生潛變量的關(guān)系；ξ是外源潛變量；ζ是結(jié)構(gòu)方程模型的殘差項。

2.3 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文以中國人民大學(xué)2017年“千人百村”社會調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，調(diào)研范圍包括28個省級行政區(qū)域的279個村莊，抽樣方法結(jié)合了整群抽樣和簡單不重復(fù)隨機(jī)抽樣。經(jīng)過樣本篩選與數(shù)據(jù)的預(yù)處理，共得到來自24省市的3 276個有效樣本。根據(jù)描述統(tǒng)計的結(jié)果，樣本數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出以下特征（表1）。

第一，家庭規(guī)模差異較大，平均每戶總?cè)丝跒?.3人，家庭人口代數(shù)基本處于2～3代之間，更傾向于2代，顯示出規(guī)模小、結(jié)構(gòu)簡單的特征。家庭常年在外生活人口的平均值為0.96，表明大部分農(nóng)戶的生活重心仍處于農(nóng)村。家庭實際勞動人口平均為2.14，表明家庭撫養(yǎng)壓力普遍適中，但較大的標(biāo)準(zhǔn)差又體現(xiàn)出家庭間的扶養(yǎng)壓力差別較大。

第二，不同農(nóng)戶間的承包面積、可使用面積和流轉(zhuǎn)面積的差異巨大。平均可使用面積大于平均承包面積，說明存在轉(zhuǎn)入大戶拉高整體水平，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營已經(jīng)具備一定基礎(chǔ)。平均流轉(zhuǎn)面積為10.54畝，小于平均承包面積14.81畝，表明農(nóng)戶傾向于流轉(zhuǎn)一部分土地，而非全部。

第三，戶主的平均年齡為56歲，戶主的受教育水平普遍偏低，但是健康程度良好，81%的戶主都有過外出流動的經(jīng)驗。

第四，在家庭決策中，征求意見人數(shù)比較多的區(qū)間是5～10人，較小的標(biāo)準(zhǔn)差證明農(nóng)戶對于征求親朋意見有共識。對于家庭內(nèi)外部矛盾，農(nóng)戶更傾向于小范圍、內(nèi)部解決。

第五，農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿差異較大，一半的被調(diào)查者明確表示不愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地，而明確表示愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地的農(nóng)民占比僅19.6%，流轉(zhuǎn)意愿的平均值落在“比較不愿意”和“說不清”之間。

3 因子分析

3.1 信效度檢驗

克朗巴哈信度系數(shù)（Cronbach’s Alpha）是內(nèi)部一致性信度最常用檢驗指標(biāo)，KMO（Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy）檢驗和巴特利特球度檢驗（Bartlett）是常見的效度檢驗指標(biāo)，本文通過SPSS Statistics 24.0軟件進(jìn)行上述檢驗來驗證數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析的適宜性，檢驗結(jié)果見表2。

在一般的社會科學(xué)研究中，當(dāng)α系數(shù)在0.6～0.8范圍內(nèi)時，表示內(nèi)部一致性較好[32-33]，故此量表表現(xiàn)出較好的內(nèi)部一致性。本文KMO總體檢驗值為0.732＞0.7，Bartlett球形檢驗統(tǒng)計值顯著，顯著性水平為0.000[34]。各個測量指標(biāo)的組成信度CR值均大于0.6，除戶主個體特征略低外，其余變量平均提取方差值A(chǔ)VE的值均大于0.5[35]，表明結(jié)構(gòu)變量具有良好的收斂效度[35]。綜合檢驗結(jié)果，本量表數(shù)據(jù)適合進(jìn)行下一步的因子分析。

表1 指標(biāo)選取與描述統(tǒng)計Tab.1 Index selection and descriptive statistics

表2 信效度檢驗Tab.2 Reliability and validity test

表3 因子提取及方差解釋比Tab.3 Factor extraction and variance interpretation ratio

3.2 因子分析

采用特征根大于1的標(biāo)準(zhǔn)提取出4個因子，方差貢獻(xiàn)率為68.513%，超過方差累計貢獻(xiàn)率最低值為60%的標(biāo)準(zhǔn)[36]，說明提取的4個因子是可以接受的，提取的4個因子及方差累計貢獻(xiàn)率見表3。

旋轉(zhuǎn)后得到的4個因子包含的可觀測變量的載荷值均大于0.6，公因子內(nèi)的可觀測變量在其他因子上載荷均小于0.1，說明因子的內(nèi)部收斂度和外部區(qū)別度都較好（表4）。根據(jù)公因子包含的內(nèi)容，將他們命名為“家庭人口特征”“土地使用特征”“戶主特征”“家庭決策特征”，并作為SEM分析中的潛變量。

4 結(jié)構(gòu)方程（SEM）模型實證分析

4.1 SEM模型擬合

本文選取AMOS 7.0分析軟件，采用穩(wěn)健性較強(qiáng)的廣義最小二乘法（GLS）進(jìn)行擬合[37]，經(jīng)過修正后的最終模型的標(biāo)準(zhǔn)化擬合路徑系數(shù)如表5。其中，依據(jù)AMOS修正建議，可觀測變量家庭外部矛盾解決方式在修正過程中被剔除。

本文采用絕對擬合指數(shù)GFI、RMR、AGFI、RMSEA、χ2/df（CMIN/df）作為評價指標(biāo)；NFI、TLI、CFI作為相對擬合指數(shù)評價指標(biāo)；PGFI、PNFI、PCFI作為模型的適配度評價指標(biāo)，修正模型的適配度指標(biāo)及評價標(biāo)準(zhǔn)見表6。

除χ2/df外，其他指標(biāo)的適配度指標(biāo)均達(dá)到評價標(biāo)準(zhǔn)，由于χ2/df對樣本數(shù)量很敏感，在模型評價中，大樣本下在其他適配指標(biāo)結(jié)果優(yōu)良時可以放寬對χ2/df擬合結(jié)果的要求。本文的樣本量為3 276，滿足COMREY和LEE提出的大樣本界定要求[38]，故此模型適配度較好，修正模型的變量關(guān)系如圖1。

表4 旋轉(zhuǎn)后的成分得分矩陣Tab.4 Rotated component score matrix

4.2 擬合結(jié)果分析

修正模型擬合結(jié)果顯示，“家庭人口特征”這一潛變量會顯著正向影響農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿，標(biāo)準(zhǔn)化路徑載荷是0.118，驗證了假說H1。首先，家庭總?cè)丝诙唷⑷丝诖鷶?shù)多，說明家庭結(jié)構(gòu)更為復(fù)雜，整個家庭的需求更加多樣，供養(yǎng)壓力大。由于中國大部分農(nóng)村的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不高、農(nóng)業(yè)收入有限，難以應(yīng)付高扶養(yǎng)壓力，通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)一方面解放了轉(zhuǎn)出農(nóng)戶勞動力，使其獲取流轉(zhuǎn)收入的同時還可獲得非農(nóng)收益，另一方面有能力的轉(zhuǎn)入農(nóng)戶也可以獲取規(guī)模效益，雙方家庭的供養(yǎng)壓力均有所緩解，故農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿增加。其次，常年在外生活的人口多，說明家庭脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的程度高，家庭對農(nóng)業(yè)的依賴也會降低，則農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)出土地。再次，就實際勞動人口而言，不愿從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)家庭的實際勞動人口多，意味著家庭勞動力從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例較高，脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性更大，故轉(zhuǎn)出意愿較高。而愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)家庭的實際勞動人口多，意味著家庭勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的潛力較大，有能力進(jìn)行大面積耕種，則會考慮轉(zhuǎn)入土地。

表5 修正模型擬合路徑系數(shù)Tab.5 Fitting path coef ficient of modi fied model

表6 修正模型適配度Tab.6 Modi fied model fit

“土地使用特征”會顯著負(fù)向影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿，標(biāo)準(zhǔn)化路徑載荷是-0.08，驗證了假說H2。首先，農(nóng)戶的承包地面積或?qū)嶋H經(jīng)營面積越小，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際成本升高、收益降低，此時部分農(nóng)戶選擇放棄自己經(jīng)營而轉(zhuǎn)出農(nóng)地，還有部分農(nóng)戶則愿意通過轉(zhuǎn)入農(nóng)地的方式，擴(kuò)大經(jīng)營面積，獲取規(guī)模效益，故雙方進(jìn)行流轉(zhuǎn)的意愿較高。其次，對于有流轉(zhuǎn)經(jīng)驗的農(nóng)戶而言，若已流轉(zhuǎn)土地面積較小，一方面轉(zhuǎn)出戶具有繼續(xù)參與流轉(zhuǎn)的潛力，另一方面轉(zhuǎn)入戶承擔(dān)的經(jīng)營風(fēng)險較小，也具備進(jìn)一步擴(kuò)張經(jīng)營規(guī)模的空間，所以雙方更可能保持流轉(zhuǎn)的興趣。

“戶主個體特征”會顯著正向影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿，標(biāo)準(zhǔn)化路徑載荷是0.086，驗證了假說H3。首先，戶主作為家庭中最重要的勞動力之一，隨著年齡增大、健康程度降低，務(wù)農(nóng)的難度隨之提升，進(jìn)而轉(zhuǎn)出農(nóng)地，可見戶主年齡和健康程度主要影響轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的意愿。其次，受教育程度低的農(nóng)戶就業(yè)機(jī)會相對較少，經(jīng)濟(jì)收入水平較低，無論是轉(zhuǎn)出還是轉(zhuǎn)入，當(dāng)流轉(zhuǎn)后可獲取更高的收益時，參與流轉(zhuǎn)的意愿也強(qiáng)。此外，實證結(jié)果顯示，相比于有流動經(jīng)驗的戶主，缺乏流動經(jīng)驗的家庭更愿意進(jìn)行流轉(zhuǎn)，從實際調(diào)研情況來看，缺乏外出流動經(jīng)驗的家庭收入相對較低、對土地收益的需求較強(qiáng)，土地流轉(zhuǎn)后往往收益更高，符合其利益要求，故流轉(zhuǎn)意愿更高。

“家庭決策特征”對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿有顯著負(fù)向影響，標(biāo)準(zhǔn)化路徑載荷是-0.126，驗證了假說H4。其中，征求意見的親友人數(shù)越多、更依賴于內(nèi)部解決家庭矛盾的家庭更愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地。究其原因，一方面，這種家庭的成員議價能力較好，家庭氛圍更加民主，家庭成員的意見都更有可能被采納；另一方面，家庭內(nèi)部成員比外界更了解家庭的具體情況，在進(jìn)行決策的時候能掌握更多信息，即農(nóng)戶家庭收集的流轉(zhuǎn)信息越全面，參與流轉(zhuǎn)的意愿也越強(qiáng)。

圖1 修正模型路徑圖Fig.1 Path diagram of modi fied model

5 家庭結(jié)構(gòu)對流轉(zhuǎn)意愿的影響機(jī)理分析

通過上文的分析，可以將農(nóng)戶家庭結(jié)構(gòu)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響機(jī)理歸納為5類（圖2）。

第一，農(nóng)戶的主動依賴機(jī)理，即農(nóng)戶生活水平的維持已經(jīng)不單依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但仍不愿意放棄農(nóng)地的經(jīng)營權(quán)的情形。家庭實際勞動人口、常年不在農(nóng)村生活家庭成員數(shù)量對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的影響屬于主動依賴，其對農(nóng)地轉(zhuǎn)出方的影響相對較大。主動依賴的彈性較大，如果存在較好的流轉(zhuǎn)條件、較優(yōu)的流轉(zhuǎn)價格或更具競爭力的非農(nóng)收入，農(nóng)戶對農(nóng)地的主動依賴程度也會隨之降低，流轉(zhuǎn)意愿升高。

第二，家庭的扶養(yǎng)壓力機(jī)理，即家庭為了保證家庭維持一定的生活水平而產(chǎn)生的對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，農(nóng)戶家庭總?cè)丝?、家庭代?shù)對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的影響屬于扶養(yǎng)壓力，其對農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出方均會產(chǎn)生影響。當(dāng)家庭扶養(yǎng)壓力較大，僅靠小規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難以應(yīng)對時，農(nóng)戶可能選擇轉(zhuǎn)出農(nóng)地，獲取相對較高的流轉(zhuǎn)收益，也可能選擇擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，克服小農(nóng)經(jīng)營的缺陷，進(jìn)而雙方參與流轉(zhuǎn)的意愿較強(qiáng)。

第三，收入偏好機(jī)理，即農(nóng)戶在衡量不同處置方式的成本收益之后，對于其所能帶來的不同收益的偏好程度。承包面積、經(jīng)營面積、戶主年齡、戶主健康程度等對流轉(zhuǎn)意愿的影響屬于收入偏好差異，其對于農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出方都具有重要影響。若通過流轉(zhuǎn)可以滿足農(nóng)戶的收入偏好，則其參與流轉(zhuǎn)的意愿較高。

第四，農(nóng)地保障功能機(jī)理，即農(nóng)民綜合考量家庭可能遇到的風(fēng)險以及可承受風(fēng)險的強(qiáng)度等，評估農(nóng)地對保障家庭生活的作用，并據(jù)此產(chǎn)生的流轉(zhuǎn)態(tài)度，已流轉(zhuǎn)土地面積、戶主受教育水平和戶主流動經(jīng)驗均屬于此機(jī)理，其對于農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出方均會產(chǎn)生影響。當(dāng)農(nóng)戶對農(nóng)地保障功能的依賴降低，承擔(dān)風(fēng)險的能力越強(qiáng)時，追求高收益流轉(zhuǎn)模式的意愿也更強(qiáng)。

第五，決策信息全面性機(jī)理，是指農(nóng)戶家庭在綜合考量家庭的內(nèi)外部情況、農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)信息和他人意見后得出的流轉(zhuǎn)態(tài)度。家庭決策征詢意見的親友人數(shù)、家庭內(nèi)部矛盾解決方式對流轉(zhuǎn)意愿的影響屬于決策信息全面性機(jī)理，其對轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入方均會產(chǎn)生影響。當(dāng)可獲取的決策信息越全面時，農(nóng)戶家庭認(rèn)為其對流轉(zhuǎn)行為的掌控能力越強(qiáng)，進(jìn)而流轉(zhuǎn)意愿也會提升。

圖2 家庭結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響機(jī)理Fig.2 The in fluence mechanism of household structure on farmers’ willingness to farmland transfer

6 結(jié)論與建議

本文通過對24省市農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)研，分析了影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的家庭結(jié)構(gòu)因素，研究結(jié)果顯示，家庭人口特征、土地利用特征、戶主個體特征和家庭決策特征均會顯著影響流轉(zhuǎn)意愿，從理論角度來看，這些影響因素會通過主動依賴、扶養(yǎng)壓力、收入偏好、農(nóng)地保障、決策信息5種機(jī)理影響流轉(zhuǎn)意愿。通過實證研究，本文提出以下建議。

第一，培育發(fā)展土地流轉(zhuǎn)市場，建立健全市場化的農(nóng)地流轉(zhuǎn)體系。影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)鍵問題仍是利益，應(yīng)充分發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用，促進(jìn)合理的農(nóng)地流轉(zhuǎn)價格的形成，形成良好的流轉(zhuǎn)環(huán)境，引導(dǎo)轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的收益偏好從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益向流轉(zhuǎn)收益轉(zhuǎn)變；轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的收益偏好從小規(guī)模家庭經(jīng)營收益向規(guī)模化、現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益轉(zhuǎn)變。

第二，優(yōu)化農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高非農(nóng)就業(yè)與培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體并舉。緩解農(nóng)戶扶養(yǎng)壓力的關(guān)鍵是優(yōu)化農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)，一方面，通過創(chuàng)造更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，吸收農(nóng)業(yè)剩余勞動力，提升農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的意愿；另一方面，通過財政金融等政策扶持新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)展，既有利于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化與規(guī)?；灿兄谠黾愚r(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益，提升轉(zhuǎn)入土地的意愿。

第三，完善農(nóng)村社保體系，弱化農(nóng)地保障功能。農(nóng)戶對土地保障功能的依賴表明了當(dāng)前土地仍過度承載就業(yè)、養(yǎng)老等多種社會保障功能，應(yīng)積極推進(jìn)農(nóng)村社會保障制度改革，提升農(nóng)戶承擔(dān)風(fēng)險的能力。