农户土地转出意愿影响因素实证研究*——基于洱海流域上游调查分析

耿 飙，潘亚茹，罗良国※，王娜娜，尼雪妹，刘宏斌

(1.中国农业科学院农业环境与可持续发展研究所，北京 100081； 2.中国农业科学院农业资源与区划研究所，北京 100081)

0 引言

家庭联产承包责任制的实施促进了我国农业的快速发展，但进入新世纪之后家庭联产承包责任制的弊端逐渐凸显出来[1]。农户土地规模小且分散，导致农业机械化程度和农药化肥利用率偏低。由此引发的农业生产效益低下，农业面源污染形势严峻。家庭联产承包责任制已无法适应现代化农业发展的需求[2]。随着城市化进程的加快，我国政府开始提出促进土地流转的政策措施[3]。2015年国务院办公厅印发的《关于支持多种形式适度规模经营促进转变农业发展方式的意见》中明确指出“支持农村土地承包经营权的有序流转”。合理的土地流转，有利于农业实现规模化经营，提高农产品的竞争力、农业的生产效益[4]和农村剩余劳动力的转移[5]。土地流转政策实施对于促进农业产业结构调整、拓宽农民增收渠道和加快农村经济发展具有重要作用[6]。

洱海流域地跨大理市和洱源县，位于澜沧江、金沙江和元江三大水系分水岭地带，属澜沧江湄河水系，流域面积达2 565km2[7]。洱海流域凭借着得天独厚的地理条件，为大理州农业特别是种植业的发展提供了良好的自然基础[8-9]。但近几年来，洱海流域的水质不断恶化，对流域的生态环境和居民的生活环境都造成了很大的影响。其中，种植业污染对流域污染的影响较为严重。实地调查发现，洱海流域的种植业以“水稻—大蒜”轮作为主，耕地面积少于0.667hm2的小农(散户)占95%，专业种植合作社经营起步较晚，数量较少。一方面，洱海流域农田小且分散特殊的地理环境，决定了种植业不能机械化大规模生产； 另一方面，许多小规模种植户对土地的眷恋很深，不愿意流转土地，担心土地流转后成为“三失(失地、失业、失去生活来源)”人员[10]，宁愿选择自己粗放式经营或找别人代耕也不愿意放弃土地经营权。最终，在土地规模小且经营分散的种植模式下，农户大量使用化肥，造成土壤养分严重失调； 大量喷洒农药，使滞留在农田中的养分残留遇雨水冲刷流入河海，造成洱海流域水体富营养化。

因此，开展洱海流域地区农户土地流转的研究对于实现大理州的农民增收，农业产业结构调整以及治理洱海流域的面源污染问题具有重要的指导性意义。同时，农户作为土地流转市场主体，农户的行为及意愿对土地流转效率存在实质性影响。研究农户土地流转意愿的影响因素可以更好地了解土地流转的数量、速度以及解决土地流转过程中可能产生的纠纷问题，从而更好地健全完善农户土地流转市场。

1 理论分析与研究假设

农户作为理性的经济人，在比较利益的指引下，在参与农用土地流转的过程中，通常遵循“成本最低，效益最大”的原则[11]。通过对自身家庭情况、社会经济环境等的综合判断，最终做出是否流转土地的决定。据此，把影响农户土地流转的因素分为3类大指标10小指标。

(1)户主的个人特征。该文选取户主性别(X1)、年龄(X2)及受教育程度(X3)3个变量来反映。一般而言，农村的男性相比于女性，与外界接触的机会较多[12]，男性作为一家之主接受的信息量大。男性对新政策、新技术的了解程度更深，土地转出意愿强烈。年龄越大的农户，因其经营土地的能力逐渐减弱，土地转出意愿也越强烈(表1)。受教育程度越高的农户，获得非农就业的机会就越多。相较农业生产的低产出效益、收入不稳定性而言，受教育程度高的农户从事非农业生产的机会成本就很低，收入较稳定。因此，农户受教育程度越高，流转出土地的意愿就越强烈[13]。

(2)户主的家庭特征。该文选取家庭年收入(X4)、非农业收入(X5)、务农劳动力(X6)和耕地规模(X7)4个变量来反映。农户的家庭年收入越高，说明收入来源更加多元化(农业生产的低收益特性决定了家庭年收入并不会很高)[14]，农户可以不再单独依靠土地来实现增收目的。因此家庭年收入越高的农户土地转出意愿强烈，从另一个层面反映出农户的非农业收入越高，对土地的依赖性就越低，流转土地的意愿也越强烈[15-16]。目前，我国的劳动力市场尚未完善，急需通过出卖劳动力才能找到市场的农户，非农就业机会限制因素较多，如受到市场的诸多限制[17]。因此，农户家中务农劳动力越多，农户对农业的依赖性更强，更迫切地希望通过农业收入来改善生活质量，土地转出意愿薄弱。而耕地规模越大，需要的务农劳动力就越多，农户转出土地意愿更弱。

(3)外在特征变量。关于外在特征，该文选取农户对过量使用农药化肥的危害认知(X8)、有机肥使用情况(X9)和农户对国家土地流转政策的态度(X10)3个变量来反映。小规模种植农户对过量使用农药化肥带来面源污染危害的认知程度越深刻，越能理解土地分散经营导致的农药化肥低利用率、高成本和低收益。有机肥的施用虽然对保持土壤地力和减少化肥用量有好处，但商品有机肥价格通常高于一般农户承受能力，同时耗时、费力以及堆放储存空间场地潜在的不方便，也促使小农愿意转出土地。农户对国家土地流转政策精神领会到位或潜在好处感受深刻，其流转态度越积极，土地转出意愿就越强烈。

2 试验设计

2.1 数据来源

数据来源于国家“十二五”水专项项目关于“洱海永安江面源污染控制关键技术及工程示范研究”课题实施点洱海上游农户的调查问卷。基于当地种植经营主体和各镇所辖村数实际分布情况，选取右所镇11个村、邓川镇4个村和上关镇10个村，每个村随机抽取若干个散户，进行一对一的入户问卷调研。主要内容涉及受访者的个人特征(性别、年龄和受教育程度)、家庭经济特征(家庭年收入、非农业收入、务农劳动力、耕地规模等)、外在环境特征(农户对过量使用农药化肥的危害认知、有机肥使用情况、农户对国家土地流转政策的态度等)以及作物生产要素投入情况等，累计收到问卷450份。通过检查和回访，剔除无效问卷55份，最终获得散户有效问卷395份，问卷有效率87.78%。

2.2 样本基本情况

调研结果表明，受访农户大多以男性为主，占总调研人数的60.25%。受访者年龄主要集中31～45周岁和46～60周岁两个区间。文化程度普遍不高，初中文化水平的农户达51.90%，小学文化水平的农户占24.30%。家庭年收入在3万元以下农户高达77.47%，农户年收入水平偏低(表1)。在395个参与土地流转意愿调研农户中，愿意流转出土地的农户为197人，占总调研比例的49.87%。相比较全国17.8%的土地转出比例，大理州农户的土地流转意愿较高，但愿意进行土地流转的主要人群是特别年轻或年龄较大的农户。

表1 不同特征的农户土地转出意愿比例

组别愿意土地转出的农户不愿意土地转出的农户总计百分比(%)人数比例(%)人数比例(%)性别男13155.0410744.9623860.25女6642.049157.9615739.75年龄<18周岁1100.0000.0010.2518～30周岁1458.331041.67246.0831～45周岁6640.499759.5116341.2746～60周岁8152.607347.4015438.99>60周岁3566.041833.965313.42受教育程度没上过学1450.001450.00287.09小学4344.795355.219624.30初中10149.2710450.7320551.90高中、技校3456.672643.3360 15.19大专480.00120.0051.27本科及以上1100.0000.0010.25家庭收入<0.5万元1260.00840.00205.060.5万～1万元3249.233350.776516.461万～3万元11049.7711150.2322155.953万～5万元2240.743259.265413.67>5万元2160.001440.00358.86总计19749.8719850.13395100.00

2.3 变量设定

基于前面的理论分析与研究假设，研究在农户土地流转意愿影响因素的计量模型中，引入3类， 10个解释变量(户主、家庭和行为认知)，对农户参与土地转出的积极性进行解释(表2)。

表2 解释变量的定义及描述性统计

变量名称变量定义均值标准差最小值最大值预期作用方向农户转出土地意愿(Y)愿意转出=1; 不愿意转出=00.4990.5010.0001.000户主特征变量户主性别(X1)男=1; 女=00.6030.4900.0001.000?户主年龄(X2)<18=1; 18～30周岁=2; 31～45周岁=3; 46～60周岁=4; >60=53.5920.8051.0005.000+户主学历(X3)不识字=1; 小学=2; 初中=3; 高中(中专/技校)=4; 大专=5; 本科及以上=62.8030.8531.0006.000+家庭特征变量家庭年收入(X4)<0.5=1; 0.5～1=2; 1～3=3; 3～5=4; >5=5(万元/年)3.0480.9261.0005.000?非农业收入(X5)实际调查数据(万元)1.0261.9860.00022.000+务农劳动力(X6)按家庭实际务农人数计算(个)2.6151.1390.00012.000-耕地规模(X7)按实际种植规模计算(667m2)3.4812.4760.30028.000-行为认知变量对过量使用农药、化肥的危害认知(X8)未曾听说,完全不清楚=1; 有点了解=2; 相当熟悉=31.9620.6011.0003.000+有机肥使用情况(X9)不使用=1; 很少使用=2; 经常使用=32.5190.6701.0003.000+对国家土地流转政策的态度(X10)不理解,不关心=1; 态度一般=2; 非常乐意接受=32.4330.6701.0003.000+

为了避免多重共线性的存在，运用SAS 9.2软件对这10个解释变量进行相关性检验，计算其Spearman相关系数(表3)。结果这10个解释变量之间的相关性系数均小于0.4，说明相关关系很弱，即认为各个解释变量之间不存在多重共线性。

表3 各解释变量的等级相关系数

X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11.000 00.171 00.253 8-0.110 9-0.125 60.013 10.727 80.188 60.138 3-0.100 6X 20.171 01.000 0-0.189 30.020 3-0.043 00.107 10.089 7-0.037 50.104 5-0.064 4X 30.253 8-0.189 31.000 0-0.125 6-0.001 60.044 50.061 90.265 20.037 5-0.064 4X 4-0.110 90.020 3-0.125 61.000 00.426 90.168 60.125 7-0.128 9-0.002 90.034 6X 5-0.125 6-0.043 0-0.001 60.426 91.000 00.169 50.125 7-0.128 9-0.002 90.034 6X 60.013 10.107 10.044 50.168 60.169 51.000 00.134 8-0.065 2-0.027 7-0.004 5X 70.727 80.089 70.061 90.125 70.125 70.134 81.000 00.014 20.074 80.074 2X 80.188 6-0.037 50.265 2-0.128 9-0.128 9-0.065 20.014 21.000 00.098 20.123 0X 90.138 30.104 50.037 5-0.002 9-0.002 9-0.027 70.074 80.098 21.000 00.065 9X 10-0.100 6-0.064 4-0.064 40.034 60.034 6-0.004 50.074 20.123 00.065 91.000 0

3 模型构建与回归分析

由于农户参与土地转出意愿是一个二分变量，该文采用Logistic模型进行分析。将受访样本农户“是否参与土地流转意愿”作为因变量Y，愿意转出土地定义为Y=1，不愿意转出土地定义为Y=0。对影响农户转出土地意愿的诸多因素进行回归分析，其模型具体形式可以表述为：

logit(Y=1)=β0+β1X1+β2X2+…+β10X10+μ

(1)

其中，β代表截距参数;βi代表回归系数(i=1， 2， 3… 10);Y代表农户土地流转意愿，是被解释变量;X代表影响Y的因素，是解释变量;μ代表随机误差项。式(1)表示的是引入多个解释变量(X)对农户土地流转意愿(Y)做多元回归。

对数据运用SAS 9.2软件进行Logistic回归分析，首先将所有的解释变量引入回归方程中，进行全回归模型Ⅰ； 然后采用逐步回归法，剔除不显著的变量，直到所有的变量显著的回归模型Ⅱ[18]。模型Ⅱ拟合度较好，达到77.7%； 极大似然估计值为63.48，回归结果具有可信性，X2(年龄)、X8(农户对过量使用农药化肥的危害认知)和X10(农户对国家土地流转政策的态度)3个变量非常显著(P<0.01)(表4)。

表4 农户土地流转意愿的Logistic回归结果

解释变量模型Ⅰ模型Ⅱ回归系数显著性回归系数标准误ChiSq检验显著性 C-6.466 7<0.000 1-5.405 00.841 143.388 0<0.000 1X10.385 00.113 6———X20.390 60.009 20.425 4***0.139 69.282 60.002 3X30.078 70.573 6————X40.024 30.862 4————X50.039 60.527 4————X60.028 50.776 4————X7-0.005 20.913 3————X80.824 7<0.000 10.907 8***0.194 921.697 3<0.000 1X90.194 40.255 1————X100.949 4<0.000 10.908 3***0.174 627.059 0<0.000 1 注:表中“***”表示在1%水平上显著

回归结果表明：(1)影响农户土地流转意愿10个因素，只有3个因素非常显著，分别是：X2(年龄)、X8(农户对过量使用农药化肥的危害认知)和X10(农户对国家土地流转政策的态度)。影响程度大小：X10>X8>X2； (2)X1(性别)、X3(户主学历)、X4(家庭收入)、X5(非农业收入)、X6(务农劳动力)、X7(耕地规模)和X9(有机肥使用情况)变量对农户的土地流转意愿影响不显著(表4)。

X2与Y(农户转出土地意愿)预期作用方向一致，呈显著的正相关。即农户的年龄越大，把土地流转出去可能性越大； 反之，农户的年龄越小，将土地流转出去的可能性也越小，因为调研中50.12%的农户年龄均大于46岁，其身体素质逐渐减弱，缺乏经营土地的能力，转出土地的意愿强烈，与张忠明[19]、林善浪[20]、王志丹[21]等研究结果一致。

X8与Y与预期作用方向一致，呈显著的正相关。农户的环保意识越强，越能了解过量使用化肥农药危害性，同时明白规模化采纳友好型农业技术能够减少对化肥农药使用量，从而减少农业面源污染，且政府对于采纳环保农业技术实践给予环保行为补贴支持，能够得到稳定的经济收入，从而愿意参与土地流转。

X10与Y与预期作用方向一致，呈显著的正相关。政策扶持可以更有效地激发农户转出土地的热情[22]。调研显示，当地大多数年轻的农户都是季节性外出打工，因受限于自身文化程度，这类农户通常选择工作在较低收入行业。加上多数农户认为土地是自己财富的思想根深蒂固，土地转出意愿薄弱。但是，农户也持这样一种观点，如果政府给予转出土地的农户良好的社会保障、生活保障以及提高农户收益[23]，农户流转出土地的意愿就很强烈。因此，当农户对国家土地流转政策精神领会到位或潜在好处感受深刻，其流转态度越积极，流转土地的概率性越大。X10的显著也从侧面反映了变量X7在模型中未通过显著性检验的原因。一般地，农户耕地规模越大，转出土地意愿越薄弱，转入土地意愿越强烈。但受访农户土地经营面积都比较小，加之文化程度普遍不高，参与土地流转知识培训的讲座少，导致耕地规模变量X7未对土地转出产生显著影响。

性别指标X1未通过显著性检验，可能与受访样本男性占比60%、女性占比40%有关。女性接受外界环境机会越来越多，大多数女性外出务工开拓自己的视野，已经不是传统保守的家庭妇女身份，女性家庭身份的转变也导致性别变量在土地流转意愿模型中表现不显著。受教育程度指标X3未通过显著性检验，一方面受访农户文化程度总体水平不高，另一方面大理州环保培训组织辐射范围窄[24]，加上组织方式存在缺陷，从而忽略了后期对农户的职业教育和技术培训，与王志丹等[21]的研究结果一致。X4、X5、X6未对农户土地流转产生显著影响，与洱海流域农户家庭年均收入较低(约3万元)，非农业收入更低(约1万元)，户均务农劳动力相对充足(约3人)有关。即家庭联产承包责任制下，若一个家庭几乎全部的劳动力都投入到了农业上，说明农户对土地高度依赖，从而必然导致非农业收入在家庭年收入中的比重不高。农户劳动力只能在农业生产中才能发挥价值，无其他额外就业选择的农户必然不愿意进行土地流转，与张会文[25]提出的农户从事农业时间越长，非农业收入越低，务农劳动力越多，农户土地流转意愿越模糊的研究结果一致。至于X9未通过显著性检验，可能与受访地区小农普遍习惯在农业生产上施用部分有机肥有关。因为洱海流域奶牛养殖业发达，小农散养高达95%，有机肥源使用方便，农家有机肥代替了高价商品有机肥，进而该变量对农户土地流转意愿影响甚微。总之，土地流转影响因素很多，地域之间也有很大差异。毕竟土地是农户的“保命田”，政府还需在如何保障和提高土地转出农户的生计能力和福祉等方面给予更多考量，值得后续进一步深入研究。

4 主要结论与政策建议

4.1 主要结论

该文基于大理州395个农户的调查样本，运用Logistic模型对农户参与洱海流域土地转出意愿进行了实证分析。结果表明：(1)49.87%的农户愿意参与洱海流域上游的土地转出，相对于全国17.8%的土地流转比例，大理州农户土地转出意愿较高； (2)户主的年龄、农户对过量使用农药化肥的危害认知和农户对国家土地流转政策的态度等3个因素对农户的土地流转意愿影响较为显著并呈正相关。影响程度大小依次为：农户对国家土地流转政策的态度>农户对过量使用农药化肥的危害认知>户主的年龄； (3)性别、户主学历、家庭年收入、非农业收入、务农劳动力、耕地规模和有机肥使用情况等变量对农户的土地流转意愿影响不显著。

4.2 政策建议

为了改变洱海流域由小规模种植业引起的面源污染现状，引导大理州小规模种植户积极进行土地转出是必然趋势。基于该文的研究，有针对性地提出几点政策建议。(1)强化土地流转政策的宣传。除通过电视、广播、标语、条幅、下发宣传单等多种常用的宣传方式，还应通过广泛入社、入户方式和已转出土地户和规模经营户的典型现身说法，宣传土地流转好处、效果、意义及各项惠民措施，消除农户的思想顾虑，提高土地流转意识。(2)加大土地流转农户生计能力的培训。当地农户收入对土地依赖程度高，收入低，非农就业机会少，加之受教育程度普遍偏低，即便进城务工就业也是工资水平低、就业稳定不足，需要政府更多的就业技能培训。(3)加大土地流转后社会保障体系建设。农业劳动力老龄化是全国普遍的问题，在洱海流域少数民族聚集区，农业劳动力老龄化更为突出，要给予转出土地农户生活福祉的社会保障，让其老有所依，有助于促进土地的流转。(4)加大对新型农业经营主体(专业户、家庭农场、合作社和涉农企业)的扶持。洱海流域作为经济不发达地区，农地规模化经营主体比重不高，发展水平相对落后，尤其是规范化、标准化、环保经营的规模化经营主体不多见，同时，落实规模化生产在仓储设施用地、流转土地的激励等措施方面力度不够，而规模化经营主体更容易和愿意采纳实施环境友好型农业技术实践，并能达到良好的农业面源污染防控效果。因此，各级政府应加快出台符合当时实际且操作性强的全方位的扶持政策。

[1] 胡玉杰， 彭邦尼.哈尔滨市农户土地流转影响因素的实证分析.北方经贸, 2015(4)： 48～50

[2] 宋宜农. 新型城镇化背景下我国农村土地流转问题研究.经济问题, 2017(2)： 63～67

[3] 李忠旭， 沈丽莹.农户参与土地流转合作社意愿及影响因素研究——基于辽宁省农户的调查.调研世界, 2014(11)： 29～33

[4] 田洁玫， 杨俊孝.新疆自治区农地流转规模效益与风险分析.中国农业资源与区划， 2014, 35(1): 75～81

[5] 张贵友， 詹和平.关于农户土地流转影响因素的实证研究.中国热带亚热带地区资源节约集约利用研究， 2009，317～322

[6] 谢文宝， 刘佳琪，刘国勇.农户农地流转经营效益及其成因研究——基于新疆179 份农户问卷调查.中国农业资源与区划， 2017, 38(2): 56～63

[7] 黎春梅， 董利民.基于水环境保护下的洱海流域农业产业结构调整.湖北农业科学， 2011, 50(2): 426～429

[8] 大理白族自治州地方志篆编制委员会. 大理州年鉴.云南：云南民族出版社， 2007.145～146

[9] 大理白族自治州人民政府《云南洱海绿色流域建设与水污染防治规划》编制组. 云南洱海绿色流域建设与水污染防治规划, 2010,128～130

[10]杨辉. 大理市土地流转现状及措施.云南农业, 2012(8)： 42～44

[11]周春芳. 经济发达地区农户土地流转影响因素的实证研究.西北农林科技大学学报(社会科学版)， 2012, 12(6): 37～43

[12]吕东辉， 张桂颖.基于元分析的农民土地流转影响因素及政策调节效应.社会科学家, 2015(7)： 69～73

[13]Klaus D， Jin S Q.The potential of land rental markets in the process of economics development：Evidence from China.Journal of Development Economics， 2005, 78(1): 241～270

[14]储成兵， 李平.农户农用地流转意愿及流转数量影响因素实证分析——基于安徽省278户农户的调查数据.软科学， 2013, 27(4): 83～87

[15]张文秀， 李冬梅，邢殊媛，等.农户土地流转行为的影响因素分析.重庆大学学报(社会科学版)， 2005, 11(1): 14～17

[16]何萍， 张文秀．城乡统筹试验区农户农地流转意愿研究——基于成都市296户农户调查．资源与产业， 2010, 12(5): 111～116

[17]刘克春， 林坚.农村已婚妇女失地与土地流转——基于江西省农户的调查实证研究.中国农村经济, 2005(9)： 48～55

[18]罗小娟， 冯淑怡，Reidsma Pytrik，等.基于农户生物——经济模型的农业与环境政策响应模拟—以太湖流域为例.中国农村经济, 2013(11)： 72～85

[19]张忠明， 钱文荣.农民土地规模经营意愿影响因素实证研究——基于长江中下游区域的调查分析.中国土地科学， 2008, 22(3): 61～40

[20]林善浪， 张丽华.农村土地转入意愿和转出意愿的影响因素分析——基于福建农村的调.财贸研究， 2009, 20(4): 35～41

[21]王志丹， 张广胜，孙占祥，等.适度规模经营视角下的农地流转意愿分析——基于辽宁省的农户调查数据.农业经济, 2017(1)： 91～93

[22]郭嘉， 吕世辰.土地流转影响因素实证研究.经济问题, 2010(6)： 68～74

[23]陈淇， 马超，张轶.农村土地流转状况及对策——基于安徽省2278份问卷的研究.科技和产业， 2017, 17(1): 23～28

[24]王风， 高尚宾，杜会英，等.农业生态补偿标准核算——以洱海流域环境友好型肥料应用为例.农业环境与发展， 2011, 28(4): 115～118

[25]张会文. 农户土地流转行为及影响因素探讨.农业工程技术， 2016， 36(35)： 9