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摘要：为了分析影响鄱阳湖生态经济区农地流转的因素，为农地流转的定性研究提供量化的依据和支持，项目组通过对鄱阳湖生态经济区3市、38个县（市、区）进行抽样，对156户农户的农地流转情况进行调查研究。所得数据采用Logistic模型对农地流出与流入行为进行比较分析。结果表明，农户农地流转的行为受到家庭劳动力等多种因素的影响和制约，且影响程度不一。其中非农收入比重是所有10个因子中影响最为显著的因子，这说明非农收入比重对农地流转行为的决策非常重要。
关键词：鄱阳湖；农地流转；影响因素；Logistic模型
一、引言
十八届三中全会的召开及国研中心“383”方案的提出，为我国农村土地管理制度改革提出了新的思路，促进农村土地有序流转，实现农村土地规模化经营意义重大。除此之外，《鄱阳湖生态经济区规划》上升为国家战略层面，为促进鄱阳湖生态经济区的发展和江西的崛起提供了很好机遇。土地作为区域发展的基础条件和瓶颈资源，实现土地资源高效集约利用显得极为重要。
鄱阳湖生态经济区日照充足，热量丰富，无霜期长，是我国著名的鱼米之乡。农村人口众多，农村地域广阔，农业发展历史悠久。研究该地区农地流转，无论是描述农地流转的现状还是分析影响流转的行为因素，都可谓是江西省发展的重中之重。
二、农地流转数据研究和方法
（一）样本概况
一般而言，一个地区的经济发展水平直接影响着当地的农地流转情况。项目组对江西省鄱阳湖生态经济区的余干县、鄱阳县、都昌县、乐平市和新建县5个县（市、区）的农户的农地流转行为进行抽样调查。这五个地区发展程度不一，如此选择，使数据能代表鄱阳湖生态经济区的普遍水平。
整个调查集中于2014年春节期间，访谈对象不仅有务农的农民，而且有外出务工回乡过年的农民及常年在外求学打拼的青年，保证了广泛的代表性。样本数据都是经过项目组成员亲临实地以问卷调查、访谈等方式收集而来。本次调研总共发放问卷186份，回收有效样卷156份，其中有流转行为的94户，占60.3%，包括单纯流出的农户68户，单纯流入的22户，既有流出又有流入行为的农户只有4户。有流出意愿农户80户，有流入意愿农户21户。这种现象的发生就值得我们就农户流转行为及其意愿受哪些因素的影响展开研究。
（二）农户农地流转行为模型的建立
1. 模型的选择
本文目前要分析的变量是农户的农地流转行为，只有两种情况，即有或没有发生农地流转。而Logistic回归模型适用于因变量为两分变量的情况，同时自变量可以是全部定性变量、定量变量，也可以是定性与定量变量混合。卢纹岱（2006）认为，Logistic模型适用于因变量为二分变量的分析，是分析个体决策行为的理想模型。所以本研究选用Logistic回归分析模型分析农地流转行为与相关变量的相关关系及农地流转意愿与其影响因素的关系。因变量是农户流转农地的情况，若农户土地发生流转（流出或流入），因变量取值为1；反之，农户土地没有发生流转因变量取值为0。根据Logistic回归建模的要求，设X1，X2，X3…，Xi是与Y相关的一组向量，设P为某事件发生的概率。用SPSS.19的二元Logistic可以建立模型，即
P=Exp（Z）/1+Exp（Z）
Z是变量 X1，X2…，Xi的线性组合：
Z=b0+b1X1+b2X2+…bnXn=b0+biXi
其中b0为常数项，表示自变量取值全是0时，比数（Y=1与Y=0的概率之比）的自然对数；Xi为影响农户流转农地的行为或者意愿的因素；bi为Logistic回归的偏回归系数，表示变量Xi对Y的影响大小。
2. 模型运行效果
本文选用强制进入法（Enter），对156个样本量数据作统计分析，结果见表1。
三、研究结果分析
（一）家庭特征对农地流转行为的影响分析
流入模型中，户主文化水平（X1）对流转行为的影响达到0.7%的极显著水平，回归系数也比较大，其作用方向为负向，这说明户主文化水平越低，流入土地的可能性更大，没有别的谋生技能，只能在家种地。而户主文化水平对流出影响就不那么显著，说明不存在户主文化水平和流出农地的明显规律。在流出流入模型中，文化水平达到0.572的正相关性，表现出显著影响。
受访者年龄（X2）对农地流出和农地流出流入模型均达到0.1%的极显著水平，表明农户年龄越大，越倾向于流出农地，在家带小孩安享晚年，而对流入的影响不是很明显，存在各年龄段都有不同程度的流入情况。
家庭劳动力人数（X3）因子对农地流出的影响是负向的，且达到了7%的显著水平，表明劳动力越多，农地流出的可能性就越小，说明当前农业生产中，都趋向于自家劳动力耕种，而对农地流入的影响就不那么显著。因为随着城市化进程的加快，如果自家农地不需要那么多的劳动力，那么更多的农户还是会选择进城务工谋生，这与现实生活的情况完全吻合。而在流出流入模型中没有表现出显著的影响。
（二）家庭经济对农地流转行为的影响分析
家庭经济因素中的单位面积农业纯收入（X4）因子在流出模型中的作用是非常显著的，其回归系数是负向的0.74，在流出流入模型中也表现出负向相关。这充分说明，如果单位面积农业纯收入越低，农户越有可能将农地流出，另谋其他出路。
非农收入比重（X5）是所有因子中影响最为显著的因子，无论是流出模型，流入模型还是流出流入模型，均达到了1%的极显著水平，在流出、流入和流出流入模型中，其回归系数也是很大的。非农收入比重因子在流出和流出流入模型中的回归系数分别为正向的7.46、0.864，而流入模型的回归系数为负向的0.914。这说明非农收入比重对农地流转行为的决策非常重要。到底是因为单位面积农业纯收入低、家庭非农收入比重高就将农地流出，还是由于农地流出后农民劳动力主要从事非农生产导致家庭年收入水平的提高。哪个是原因，哪个是结果，很难说清，但至少可以肯定一点是，农户家庭的经济收入是促使农地流转的最直接的驱动力。 （三）土地资源条件对农地流转行为的影响分析
土地资源中人均农地面积和农地破碎度等因子都对农地流转的行为产生不同程度的影响。人均农地面积（X6）因子和农地破碎度（X7）因子均对流出模型和流出流入模型有显著影响。说明农地的破碎化程度更多的是促进农户流出而不是流入。人均农地面积（X6）因子在三种模型中的作用都是正向的，说明家庭拥有的人均农地面积越大，越有可能将农地流出。农地破碎度（X7）因子对农地流入的影响为显著的负向作用，表明面积越小、地块越破碎的农地往往不易被农地流入户接受。
（四）农民认知对农地流转行为的影响分析
政府增加农业补贴是否会促进农地流转的认知（X8）在流出模型中的回归系数不高，而在流入模型和流出流入模型中分别达到了1.676和0.967。这意味着本来要流出的农户不会因为政府增加补贴就多流出，不受政府补贴的影响，但是在流入模型中，农户会因为有政府补贴的存在而多流入农地，农业补贴对农户流入的决策会起作用。在流出流入模型中表现1%水平的显著性，这说明政府增加农业补贴会在一定程度上促进农地流转。
流转过程中签署书面协议（X9）因子在流出模型中回归系数为4.762，且对流出模型和流入模型的影响都很显著。这说明土地流转合同或者是相关的书面协议会让农户们有安全感。
政府监管（X10）因子在流出模型中回归系数为5.246，但是在流入模型中效果不显著。这表明农户在有政府监管的情况下更愿意流出土地，因为流出的对象不仅有亲戚朋友还有专业大户等；而在流入的时候，流入的对象主要是亲戚朋友，政府监管的影响就显得不那么显著。
四、结论与建议
综上研究表明，农户农地流转行为受家庭特征、家庭经济、土地资源条件和农户对流转的认知等多方面因素的影响，但是不同因素的作用方向及影响程度不一。
从家庭特征来看，户主文化水平对农地流转产生极大的正向影响，应该加强对户主的教育力度，改变其陈旧的观念。除此之外，应该积极引导农民进城务工，加快农地流转，提高土地利用效率和效益。
从家庭经济角度看，对农户农地流转行为影响最大的是非农收入比重。在经济发达地区，二、三产业的就业机会多，农民家庭所得非农收入比重越大。这样就会造成农户对土地的依赖减少，会更愿意将农地流转出去，从而盘活闲置农地进入市场流转。这就要求大力发展第二、三产业，为农户创造更多的非农就业的机会，吸引农村剩余劳动力转移；大力发展乡镇企业，鼓励农民进城经商务工，促进农地流转。
从土地资源条件看，面积越小、地块越破碎的农地在流转中越不受欢迎。农地的破碎不仅影响机械化耕种还会因为田埂的存在而浪费宝贵的土地资源。这就要求尽量避免人为的农地破碎化，使之便于规模机械经营，推动农地流转。
从农户认知角度看，农民对流转的观念比较保守。虽然流转过程中会签署书面协议，但是仍存在形式不规范或条款不完整等弊端，必须确保协议或合同能有效明确流转双方的权利义务。政府监管、服务没到位。应该更新农民大众关于农地流转的观念；完善相关的流转合同协议规定；最重要的是发挥政府服务功能，提供农地流转双边信息，让农户处于信息充足的情况下，这样可以为转让方和受让方提供良好的交易平台，避免一些不必要纠纷的产生。
参考文献：
[1]杜文星，黄贤金.区域农户农地流转意愿差异及其驱动力研究——以上海市、南京市、泰州市、扬州市农户调查为例[J].资源科学，2005（06）.
[2]卢纹岱.SPSS for Windows 统计分析（第3版）[M].北京：电子工业出版社，2006.
[3]钟太洋，黄贤金，孔苹.农地产权与农户土地租赁意愿研究[J].中国土地科学，2005（01）.
*本项目获得首都经济贸易大学研究生科技创新项目资助，本文是该项目成果之一。
（作者单位：首都经济贸易大学城市经济与公共管理学院）
关键词：鄱阳湖；农地流转；影响因素；Logistic模型
一、引言
十八届三中全会的召开及国研中心“383”方案的提出，为我国农村土地管理制度改革提出了新的思路，促进农村土地有序流转，实现农村土地规模化经营意义重大。除此之外，《鄱阳湖生态经济区规划》上升为国家战略层面，为促进鄱阳湖生态经济区的发展和江西的崛起提供了很好机遇。土地作为区域发展的基础条件和瓶颈资源，实现土地资源高效集约利用显得极为重要。
鄱阳湖生态经济区日照充足，热量丰富，无霜期长，是我国著名的鱼米之乡。农村人口众多，农村地域广阔，农业发展历史悠久。研究该地区农地流转，无论是描述农地流转的现状还是分析影响流转的行为因素，都可谓是江西省发展的重中之重。
二、农地流转数据研究和方法
（一）样本概况
一般而言，一个地区的经济发展水平直接影响着当地的农地流转情况。项目组对江西省鄱阳湖生态经济区的余干县、鄱阳县、都昌县、乐平市和新建县5个县（市、区）的农户的农地流转行为进行抽样调查。这五个地区发展程度不一，如此选择，使数据能代表鄱阳湖生态经济区的普遍水平。
整个调查集中于2014年春节期间，访谈对象不仅有务农的农民，而且有外出务工回乡过年的农民及常年在外求学打拼的青年，保证了广泛的代表性。样本数据都是经过项目组成员亲临实地以问卷调查、访谈等方式收集而来。本次调研总共发放问卷186份，回收有效样卷156份，其中有流转行为的94户，占60.3%，包括单纯流出的农户68户，单纯流入的22户，既有流出又有流入行为的农户只有4户。有流出意愿农户80户，有流入意愿农户21户。这种现象的发生就值得我们就农户流转行为及其意愿受哪些因素的影响展开研究。
（二）农户农地流转行为模型的建立
1. 模型的选择
本文目前要分析的变量是农户的农地流转行为，只有两种情况，即有或没有发生农地流转。而Logistic回归模型适用于因变量为两分变量的情况，同时自变量可以是全部定性变量、定量变量，也可以是定性与定量变量混合。卢纹岱（2006）认为，Logistic模型适用于因变量为二分变量的分析，是分析个体决策行为的理想模型。所以本研究选用Logistic回归分析模型分析农地流转行为与相关变量的相关关系及农地流转意愿与其影响因素的关系。因变量是农户流转农地的情况，若农户土地发生流转（流出或流入），因变量取值为1；反之，农户土地没有发生流转因变量取值为0。根据Logistic回归建模的要求，设X1，X2，X3…，Xi是与Y相关的一组向量，设P为某事件发生的概率。用SPSS.19的二元Logistic可以建立模型，即
P=Exp（Z）/1+Exp（Z）
Z是变量 X1，X2…，Xi的线性组合：
Z=b0+b1X1+b2X2+…bnXn=b0+biXi
其中b0为常数项，表示自变量取值全是0时，比数（Y=1与Y=0的概率之比）的自然对数；Xi为影响农户流转农地的行为或者意愿的因素；bi为Logistic回归的偏回归系数，表示变量Xi对Y的影响大小。
2. 模型运行效果
本文选用强制进入法（Enter），对156个样本量数据作统计分析，结果见表1。
三、研究结果分析
（一）家庭特征对农地流转行为的影响分析
流入模型中，户主文化水平（X1）对流转行为的影响达到0.7%的极显著水平，回归系数也比较大，其作用方向为负向，这说明户主文化水平越低，流入土地的可能性更大，没有别的谋生技能，只能在家种地。而户主文化水平对流出影响就不那么显著，说明不存在户主文化水平和流出农地的明显规律。在流出流入模型中，文化水平达到0.572的正相关性，表现出显著影响。
受访者年龄（X2）对农地流出和农地流出流入模型均达到0.1%的极显著水平，表明农户年龄越大，越倾向于流出农地，在家带小孩安享晚年，而对流入的影响不是很明显，存在各年龄段都有不同程度的流入情况。
家庭劳动力人数（X3）因子对农地流出的影响是负向的，且达到了7%的显著水平，表明劳动力越多，农地流出的可能性就越小，说明当前农业生产中，都趋向于自家劳动力耕种，而对农地流入的影响就不那么显著。因为随着城市化进程的加快，如果自家农地不需要那么多的劳动力，那么更多的农户还是会选择进城务工谋生，这与现实生活的情况完全吻合。而在流出流入模型中没有表现出显著的影响。
（二）家庭经济对农地流转行为的影响分析
家庭经济因素中的单位面积农业纯收入（X4）因子在流出模型中的作用是非常显著的，其回归系数是负向的0.74，在流出流入模型中也表现出负向相关。这充分说明，如果单位面积农业纯收入越低，农户越有可能将农地流出，另谋其他出路。
非农收入比重（X5）是所有因子中影响最为显著的因子，无论是流出模型，流入模型还是流出流入模型，均达到了1%的极显著水平，在流出、流入和流出流入模型中，其回归系数也是很大的。非农收入比重因子在流出和流出流入模型中的回归系数分别为正向的7.46、0.864，而流入模型的回归系数为负向的0.914。这说明非农收入比重对农地流转行为的决策非常重要。到底是因为单位面积农业纯收入低、家庭非农收入比重高就将农地流出，还是由于农地流出后农民劳动力主要从事非农生产导致家庭年收入水平的提高。哪个是原因，哪个是结果，很难说清，但至少可以肯定一点是，农户家庭的经济收入是促使农地流转的最直接的驱动力。 （三）土地资源条件对农地流转行为的影响分析
土地资源中人均农地面积和农地破碎度等因子都对农地流转的行为产生不同程度的影响。人均农地面积（X6）因子和农地破碎度（X7）因子均对流出模型和流出流入模型有显著影响。说明农地的破碎化程度更多的是促进农户流出而不是流入。人均农地面积（X6）因子在三种模型中的作用都是正向的，说明家庭拥有的人均农地面积越大，越有可能将农地流出。农地破碎度（X7）因子对农地流入的影响为显著的负向作用，表明面积越小、地块越破碎的农地往往不易被农地流入户接受。
（四）农民认知对农地流转行为的影响分析
政府增加农业补贴是否会促进农地流转的认知（X8）在流出模型中的回归系数不高，而在流入模型和流出流入模型中分别达到了1.676和0.967。这意味着本来要流出的农户不会因为政府增加补贴就多流出，不受政府补贴的影响，但是在流入模型中，农户会因为有政府补贴的存在而多流入农地，农业补贴对农户流入的决策会起作用。在流出流入模型中表现1%水平的显著性，这说明政府增加农业补贴会在一定程度上促进农地流转。
流转过程中签署书面协议（X9）因子在流出模型中回归系数为4.762，且对流出模型和流入模型的影响都很显著。这说明土地流转合同或者是相关的书面协议会让农户们有安全感。
政府监管（X10）因子在流出模型中回归系数为5.246，但是在流入模型中效果不显著。这表明农户在有政府监管的情况下更愿意流出土地，因为流出的对象不仅有亲戚朋友还有专业大户等；而在流入的时候，流入的对象主要是亲戚朋友，政府监管的影响就显得不那么显著。
四、结论与建议
综上研究表明，农户农地流转行为受家庭特征、家庭经济、土地资源条件和农户对流转的认知等多方面因素的影响，但是不同因素的作用方向及影响程度不一。
从家庭特征来看，户主文化水平对农地流转产生极大的正向影响，应该加强对户主的教育力度，改变其陈旧的观念。除此之外，应该积极引导农民进城务工，加快农地流转，提高土地利用效率和效益。
从家庭经济角度看，对农户农地流转行为影响最大的是非农收入比重。在经济发达地区，二、三产业的就业机会多，农民家庭所得非农收入比重越大。这样就会造成农户对土地的依赖减少，会更愿意将农地流转出去，从而盘活闲置农地进入市场流转。这就要求大力发展第二、三产业，为农户创造更多的非农就业的机会，吸引农村剩余劳动力转移；大力发展乡镇企业，鼓励农民进城经商务工，促进农地流转。
从土地资源条件看，面积越小、地块越破碎的农地在流转中越不受欢迎。农地的破碎不仅影响机械化耕种还会因为田埂的存在而浪费宝贵的土地资源。这就要求尽量避免人为的农地破碎化，使之便于规模机械经营，推动农地流转。
从农户认知角度看，农民对流转的观念比较保守。虽然流转过程中会签署书面协议，但是仍存在形式不规范或条款不完整等弊端，必须确保协议或合同能有效明确流转双方的权利义务。政府监管、服务没到位。应该更新农民大众关于农地流转的观念；完善相关的流转合同协议规定；最重要的是发挥政府服务功能，提供农地流转双边信息，让农户处于信息充足的情况下，这样可以为转让方和受让方提供良好的交易平台，避免一些不必要纠纷的产生。
参考文献：
[1]杜文星，黄贤金.区域农户农地流转意愿差异及其驱动力研究——以上海市、南京市、泰州市、扬州市农户调查为例[J].资源科学，2005（06）.
[2]卢纹岱.SPSS for Windows 统计分析（第3版）[M].北京：电子工业出版社，2006.
[3]钟太洋，黄贤金，孔苹.农地产权与农户土地租赁意愿研究[J].中国土地科学，2005（01）.
*本项目获得首都经济贸易大学研究生科技创新项目资助，本文是该项目成果之一。
（作者单位：首都经济贸易大学城市经济与公共管理学院）