论文部分内容阅读
摘要：文章以调查数据为例，从农户特征、农户种植决策行为、生产用工行为、生产投入行为四个方面探寻影响农地流转意愿的主要因素，并对农地流转行为特征与原因进行分析。研究结果表明：目前的土地流转多为农村劳动力转移过程中的暂时性流转，农户生产效率低，农业效益不高，土地流转的意愿不强烈，如何提高农业生产效率，实现土地的适度集中，从而转移农村劳动力成为土地流转中需要解决的难题。
关键词：生产行为；土地流转；民乐县
近年来，农户行为与农村土地制度研究引起了国内外学者的关注。国外有关农户经营行为的研究较多的使用各种农户模型，国内学者在进一步借鉴这些研究成果的基础上，运用农户生产决策模型、农户生产决策的博弈模型，二元选择（Logit）以及多元选择（Probit） 模型对农村土地经营权流转相关问题进行了研究。
总体而言，现有研究从多视角关注了农村土地流转问题，但普遍重视外部驱动因素，而对于土地经营权流转主体的关注不足。特别是从农民生产行为的视角，以干旱绿洲区为典型研究区域，资源约束和农民强制合作背景下，农民生产行为偏好、合作意愿及其对农村土地经营权流转作用机理进行的综合性系统研究尚鲜有报道。
一、研究区基本概况
本文数据来自于2015年对甘肃省民乐县农户的实地调查，此次调查采取典型农户的抽样调查与村干部访谈的方式，发放问卷350份，其中，有效问卷317份，根据调查数据对农户经营土地状况、土地流转情况、农户的生产行为特征以及农民生产行为对土地承包经营权流转的影响予以实证分析。
（一）农户土地经营规模实际状况
从调查数据看，被调查农户耕地总面积为5138.45亩，劳均耕地5.69亩，人均耕地16.21亩。其中户均耕地面积小于5亩的有33户，占总样本户的10.41%，15～20亩有62户，占19.56%，20亩以上的有91户，占28.71%。如果基准人口按每户4人计算，家庭人均耕地面积不到2亩的占到14.46%。而且，平均每户的耕地又被划分为9.3块，其中1～9块规模的占16.77%，平均每块耕地面积仅有1.25亩。农户分配到的耕地分散，且每块规模比较小，绝大多数家庭属于小规模經营。
（二）土地流转情况分析
1. 实际流转
从调查中可以看出，实际流转土地的农户并不多，租入的有92户，占样本总体29.02%，而租出的略少一些，有76户，占总体23.97%。合同类型以口头协议为主，占68.33%；租金类型以货币为主，占56.45%，一般为500～1000元/亩，实物补偿占16.13%；没有约定流转期限的占58.06%；流转行为告知村委会并盖章的占15.45%，告知村委会，但没有盖章的占21.68%，其余的都没有告知；在调查土地流转去向或来源时发现，流转给本村村民的占53.46%，给本村经营大户的占21.32%，合作社或农业生产企业的占13.46%，说明农业合作经济组织在农户土地流转过程中发挥的中介作用还有待提高，这与土地流转以农民自发流转为主的调查情况相符合，但同时说明，土地流转过程中农户对农业合作组织存在着有效的需求。
2. 流转意向
在对农户土地流转情况调查的同时，我们也需要了解农户当前的土地流转意向。“如果您家没有租种土地，其主要原因是”，不需要更多土地的占23.98%，没有合适的土地的占41.01%，收益不大、不划算的占17.03%，租入的地块容易被租出方收回的占0.95%；“如果您家没有租出土地，其主要原因”，土地自家不够用的占78.04%，没人想租的占23.72%。
3. 流转动力
在调查土地流转的驱动力方面，选择“政府主导”的占42.67%，说明农户在土地流转中还是会选择以地方政府的推动为主，村集体和地方政府的有效推动在土地流转成效和农户主观认可方面有着不可替代的作用；选择“市场导向”的占28.28%，说明市场的流转动力作用并不明显；选择“农业生产企业或公司带动“的占比为21.73%，有6.6%的农户选择土地流转交易平台，表明农户对中介服务的需求在慢慢显现，有3户农户选择土地融资，说明小部分农户对土地价值的渴望以及提升土地价值的意识在逐渐形成。
二、农民生产行为对土地承包经营权流转的影响分析
（一）农户土地流转决策模型的构建
根据当前农民行为经济学的理论框架和概念模型，选择农户土地流转意愿作为被解释变量，以体现农户生产行为影响下的土地流转偏好。各变量中农户没有回答的值都设为空值。因此实证分析模型采用多元回归计量模型：
log[Pi/（1-Pi）]=α+β1X1i+β2X2i+β3X3i +…+βkXki
其中，Pi代表农户是否参加土地流转行为（租入土地/租出土地）。 Xi代表第i个解释变量，α为常数项，β为待估计参数。
（二）变量的选择与赋值
农地流转与农户的生产行为密切相关，为此我们综合考虑基于土地收益的农户生产决策行为、生产用工行为和生产投资行为。模型中被解释变量农户土地流转状况分别将维持不变、土地流入、土地流出取值 0、1、2 ，选择了农户特征变量和农户行为变量两类变量作为解释变量。
（三）结果分析
本研究采用SPSS17.0统计分析软件，对相关调查数据进行二元Logistic回归处理，模型回归结果如表2所示。
在本回归模型的拟合度检验方面，卡方检验上呈显著状态，-2Log likelihood为28.332Cox & Shell R2和Nagelkerke R2分别为0.576和0.712，模型拟合度良好。 通过模型结果得到：
1. 农户兼业类型的变量系数为正值，并在0.01水平下显著，形成正相关关系。对于家庭收入绝大多数来自于务农的农户，土地则是其收入的重要载体，与纯农户和一兼农户相比，二兼农户的收入来源更加多元化，农业收入在家庭总收入中所占的比例越来越小，因此他们更渴望流转土地，从而促进农村土地流转市场的发展。
2. 农户的主观风险指数对土地流转意愿具有正向影响，分值越小表示越偏好风险，即农户越重视土地的收益功能，参与土地流转的可能性就会越高。农户越偏好风险对于新技术的了解和接受就相对容易些，同时对于新科技的辨识度也高些，大胆的选择新品种，以获得更大的收益，参与土地流转的可能性越大。
3. 土地生产效率在0.05的水平上影响显著，相对于流入户、流出户，在土地流转后其生产效率会得到提高，有利于生产效率改善。可能的原因是流出户在转出土地前，其资本和劳动力要素等投入没有实现规模效率最优，而在转出土地后，其剩余土地和其他生产要素配备水平提高，实现了要素之间的充分利用，经营规模和生产技术的应用恰到好处，技术效率和规模效率都得到提升。
4. 农地流转收益的变量系数为正值，并在0.05水平下显著，形成正相关关系。说明农地流转收益越大，土地流转意愿越强烈。农地流转收益是农户流转土地的收益保障，而根据调查有72%的农户认为土地流转价格低，因此土地流转收益极大地抑制了土地的流转规模；另一方面农业收入对土地流转的影响并不十分显著，这可能是由于随着近些年外出务工的人员增多，使得农业土地收益已经不是农户家庭收入的主要组成部分，土地的劳动收益功能在不断下降。
5. 农业劳动力投入系数为负值，二者成负相关关系，说明农户农业劳动力投入越多，土地流转的可能性越小。由于农业劳动力投入较多的家庭，在一定程度上其土地的经营规模相对较大，获得的农业收入较为丰厚，土地流转的可能性也就较小。
6. 亩均流动资产、固定资产投入变量对农地流转状况没有显著影响，这可能是因为被调查地区绝大多数家庭是小规模经营，农户流转农地的面积相对较小，缺乏从事农业规模化经营的条件，农地投入的边际效益不明显。
三、结论与对策建议
研究结果表明：1.目前的土地流转多为农村劳动力转移过程中的暂时性流转，土地流转供需矛盾突出，如何提高土地利用率，增加土地出让收益，成为土地流转过程中的关键性问题；2.尽管农户的风险偏好会对农地流转行为产生一定的影响，但大多数农户仍偏好于土地的生产和保障功能，土地流转的意愿不强烈；3.农业合作组织在土地流转过程中对农户的帮扶还比较有限，没有真正发挥应该起到的作用；4.目前农户生产效率低，农业比较效益不高，主要原因在于土地的资金、 劳动力、 技术等资源配置效率低下，如何提高农业生产效率，实现土地的适度集中，从而转移农村劳动力成为土地流转中需要解决的难题。
根据上述分析，本文提出以下政策建议：1.应加大政府在农业上的生产性服务投入以及先进技术的推广，推动政府、大学、科研院所及企业等不同主体的合作，以提高技术效率来提高综合生产效率；2.政府要加大对农业合作组织的扶持力度，在资金、技术、政策上对农业合作组织要进行优惠和倾斜，引导农业合作组织的建立和发展，同时，加强示范引导，强化规范管理，健全利益分配機制，使农业合作组织与广大农户结成紧密的利益共同体，发挥合作组织的帮扶作用，调动农户参与土地流转的积极性；3.农村土地承包经营权流转，需要与扶贫、生态治理、社会保障、产业化及城镇化等多政策联动效应下对流转模式进行优化、改进和创新。
参考文献：
[1]陈海磊.农户土地流转是有效率的吗？——以山西为例[J].中国农村经济，2014（07）.
[2]康云海.农业产业化中的农户行为分析[J].农业技术经济，1998（01）.
[3]张忠明，钱文荣.不同土地规模下的农户生产行为分析[J].四川大学学报（哲学社会科学版），2008（01）.
[4]冯振东，霍丽，邰传林.中国农村土地流转问题研究述评[J].西北大学学报（哲学社会科学版），2010（02）.
[5]虎陈霞.黄土丘陵区农户生产决策行为和对土地政策的认知分析[J].生态环境学报，2009（02）.
*本文系2014国家社会科学基金项目“西部连片特困区农村土地承包经营权流转调查研究”（项目编号：14XJY011）的阶段性成果。
（作者单位：甘肃省社会科学院农村发展研究所）
关键词：生产行为；土地流转；民乐县
近年来，农户行为与农村土地制度研究引起了国内外学者的关注。国外有关农户经营行为的研究较多的使用各种农户模型，国内学者在进一步借鉴这些研究成果的基础上，运用农户生产决策模型、农户生产决策的博弈模型，二元选择（Logit）以及多元选择（Probit） 模型对农村土地经营权流转相关问题进行了研究。
总体而言，现有研究从多视角关注了农村土地流转问题，但普遍重视外部驱动因素，而对于土地经营权流转主体的关注不足。特别是从农民生产行为的视角，以干旱绿洲区为典型研究区域，资源约束和农民强制合作背景下，农民生产行为偏好、合作意愿及其对农村土地经营权流转作用机理进行的综合性系统研究尚鲜有报道。
一、研究区基本概况
本文数据来自于2015年对甘肃省民乐县农户的实地调查，此次调查采取典型农户的抽样调查与村干部访谈的方式，发放问卷350份，其中，有效问卷317份，根据调查数据对农户经营土地状况、土地流转情况、农户的生产行为特征以及农民生产行为对土地承包经营权流转的影响予以实证分析。
（一）农户土地经营规模实际状况
从调查数据看，被调查农户耕地总面积为5138.45亩，劳均耕地5.69亩，人均耕地16.21亩。其中户均耕地面积小于5亩的有33户，占总样本户的10.41%，15～20亩有62户，占19.56%，20亩以上的有91户，占28.71%。如果基准人口按每户4人计算，家庭人均耕地面积不到2亩的占到14.46%。而且，平均每户的耕地又被划分为9.3块，其中1～9块规模的占16.77%，平均每块耕地面积仅有1.25亩。农户分配到的耕地分散，且每块规模比较小，绝大多数家庭属于小规模經营。
（二）土地流转情况分析
1. 实际流转
从调查中可以看出，实际流转土地的农户并不多，租入的有92户，占样本总体29.02%，而租出的略少一些，有76户，占总体23.97%。合同类型以口头协议为主，占68.33%；租金类型以货币为主，占56.45%，一般为500～1000元/亩，实物补偿占16.13%；没有约定流转期限的占58.06%；流转行为告知村委会并盖章的占15.45%，告知村委会，但没有盖章的占21.68%，其余的都没有告知；在调查土地流转去向或来源时发现，流转给本村村民的占53.46%，给本村经营大户的占21.32%，合作社或农业生产企业的占13.46%，说明农业合作经济组织在农户土地流转过程中发挥的中介作用还有待提高，这与土地流转以农民自发流转为主的调查情况相符合，但同时说明，土地流转过程中农户对农业合作组织存在着有效的需求。
2. 流转意向
在对农户土地流转情况调查的同时，我们也需要了解农户当前的土地流转意向。“如果您家没有租种土地，其主要原因是”，不需要更多土地的占23.98%，没有合适的土地的占41.01%，收益不大、不划算的占17.03%，租入的地块容易被租出方收回的占0.95%；“如果您家没有租出土地，其主要原因”，土地自家不够用的占78.04%，没人想租的占23.72%。
3. 流转动力
在调查土地流转的驱动力方面，选择“政府主导”的占42.67%，说明农户在土地流转中还是会选择以地方政府的推动为主，村集体和地方政府的有效推动在土地流转成效和农户主观认可方面有着不可替代的作用；选择“市场导向”的占28.28%，说明市场的流转动力作用并不明显；选择“农业生产企业或公司带动“的占比为21.73%，有6.6%的农户选择土地流转交易平台，表明农户对中介服务的需求在慢慢显现，有3户农户选择土地融资，说明小部分农户对土地价值的渴望以及提升土地价值的意识在逐渐形成。
二、农民生产行为对土地承包经营权流转的影响分析
（一）农户土地流转决策模型的构建
根据当前农民行为经济学的理论框架和概念模型，选择农户土地流转意愿作为被解释变量，以体现农户生产行为影响下的土地流转偏好。各变量中农户没有回答的值都设为空值。因此实证分析模型采用多元回归计量模型：
log[Pi/（1-Pi）]=α+β1X1i+β2X2i+β3X3i +…+βkXki
其中，Pi代表农户是否参加土地流转行为（租入土地/租出土地）。 Xi代表第i个解释变量，α为常数项，β为待估计参数。
（二）变量的选择与赋值
农地流转与农户的生产行为密切相关，为此我们综合考虑基于土地收益的农户生产决策行为、生产用工行为和生产投资行为。模型中被解释变量农户土地流转状况分别将维持不变、土地流入、土地流出取值 0、1、2 ，选择了农户特征变量和农户行为变量两类变量作为解释变量。
（三）结果分析
本研究采用SPSS17.0统计分析软件，对相关调查数据进行二元Logistic回归处理，模型回归结果如表2所示。
在本回归模型的拟合度检验方面，卡方检验上呈显著状态，-2Log likelihood为28.332Cox & Shell R2和Nagelkerke R2分别为0.576和0.712，模型拟合度良好。 通过模型结果得到：
1. 农户兼业类型的变量系数为正值，并在0.01水平下显著，形成正相关关系。对于家庭收入绝大多数来自于务农的农户，土地则是其收入的重要载体，与纯农户和一兼农户相比，二兼农户的收入来源更加多元化，农业收入在家庭总收入中所占的比例越来越小，因此他们更渴望流转土地，从而促进农村土地流转市场的发展。
2. 农户的主观风险指数对土地流转意愿具有正向影响，分值越小表示越偏好风险，即农户越重视土地的收益功能，参与土地流转的可能性就会越高。农户越偏好风险对于新技术的了解和接受就相对容易些，同时对于新科技的辨识度也高些，大胆的选择新品种，以获得更大的收益，参与土地流转的可能性越大。
3. 土地生产效率在0.05的水平上影响显著，相对于流入户、流出户，在土地流转后其生产效率会得到提高，有利于生产效率改善。可能的原因是流出户在转出土地前，其资本和劳动力要素等投入没有实现规模效率最优，而在转出土地后，其剩余土地和其他生产要素配备水平提高，实现了要素之间的充分利用，经营规模和生产技术的应用恰到好处，技术效率和规模效率都得到提升。
4. 农地流转收益的变量系数为正值，并在0.05水平下显著，形成正相关关系。说明农地流转收益越大，土地流转意愿越强烈。农地流转收益是农户流转土地的收益保障，而根据调查有72%的农户认为土地流转价格低，因此土地流转收益极大地抑制了土地的流转规模；另一方面农业收入对土地流转的影响并不十分显著，这可能是由于随着近些年外出务工的人员增多，使得农业土地收益已经不是农户家庭收入的主要组成部分，土地的劳动收益功能在不断下降。
5. 农业劳动力投入系数为负值，二者成负相关关系，说明农户农业劳动力投入越多，土地流转的可能性越小。由于农业劳动力投入较多的家庭，在一定程度上其土地的经营规模相对较大，获得的农业收入较为丰厚，土地流转的可能性也就较小。
6. 亩均流动资产、固定资产投入变量对农地流转状况没有显著影响，这可能是因为被调查地区绝大多数家庭是小规模经营，农户流转农地的面积相对较小，缺乏从事农业规模化经营的条件，农地投入的边际效益不明显。
三、结论与对策建议
研究结果表明：1.目前的土地流转多为农村劳动力转移过程中的暂时性流转，土地流转供需矛盾突出，如何提高土地利用率，增加土地出让收益，成为土地流转过程中的关键性问题；2.尽管农户的风险偏好会对农地流转行为产生一定的影响，但大多数农户仍偏好于土地的生产和保障功能，土地流转的意愿不强烈；3.农业合作组织在土地流转过程中对农户的帮扶还比较有限，没有真正发挥应该起到的作用；4.目前农户生产效率低，农业比较效益不高，主要原因在于土地的资金、 劳动力、 技术等资源配置效率低下，如何提高农业生产效率，实现土地的适度集中，从而转移农村劳动力成为土地流转中需要解决的难题。
根据上述分析，本文提出以下政策建议：1.应加大政府在农业上的生产性服务投入以及先进技术的推广，推动政府、大学、科研院所及企业等不同主体的合作，以提高技术效率来提高综合生产效率；2.政府要加大对农业合作组织的扶持力度，在资金、技术、政策上对农业合作组织要进行优惠和倾斜，引导农业合作组织的建立和发展，同时，加强示范引导，强化规范管理，健全利益分配機制，使农业合作组织与广大农户结成紧密的利益共同体，发挥合作组织的帮扶作用，调动农户参与土地流转的积极性；3.农村土地承包经营权流转，需要与扶贫、生态治理、社会保障、产业化及城镇化等多政策联动效应下对流转模式进行优化、改进和创新。
参考文献：
[1]陈海磊.农户土地流转是有效率的吗？——以山西为例[J].中国农村经济，2014（07）.
[2]康云海.农业产业化中的农户行为分析[J].农业技术经济，1998（01）.
[3]张忠明，钱文荣.不同土地规模下的农户生产行为分析[J].四川大学学报（哲学社会科学版），2008（01）.
[4]冯振东，霍丽，邰传林.中国农村土地流转问题研究述评[J].西北大学学报（哲学社会科学版），2010（02）.
[5]虎陈霞.黄土丘陵区农户生产决策行为和对土地政策的认知分析[J].生态环境学报，2009（02）.
*本文系2014国家社会科学基金项目“西部连片特困区农村土地承包经营权流转调查研究”（项目编号：14XJY011）的阶段性成果。
（作者单位：甘肃省社会科学院农村发展研究所）