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摘要：农地流转的本质是实现农地规模化经营，从而达到高效合理利用土地资源的目的。盘活农地资源，成为推动农地流转的关键一步。以索托的正规权属制度效应理论为基础，对山西晋城市9个村进行了实证分析，运用二项logistic回归模型研究了农户流转农地意愿的影响因素与该理论下各效应之间的关系。研究结果表明，该理论下效应二与效应五内，影响农户流出农地意愿的影响因素进入了回归方程，最后经分析得出结论并提出相关政策建议。
关键词：流转意愿，影响因素，正规权属制度，效应，logistic回归
中图分类号：F301.1 文献标识码：B
文章编号：1001-9138-（2017）10-0038-47 收稿日期：2017-08-29
1 前言
目前，我國农村农地资源撂荒、低效利用的现象普遍存在，尤其在农村劳动力不断转移的过程中，此现象更为普遍。农地流转可有效改善农地资源的配置效率（罗必良），然而相关制度的改革还无法满足农地流转的需求。因此，以一套正规的权属制度来检验，影响农地流转意愿的影响因素，从而发现现有制度供给的不足之处，可以加快制度完善，从而推动农地的流转。
山西省位于我国中部，经济发展滞后于沿海地区，其农地流转工作开展时间晚，流转规模较小、流转不充分使得集约经营土地受到限制。国家统计局对位于晋东南地区的晋城市调查发现其粮食产量呈一定的下降态势，客观上当地农业劳动力也在逐步转移，具备农地流转的现实条件，但未实现充分的农地流转。因此，选取晋城市农村为研究区域进行实证研究，有利于在农地流转初期做好制度供给，有步骤地引导农户流出农地，有效推动农地流转。
2 理论介绍
著名秘鲁经济学家——赫尔南多·德·索托以所有权制度未覆盖的领域为观察视角，认为第三世界国家和前资本主义国家之所以贫穷，是因为他们缺少将资产转化为资本的正规所有权制度，正规所有权制度将资产纳入其内，可自由流动，经过市场的运转，最终实现资产的价值转化，实现资产与其他生产要素的合理配置，提升资产的利用效率与价值。实现这一过程的关键在于正规所有权制度的六个效应：（1）资产有价值的经济特性被描述和记录；（2）信息和规章由分散变为统一；（3）建立责任和信用体系；（4）增强资产的可交换性；（5）建立人际网络关系；（6）保护交易，侧重于交易行为中的信任体系。
农地流转也是实现农村土地资产化的过程，而这个过程关键在于隐藏在所有权制度中的法律、法规、条例和机制对资产的流动及转化产生效应。需要明确的是，我国农地流转主要指农地使用权的流转（吴玲，2007），本文的农地权属指农地所有权权利束下的使用权及其他权能。因此，基于我国的土地集体所有或国家所有的制度背景，本文将索托理论称为“正规权属制度效应理论”。
3 问卷与访谈设计及样本数据来源
3.1 问卷与访谈设计
根据正规权属制度效应理论的六个效应及既有文献对农户流转农地意愿影响因素的研究，本研究设计的问卷分为：（1）农地产权情况调查；（2）农地流转情况调查；（3）农户对农地流转中各级组织评价情况。其中，调查问题包含农地经营基本状况，农户对政策的了解，农户涉及农地流转的中间服务组织的评价；访谈分为村干部访谈和农户访谈量部分内容。
3.2 样本数据来源
基于作者对晋城市农地经营及农地流转实际情况的了解及数据获取的便利性，本研究选取晋城市巴公镇9个农村为研究区域，以发放问卷与访谈相结合的方式搜集资料，见图1。问卷发放数量100份，收回96份，其中问卷有效率92%；访谈了9个村的村干部和随机访谈了当地农户，搜集到了村内整体农地经营情况及农户经营情况的资料。
4 农地承包经营权及农地经营情况
问卷调查显示，有45.7%的农户表示认为自家农地有明确的产权记录，而23.9%认为自家农地没有明确的产权记录，30.4%的人表示自己不清楚自家农地是否有明确的产权记录。综合来看，超过一半的农户认为自家农地无清晰的产权记录。
通过各村干部访谈了解到最近一次村内大规模调整土地的年限，除有1个村最近一次调整土地距今只有5年，其余8个村最近一次调整土地均在10年以前，9个村中有6个村最近一次调整土地距今18-21年。
为了解普通农户，通过与农户访谈对农地的经营现状了解到，以小麦种植为例，该农户经营有3亩小麦地，每年每亩地的肥料投入为50元，犁地的机械投入为150元，收割的机械投入为50元，种子投入为50元；每年在时间上的付出情况分别为，收割需要3天左右的时间，除草需要近20天的时间，播撒肥料需要1天时间，小麦的晾晒至少需要15天左右的时间；整个过程至少需要投入两个成年劳动力。在这样的综合投入下，除年景最好曾达到亩产量625斤外，一般年景下亩均产量为500斤，以当地面粉市场价每斤1.5元计算，亩均小麦收入750元，不考虑劳动力的投入，扣除亩均资本投入的300元，可以得出每亩小麦净收入为450元，即使加上政府每年给农户的每亩130元的农业种植补贴，相比于以面粉价格为租金将农地流转出去，可大大降低农户的机会成本，以从事其他工作来增加收入，因此流转出去农地更为划算。
5 模型分析
5.1 变量选取
首先是因变量的选取。根据访谈中对农户意愿的了解情况，认为问卷中“是否认为种地不划算”这一问题，最能表达农户流出农地的意愿的情况，因此选取该问题为研究的目标变量，答案为“是”表明愿意流出农地，答案为“否”表明不愿意流出农地。
然后是自变量的选取。依据正规权属制度效应理论：
效应一——确定资产的经济潜能。它对资产描述和记录的过程中，将资产物理特性之外的，具有经济和社会价值的潜在特征提取并固定下来。据此，将与农地属性的记录、提取、明晰化相关的变量归属于该效应下。 效应二——将分散的信息纳入一种制度。被记录下的资产信息琐碎、分散且杂乱，这样的信息，经过合理的整合和规划，形成一种标准化的体系，克服了地方性的规章制度之间的差异性，使资产易于评估，便于资产流动中的交流，打破了资产扩大范围流动过程中带来的屏障。以此为依据，问卷中与实现农地流转价格等信息达成共识的变量归属于该效应下。
效应三——建立责任和信用体系。正规的权属制度使资产从个人化、地方化的背景下，转移到了国家层面的制度内，改变了依邻里关系、地方性协议保护的风险和限制，同时对资产权利主体产生了履行义务的强制性约束力量，达到了为资产流动建立责任与信用保障的作用。所以，问卷中与农地流转相关的政策保障、农户对当地政府角色、行为评价等变量归属于该效应下。
效应四——使资产具有可交换性。正规的权属制度将资产按照标准化的归类方式加以描述，使得资产的相似性与差异性便于辨别，使相同或不同的资产的组合便于实现，对资产通过结构配置的调整提高使用效率、提升资产价值发挥了重要的作用。农地作为社会生产经营活动中一项重要的生产要素（张笑寒，2003），该效应在农地流转中，具体表现为农地的规模化问题、农地与劳动力要素的结合问题、农地与资本要素的结合问题的变量归属于该效应。
效应五——建立人际网络关系。正规的权属制度不仅仅是代表资产的契约和文件，它是资产的合理配置得以实现的同时，也使资产的权属主体之间产生了联系，从而形成了与一张资产体系平行的、由资产主体之间联接成的网络，即正规的权属制度在将资产价值固定下来的同时，也提高和巩固了资产权属主体的地位，以此激励了在这张网络上的各个资产主体，通过相互之间的联接与合作，从而创造出价值的行为。因此，在农地流转中，体现农户对农地资源利用行为的积极性、能体现使得流转农地的农户之间产生联接的变量，归属于该效应下。
效应六——保护交易。正规的权属制度可以形成一张网络的重要原因在于，全部的权属记录可以在任何时间、场合都可以被查寻，并且受到保护。一方面，公共记录系统在实现这种功能，另一方面，公共记录系统以外的服务部门也为参与资产流动的主体提供着确认、变更、查询资产信息的服务。这样的服务体系，在参与资产流动的主体之间建立起了信任体系。而这种信任体系，降低了资产流转行为发生过程中的成本，促进了资产的流动。在农地流转中，体现信任体系构建的变量划分到该效应下。
需要说明的是，由于变量顺序是按照其在问卷中出现的先后次序排列的，所以分类后，变量顺序产生了变化。分类结果在表1中显示。
5.2 二项logistic回归模型分析
Logistic二元回归模型主要用于因变量为二分类变量，即“是”或“否”，在模型分析中定义“是否认为种地不划算”为因变量Y，取值为0=“否”，1=“是”，进入归类表中的解释变量为X，分别为X1、X2…Xn。
用P1、P2分别表示“是”和“否”的概率，用X1、X2…Xn分别表示影响因素，由此形成Logistic回归方程：
Y=Ln（P1/P2）=β0+β1X1+β2X2+…+βnXn
式中：Xi分别表示各个解释变量，βi表示影响因子的回归系数，n为影响因素编号，β0为常数项。
除因变量必须是二分且其二分结果互斥之外，该模型一般要求样本量是解释变量的15-20倍，而本文的数据符合该条件。
首先用spss软件进行各自变量与因变量相关分析，剔除与因变量不相关的自变量，见表2。
Pearson相关系数是当两个变量是近似正态分布时所使用的双变量的参数统计量，Spearman相关系数是Pearson相关系数的非参数等价形式，当数据为定序变量或者当变量明显未被皮尔逊相关假设时，可以选择使用该统计量。当有一个变量或者两个变量都服从正态分布时，也可以使用Spearman相关（章文波、陈红艳，2006）。因此，本文直接选择Spearman相关系数来度量变量之间的相关关系。通过Spearman相关性检验的有变量X3、X11、X24、X33。
为排除进入方程的变量存在多重共线性的问题，因此现对相关分析选取的变量进行共线性诊断，诊断结果为表3。
表3中各解释变量之间的二元相关系数绝对值均小于0.5，说明各自变量之间不存在多重共线性问题，以上4个自变量均可以进入回归模型。
将这4个自变量均导入Logistic二元回归模型中，选取5%的统计显著性水平，将模型中的自变量利用向前条件进入的方法进行似然比检验。
Hosmer和Lemeshow检验表显示，自由度为6，P值为0.517大于0.05，卡方值为7.181。小于临界值14.067，说明该模型可以较好地对整体进行拟合。Hosmer和Lemeshow检验的随机性表中，观测值和期望值相接近，差异不大，说明该模型对整体的拟合效果比较理想。在无缺失值的情况下，通过负2对数似然值101.635，也可以判断出该模型拟合效果较好。模型结果总体项预测率为65.2%，合格。变量进入方程通过逐步向前筛选的方式，经过3次迭代，最终拟合的结果在表4显示。
从表4中可以看出，在4个解释变量中，变量X11和X33的P值均小于0.05，说明进入方程的这两个解释变量对被解释变量的影响显著。变量X3的P值为0.182，经过哑变量处理的变量X24的P值均大于0.05，没有通过显著性检验，说明这两个变量与解释变量之间只存在相关关系而因果关系并不显著。从各变量归属的正规权属制度的效应类别的角度来看，这两个变量分别归属于效应二和效应五。
效应二：将分散的信息纳入一种制度
变量X33（当地政府在提供农地流转指导价方面做的如何）的第一个选项做为参照分类，各分类对被解释变量的的P值均小于0.05，说明各个选项对农户流出农地的意愿的影响显著。由于的回归系数为正值，说明随著变量X33的取值对农户流出农地的意愿有正向的影响，而各个分类的系数的大小不一，表明各个分类对被解释变量影响程度的大小不同。该变量归类于正规权属制度的第二个效应——将分散的信息纳入一种制度，该效应表明，正规权属制度为资产提供了一套统一的衡量标准，使得资产易于评估，从而促进资产的流动，对于研究区域而言，表明农地流转的价格越明确，农户流出农地的意愿越强烈，越能对农地流转起到推动作用。 效应五：建立人际网络关系
变量X11（自家农地条件不好）在回归方程中的系数为正值，表示农户其承包经营的农地评价越差，其流出农地的意愿越强烈。在实地调研中，通过访谈了解到，农户对农地的评价，仅仅以农地的种植主要粮食作物（即小麦）的产量及地块形状的规则程度作为评价标准，可见农户对农地利用方式及农地属性的认识是比较狭隘的，这也导致了农户对农地利用的积极性比较差，调整农地与其他资源的结构配置的主动性很弱，主动寻找流入农地的对象，实现农地流转的动力不足。尽管农户流出农地的意愿增强，但是却不发生流出行为，农地无法被农户充分利用，更无法流出由其他权利主体的使用来实现其资源价值。正规权属制度在为纳入其内部的资产建立起资产之间相互关联的网络，同时也建立起了一张与资产体系平行的、由资产主体之间联接成的网络。然而，由于农户对农地各方面属性的认识不到位，使得农户对农地的评价低，产生了愿意放弃承包经营权，实际上在发生流出农地行为方面却动力不足，即农户对未被纳入正规权属制度的农地认识不到位，主动寻找流入主体建立权属主体网络动力不足。
6 研究结论
结合上述对农地流出意愿影响因素的分析，得出以下结论：
第一，研究区域内农户对农地的认识主要侧重于农地作为生产资料的属性，而对农地的其他方面具有经济价值的属性认识不足，具体表现为对农地的利用程度降低，将农地流转实现农地资产化的行为动力不足，进而表现为农户流出农地的意愿与属于正规权属制度下第一个效应（资产有价值的经济特性被描述和记录）的影响因素无相关性关系，也无因果关系，这说明就目前而言，农地权属意识在农户的认知层面还未形成，农户对农地作为一项资产的经济属性的认识还有欠缺。
第二，农地流转价格清晰化对农户流出农地的意愿具有增强作用，该因素与农户流出农地意愿之间，既存在相关关系也存在因果关系，该影响因素归属于正规权属制度的第二个效应（信息和规章由分散变为统一），说明农业用地价格评估体系的建立健全对我国农地权属制度的完善非常重要，在促进农地流转方面将起到正向的推动作用。
第三，农地流出后，是否保证农业用途不改变，与农户流出农地的意愿有显著的相关关系，这说明农户对农地的社会保障作用的依赖性依然存在，因此，农地流转中尊重农户主体保护农地农业用途的意愿，从而提高农户对政策的信任度，这对增强农户流出农地的意愿是有作用的；此外，农户是否认为农地产权记录明确能减少其流出农地的顾虑与否与农户流出农地的意愿也存在相关关系，表明农户对农地权属记录的法律保障的认可与否，与农户流出农地的意愿有关系。这两个解释变量均属于正规权属制度下的第三个效应（建立责任和信用体系），但该效应下的变量，与农户流出农地的意愿之间仅仅存在相关关系，并不存在因果关系，说明在研究区域内农地流转处于初步阶段的背景下，尤其是在农户对于农地流转还处于初步的认识阶段，还没有实际的流转经验的背景下，政策法规在农地流转方面形成的责任和信用体系还未对农户流出农地的行为产生实际的影响，即研究区域内的流转现状，恰当地解释了正规权属制度下第三个效应内的变量与农户流出农地意愿之间只存在相关关系但不存在因果关系的分析结果。
第四，农户流出农地的意愿与正规权属制度下的第四个效应（实现资产的可交换性）下的变量对农地流转的作用是通过农地流转实现农地与其他生产要素优化配置，从而提高农地的利用效率。而经分析，该效应下的解釋变量与农户的农地流出意愿之间既不存在显著的相关关系，也不存在因果关系。在研究区域内完善的农地权属制度尚未形成，但不能根据分析结果简单地认为正规权属制度的第四个效应对研究区域内农户流出农地的意愿没有影响。可以说明的是，在研究区域内，农地资产的可交换性还未对农户流出农地的意愿产生作用。同理，正规权属制度的第六个效应（保护交易，侧重于交易行为中的信任体系）内的解释变量与农户流出农地意愿之间不存在相关关系与因果关系的分析结果，也表明农地流转中交易行为的安全性，还未对农户流出农地的意愿产生影响。
第五，农户对自己农地的评价与农户流出农地的意愿之间既存在相关关系又存在因果关系。根据访谈了解到，农户对自己种植的农地的评价，仅仅局限于农户在进行农业种植方面的情况作为对农地的评价标准，而对农地流入方对农地条件的要求不了解，即农户在农地流转方面的交流范围狭窄，未能通过扩大农地权属主体间交流范围的方式，对农地的条件进行多方面的了解与认识。正规权属制度的第五个效应（建立人际网络关系）是指，在资产网络的基础上，权属主体的关系网络能同步建立起来，从而扩大资产的交流范围，进而推动资产价值的实现。因此，在研究区域内，需要通过构建农地权属信息网络，带动农地流出方与农地流入方的联系，从而推动农地流转。
结果表明，以索托正规权属制度效应理论为理论基础，在研究区域内一套完整的权属制度还未形成且当地农地流转还处于初步阶段的背景下，在正规权属的制度实现资产资本化的六个效应中，只有效应二（将分散的信息纳入一种制度）和效应五（建立人际网络关系）内的解释变量，对农户的农地流出意愿有影响。而关于农地权属最基本的问题的效应一（确定资产的经济潜能）、保证农地流转主体履行义务诚信交易的效应三（建立责任和信用体系）、促进农地要素与其他生产要素的配置的效应四（使资产具有可交换性）及降低农地流转交易行为的不安全性相关的效应六（保护交易），在研究区域内未表现出与农户流出意愿之间存在显著的相关关系，也不存在因果关系。
因此，就研究区域得出的结论为，当地影响农户流出农地的主要影响因素还未上升到农地权属制度的层面。
7 对策建议
根据上述研究，总体而言，在当地农地权属制度建设情况的现实背景下，从农户的角度而言，其对农地流转相关政策法规的了解还有待加深，农户对农地功能的认知还需要提高；从当地政府的角度而言，政府需要增加农地相关政策法规的宣传力度，在农地流转相关政策的执行中，需要注意目前农户的认知水平，尊重农户的主体意愿，增强农户对政府行为的信任。 最重要的是，在目前我国仍未形成成熟的农地权属制度的现状下，政策与法律应提供与正规权属制度效应同等作用的机制，助推农地流转，盘活农村庞大的农业用地资源财产，进一业步实现农业用地价值提升。我國的权属制度，尤其是农地权属制度的建立还需要进一步推进，各方面的配套工作应同步进行。推动农地流转，既需要提高农户对农地多方面属性的认识，增加农户对农地流转相关政策的了解，增强农户对农地权利的理解，同时也需要在农地流转还未严重触及制度供给问题的现实情况下，加快推进农地权属的制度建设。
首先，在明确土地权属基础上建立起土地权属制度并创造出相应机制，通过这种机制实现土地资产的流动和资本转化。简而言之，在加快完成土地登记制度的同时，更需要将土地权属在法律和经济制度上加以确认和完善，需要进一步对农地信息做整合性的处理，制定明晰的农地作为“物”与“资产”的价值评估标准，完善农地评估体系，使农地的价值易于量化。
其次，法律和经济制度上对土地权属的确认、对土地权利主体地位的巩固，不是远离社会土壤的空想设计，而是从现实情形中，了解农户的流转意愿及其在农地流转中所遵循的社会契约，做好目前我国农村既有农地流转契约与法律和经济制度的衔接。只有这样，才能实现权属制度的逐步完整化、正规化；才能使权属制度在推动农地流转中提高土地利用效率；才能在激活农村僵化的农地资产等方面，真正发挥其效应。
再次，要做好我国农村既有农地流转契约与法律和经济制度的衔接，不仅需要紧密联系我国农村农地流转的现实情况，更需要加强农地相关政策法规的宣传工作，增进农户对农地政策的了解，强化农民对农地财产属性的认识，增强农民对农地权属的认识，整体提升农民素质。
最后，为农地在合法范围内自由流通搭建平台，促进农地流转渠道的通畅；提供法律援助与政策咨询，降低农地流转风险，确保农地流转稳步推进和发展。
参考文献：
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6.王萌萌 宋戈 黄善林 聂学海 刘璐璐 徐四桂.基于农户调查的江汉平原地区农村土.地流转意愿研究及影响因素分析.水土保持研究.2016.04
作者简介：
蔡文杰，华中科技大学公共管理学院讲师。
赵娅云，华中科技大学公共管理学院土地资源管理专业研究生。
赵娅丽，江苏师范大学哲学与公共管理学院三年级本科生。
基金项目：
基金项目编号：15YJCZH004。
关键词：流转意愿，影响因素，正规权属制度，效应，logistic回归
中图分类号：F301.1 文献标识码：B
文章编号：1001-9138-（2017）10-0038-47 收稿日期：2017-08-29
1 前言
目前，我國农村农地资源撂荒、低效利用的现象普遍存在，尤其在农村劳动力不断转移的过程中，此现象更为普遍。农地流转可有效改善农地资源的配置效率（罗必良），然而相关制度的改革还无法满足农地流转的需求。因此，以一套正规的权属制度来检验，影响农地流转意愿的影响因素，从而发现现有制度供给的不足之处，可以加快制度完善，从而推动农地的流转。
山西省位于我国中部，经济发展滞后于沿海地区，其农地流转工作开展时间晚，流转规模较小、流转不充分使得集约经营土地受到限制。国家统计局对位于晋东南地区的晋城市调查发现其粮食产量呈一定的下降态势，客观上当地农业劳动力也在逐步转移，具备农地流转的现实条件，但未实现充分的农地流转。因此，选取晋城市农村为研究区域进行实证研究，有利于在农地流转初期做好制度供给，有步骤地引导农户流出农地，有效推动农地流转。
2 理论介绍
著名秘鲁经济学家——赫尔南多·德·索托以所有权制度未覆盖的领域为观察视角，认为第三世界国家和前资本主义国家之所以贫穷，是因为他们缺少将资产转化为资本的正规所有权制度，正规所有权制度将资产纳入其内，可自由流动，经过市场的运转，最终实现资产的价值转化，实现资产与其他生产要素的合理配置，提升资产的利用效率与价值。实现这一过程的关键在于正规所有权制度的六个效应：（1）资产有价值的经济特性被描述和记录；（2）信息和规章由分散变为统一；（3）建立责任和信用体系；（4）增强资产的可交换性；（5）建立人际网络关系；（6）保护交易，侧重于交易行为中的信任体系。
农地流转也是实现农村土地资产化的过程，而这个过程关键在于隐藏在所有权制度中的法律、法规、条例和机制对资产的流动及转化产生效应。需要明确的是，我国农地流转主要指农地使用权的流转（吴玲，2007），本文的农地权属指农地所有权权利束下的使用权及其他权能。因此，基于我国的土地集体所有或国家所有的制度背景，本文将索托理论称为“正规权属制度效应理论”。
3 问卷与访谈设计及样本数据来源
3.1 问卷与访谈设计
根据正规权属制度效应理论的六个效应及既有文献对农户流转农地意愿影响因素的研究，本研究设计的问卷分为：（1）农地产权情况调查；（2）农地流转情况调查；（3）农户对农地流转中各级组织评价情况。其中，调查问题包含农地经营基本状况，农户对政策的了解，农户涉及农地流转的中间服务组织的评价；访谈分为村干部访谈和农户访谈量部分内容。
3.2 样本数据来源
基于作者对晋城市农地经营及农地流转实际情况的了解及数据获取的便利性，本研究选取晋城市巴公镇9个农村为研究区域，以发放问卷与访谈相结合的方式搜集资料，见图1。问卷发放数量100份，收回96份，其中问卷有效率92%；访谈了9个村的村干部和随机访谈了当地农户，搜集到了村内整体农地经营情况及农户经营情况的资料。
4 农地承包经营权及农地经营情况
问卷调查显示，有45.7%的农户表示认为自家农地有明确的产权记录，而23.9%认为自家农地没有明确的产权记录，30.4%的人表示自己不清楚自家农地是否有明确的产权记录。综合来看，超过一半的农户认为自家农地无清晰的产权记录。
通过各村干部访谈了解到最近一次村内大规模调整土地的年限，除有1个村最近一次调整土地距今只有5年，其余8个村最近一次调整土地均在10年以前，9个村中有6个村最近一次调整土地距今18-21年。
为了解普通农户，通过与农户访谈对农地的经营现状了解到，以小麦种植为例，该农户经营有3亩小麦地，每年每亩地的肥料投入为50元，犁地的机械投入为150元，收割的机械投入为50元，种子投入为50元；每年在时间上的付出情况分别为，收割需要3天左右的时间，除草需要近20天的时间，播撒肥料需要1天时间，小麦的晾晒至少需要15天左右的时间；整个过程至少需要投入两个成年劳动力。在这样的综合投入下，除年景最好曾达到亩产量625斤外，一般年景下亩均产量为500斤，以当地面粉市场价每斤1.5元计算，亩均小麦收入750元，不考虑劳动力的投入，扣除亩均资本投入的300元，可以得出每亩小麦净收入为450元，即使加上政府每年给农户的每亩130元的农业种植补贴，相比于以面粉价格为租金将农地流转出去，可大大降低农户的机会成本，以从事其他工作来增加收入，因此流转出去农地更为划算。
5 模型分析
5.1 变量选取
首先是因变量的选取。根据访谈中对农户意愿的了解情况，认为问卷中“是否认为种地不划算”这一问题，最能表达农户流出农地的意愿的情况，因此选取该问题为研究的目标变量，答案为“是”表明愿意流出农地，答案为“否”表明不愿意流出农地。
然后是自变量的选取。依据正规权属制度效应理论：
效应一——确定资产的经济潜能。它对资产描述和记录的过程中，将资产物理特性之外的，具有经济和社会价值的潜在特征提取并固定下来。据此，将与农地属性的记录、提取、明晰化相关的变量归属于该效应下。 效应二——将分散的信息纳入一种制度。被记录下的资产信息琐碎、分散且杂乱，这样的信息，经过合理的整合和规划，形成一种标准化的体系，克服了地方性的规章制度之间的差异性，使资产易于评估，便于资产流动中的交流，打破了资产扩大范围流动过程中带来的屏障。以此为依据，问卷中与实现农地流转价格等信息达成共识的变量归属于该效应下。
效应三——建立责任和信用体系。正规的权属制度使资产从个人化、地方化的背景下，转移到了国家层面的制度内，改变了依邻里关系、地方性协议保护的风险和限制，同时对资产权利主体产生了履行义务的强制性约束力量，达到了为资产流动建立责任与信用保障的作用。所以，问卷中与农地流转相关的政策保障、农户对当地政府角色、行为评价等变量归属于该效应下。
效应四——使资产具有可交换性。正规的权属制度将资产按照标准化的归类方式加以描述，使得资产的相似性与差异性便于辨别，使相同或不同的资产的组合便于实现，对资产通过结构配置的调整提高使用效率、提升资产价值发挥了重要的作用。农地作为社会生产经营活动中一项重要的生产要素（张笑寒，2003），该效应在农地流转中，具体表现为农地的规模化问题、农地与劳动力要素的结合问题、农地与资本要素的结合问题的变量归属于该效应。
效应五——建立人际网络关系。正规的权属制度不仅仅是代表资产的契约和文件，它是资产的合理配置得以实现的同时，也使资产的权属主体之间产生了联系，从而形成了与一张资产体系平行的、由资产主体之间联接成的网络，即正规的权属制度在将资产价值固定下来的同时，也提高和巩固了资产权属主体的地位，以此激励了在这张网络上的各个资产主体，通过相互之间的联接与合作，从而创造出价值的行为。因此，在农地流转中，体现农户对农地资源利用行为的积极性、能体现使得流转农地的农户之间产生联接的变量，归属于该效应下。
效应六——保护交易。正规的权属制度可以形成一张网络的重要原因在于，全部的权属记录可以在任何时间、场合都可以被查寻，并且受到保护。一方面，公共记录系统在实现这种功能，另一方面，公共记录系统以外的服务部门也为参与资产流动的主体提供着确认、变更、查询资产信息的服务。这样的服务体系，在参与资产流动的主体之间建立起了信任体系。而这种信任体系，降低了资产流转行为发生过程中的成本，促进了资产的流动。在农地流转中，体现信任体系构建的变量划分到该效应下。
需要说明的是，由于变量顺序是按照其在问卷中出现的先后次序排列的，所以分类后，变量顺序产生了变化。分类结果在表1中显示。
5.2 二项logistic回归模型分析
Logistic二元回归模型主要用于因变量为二分类变量，即“是”或“否”，在模型分析中定义“是否认为种地不划算”为因变量Y，取值为0=“否”，1=“是”，进入归类表中的解释变量为X，分别为X1、X2…Xn。
用P1、P2分别表示“是”和“否”的概率，用X1、X2…Xn分别表示影响因素，由此形成Logistic回归方程：
Y=Ln（P1/P2）=β0+β1X1+β2X2+…+βnXn
式中：Xi分别表示各个解释变量，βi表示影响因子的回归系数，n为影响因素编号，β0为常数项。
除因变量必须是二分且其二分结果互斥之外，该模型一般要求样本量是解释变量的15-20倍，而本文的数据符合该条件。
首先用spss软件进行各自变量与因变量相关分析，剔除与因变量不相关的自变量，见表2。
Pearson相关系数是当两个变量是近似正态分布时所使用的双变量的参数统计量，Spearman相关系数是Pearson相关系数的非参数等价形式，当数据为定序变量或者当变量明显未被皮尔逊相关假设时，可以选择使用该统计量。当有一个变量或者两个变量都服从正态分布时，也可以使用Spearman相关（章文波、陈红艳，2006）。因此，本文直接选择Spearman相关系数来度量变量之间的相关关系。通过Spearman相关性检验的有变量X3、X11、X24、X33。
为排除进入方程的变量存在多重共线性的问题，因此现对相关分析选取的变量进行共线性诊断，诊断结果为表3。
表3中各解释变量之间的二元相关系数绝对值均小于0.5，说明各自变量之间不存在多重共线性问题，以上4个自变量均可以进入回归模型。
将这4个自变量均导入Logistic二元回归模型中，选取5%的统计显著性水平，将模型中的自变量利用向前条件进入的方法进行似然比检验。
Hosmer和Lemeshow检验表显示，自由度为6，P值为0.517大于0.05，卡方值为7.181。小于临界值14.067，说明该模型可以较好地对整体进行拟合。Hosmer和Lemeshow检验的随机性表中，观测值和期望值相接近，差异不大，说明该模型对整体的拟合效果比较理想。在无缺失值的情况下，通过负2对数似然值101.635，也可以判断出该模型拟合效果较好。模型结果总体项预测率为65.2%，合格。变量进入方程通过逐步向前筛选的方式，经过3次迭代，最终拟合的结果在表4显示。
从表4中可以看出，在4个解释变量中，变量X11和X33的P值均小于0.05，说明进入方程的这两个解释变量对被解释变量的影响显著。变量X3的P值为0.182，经过哑变量处理的变量X24的P值均大于0.05，没有通过显著性检验，说明这两个变量与解释变量之间只存在相关关系而因果关系并不显著。从各变量归属的正规权属制度的效应类别的角度来看，这两个变量分别归属于效应二和效应五。
效应二：将分散的信息纳入一种制度
变量X33（当地政府在提供农地流转指导价方面做的如何）的第一个选项做为参照分类，各分类对被解释变量的的P值均小于0.05，说明各个选项对农户流出农地的意愿的影响显著。由于的回归系数为正值，说明随著变量X33的取值对农户流出农地的意愿有正向的影响，而各个分类的系数的大小不一，表明各个分类对被解释变量影响程度的大小不同。该变量归类于正规权属制度的第二个效应——将分散的信息纳入一种制度，该效应表明，正规权属制度为资产提供了一套统一的衡量标准，使得资产易于评估，从而促进资产的流动，对于研究区域而言，表明农地流转的价格越明确，农户流出农地的意愿越强烈，越能对农地流转起到推动作用。 效应五：建立人际网络关系
变量X11（自家农地条件不好）在回归方程中的系数为正值，表示农户其承包经营的农地评价越差，其流出农地的意愿越强烈。在实地调研中，通过访谈了解到，农户对农地的评价，仅仅以农地的种植主要粮食作物（即小麦）的产量及地块形状的规则程度作为评价标准，可见农户对农地利用方式及农地属性的认识是比较狭隘的，这也导致了农户对农地利用的积极性比较差，调整农地与其他资源的结构配置的主动性很弱，主动寻找流入农地的对象，实现农地流转的动力不足。尽管农户流出农地的意愿增强，但是却不发生流出行为，农地无法被农户充分利用，更无法流出由其他权利主体的使用来实现其资源价值。正规权属制度在为纳入其内部的资产建立起资产之间相互关联的网络，同时也建立起了一张与资产体系平行的、由资产主体之间联接成的网络。然而，由于农户对农地各方面属性的认识不到位，使得农户对农地的评价低，产生了愿意放弃承包经营权，实际上在发生流出农地行为方面却动力不足，即农户对未被纳入正规权属制度的农地认识不到位，主动寻找流入主体建立权属主体网络动力不足。
6 研究结论
结合上述对农地流出意愿影响因素的分析，得出以下结论：
第一，研究区域内农户对农地的认识主要侧重于农地作为生产资料的属性，而对农地的其他方面具有经济价值的属性认识不足，具体表现为对农地的利用程度降低，将农地流转实现农地资产化的行为动力不足，进而表现为农户流出农地的意愿与属于正规权属制度下第一个效应（资产有价值的经济特性被描述和记录）的影响因素无相关性关系，也无因果关系，这说明就目前而言，农地权属意识在农户的认知层面还未形成，农户对农地作为一项资产的经济属性的认识还有欠缺。
第二，农地流转价格清晰化对农户流出农地的意愿具有增强作用，该因素与农户流出农地意愿之间，既存在相关关系也存在因果关系，该影响因素归属于正规权属制度的第二个效应（信息和规章由分散变为统一），说明农业用地价格评估体系的建立健全对我国农地权属制度的完善非常重要，在促进农地流转方面将起到正向的推动作用。
第三，农地流出后，是否保证农业用途不改变，与农户流出农地的意愿有显著的相关关系，这说明农户对农地的社会保障作用的依赖性依然存在，因此，农地流转中尊重农户主体保护农地农业用途的意愿，从而提高农户对政策的信任度，这对增强农户流出农地的意愿是有作用的；此外，农户是否认为农地产权记录明确能减少其流出农地的顾虑与否与农户流出农地的意愿也存在相关关系，表明农户对农地权属记录的法律保障的认可与否，与农户流出农地的意愿有关系。这两个解释变量均属于正规权属制度下的第三个效应（建立责任和信用体系），但该效应下的变量，与农户流出农地的意愿之间仅仅存在相关关系，并不存在因果关系，说明在研究区域内农地流转处于初步阶段的背景下，尤其是在农户对于农地流转还处于初步的认识阶段，还没有实际的流转经验的背景下，政策法规在农地流转方面形成的责任和信用体系还未对农户流出农地的行为产生实际的影响，即研究区域内的流转现状，恰当地解释了正规权属制度下第三个效应内的变量与农户流出农地意愿之间只存在相关关系但不存在因果关系的分析结果。
第四，农户流出农地的意愿与正规权属制度下的第四个效应（实现资产的可交换性）下的变量对农地流转的作用是通过农地流转实现农地与其他生产要素优化配置，从而提高农地的利用效率。而经分析，该效应下的解釋变量与农户的农地流出意愿之间既不存在显著的相关关系，也不存在因果关系。在研究区域内完善的农地权属制度尚未形成，但不能根据分析结果简单地认为正规权属制度的第四个效应对研究区域内农户流出农地的意愿没有影响。可以说明的是，在研究区域内，农地资产的可交换性还未对农户流出农地的意愿产生作用。同理，正规权属制度的第六个效应（保护交易，侧重于交易行为中的信任体系）内的解释变量与农户流出农地意愿之间不存在相关关系与因果关系的分析结果，也表明农地流转中交易行为的安全性，还未对农户流出农地的意愿产生影响。
第五，农户对自己农地的评价与农户流出农地的意愿之间既存在相关关系又存在因果关系。根据访谈了解到，农户对自己种植的农地的评价，仅仅局限于农户在进行农业种植方面的情况作为对农地的评价标准，而对农地流入方对农地条件的要求不了解，即农户在农地流转方面的交流范围狭窄，未能通过扩大农地权属主体间交流范围的方式，对农地的条件进行多方面的了解与认识。正规权属制度的第五个效应（建立人际网络关系）是指，在资产网络的基础上，权属主体的关系网络能同步建立起来，从而扩大资产的交流范围，进而推动资产价值的实现。因此，在研究区域内，需要通过构建农地权属信息网络，带动农地流出方与农地流入方的联系，从而推动农地流转。
结果表明，以索托正规权属制度效应理论为理论基础，在研究区域内一套完整的权属制度还未形成且当地农地流转还处于初步阶段的背景下，在正规权属的制度实现资产资本化的六个效应中，只有效应二（将分散的信息纳入一种制度）和效应五（建立人际网络关系）内的解释变量，对农户的农地流出意愿有影响。而关于农地权属最基本的问题的效应一（确定资产的经济潜能）、保证农地流转主体履行义务诚信交易的效应三（建立责任和信用体系）、促进农地要素与其他生产要素的配置的效应四（使资产具有可交换性）及降低农地流转交易行为的不安全性相关的效应六（保护交易），在研究区域内未表现出与农户流出意愿之间存在显著的相关关系，也不存在因果关系。
因此，就研究区域得出的结论为，当地影响农户流出农地的主要影响因素还未上升到农地权属制度的层面。
7 对策建议
根据上述研究，总体而言，在当地农地权属制度建设情况的现实背景下，从农户的角度而言，其对农地流转相关政策法规的了解还有待加深，农户对农地功能的认知还需要提高；从当地政府的角度而言，政府需要增加农地相关政策法规的宣传力度，在农地流转相关政策的执行中，需要注意目前农户的认知水平，尊重农户的主体意愿，增强农户对政府行为的信任。 最重要的是，在目前我国仍未形成成熟的农地权属制度的现状下，政策与法律应提供与正规权属制度效应同等作用的机制，助推农地流转，盘活农村庞大的农业用地资源财产，进一业步实现农业用地价值提升。我國的权属制度，尤其是农地权属制度的建立还需要进一步推进，各方面的配套工作应同步进行。推动农地流转，既需要提高农户对农地多方面属性的认识，增加农户对农地流转相关政策的了解，增强农户对农地权利的理解，同时也需要在农地流转还未严重触及制度供给问题的现实情况下，加快推进农地权属的制度建设。
首先，在明确土地权属基础上建立起土地权属制度并创造出相应机制，通过这种机制实现土地资产的流动和资本转化。简而言之，在加快完成土地登记制度的同时，更需要将土地权属在法律和经济制度上加以确认和完善，需要进一步对农地信息做整合性的处理，制定明晰的农地作为“物”与“资产”的价值评估标准，完善农地评估体系，使农地的价值易于量化。
其次，法律和经济制度上对土地权属的确认、对土地权利主体地位的巩固，不是远离社会土壤的空想设计，而是从现实情形中，了解农户的流转意愿及其在农地流转中所遵循的社会契约，做好目前我国农村既有农地流转契约与法律和经济制度的衔接。只有这样，才能实现权属制度的逐步完整化、正规化；才能使权属制度在推动农地流转中提高土地利用效率；才能在激活农村僵化的农地资产等方面，真正发挥其效应。
再次，要做好我国农村既有农地流转契约与法律和经济制度的衔接，不仅需要紧密联系我国农村农地流转的现实情况，更需要加强农地相关政策法规的宣传工作，增进农户对农地政策的了解，强化农民对农地财产属性的认识，增强农民对农地权属的认识，整体提升农民素质。
最后，为农地在合法范围内自由流通搭建平台，促进农地流转渠道的通畅；提供法律援助与政策咨询，降低农地流转风险，确保农地流转稳步推进和发展。
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作者简介：
蔡文杰，华中科技大学公共管理学院讲师。
赵娅云，华中科技大学公共管理学院土地资源管理专业研究生。
赵娅丽，江苏师范大学哲学与公共管理学院三年级本科生。
基金项目：
基金项目编号：15YJCZH004。