農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的行為及影響因素研究
——以奇臺縣為例

□孫華廷，楊俊孝，李佳芳

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052）

1 研究背景及文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)是擁有土地承包經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶將土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓給其他農(nóng)戶或經(jīng)濟(jì)組織的行為，簡言之，就是農(nóng)戶將土地承包權(quán)保留，將使用權(quán)轉(zhuǎn)讓出臺[1]。土地流轉(zhuǎn)是盤活土地的有效途徑，是解決農(nóng)村土地細(xì)碎化，避免農(nóng)地閑置甚至撂荒的重要舉措。此外，有效的土地流轉(zhuǎn)，有利于優(yōu)化土地資源配置，推進(jìn)規(guī)模化、集約化的經(jīng)營模式，提升農(nóng)村土地利用率。當(dāng)前，政府鼓勵(lì)并推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)，而農(nóng)戶作為土地流轉(zhuǎn)的基本單元，在整個(gè)流轉(zhuǎn)過程中起到重要作用，其流轉(zhuǎn)行為也可以反映出其中存在的問題。所以，對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行研究，了解一個(gè)地區(qū)土地流轉(zhuǎn)的實(shí)施效果，及時(shí)發(fā)現(xiàn)面臨的問題，并且了解影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為的因素，也可針對不同的農(nóng)戶采取對應(yīng)措施，提高農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)積極性。

近年來，關(guān)于農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響因素研究日益增加、逐步細(xì)化，且更加具體微觀。吳昊和趙朝（2018）[2]通過對吉林省西部地區(qū)農(nóng)戶的調(diào)查，運(yùn)用邏輯回歸模型對該地區(qū)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出行為的影響因素作了研究，提出應(yīng)加快剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和提高流轉(zhuǎn)市場化水平的措施。羅仁福等（2019）[3]基于中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查收集的5 省1 803 戶農(nóng)戶的數(shù)據(jù)，運(yùn)用農(nóng)戶層面固定效應(yīng)模型，對新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為的影響進(jìn)行分析，認(rèn)為國家應(yīng)該積極落實(shí)完善新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，建立保障體系，以加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)進(jìn)程。王倩等（2019）[4]以豫魯皖冀蘇為研究區(qū)，研究了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和感知對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為的影響，并建議加大各類保險(xiǎn)的覆蓋范圍和賠償力度，建立農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格指導(dǎo)機(jī)制，推動(dòng)流轉(zhuǎn)市場健康發(fā)展。由此可見，隨著相關(guān)研究不斷增加，對流轉(zhuǎn)行為的影響因素的研究也更加深入和細(xì)致。

綜上，土地流轉(zhuǎn)一直備受關(guān)注，政府也在不斷完善土地流轉(zhuǎn)政策。但是，各地區(qū)發(fā)展不平衡，情況多有不同，政策實(shí)施也應(yīng)因地制宜，提高工作效率。以新疆維吾爾自治區(qū)昌吉回族自治州奇臺縣為項(xiàng)目區(qū)，研究該地區(qū)農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為以及影響因素，以期整體把握該地區(qū)農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的狀況，為制訂相關(guān)政策提供參考，促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)市場健康發(fā)展。

2 數(shù)據(jù)來源與變量的選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

2.1.1 研究區(qū)概況

奇臺縣是新疆維吾爾自治區(qū)昌吉回族自治州的邊緣縣，位于天山北麓、準(zhǔn)噶爾盆地東南緣，總面積為1.93 萬km2，轄7 鎮(zhèn)8 388 個(gè)村民小組，總?cè)丝跒?4.05 萬人。奇臺縣地貌復(fù)雜多樣，南部地區(qū)崇山峻嶺，中部平原廣袤、阡陌縱橫，北部荒漠戈壁，從南到北地形多變、環(huán)境獨(dú)特。2019 年奇臺縣地區(qū)生產(chǎn)總值85.24 億元，同比增長18.8%。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加36.56 億元，第二產(chǎn)業(yè)增加28.65 億元，第三產(chǎn)業(yè)增加20.02 億元。一、二、三產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率分別為14%、63.7%、22.3%，人均地區(qū)生產(chǎn)總值39 934 元。

2.1.2 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)為2018 年以實(shí)地調(diào)查問卷的方式獲得，調(diào)查地點(diǎn)為新疆昌吉回族自治州奇臺縣的西北灣鎮(zhèn)、西地鎮(zhèn)、半截溝鎮(zhèn)、碧流河鎮(zhèn)、吉布庫鎮(zhèn)、老奇臺鎮(zhèn)、三個(gè)莊子鎮(zhèn)7 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。本次調(diào)查共發(fā)放問卷400 份，收回有效問卷375 分，問卷有效率94%。被調(diào)查農(nóng)戶中，轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶為238 戶，轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶為22 戶，未參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶為107 戶，既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶有8 戶，具體情況見表1。

表1 被調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)情況

2.2 變量選取與說明

2.2.1 變量選取

因變量包括農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的行為，即參與流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出）和未參與流轉(zhuǎn)[5-11]。自變量包括農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征、農(nóng)戶資源稟賦、土地流轉(zhuǎn)情況3 個(gè)方面，共9 個(gè)指標(biāo)。

農(nóng)戶的個(gè)體特征與家庭特征對于其流轉(zhuǎn)的行為有一定影響，選取戶主的年齡、受教育程度、家庭人口數(shù)3 項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行研究，具體見表2。一般認(rèn)為，戶主年齡對這一影響因素可以解釋為：年齡越大的農(nóng)戶思想越保守，不愿意接受新事物，所以參與流轉(zhuǎn)的可能性越??；而且隨著年齡增加勞動(dòng)能力減弱，再加上青壯年外出打工等因素影響，農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)出土地。農(nóng)戶的受教育程度直接影響農(nóng)戶從事非農(nóng)業(yè)工作的可能性，所以受教育程度越高的農(nóng)戶，其兼業(yè)程度越高，往往不會轉(zhuǎn)入土地。用家庭人口數(shù)來測度家庭規(guī)模，不同規(guī)模的家庭會產(chǎn)生不同的社會經(jīng)濟(jì)需求，由表2可以看出，家庭總?cè)丝跀?shù)為3～5 人的農(nóng)戶參與流轉(zhuǎn)的最多，更傾向于轉(zhuǎn)入土地；家庭人口數(shù)越少，勞動(dòng)力有限，參與流轉(zhuǎn)的可能性越小。

表2 農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征

農(nóng)戶資源稟賦方面，選取了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口數(shù)、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口數(shù)、家庭現(xiàn)有耕地面積、農(nóng)業(yè)收入占比4 個(gè)指標(biāo)，具體說明見表3。其中，一個(gè)家庭中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口數(shù)越多，對土地的依賴性越強(qiáng)，更愿意轉(zhuǎn)入土地，且可用勞動(dòng)力越充裕，轉(zhuǎn)入土地更有利用實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。家庭中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口越多，表明家庭重心向非農(nóng)業(yè)傾斜，或是兼業(yè)程度越高，農(nóng)戶更愿意轉(zhuǎn)出土地，從土地中解放出來。家庭現(xiàn)有耕地面積越大，農(nóng)戶越有意向轉(zhuǎn)入土地，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。農(nóng)戶的家庭收入結(jié)構(gòu)對于土地流轉(zhuǎn)行為有重要影響，農(nóng)業(yè)收入占比越大，表明家庭以農(nóng)業(yè)經(jīng)營為主，那么轉(zhuǎn)入土地的傾向越明顯。

表3 農(nóng)戶資源稟賦

土地流轉(zhuǎn)情況方面，選擇流轉(zhuǎn)價(jià)格和流轉(zhuǎn)年限兩個(gè)指標(biāo)，具體說明見表4。流轉(zhuǎn)價(jià)格直接影響農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為，流轉(zhuǎn)價(jià)格越低農(nóng)戶更愿意轉(zhuǎn)入，流轉(zhuǎn)價(jià)格越高農(nóng)戶更愿意轉(zhuǎn)出。流轉(zhuǎn)年限也會對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為的決策產(chǎn)生重要影響，轉(zhuǎn)入農(nóng)戶更希望流轉(zhuǎn)年限長，年限越長經(jīng)營狀況越穩(wěn)定，農(nóng)戶對土地的投入力度也越大。

表4 土地流轉(zhuǎn)情況

2.2.2 變量說明

自變量從農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征、農(nóng)戶資源稟賦、土地流轉(zhuǎn)情況中選取9 個(gè)表征指標(biāo)。各指標(biāo)的變量定義和預(yù)期符號見表5。

表5 變量選取及取值說明

3 實(shí)證分析

3.1 模型建立

運(yùn)用SPSS 25.0 對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic 二元回歸分析，對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響因素進(jìn)行分析。以農(nóng)戶是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出）作為被解釋變量，自變量是上述提到的9 個(gè)變量，包括戶主年齡、受教育程度、家庭總?cè)丝跀?shù)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)、非農(nóng)

業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)、家庭現(xiàn)有耕地面積、農(nóng)業(yè)收入占比、流轉(zhuǎn)價(jià)格和流轉(zhuǎn)年限。將農(nóng)戶“未參與土地流轉(zhuǎn)”定義為“Y=0”，將農(nóng)戶“轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出土地”定義為“Y=1”，并分析影響農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的因素。影響Y的m個(gè)自變量分別記為X1，X2，X3，…，Xm，Logistic 二元回歸模型的公式如下。

回歸模型建立后，需要對整個(gè)模型的擬合情況作出判斷，可采用似然比檢驗(yàn)，似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量見下式。

該統(tǒng)計(jì)量服從卡方分布，其自由度為自變量個(gè)數(shù)的改變量。Logistic 回歸的似然函數(shù)L是每一觀察對象的似然函數(shù)貢獻(xiàn)量的乘積，即似然函數(shù)。

式中：因變量為發(fā)生土地流轉(zhuǎn)行為的概率，X1～X9分別表示戶主年齡、受教育程度、家庭總收入等。β表示各解釋變量的回歸系數(shù)。

3.2 結(jié)果分析

對375 份有效問卷運(yùn)用SPSS 25.0 統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行Logistic 模型擬合，轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出模型的結(jié)果分別見表6和表7。

表6 農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的Logistic 回歸分析結(jié)果

表7 農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的Logistic 回歸分析結(jié)果

3.2.1 轉(zhuǎn)入模型結(jié)果分析

運(yùn)用SPSS 25.0 軟件進(jìn)行分析可知，回歸模型通過了似然比檢驗(yàn)，表明模型的自變量至少有一個(gè)與因變量顯著相關(guān)，轉(zhuǎn)入模型的Cox＆SnellR2和Nagel kerR2分別為0.276、0.250，模型擬合度較好。

由分析結(jié)果可得，對于農(nóng)戶的轉(zhuǎn)入行為，在農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征、農(nóng)戶資源稟賦、土地流轉(zhuǎn)情況3 個(gè)方面，戶主年齡和家庭現(xiàn)有耕地面積在1%的水平上顯著，其中戶主年齡與轉(zhuǎn)入行為呈負(fù)相關(guān)；農(nóng)業(yè)收入占比在5%的水平上顯著；家庭人口數(shù)在10%的水平上顯著。

第一，農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征對流轉(zhuǎn)行為的影響如下。一是戶主年齡。從轉(zhuǎn)入行為來看，戶主年齡的顯著性為0.000，在1%的水平上顯著，且呈負(fù)相關(guān)。這表明，農(nóng)戶的年齡越大，轉(zhuǎn)入土地的意愿越薄弱。由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)是高強(qiáng)度的體力勞動(dòng)，戶主年齡越大則體力越弱，體力下降難以經(jīng)營農(nóng)業(yè)，所以傾向于不轉(zhuǎn)入土地。二是家庭人口數(shù)。從轉(zhuǎn)入土地來看，家庭人口數(shù)的顯著性為0.081，在10%的水平上顯著，呈正相關(guān)。這表明，家庭人口數(shù)越多，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的行為越容易發(fā)生。農(nóng)戶家庭人口的增加，往往伴隨著農(nóng)戶糧食需求增加，以及農(nóng)戶富余勞動(dòng)力可能性增加，所以更需要轉(zhuǎn)入土地。

第二，農(nóng)戶資源稟賦對流轉(zhuǎn)行為的影響如下。一是農(nóng)業(yè)收入占比。從轉(zhuǎn)入土地來看，農(nóng)業(yè)收入占比的顯著性為0.045，在5%水平上顯著，呈正相關(guān)。這表明，農(nóng)業(yè)收入在家庭收入結(jié)構(gòu)中占比越大，農(nóng)戶越傾向于轉(zhuǎn)入土地。這是由于農(nóng)業(yè)收入比重大的家庭對于土地的依賴性強(qiáng)，為了提高自身收入水平，更愿意轉(zhuǎn)入土地。二是家庭現(xiàn)有耕地面積。從轉(zhuǎn)入土地的行為來看，家庭現(xiàn)有耕地面積的顯著性為0.000，在1%的水平上顯著，呈正相關(guān)。這表明，農(nóng)戶的家庭現(xiàn)有耕地面積越大，越容易發(fā)生轉(zhuǎn)入土地的行為。這是因?yàn)檗r(nóng)戶擁有一定基礎(chǔ)以上的耕地面積后，為了擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，實(shí)現(xiàn)機(jī)械化，獲取更大的規(guī)模經(jīng)營效益，所以轉(zhuǎn)入土地的概率更高。

第三，土地流轉(zhuǎn)情況中的流轉(zhuǎn)價(jià)格與流轉(zhuǎn)年限在轉(zhuǎn)入行為中影響效果均不顯著。

3.2.2 轉(zhuǎn)出模型結(jié)果分析

運(yùn)用SPSS 25.0 軟件分析表7 可知，回歸模型通過了似然比檢驗(yàn)，表明模型的自變量至少有一個(gè)與因變量顯著相關(guān)，模型的Cox＆SnellR2和Nagel kerR2分別為0.008、0.18，模型擬合度較好。

由分析結(jié)果可得，對于農(nóng)戶的轉(zhuǎn)出行為，在農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征、農(nóng)戶資源稟賦、土地流轉(zhuǎn)情況3 個(gè)方面，戶主受教育程度在5%的水平上顯著；農(nóng)業(yè)收入占比在10%的水平上顯著，且呈負(fù)相關(guān)。

第一，農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征對流轉(zhuǎn)行為的影響如下。從轉(zhuǎn)出行為來看，戶主受教育程度的顯著性為0.036，在5%的水平上顯著，呈正相關(guān)。這表明，農(nóng)戶受教育程度越高，轉(zhuǎn)出土地的行為越多。這是由于受教育水平越高，農(nóng)民非農(nóng)技能更強(qiáng)，離開土地從事其他行業(yè)能夠創(chuàng)造更高的勞動(dòng)價(jià)值，更傾向于轉(zhuǎn)出土地而非轉(zhuǎn)入土地。

第二，農(nóng)戶資源稟賦對流轉(zhuǎn)行為的影響。從轉(zhuǎn)出土地來看，農(nóng)業(yè)收入占比的顯著性為0.075，在10%水平上顯著，呈負(fù)相關(guān)。這表明，農(nóng)業(yè)收入在家庭收入結(jié)構(gòu)中占比越小，農(nóng)戶越傾向于轉(zhuǎn)出土地。這是由于農(nóng)業(yè)收入比重小的家庭，往往以非農(nóng)業(yè)收入為主，對土地的依賴性越小，為了從土地的束縛中解放出來，更愿意轉(zhuǎn)出土地。

第三，從轉(zhuǎn)出土地的模型結(jié)果來看，流轉(zhuǎn)價(jià)格與流轉(zhuǎn)年限對轉(zhuǎn)出行為的影響均不顯著。

4 基本結(jié)論

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是探索農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新途徑，通過改變農(nóng)村生產(chǎn)關(guān)系、推進(jìn)土地集中流轉(zhuǎn)、發(fā)展規(guī)模經(jīng)營、壯大集體經(jīng)濟(jì)等新舉措，破解了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展的瓶頸，打開了鄉(xiāng)村工作的新局面。

通過對新疆維吾爾自治區(qū)昌吉回族自治州奇臺縣的農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行研究與分析，調(diào)查中約有71.47%的農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)，其中轉(zhuǎn)入農(nóng)戶高達(dá)63.47%，28.53%的農(nóng)戶沒有參與土地流轉(zhuǎn)。這表明，奇臺縣的土地流轉(zhuǎn)比例較高，且以轉(zhuǎn)入土地為主。實(shí)證分析得出以下結(jié)論：對于轉(zhuǎn)入行為，戶主年齡和家庭現(xiàn)有耕地面積在1%的水平上顯著，其中戶主年齡與轉(zhuǎn)入行為呈負(fù)相關(guān)；農(nóng)業(yè)收入占比在5%的水平上顯著；家庭人口數(shù)在10%的水平上顯著。對于轉(zhuǎn)出行為，戶主受教育程度在5%的水平上顯著；農(nóng)業(yè)收入占比在10%的水平上顯著，且呈負(fù)相關(guān)。

首先，從模型運(yùn)算結(jié)果可以看出，農(nóng)戶個(gè)體與家庭特征對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為仍然有影響。戶主的年齡、受教育程度以及家庭人口數(shù)對農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生不同程度的影響。戶主年齡與家庭人口數(shù)對轉(zhuǎn)入行為分別產(chǎn)生負(fù)相關(guān)與正相關(guān)的相關(guān)關(guān)系，表明農(nóng)戶的家庭規(guī)模和結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶的決策有重要影響。從轉(zhuǎn)入戶的調(diào)研數(shù)據(jù)中可以看出，家庭規(guī)模以3～5 人為主，戶主年齡主要在40～60 歲，這樣的家庭規(guī)模和結(jié)構(gòu)表明其對社會經(jīng)濟(jì)需求量較大，且有足夠的勞動(dòng)能力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，所以轉(zhuǎn)入土地的意愿更強(qiáng)烈。農(nóng)戶受教育程度對轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生正相關(guān)關(guān)系。

其次，農(nóng)戶資源稟賦中，農(nóng)業(yè)收入占比與家庭現(xiàn)有耕地面積對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為有重要影響。家庭現(xiàn)有耕地面積對轉(zhuǎn)入農(nóng)戶在1%水平上顯著，表明農(nóng)戶已經(jīng)開始形成規(guī)模經(jīng)營的意識，愿意通過增加土地規(guī)模來獲取更高的收益；農(nóng)業(yè)收入占比對轉(zhuǎn)入行為在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，對轉(zhuǎn)出行為在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。說明農(nóng)戶更加明確自身及家庭定位，追求增加自身實(shí)際收益，若家庭收入結(jié)構(gòu)是以農(nóng)業(yè)為主則轉(zhuǎn)入土地，若以非農(nóng)業(yè)收入為主則傾向于轉(zhuǎn)出土地，尋求更適合且對自身更有利的收入方式，體現(xiàn)了農(nóng)戶作為理性人對保障自身利益的訴求。

再次，在選取的9 個(gè)指標(biāo)中，家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、土地流轉(zhuǎn)年限與流轉(zhuǎn)價(jià)格，對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為的影響均不顯著。一方面，生產(chǎn)力水平提高以及機(jī)械化進(jìn)程加快，當(dāng)前及今后一段時(shí)期土地流轉(zhuǎn)漸漸向種田能手、大戶集聚，農(nóng)業(yè)技術(shù)對勞動(dòng)力的替代效益日趨顯著；另一方面，在土地流轉(zhuǎn)過程中，存在著規(guī)范性欠缺的現(xiàn)象，流轉(zhuǎn)多發(fā)生于農(nóng)戶之間的口頭約定或非規(guī)范性的書面協(xié)議，對于流轉(zhuǎn)價(jià)格的設(shè)定及流轉(zhuǎn)年限沒有明確且正式的契約。所以，應(yīng)推進(jìn)流轉(zhuǎn)形式的規(guī)范化，在形成健全的流轉(zhuǎn)環(huán)境的基礎(chǔ)上，因地制宜地引導(dǎo)農(nóng)戶轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，逐漸向規(guī)?；?、集約化的方向推進(jìn)，從而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)民收入。