農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿及影響因素分析

張雄，毛星月

（中南民族大學(xué) 公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430074）

一、研究介紹

（一）研究動機

隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和農(nóng)村勞動力外流，我國耕地撂荒棄耕現(xiàn)象日益嚴重。據(jù)2021 年8 月發(fā)布的第三次全國國土調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，至2019 年末全國耕地面積1.28 億公頃，較第二次國土調(diào)查相比減少了0.075 億公頃，平均每年耕地流失超66.67萬公頃，迅速逼近1.2 億公頃耕地紅線。和全國整體耕地流失相比，部分地區(qū)形勢更為嚴峻，西南一些鄉(xiāng)鎮(zhèn)常年性耕地撂荒高達30%，季節(jié)性耕地撂荒更超過60%。耕地問題事關(guān)國家糧食安全和社會穩(wěn)定，保護耕地問題迫在眉睫。為了優(yōu)化耕地資源配置、促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、減少和消除耕地撂荒現(xiàn)象，近年國家大力推動農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，強化耕地保護和糧食安全，但目前來看農(nóng)戶參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)積極性并不高，部分地區(qū)撂荒、低效率耕作現(xiàn)象依然普遍存在。由此引發(fā)兩個需要深思的問題：什么原因影響了農(nóng)戶參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的意愿？政府應(yīng)當如何提升農(nóng)戶參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿？回答這些問題并提出有用的見解是文章研究的重點。

（二）主要貢獻和發(fā)現(xiàn)

耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)是推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、提高耕作效率、解決耕地撂荒問題的重要策略。早在1995 年，國務(wù)院就提出了耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)政策，但真正大力推進則是在2014 年以后，目前國內(nèi)相關(guān)研究成果相對較少，國外雖然有不少研究成果但不一定適合我國國情，國內(nèi)一些研究成果也往往會由于社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變而與當前實際產(chǎn)生差異。對于政府來說，在大力推進耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)工作的情況下，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)積極性依然不高，找準農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，對尋找有效的推進策略非常重要。因此，本研究不僅只是填補農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)方面的相關(guān)理論，還與政府推進耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)工作直接相關(guān)，有助于政府在制定相關(guān)政策時尋找依據(jù)，并為政府政策的制定與執(zhí)行提供重要的參考建議。

Jin 通過大量實證研究指出，宏觀環(huán)境因素對農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有明顯的影響，如社會經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移、信貸機會等，對農(nóng)地流轉(zhuǎn)都有明顯的影響作用［1］。本研究結(jié)果顯示，農(nóng)戶微觀因素對耕地流轉(zhuǎn)意愿的影響更為明顯，與Jin 的研究結(jié)果有所不同，宏觀環(huán)境因素更多的是造成耕地撂荒現(xiàn)象。Tesfaye Teklu 就埃塞俄比亞耕地流轉(zhuǎn)進行研究發(fā)現(xiàn)，家庭可利用的勞動力數(shù)量、受教育程度、資金等特征都影響了農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)的意愿［2］。但由于我國國情的差異，本研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶可利用勞動力數(shù)量越多、受教育程度越高，農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿反而越低。Jeanson Lanjouw 提出，自由發(fā)展的耕地流轉(zhuǎn)活動，往往會由于信息不對稱現(xiàn)象而對耕地流轉(zhuǎn)造成阻塞作用，政府進行適當?shù)恼{(diào)控有助于提升耕地流轉(zhuǎn)效率，政府的支持在耕地流轉(zhuǎn)過程中起著重要的作用［3］。本研究證明了這一機制在國內(nèi)環(huán)境依然適用，政府出面構(gòu)建耕地流轉(zhuǎn)平臺，能有效的提升農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿。

近年來，隨著我國耕地流轉(zhuǎn)政策的改變，尤其是國家大力推動耕地流轉(zhuǎn)工作后，關(guān)于農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿影響因素方面的研究逐漸增多［4-6］，研究范圍覆蓋了耕地流轉(zhuǎn)的作用［7］、農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿、農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素、耕地流轉(zhuǎn)中存在的問題等多個方面。在促進農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)的動因方面，游國勇通過對山東省壽光市部分農(nóng)村進行調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，耕地收益的提升是促進農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的主要動因，生態(tài)農(nóng)業(yè)模式下提升了耕地的收益，同時也促使耕地規(guī)?；?，推動了農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)行為［8］。與游國勇的研究結(jié)果相似，本研究發(fā)現(xiàn)耕地收益更高的地區(qū)，農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出意愿都明顯更高。葉劍平研究提出，農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移也對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)有推動作用，由于不少農(nóng)村勞動力向第二三產(chǎn)業(yè)或者外地轉(zhuǎn)移，造成部分農(nóng)村勞動力的減少，人地矛盾加重，不少農(nóng)戶將耕地流轉(zhuǎn)給親友或其它農(nóng)戶經(jīng)營［9］。這一現(xiàn)象在本研究中也得到了證實，但同時我們也發(fā)現(xiàn)了一些不同的地方，由于樣本地區(qū)大量農(nóng)村勞動力的外流，基本只有老人兒童留守農(nóng)村，勞動力超過一定限值后由于農(nóng)村務(wù)農(nóng)勞動力較少，有勞動力的家庭基本已經(jīng)通過自有耕地或承包耕地滿足生產(chǎn)需要，因此出現(xiàn)持轉(zhuǎn)入意愿的農(nóng)戶數(shù)量減少，大量耕地撂荒的現(xiàn)象，這時勞動力的轉(zhuǎn)移并未推動耕地流轉(zhuǎn)。韓星煥、田露對吉林省農(nóng)戶調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)包括人口、勞動力、受教育水平、年齡等特征對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿都有極大影響，其中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力數(shù)量直接影響了農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地的決策，受教育水平對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿有所影響，但影響力弱于農(nóng)戶勞動力數(shù)量［10］。本研究證實，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力數(shù)量越多的家庭耕地轉(zhuǎn)入意愿越高，但受教育水平與耕地轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出意愿都呈負相關(guān)關(guān)系，家庭成員受教育水平越高越傾向于保持現(xiàn)有耕地。此外，部分學(xué)者就區(qū)域因素對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的影響進行了研究，李秀彬等通過對重慶石柱縣耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的研究發(fā)現(xiàn)，耕種條件、交通便捷度對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿都具有較為明顯的影響［11］。本研究結(jié)果存在一定不同之處，交通便捷度對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿沒有顯著的相關(guān)性，田塊規(guī)模、耕地肥力、灌溉條件對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿有一定影響，但弱于農(nóng)戶主體因素。

為了政府在制定推動耕地流轉(zhuǎn)工作時能有更切實可靠的依據(jù)，本研究更集中于尋找影響農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿的具體因素，為此將農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿分為轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出、保留三種意愿，并從農(nóng)戶主體因素、耕地因素、政策因素三大方面進行研究。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶因素是影響農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿的主因，其中家庭成員最高學(xué)歷、總?cè)丝谂c流轉(zhuǎn)意愿均呈負相關(guān)關(guān)系，勞動力數(shù)、總收入與流轉(zhuǎn)意愿呈正相關(guān)關(guān)系，非農(nóng)收入越高轉(zhuǎn)入意愿越低、轉(zhuǎn)出意愿越高。耕地因素方面，整體對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿影響不明顯，僅耕地肥力、田塊規(guī)模、灌溉條件有微弱影響。政策金融因素對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿有較強影響，但弱于農(nóng)戶主體因素，其中金融扶持力度的影響最強，但在政策金融推動力度超過一定程度，即經(jīng)營權(quán)交易價格過高時，會出現(xiàn)大量農(nóng)戶轉(zhuǎn)出意愿增強，但由于過高的交易價格使得農(nóng)戶轉(zhuǎn)入意愿削弱，供大于求同時大量農(nóng)戶持觀望態(tài)度，由于耕地資源的生產(chǎn)特征，使得大量耕地閑置或低效率耕種，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿會有所降低?？梢?，政府在制定相關(guān)推動政策時，需要根據(jù)具體情況考慮，并盡可能多的引入?yún)^(qū)域外資本的介入，以消化本地耕地經(jīng)營權(quán)交易市場。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

目前，我國農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)還未完全形成市場化機制，耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)活動更多的是農(nóng)民自主進行的雙方協(xié)定活動，影響農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的因素多樣化、復(fù)雜化，包括來自個人、家庭、社會、政策、經(jīng)濟、地理等多個方面的影響［12］。結(jié)合國內(nèi)外研究成果和行為理論，做出如下假設(shè)。

假設(shè)一：本研究基于農(nóng)戶理性選擇進行，假設(shè)所有農(nóng)戶在參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)活動時都處于理性狀態(tài)，為追求耕地經(jīng)營權(quán)收益最大化進行。這種理性選擇，受農(nóng)戶主觀思維的影響，包括農(nóng)戶學(xué)歷水平、能力特征等，是基于農(nóng)戶個體主觀意識的理性選擇，而非基于客觀經(jīng)濟標準的理性選擇。

假設(shè)二：影響農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的因素非常多，且作用機制極為復(fù)雜。本研究假設(shè)所選擇的各項指標能較為全面的覆蓋農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，農(nóng)戶主體特征、區(qū)域地塊特征、政策經(jīng)濟特征對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)意愿有直接影響。

（二）模型設(shè)計

選取無序多分類Logistic 回歸模型，構(gòu)建出農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響因素模型，函數(shù)表達式如下。

其中，k為自變量個數(shù)，本研究中自變量共14 個，j為因變量分類數(shù)，ln 為自然對數(shù)，i=1，2，3…14，j=轉(zhuǎn)入（1），轉(zhuǎn)出（2），不流轉(zhuǎn)（0）［13］。

（三）變量選擇

農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿是多個因素綜合作用的結(jié)果，本研究擬重點研究農(nóng)戶主體因素、區(qū)域耕地特征因素、地區(qū)政策經(jīng)濟因素三個方面對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響，從中歸納出與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿具有直接關(guān)聯(lián)的14 個指標作為影響因子，詳見表1。

表1 農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿影響因子

1.農(nóng)戶主體因素。農(nóng)戶是耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的主體，其主體特征對流轉(zhuǎn)意愿具有最直接的影響，本研究歸納出農(nóng)戶主體因素中具有較顯著影響的6 個指標，包括文化程度X11、家庭總?cè)丝跀?shù)X12、家庭勞動力人數(shù)X13、家庭收入水平X14、非農(nóng)收入比重X15、人均農(nóng)作物收獲量X16。各因素對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響不同，同時還存在交叉性影響。例如學(xué)歷越高，一方面其外出務(wù)工的能力越強，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性越低，耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的意愿可能越高，但同時學(xué)歷越高，也可能由于接受新事物的能力越強，擁有較強的耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿，希望獲得更多的耕地經(jīng)營權(quán)用于規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營。

2.區(qū)域耕地特征因素。區(qū)域耕地特征，對農(nóng)戶參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的積極性同樣有影響，本研究歸納了具有較顯著影響的4 個因子，包括耕地肥力X21、田塊規(guī)模X22、灌溉條件X23、交通條件X24。各因子對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響機制同樣存在交叉性、復(fù)雜性的現(xiàn)象。以交通條件為例，交通條件越好的地區(qū)，農(nóng)戶接受信息越多，對外出務(wù)工積極性會有促進作用，從而提升耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿，同時由于交通條件越好運輸越方便，也會提升農(nóng)戶擴大生產(chǎn)規(guī)模的積極性，從而提升耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿。

3.地區(qū)政治經(jīng)濟因素。地區(qū)政治經(jīng)濟因素屬于宏觀因素，對農(nóng)戶參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)具有較大的影響，本研究歸納整理出具有較顯著影響的4 個因子，分別為產(chǎn)權(quán)保障因子X31、交易價格因子X32、政府宣傳因子X33、政策扶持因子X34。以政策扶持因子為例，由于農(nóng)業(yè)規(guī)模化往往需要較大的前期投入，收益期又往往較長，不少農(nóng)戶會由于資金限制降低耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的意愿，政府通過金融扶持政策為農(nóng)戶規(guī)?；a(chǎn)，則可能會提升農(nóng)戶的耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿。

（四）研究樣本

為了全面系統(tǒng)的研究農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿及影響因素，結(jié)合國內(nèi)外研究成果和相關(guān)理論，建立了圍繞農(nóng)戶主體特征、區(qū)域土地特征、政策經(jīng)濟特征三大方面的14 個指標體系，并以此為基礎(chǔ)編制調(diào)查問卷，選擇四川省綿陽市三臺縣為樣本。三臺縣是四川省人口超過百萬的農(nóng)業(yè)大縣，屬川中丘陵地區(qū)，人均耕地稀少、地塊細碎分散，灌溉條件、地塊規(guī)模、耕地肥力具有典型的丘陵地區(qū)代表性，由于大量勞動力外流，當?shù)馗亓袒默F(xiàn)象較為普遍。在2021 年2～3 月通過實地走訪、問卷調(diào)查的方式，獲得農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿及影響因素的第一手資料。由于人力、物力和時間的限制，僅選取了三臺縣龍樹鎮(zhèn)、建中鎮(zhèn)、北壩鎮(zhèn)三個鎮(zhèn)作為調(diào)研對象，每個鎮(zhèn)隨機選擇兩個村各發(fā)放100 份調(diào)查問卷，總計發(fā)放問卷600 份，回收問卷584 份，經(jīng)過數(shù)據(jù)處理和篩選，排除未完全填答、規(guī)律性填答的問卷，最終獲得有效問卷537 份，問卷有效回收率為89.5%。

三、三臺縣農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿及影響因素分析

（一）統(tǒng)計分析

利用SPSS19.0，對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進行描述性分析和頻率分析，得出如下結(jié)果：

1.農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿

對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查，主要分為愿意轉(zhuǎn)入、愿意轉(zhuǎn)出、保持原狀三類，分析結(jié)果如圖1 所示。調(diào)查表明：農(nóng)戶有較高的流轉(zhuǎn)意愿，有203 戶愿意轉(zhuǎn)入，占比37.8%，243 戶愿意轉(zhuǎn)出，占比45.3%，傾向保留耕地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶91戶，占比16.9%。在具有流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶中，愿意轉(zhuǎn)出耕地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶比愿意轉(zhuǎn)入的更多。但在訪談中發(fā)現(xiàn)，愿意轉(zhuǎn)入耕地經(jīng)營權(quán)農(nóng)戶，傾向于地塊較大、肥力好、灌溉條件好的耕地，對地塊細碎分散、肥力弱、灌溉條件差的耕地則不愿意轉(zhuǎn)入；而愿意轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶中，則普遍存在耕地細碎分散、肥力弱、灌溉條件差的現(xiàn)象。供需在形成嚴重矛盾，雖然表面上農(nóng)戶都有較高的耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出意愿，但由于這一矛盾的存在，成功交易的比例較少，耕地撂荒現(xiàn)象嚴重。

圖1 農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿

2.農(nóng)戶主體特征

對農(nóng)戶主體特征的調(diào)查主要包括家庭成員最高學(xué)歷、家庭總?cè)丝跀?shù)、家庭勞動力人數(shù)、家庭年收入、家庭農(nóng)業(yè)收入占總收入比、家庭人均年糧人收獲量六個方面，調(diào)查結(jié)果如圖2 所示。

圖2 農(nóng)戶主體特征

調(diào)查結(jié)果表明：（1）家庭成員最高學(xué)歷方面，小學(xué)學(xué)歷與大學(xué)學(xué)歷比重相對較小，合計共占19.9%，初中學(xué)歷和高中學(xué)歷占比最高，分別為29.4%和50.7%，呈現(xiàn)出高學(xué)歷和低學(xué)歷占比較低的現(xiàn)象。（2）家庭總?cè)丝跀?shù)方面，2 人和5 人以上總?cè)丝跀?shù)的家庭占比相對較小，家庭總?cè)丝跀?shù)集中在3 人、4 人和5 人。（3）家庭勞動力人口數(shù)方面，集中在2 人和3 人，占比分別為38.4%、34.1%，與綿陽市農(nóng)村地區(qū)家庭勞動力人口數(shù)分布情況相符。（4）家庭年總收入方面，2 萬元以下占比較少，總計占比為21.6%，占比較高的為2 萬～10 萬元的三個類別，分別為25%、30.9%和22.5%，與三臺縣相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)相符。（5）農(nóng)業(yè)收入比重方面，僅有8.6%的家庭有80%以上的收入來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，40%～60%、20%～40%和20%以下三個區(qū)間占比分別為28.1%，26.8%和18.1%，三臺縣是勞務(wù)輸出大縣，有超過70%的勞動力外出務(wù)工，多數(shù)家庭都有外出務(wù)工收入來源，占據(jù)了相當大的比重。（6）人均糧食方面，僅有13.2%的家庭人均糧食產(chǎn)量在300 千克以下，大部分集中于300～500 千克這一區(qū)間，占分析樣本戶數(shù)的70%，結(jié)合三臺縣的相關(guān)經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)，與實際相符。

3.地區(qū)耕地特征

本研究中，對地區(qū)耕地特征的調(diào)查包括耕地肥力、田塊規(guī)模、灌溉條件、交通條件四個方面，調(diào)查結(jié)果如圖3 所示。

圖3 區(qū)域耕地特征

調(diào)查表明：（1）區(qū)域耕地肥力方面，調(diào)查樣本的耕地肥力處于中等水平，一般和較好的耕地占比83.6%，表明調(diào)查地區(qū)的耕地擁有較好的肥力，適合于農(nóng)業(yè)耕種。（2）田塊規(guī)模方面，調(diào)查樣本的田塊規(guī)模以較小、中等為主，兩者占比為62.6%，很大和巨大的田塊占比相對較少，表明調(diào)查地區(qū)的田塊規(guī)模呈現(xiàn)細碎化、分散化特征，與三臺縣處于丘陵地區(qū)的田塊特征相符。（3）灌溉條件方面，調(diào)查樣本的灌溉條件處于一般和較好水平兩者占比較高，達到74.8%，很差和較差的占比為16.6%，表明樣本地區(qū)擁有相對較好的灌溉條件，與三臺縣農(nóng)村地區(qū)的水文特征相符。（4）交通條件方面，調(diào)查樣本中一般和較好選項的占比達到73.5%，近年來隨著農(nóng)村交通改造的推進，三臺縣已經(jīng)實現(xiàn)村村通公路，交通條件得到巨大提升，僅有少數(shù)邊遠地區(qū)、高山地區(qū)距離村級公路較遠，樣本很差和較差的選項占比為21.1%，與三臺縣農(nóng)村地區(qū)交通現(xiàn)狀大致相符。

4.政策金融扶持特征

本研究中，對地區(qū)政策經(jīng)濟特征的調(diào)查主要包括產(chǎn)權(quán)保障、耕地經(jīng)營權(quán)交易價格、政府宣傳力度、政府金融支持力度四個方面，調(diào)查結(jié)果如圖4 所示。

圖4 政策經(jīng)濟特征調(diào)查統(tǒng)計

調(diào)查表明：（1）產(chǎn)權(quán)保障方面，調(diào)查樣本地區(qū)農(nóng)戶有較高的產(chǎn)權(quán)保障意識，有43.4%的農(nóng)戶選擇了必須簽合同，有43.4%的農(nóng)戶選擇了視情況簽合同，僅有12.5%的農(nóng)戶選擇不用簽合同。整體上來看，樣本地區(qū)在耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)方面已經(jīng)形成了一定的產(chǎn)權(quán)保障機制，但還未能完全覆蓋。（2）交易價格方面，樣本地區(qū)每畝耕地經(jīng)營權(quán)的交易價格集中在300～900 元區(qū)間，占比達62%，300 元以下和不要承包費占比為26.5%，整體價格與我國多數(shù)地區(qū)農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)的交易價格相當。（3）政府宣傳方面，對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)經(jīng)常宣傳的選項占比僅33.7%，多數(shù)為偶爾宣傳和從來沒有宣傳，表明政府在耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)方面的宣傳力度還有所不足。（4）金融支持方面，大多數(shù)農(nóng)戶都能從銀行獲得金融支持，僅有13.4%的樣本農(nóng)戶無法從銀行獲得金融支持，有一定的金融扶持力度。不過農(nóng)戶能從銀行獲得金融支持多數(shù)集中于2 萬元以下，2 萬元以上的占比僅5.2%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模化、集約化需要大量資金的投入，金融扶持力度還有明顯不足。

（二）模型回歸分析

本項研究使用SPSS19.0 軟件作為數(shù)據(jù)分析工具，對所調(diào)查的537 戶農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)進行無序多元Logistic 回歸分析。分析采用不愿進行耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶為參照組，分別檢驗愿意轉(zhuǎn)入和愿意轉(zhuǎn)出耕地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶在各因素上與不愿流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶的關(guān)系。

1.顯著性檢驗

根據(jù)模型擬合信息檢驗結(jié)果（如表2 所示），“只選入常數(shù)項”和“自變量納入模型”兩種模型擬合對比可以看出，后者的-2 倍對數(shù)似然值為249.524，明顯小于前者的1103.396，表明加入自變量后的模型比只有常數(shù)項的模型擁有更好的擬合度。對于模型中是否所有自變量偏回歸系數(shù)全為0 的檢驗結(jié)果顯示，p=0.000＜0.05，說明模型具有統(tǒng)計意義，納入的自變量具有有效性，模型通過顯著性檢驗。

表2 模型擬合信息

2.模型似然比檢驗

根據(jù)模型似然比檢驗結(jié)果，可以看出模型自變量的似然比，本研究所建立的模型中，農(nóng)戶主體特征指標、區(qū)域耕地特征指標、政策經(jīng)濟支撐指標，共14 個指標p 值均小于0.05，達到0.05 的統(tǒng)計學(xué)顯著性水平，對模型均有顯著性貢獻，研究這些指標對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響均有意義。

3.模型回歸參數(shù)估計結(jié)果

以不愿流轉(zhuǎn)為參照項，運用SPSS19.0 進行多元Logistic 回歸，模型參數(shù)估計結(jié)果如表3 所示。流轉(zhuǎn)類型以“不愿流轉(zhuǎn)”為參考類別，系數(shù)均為0。模型回歸結(jié)果中，β 值的正負反應(yīng)了相關(guān)自變量對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的影響，其正負值反應(yīng)了相關(guān)自變量對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的影響程度。β 值為正，表明自變量與相應(yīng)的流轉(zhuǎn)類型呈正相關(guān)關(guān)系，β 值為負，表明自變量與相應(yīng)的流轉(zhuǎn)類型呈負相關(guān)關(guān)系。

表3 流轉(zhuǎn)意愿Logistic 回歸參數(shù)估計結(jié)果

（三）實證結(jié)果

1.農(nóng)戶主體因素對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響

根據(jù)逐步回歸和篩選結(jié)果，農(nóng)戶主體因素中，對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿影響方面，家庭年人均糧食產(chǎn)量未通過顯著性檢驗，顯著性水平為0.537，遠大于0.05，表明與農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)入意愿無顯著性關(guān)系，其余因子與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿有顯著性相關(guān)關(guān)系，顯著性水平均小于0.05；對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿影響方面，家庭年人均糧食產(chǎn)量同樣未通過顯著性檢驗，顯著性水平為0.472，遠大于0.05，表明與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿無顯著性關(guān)系，其余因子與農(nóng)戶經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿有顯著性相關(guān)關(guān)系，顯著性水平均小于0.05，分析結(jié)果如下。

（1）家庭成員最高學(xué)歷影響方面。轉(zhuǎn)入意愿的偏回歸系數(shù)為-0.439，表明家庭成員最高學(xué)歷水平與轉(zhuǎn)入意愿呈負相關(guān)關(guān)系，家庭成員最高學(xué)歷每提升一個單位，耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿降低0.439 個單位。轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸靈敏系數(shù)為-0.184，表明家庭成員最高學(xué)歷水平與轉(zhuǎn)出意愿呈負相關(guān)關(guān)系，家庭成員最高學(xué)歷每提升一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿降低0.184 個單位。這一研究結(jié)果表明，隨著家庭成員最高學(xué)歷的升高，農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿呈下降趨勢，更傾向于保持現(xiàn)有耕地經(jīng)營權(quán)。分析其原因，由于家庭成員學(xué)歷越高通過其它途徑獲取收入的能力越強，對耕地的依賴性越低，因此耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿也隨之降低；另一方面，由于調(diào)查問卷均由樣本區(qū)域農(nóng)戶填寫，表明不論學(xué)歷水平高低，該家庭均有人口留在農(nóng)村，這些留守農(nóng)村的人口或是為消磨時間、或是獲取基本糧食，都需要一定的耕地用于耕種，而由于其學(xué)歷高的家庭經(jīng)濟來源更多的關(guān)系，對耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出獲取的收益并不看重，更側(cè)重于保留家庭的耕地經(jīng)營權(quán)，因此耕地轉(zhuǎn)出意愿同樣降低［14］。訪談也證實了這一結(jié)果，家庭成員學(xué)歷較高的家庭，往往由于更好的收入來源，留在農(nóng)村的老人婦女又希望保有耕地，因此不愿意轉(zhuǎn)出耕地經(jīng)營權(quán)，但由于勞動力較少，同樣也不愿意轉(zhuǎn)入耕地。此外還發(fā)現(xiàn)，這部分家庭更傾向保有優(yōu)質(zhì)耕地，而對于劣質(zhì)耕地往往采取撂荒的方式處理。

（2）家庭總?cè)丝跀?shù)影響方面。轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸系數(shù)β 分別為-0.442、-0.114，家庭成員總?cè)丝跀?shù)與轉(zhuǎn)入意愿、轉(zhuǎn)出意愿均呈負相關(guān)關(guān)系，表明隨著家庭總?cè)丝跀?shù)的增加，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出意愿都隨之降低，家庭總?cè)丝跀?shù)每增加一個單位，耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿降低0.442 個單位，轉(zhuǎn)出意愿降低0.114 個單位。整體顯示隨著家庭總?cè)丝跀?shù)的增加，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿均降低，更希望保有現(xiàn)有耕地，家庭人口總數(shù)對轉(zhuǎn)出意愿的影響強于對轉(zhuǎn)入意愿的影響。分析其原因，由于家庭總?cè)丝跀?shù)越多，所分配的耕地資源越多，而由于家庭青壯年勞動力大多外出務(wù)工，參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人口數(shù)相對較少，現(xiàn)有耕地資源已經(jīng)足夠留守農(nóng)村的家庭成員耕種，但由于有一定勞動力留守農(nóng)村需要耕地，因此轉(zhuǎn)出意愿和轉(zhuǎn)入意愿都隨著家庭總?cè)丝跀?shù)的增加而降低。

（3）家庭勞動力人數(shù)影響方面。轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸系數(shù)β 分別為0.31 和0.301，家庭勞動力人數(shù)與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿均呈正相關(guān)關(guān)系，表明隨著家庭勞動力人口數(shù)的增加農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出意愿隨之提升。家庭勞動力人口每增加一個單位，耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿增加0.31 個單位，轉(zhuǎn)出意愿增加0.301 個單位。分析其原因，家庭勞動力人數(shù)越多，能投入更多的勞動力進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此有更大的耕地轉(zhuǎn)入意愿，但另一方面由于勞動力人數(shù)越多，參與外出務(wù)工家庭成員也越多，在有大量外出務(wù)工收入的情況下，家庭對耕地依賴性越低，尤其是在由于家庭成員多分配大量耕地資源，而留守農(nóng)村的老人只有一位或兩位的情況下，更傾向于轉(zhuǎn)出耕地［15］。

（4）家庭總收入影響方面。轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸系數(shù)β 分別為0.084 和0.04，家庭總收入與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿均呈正相關(guān)關(guān)系，表明隨著家庭總收入的提升，家庭耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出意愿隨之提升。家庭總收入每增加一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿增加0.084 個單位，轉(zhuǎn)出意愿增加0.04 個單位。分析其原因，對于想轉(zhuǎn)入耕地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶來說，家庭總收入越高有越多的資金用于擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，提升生產(chǎn)規(guī)模，因此耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿更高。對于想轉(zhuǎn)出耕地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶來說，其家庭總收入越高，對耕地的依賴性更低，甚至完全不需要依賴耕地，因此轉(zhuǎn)出意愿更高。

（5）非農(nóng)收入影響方面。轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸系數(shù)分別為-0.129 和0.144，非農(nóng)收入與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿呈負相關(guān)關(guān)系，與轉(zhuǎn)出意愿呈正相關(guān)關(guān)系。家庭非農(nóng)收入占比每增加一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿降低0.129 個單位，轉(zhuǎn)出意愿提升0.144 個單位。分析其原因，家庭非農(nóng)收入占比越高，農(nóng)戶對耕地的依賴性就越低，同時非農(nóng)收入越高的農(nóng)戶家庭，其留守農(nóng)村的勞動力更少甚至僅有老人和兒童，當非農(nóng)收入越高越能滿足生活所需時，越傾向于轉(zhuǎn)出耕地經(jīng)營權(quán)。

（6）家庭年人均糧食產(chǎn)量方面。這一因素對耕地轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出意愿的影響均未通過顯著性檢驗，p 值分別為0.537 和0.472，表明家庭年人均糧食產(chǎn)量對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿沒有顯著性影響。分析其原因，樣本地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟狀況整體較好，農(nóng)戶基本解決溫飽問題，獲取更多的收入是為了提升生活水平，因此在耕地流轉(zhuǎn)方面的考量大多不是以獲取口糧為出發(fā)點。交叉分析和走訪發(fā)現(xiàn)，年人均糧食收獲量較低的家庭往往有較多的非農(nóng)收入，傾向于保留現(xiàn)有優(yōu)質(zhì)耕地；而糧食收入越高的家庭，則已經(jīng)承包了一定的耕地，無法轉(zhuǎn)入更多耕地用于經(jīng)營，轉(zhuǎn)入意愿降低，同時這些家庭又需要目前持有的耕地用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，轉(zhuǎn)出意愿也降低。因此，整體上表現(xiàn)為家庭年人均糧食產(chǎn)量對耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出沒有顯著性影響。

2.耕地因素對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響

根據(jù)逐步回歸和篩選結(jié)果，地區(qū)耕地特征因素中，對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿影響方面，耕地肥力、田塊規(guī)模、灌溉條件、交通條件均有顯著性相關(guān)關(guān)系，顯著性水平均小于0.05；對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿影響方面，灌溉條件、交通條件兩項因素未通過顯著性檢驗，顯著性水平分別為0.379、0.698，均大于0.05。表明農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿與耕地灌溉條件、交通條件沒有顯著性相關(guān)的關(guān)系，耕地肥力、田塊規(guī)模與轉(zhuǎn)出意愿有顯著性相關(guān)關(guān)系，顯著性水平均小于0.05，分析結(jié)果如下。

（1）耕地肥力影響方面。轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸系數(shù)β 分別為-0.874 和0.139，耕地肥力與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿成負相關(guān)關(guān)系，與轉(zhuǎn)出意愿呈正相關(guān)關(guān)系，表明家庭所擁有的耕地肥力越高，耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿越低，轉(zhuǎn)出意愿越高。耕地肥力每增加一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿降低0.847 個單位，轉(zhuǎn)出意愿提升0.139 個單位。分析其原因，家庭所擁有的耕地肥力越好，越能滿足基本糧食生產(chǎn)需要，再加上大量勞動力外流，因此耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿降低。而在轉(zhuǎn)出意愿影響方面，由于耕地肥力好，農(nóng)戶不愿意優(yōu)質(zhì)耕地荒廢，希望能保持耕地肥力以便自己回歸農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時，耕地能有較好的肥力，因此轉(zhuǎn)出意愿提升。

（2）田塊規(guī)模影響方面。轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸系數(shù)β 分別為0.296 和0.494，田塊規(guī)模與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿均呈正相關(guān)關(guān)系，表明農(nóng)戶擁有的田塊規(guī)模越大，耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿都越高。田塊規(guī)模每增加一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿提升0.296 個單位，轉(zhuǎn)出意愿提升0.494 個單位。走訪結(jié)果顯示，田塊規(guī)模越大往往表明更適宜生產(chǎn)，留守農(nóng)村勞動力較少的農(nóng)戶由于無力耕種，因此傾向于田塊規(guī)模較大的耕地轉(zhuǎn)出，但由于樣本地區(qū)大量勞動力外流，耕地閑置現(xiàn)象較普遍，因此田塊規(guī)模大小對轉(zhuǎn)入意愿的影響相對較小。

（3）灌溉條件影響方面。轉(zhuǎn)入意愿的偏回歸系數(shù)β 為0.634，灌溉條件與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿呈正相關(guān)關(guān)系，田塊規(guī)模每增加一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿提升0.634 個單位。轉(zhuǎn)出意愿的顯著性水平為0.379，未通過顯著性檢驗，灌溉條件與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿無顯著性相關(guān)。走訪結(jié)果顯示，灌溉條件好的地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、勞動力需求相對較低，生產(chǎn)收益較高，因此留守農(nóng)村的勞動力相對較多，耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿更強烈。

（4）交通條件影響方面。轉(zhuǎn)入意愿的偏回歸系數(shù)β 為-0.27，交通條件與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿呈負相關(guān)關(guān)系，交通條件每提升一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿降低0.276 個單位。轉(zhuǎn)出意愿的顯著性水平為0.698，大于0.05，未通過顯著性檢驗，交通條件與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿無顯著性相關(guān)。分析其原因，交通條件越好的地區(qū)，農(nóng)戶往往有越高的經(jīng)濟收入，對耕地的依賴性越低，因此轉(zhuǎn)入意愿越低。

3.政策金融因素對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響

本調(diào)查分析中，主要覆蓋了政策金融中的四個因素對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響，包括產(chǎn)權(quán)保障體系、交易價格、政府宣傳、金融扶持四個因素［16］。根據(jù)逐步回歸和篩選結(jié)果，產(chǎn)權(quán)保障和交易價格兩項因素在轉(zhuǎn)入意愿影響方面的顯著性水平分別為0.904 和0.571，均大于0.05，表明產(chǎn)權(quán)保障、交易價格兩項因素未通過顯著性檢驗，與轉(zhuǎn)入意愿無顯著性相關(guān)的關(guān)系，政策宣傳、金融扶持的顯著性水平分別為0.029 和0.000，通過顯著性檢驗；在轉(zhuǎn)出意愿方面，產(chǎn)權(quán)保障、交易價格的顯著性水平分別為0.880、0.353，未通過顯著性檢驗，產(chǎn)權(quán)保障和交易價格與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿無顯著性相關(guān)。

（1）產(chǎn)權(quán)保障對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響方面。由于轉(zhuǎn)入意愿的顯著性水平為0.904，大于0.05，未通過顯著性檢驗，兩者無顯著性相關(guān)關(guān)系。轉(zhuǎn)出意愿的顯著性水平為0.880，大于0.05，未通過顯著性檢驗，兩者無顯著性相關(guān)關(guān)系。表明產(chǎn)權(quán)保障體系對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿，包括轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿都沒有顯著性影響。分析其原因，與農(nóng)戶長期在耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)上主要集中于村內(nèi)農(nóng)戶間的流轉(zhuǎn)為主，缺乏對正規(guī)合法的產(chǎn)權(quán)保障體系的認知有關(guān)，在耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)上對產(chǎn)權(quán)保障的關(guān)注度不足［17］。

（2）交易價格對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響方面。轉(zhuǎn)入意愿的顯著性水平為0.571 大于0.05，未通過顯著性檢驗，兩者無顯著性相關(guān)關(guān)系；轉(zhuǎn)出意愿的顯著性水平為0.353 大于0.05，未通過顯著性檢驗，兩者無顯著性相關(guān)關(guān)系。表明交易價格與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿，包括轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿都沒有顯著性影響。分析其原因，樣本地區(qū)當前耕地經(jīng)營權(quán)的交易價格處于較低的區(qū)間水平，集中在每公頃4500～9000 元和每公頃9000～13500 元兩個區(qū)間，而根據(jù)三臺縣農(nóng)村經(jīng)濟統(tǒng)計報告，樣本地區(qū)的人均耕地為0.054 公頃，耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)所獲收益較低，而當?shù)卮蠖鄶?shù)家庭都有勞動力外出務(wù)工，有較高的務(wù)工收益，對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)交易價格并不看重，因此交易價格對耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出意愿都沒有顯著性影響。

（3）政府宣傳對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響方面。轉(zhuǎn)入意愿與轉(zhuǎn)出意愿的顯著性水平分別為0.029、0.011 均大于0.05，通過顯著性檢驗，政府宣傳與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)有顯著性相關(guān)關(guān)系。轉(zhuǎn)入意愿的偏回歸系數(shù)β 為-0.53，政府宣傳與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿呈負相關(guān)關(guān)系，政府宣傳力度越大農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿隨之降低，宣傳力度每提升一個單位轉(zhuǎn)入意愿降低0.53 個單位；轉(zhuǎn)出意愿的偏回歸系數(shù)為-0.577，政府宣傳與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿呈負相關(guān)關(guān)系，宣傳力度每提升一個單位耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿降低0.577 個單位。整體表明，隨著政府宣傳力度的提升，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿與轉(zhuǎn)出意愿都隨之降低。這一分析結(jié)果明顯存在問題，理論上政府宣傳力度越大，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿應(yīng)當越高，但調(diào)查分析結(jié)果與之相反。就此，筆者對部分農(nóng)戶進行了走訪，并結(jié)合問卷設(shè)計進行分析發(fā)現(xiàn)，在政府宣傳力度高的地方，耕地經(jīng)營權(quán)的交易價格往往較高，耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入成本較高，農(nóng)戶的耕地轉(zhuǎn)入意愿降低；而同時，政府宣傳力度高的地方，由于不少耕地已經(jīng)集約化，分散于農(nóng)戶手中的耕地相對較少，這些持有耕地的農(nóng)戶之所以保留耕地，是希望擁有自己的耕地用于種植，有更濃厚的耕地情緣，耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿降低。

（4）金融扶持對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿影響方面。轉(zhuǎn)入意愿和轉(zhuǎn)出意愿的顯著性水平均為0.000 小于0.05，通過顯著性檢驗，金融扶持與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)有顯著性相關(guān)關(guān)系。轉(zhuǎn)入意愿偏回歸系數(shù)為1.125，金融扶持與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿呈正相關(guān)關(guān)系，金融扶持力度越大農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿越高，金融扶持力度每提升一個單位農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)入意愿提升1.125 個單位；轉(zhuǎn)出意愿偏回歸系數(shù)為0.686，金融扶持力度與農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿呈正相關(guān)關(guān)系，金融扶持力度每提升一個單位，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿提升0.686 個單位。

四、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

利用SPSS19.0 對數(shù)據(jù)進行多分類Logistics回歸模型分析，綜合樣本地區(qū)農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿、家庭特征、耕地特征和政策金融因素，得出如下結(jié)論。

1.農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿普遍較高，從調(diào)查結(jié)果來看，樣本地區(qū)農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿方面，既不希望轉(zhuǎn)入耕地經(jīng)營權(quán)也不希望轉(zhuǎn)出耕地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶，在537 名有效樣本中，只有91名農(nóng)戶選擇不流轉(zhuǎn)，占整體的16.9%，表明樣本地區(qū)農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿普遍較高，同時愿意轉(zhuǎn)出耕地的農(nóng)戶占比為45.3%，希望轉(zhuǎn)入耕地的農(nóng)戶占比為37.8%，轉(zhuǎn)出意愿比率高于轉(zhuǎn)入意愿比率。

2.農(nóng)戶家庭因素對流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響。其中，家庭成員最高學(xué)歷對耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿形成負向影響，對轉(zhuǎn)入意愿的負向影響較大，轉(zhuǎn)出意愿的負向影響相對較小。整體分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭成員學(xué)歷越高、總?cè)丝跀?shù)越多，耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿較低，更傾向于保留現(xiàn)有耕地不希望流轉(zhuǎn)。

3.政策金融扶持方面對流轉(zhuǎn)意愿的影響分析結(jié)果表明，金融扶持力度與農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)入意愿呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，金融扶持力度越大，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入意愿越高。同時金融扶持力度越大，農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出意愿也越高。表明地區(qū)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有更大的金融扶持力度，整體耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿更高［18］。

4.樣本地區(qū)在耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的政策支持上還存在一定的不足，主要存在流轉(zhuǎn)機制不夠健全、農(nóng)戶對耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)認識存在偏差、耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場化不夠、政策宣傳不夠通暢幾個方面的問題。正是由于這些問題，使得回歸分析中各因素對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿影響上出現(xiàn)偏差，如宣傳力度越大農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿就當越高，但實際上卻出現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系的現(xiàn)象。

（二）政策建議

根據(jù)文章對三臺縣農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿與影響因素的研究結(jié)果，基于各因素對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響機制，就推動農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)工作提出以下幾點政策建議。

1.加大政府宣傳力度提升農(nóng)戶認知水平。從研究結(jié)果來看，家庭成員文化程度、家庭收入水平、非農(nóng)收入占比幾項農(nóng)戶主體因素，對農(nóng)戶參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響并非呈完全正相關(guān)性，家庭成員文化程度越高、總收入水平越高、非農(nóng)收入占比越高的農(nóng)戶，在耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)意愿上更傾向于保持現(xiàn)狀。其原因主要是這類家庭對耕地的依賴性較低，同時也不在意轉(zhuǎn)出耕地經(jīng)營權(quán)獲取的費用，此外還顧慮耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)可能存在的一些糾紛問題［19］。這類家庭的耕地，往往處于低效率耕種，甚至拋荒棄耕等狀態(tài)。對此，政府應(yīng)當加大宣傳力度，通過宣傳來引導(dǎo)農(nóng)戶，運用電視、廣播、微信、微博、宣傳欄等多種手段，就耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)工作和相關(guān)政策進行宣傳推廣，以便讓更多的農(nóng)戶深入了解耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)工作，避免思想誤區(qū)帶來的影響，從而提升農(nóng)戶參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的積極性，以推動農(nóng)業(yè)規(guī)模化、現(xiàn)代化發(fā)展，改變農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

2.完善耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場機制建立規(guī)范化流轉(zhuǎn)市場。耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)是一種交易行為，但就三臺縣農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)實例來看，規(guī)范化的耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)活動占比相對較低，口頭約定占比達到近半水平，這種流轉(zhuǎn)活動缺乏法律保障，極容易造成后續(xù)糾紛，同時也降低了農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)積極性。一方面，政府應(yīng)當建立起更為完善的耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)法律保障體系，幫助農(nóng)戶學(xué)會用法律來保障經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，促進耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的有序、合法進行。另一方面，政府還應(yīng)當承擔起耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的主導(dǎo)作用，如建立耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場，通過流轉(zhuǎn)市場來提供信息服務(wù)、交易服務(wù)等多種服務(wù)，以促進耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)活動的信息流通能力。第三方面，目前農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)在交易價格上還存在問題，多數(shù)農(nóng)戶往往無法準確判定交易價格，部分農(nóng)戶采用無償流轉(zhuǎn)給鄰居、朋友的方法，政府應(yīng)當建立耕地交易價格測評機制，使耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)擁有更規(guī)范的市場價格體系，以保護參與耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)農(nóng)戶雙方的利益。

3.強化政策扶持力度激勵耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)。在研究中發(fā)現(xiàn)，政府扶持力度對農(nóng)戶耕地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)意愿有著正向的刺激作用。文章研究，僅對農(nóng)戶獲取銀行貸款的能力進行研究，這一指示下農(nóng)戶獲取貸款能力越強，轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出耕地的意愿都明顯提升。農(nóng)戶能通過政策扶持獲取更多的資金，能更好的擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，必然會提升農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地經(jīng)營權(quán)的積極性，同時也能帶動其它農(nóng)戶轉(zhuǎn)出耕地的積極性。以此為例，其它政策扶持措施，如利用網(wǎng)絡(luò)幫助農(nóng)戶進行產(chǎn)品宣傳銷售、為農(nóng)戶提供技術(shù)指導(dǎo)、為農(nóng)戶流轉(zhuǎn)耕地提供補貼等，同樣能起類似的作用，政府應(yīng)當圍繞農(nóng)戶所需，從多個方面建立政策扶持措施，以此推動農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)工作。

（三）局限性和未來研究方向

在本次研究過程中，也發(fā)現(xiàn)了研究工作中的一些局限性。首先，本研究所選擇的樣本地區(qū)具有一定特殊性，主要表現(xiàn)在農(nóng)村留守勞動力較少、耕地質(zhì)量較差兩個方面，這兩個方面的特殊性使得研究結(jié)果不能適用于我國所有地區(qū)的農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)實際情況。其次，盡管在調(diào)查中盡可能的擴大了樣本數(shù)量，但研究過程中發(fā)現(xiàn)僅對3 個村共6 個組收集600 份問卷，排除無效問卷后所獲得的調(diào)查數(shù)據(jù)在某些因子上會存在樣本不組的現(xiàn)象，例如學(xué)歷方面，大學(xué)以上學(xué)歷的僅有18 戶農(nóng)戶，由此造成大學(xué)以上學(xué)歷家庭的流轉(zhuǎn)意愿樣本數(shù)量不足，調(diào)查結(jié)果可能存在失真問題。第三，在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，部分農(nóng)戶對問卷會出現(xiàn)理解偏差，例如灌溉條件中的很差、較差、一般、較好、非常好，農(nóng)戶往往理解模糊，較差與一般混淆、非常好與較好混淆，也容易使得調(diào)查結(jié)果失真，無法真正反應(yīng)灌溉條件對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿的影響。第四，樣本地區(qū)雖然政府著力開展耕地流轉(zhuǎn)工作，但耕地資源主要還是在內(nèi)部流轉(zhuǎn)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)、縣域外資本介入較少，其耕地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場存在一定的特殊性。

針對研究中發(fā)現(xiàn)的局限性，未來將近一步擴大樣本量，對問卷進行完善并對模型指標體系進行優(yōu)化，同時針對地區(qū)經(jīng)濟特點、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境等諸多具備地區(qū)特征的因素，對不同經(jīng)濟特點、生產(chǎn)環(huán)境的農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿和影響因素進行研究，并在定量研究的同時增加更多的定性研究，以使研究結(jié)果更真實可靠，能為政府推動耕地流轉(zhuǎn)工作帶來更有效的依據(jù)和參考。