家庭结构对农地流转意愿的影响——基于结构方程模型的实证分析

张占录，张雅婷，康明明

（中国人民大学公共管理学院，北京 100872）

1 引言与研究进展

改革开放以来，城市化成为了推进中国经济与社会发展的重要力量，与之密切相关的农地流转在推动农村发展和城乡一体化方面产生了重要的影响。《中国农村统计年鉴（2017）》公布的数据显示中国农业劳动力占乡村人口比重从92.4%下降为59.4%，农业劳动力开始大量转移至二、三产业，这种劳动力的转移不可避免地改变了农地利用状态，抛荒或流转成为两种常见的形式。无论是从经济效用还是资源保护的角度来看，流转均优于抛荒，鼓励和引导农村土地流转也成为了当前政策的主流方向。

目前中国农村土地流转已有很大发展，但仍面临诸多困境，其中一个重要因素是农民的流转意愿较低，据此，本文试图发掘农户流转意愿的影响因素，这种流转意愿囊括了转入和转出方的综合意愿。此外，作为农民从事生活、生产活动的基本单元，家庭结构会对农户行为产生重要影响[1-2]，鉴于家庭结构在农村土地流转中所处的重要地位，本文重点关注家庭结构对流转意愿的影响，一方面有助于加深对中国农地流转问题的认识，从农户意愿角度揭示农地流转的实质路径；另一方面有利于提出有效的政策措施，以促进农地流转的实现。

从现有研究来看，中国农户的农地流转意愿（下文简称“流转意愿”）呈现三大特点：第一，不同区域农村土地市场的发育程度各异，流转意愿也存在显著差异[3-4]，总体呈现出自东向西依次递减的趋势[5-6]；第二，流转意愿整体偏低，且转入与转出需求不均衡，突出表现为转出意愿明显高于转入意愿，正是这种不均衡造成了农村土地的固化[7]；第三，农民的意愿没有得到完全的尊重，这是由于农地流转市场的发展仍处于初级阶段，政府和集体在农地处置中有较强的行政力量[8-9]，特别是在信息不对称普遍存在时，有效制衡机制的缺乏会诱发集体或地方政府侵吞农民利益的现象[10]，虽然由政府强制推进的流转未必一定侵害农户的利益，但流转意愿较低的农户认为这种非自愿的流转方式可能造成潜在的利益损害[11]。针对流转意愿不高的现实，已有文献对可能的影响因素进行了详细分析，归纳来看主要有5类：第一，农户对于土地权利的感知。一方面，对农地产权归属的理解会显著影响其流转意愿[12]；另一方面，土地权利权能在多大程度上得到承认和保护是影响农户流转意愿的重要诱因[13]，土地收益权越能得到保护，农户参与流转意愿也就越强[5]。第二，农地流转的规范性程度。如交易费用的大小[14]、农户预期的流转年限[15]、流转手续办理周期、合同的形式、具体流转方式[16]等。总体来看，流转程序越规范[17]、流转价格越高[18]、农户的流转意愿也会越强烈。第三，社会环境因素。突出表现为地区经济发展水平[16]、社会保障能力[12，17]以及村集体的行为和态度等[19]。第四，自然环境因素。一方面，地形对流转意愿具有较强的影响，有研究认为平原的居民更愿意持有农地而不愿意流转农地[7]，也有研究指出处在平原地区农民更愿意流转土地[20]；另一方面，耕地质量也会对流转意愿产生较大影响，耕地质量较差的农户更愿意流转农地[18]。

综上，目前已有大量关于流转意愿影响因素的研究，虽然多数研究中均涉及家庭结构，如家庭人口[3，5，18]、土地使用状态[15，21]、户主特征[7，12，15]、家庭决策[22]等方面，但大部分文献中对家庭结构的研究只选用数个描述家庭结构的指标，而没有对家庭结构进行系统性分析，所以研究结果也无法较为全面地体现家庭结构对流转意愿的影响。此外，家庭结构对流转意愿的内在影响机理也需要进一步探讨。据此，本文着眼于农户家庭结构对其流转意愿的影响，以及影响的作用机制，并提出相应的建议。

2 研究设计

2.1 理论分析与研究假设

以现有文献为基础，本文将家庭结构分为家庭人口特征、土地使用特征、户主个体特征和家庭决策特征4方面。

第一，家庭人口特征主要用于描述农户家庭的规模、复杂程度、脱离农业生产的程度，具体选取“家庭总人口”测量“家庭规模”；“家庭代数”测量“家庭构成的复杂程度”；“常年在外生活人口数和实际劳动人口数”测量“家庭脱离农业生产的程度”。首先，从家庭规模来看，不同的家庭人口规模会为家庭带来不同的社会经济需求，进而影响其做出不同的流转决策[3，23]。其次，从家庭构成的复杂程度来看，子代家庭成员越脱离农业生产的程度越高、越接近城市生活，即家庭构成越复杂，父辈的土地流转意愿越强[24]。再次，农业劳动力数量会显著影响农民的农地流转意愿[16，25]，从事农业劳动的纯农户更倾向于持有农地[18]，其流转意愿低于从事非农业的农户[7，20]，当农民完全从事非农生产活动时，其流转意愿比兼业和纯农业农户都高[5]。

综上，本文提出假说H1：农户家庭人口特征会显著影响农户的农地流转意愿。

第二，土地使用特征反映了农户掌握农业生产资料的多寡和这些生产资料的市场化配置程度，具体选取“家庭承包土地面积”测量“最初获得农地的情况”；“家庭实际经营面积”测量“实际持有的农地面积”；“已流转面积”测量“参与流转的农地面积”。首先，从土地面积来看，家庭承包以及实际经营的农地面积越小，机会地租越高，农户越倾向于参与流转[1，21，26-27]。此外，农户已参与流转的土地面积越少，其继续进行流转的空间越大，可能参与流转意的愿则更大。

综上，本文提出假说H2：土地使用特征会显著影响农户的农地流转意愿。

第三，户主在家庭中占据重要地位，是重要的劳动力、领导者和决策者，在家庭整体的决策过程中发挥重要作用，本文选取户主年龄、受教育水平、健康程度和流动经历4个指标对户主特征进行测量。首先，农户土地流转的意愿受到户主的年龄的影响[12，15，17]，年龄越大的农民越愿意参与农地流转[27-28]。其次，个体受教育水平或家庭最高文化程度对农户流转意愿具有显著影响[16]，但在影响方向上，学者们持不同观点，有的研究认为农户的文化程度越高，农户更愿意流转土地[17-18]；也有研究指出农民文化程度愈低，其转出农地的意愿越高[26]。再次，身体健康程度直接影响农户经营土地的能力，健康程度较低的农民更不愿意转入土地[7]。最后，与有流动经验的农户相比，没有外出务工经验的农户“恋土情节”较为严重，对土地依赖性较强，所以参与土地流转的意愿也较弱[29]。

综上，本文提出假说H3：户主特征会显著影响农户的农地流转意愿。

第四，家庭决策特征反映了家庭获取和吸收信息的能力、家庭成员的议价能力以及家庭的整体决策模式，不仅可以勾勒家庭的处事风格，也将大部分家庭成员态度纳入考虑，使得测量更为合理。本文选取“家庭决策征求亲朋人数”测量“家庭获取信息的能力”；“家庭内部矛盾解决方式”测量“家庭成员的议价能力”；“家庭外部矛盾的解决方式”测量“家庭的决策模式”。在对农地流转的决定进行考虑和论证时，农民更倾向于征求土地流转先驱者、家庭成员或村里备受尊敬的人的意见[22]。家庭决策的民主程度也显著影响农户土地流转意愿[30]。

综上，本文提出假说H4：农户家庭决策特征会显著影响农户的农地流转意愿。

2.2 研究方法

2.2.1 因子分析法

因子分析是通过对原有指标进行降维，以简化分析操作的一种方法[31]。通过因子分析，参与研究的指标数量会大大减少,有助于减少后续计算的工作量。

如果存在k个可观测变量分别为x1，x2，x3，…，xk，有n个不可观测因子分别为F1，F2，F3，…，Fn（k＞n），则因子分析模型的一般形式为：

上述公式表示成矩阵形式为：

式（1）中：F= （F1，F2，…，Fn），为因子变量或公因子；A= （akn）为因子载荷矩阵，akn为因子载荷，反映第k个变量与第n个因子的相关系数，系数值越大，则第k个变量与第n个因子相关性越大，反之相关性越小；ε=（ε1，ε2，…，εk），表示随机变量。

2.2.2 结构方程模型（SEM）

在社会科学研究中，潜变量很难通过直接的测量而获得，如何解释潜变量之间的关系就比较困难，而结构方程模型可以较好地解决这一问题。结构方程模型由测量模型和结构模型两部分组成。

测量模型的一般形式为：

式（2）中：X是外源指标组成的向量；Y是内生指标组成的向量；Λx是X的因素负荷量矩阵；Λy是Y的因素负荷量矩阵；δ是外源指标的误差项；ε是内生指标y的误差项。

结构模型的一般形式为：

式（3）中：η是内生潜变量；B是内生潜变量间关系；Γ是外潜变量对内生潜变量的关系；ξ是外源潜变量；ζ是结构方程模型的残差项。

2.3 数据来源与样本特征

本文以中国人民大学2017年“千人百村”社会调研数据为基础，调研范围包括28个省级行政区域的279个村庄，抽样方法结合了整群抽样和简单不重复随机抽样。经过样本筛选与数据的预处理，共得到来自24省市的3 276个有效样本。根据描述统计的结果，样本数据呈现出以下特征（表1）。

第一，家庭规模差异较大，平均每户总人口为4.3人，家庭人口代数基本处于2～3代之间，更倾向于2代，显示出规模小、结构简单的特征。家庭常年在外生活人口的平均值为0.96，表明大部分农户的生活重心仍处于农村。家庭实际劳动人口平均为2.14，表明家庭抚养压力普遍适中，但较大的标准差又体现出家庭间的扶养压力差别较大。

第二，不同农户间的承包面积、可使用面积和流转面积的差异巨大。平均可使用面积大于平均承包面积，说明存在转入大户拉高整体水平，农地规模经营已经具备一定基础。平均流转面积为10.54亩，小于平均承包面积14.81亩，表明农户倾向于流转一部分土地，而非全部。

第三，户主的平均年龄为56岁，户主的受教育水平普遍偏低，但是健康程度良好，81%的户主都有过外出流动的经验。

第四，在家庭决策中，征求意见人数比较多的区间是5～10人，较小的标准差证明农户对于征求亲朋意见有共识。对于家庭内外部矛盾，农户更倾向于小范围、内部解决。

第五，农户的流转意愿差异较大，一半的被调查者明确表示不愿意流转农地，而明确表示愿意流转农地的农民占比仅19.6%，流转意愿的平均值落在“比较不愿意”和“说不清”之间。

3 因子分析

3.1 信效度检验

克朗巴哈信度系数（Cronbach’s Alpha）是内部一致性信度最常用检验指标，KMO（Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy）检验和巴特利特球度检验（Bartlett）是常见的效度检验指标，本文通过SPSS Statistics 24.0软件进行上述检验来验证数据进行因子分析的适宜性，检验结果见表2。

在一般的社会科学研究中，当α系数在0.6～0.8范围内时，表示内部一致性较好[32-33]，故此量表表现出较好的内部一致性。本文KMO总体检验值为0.732＞0.7，Bartlett球形检验统计值显著，显著性水平为0.000[34]。各个测量指标的组成信度CR值均大于0.6，除户主个体特征略低外，其余变量平均提取方差值AVE的值均大于0.5[35]，表明结构变量具有良好的收敛效度[35]。综合检验结果，本量表数据适合进行下一步的因子分析。

表1 指标选取与描述统计Tab.1 Index selection and descriptive statistics

表2 信效度检验Tab.2 Reliability and validity test

表3 因子提取及方差解释比Tab.3 Factor extraction and variance interpretation ratio

3.2 因子分析

采用特征根大于1的标准提取出4个因子，方差贡献率为68.513%，超过方差累计贡献率最低值为60%的标准[36]，说明提取的4个因子是可以接受的，提取的4个因子及方差累计贡献率见表3。

旋转后得到的4个因子包含的可观测变量的载荷值均大于0.6，公因子内的可观测变量在其他因子上载荷均小于0.1，说明因子的内部收敛度和外部区别度都较好（表4）。根据公因子包含的内容，将他们命名为“家庭人口特征”“土地使用特征”“户主特征”“家庭决策特征”，并作为SEM分析中的潜变量。

4 结构方程（SEM）模型实证分析

4.1 SEM模型拟合

本文选取AMOS 7.0分析软件，采用稳健性较强的广义最小二乘法（GLS）进行拟合[37]，经过修正后的最终模型的标准化拟合路径系数如表5。其中，依据AMOS修正建议，可观测变量家庭外部矛盾解决方式在修正过程中被剔除。

本文采用绝对拟合指数GFI、RMR、AGFI、RMSEA、χ2/df（CMIN/df）作为评价指标；NFI、TLI、CFI作为相对拟合指数评价指标；PGFI、PNFI、PCFI作为模型的适配度评价指标，修正模型的适配度指标及评价标准见表6。

除χ2/df外，其他指标的适配度指标均达到评价标准，由于χ2/df对样本数量很敏感，在模型评价中，大样本下在其他适配指标结果优良时可以放宽对χ2/df拟合结果的要求。本文的样本量为3 276，满足COMREY和LEE提出的大样本界定要求[38]，故此模型适配度较好，修正模型的变量关系如图1。

表4 旋转后的成分得分矩阵Tab.4 Rotated component score matrix

4.2 拟合结果分析

修正模型拟合结果显示，“家庭人口特征”这一潜变量会显著正向影响农户的流转意愿，标准化路径载荷是0.118，验证了假说H1。首先，家庭总人口多、人口代数多，说明家庭结构更为复杂，整个家庭的需求更加多样，供养压力大。由于中国大部分农村的农业生产效率不高、农业收入有限，难以应付高扶养压力，通过农地流转一方面解放了转出农户劳动力，使其获取流转收入的同时还可获得非农收益，另一方面有能力的转入农户也可以获取规模效益，双方家庭的供养压力均有所缓解，故农户的流转意愿增加。其次，常年在外生活的人口多，说明家庭脱离农业生产的程度高，家庭对农业的依赖也会降低，则农户更倾向于转出土地。再次，就实际劳动人口而言，不愿从事农业生产家庭的实际劳动人口多，意味着家庭劳动力从事非农产业比例较高，脱离农业生产的可能性更大，故转出意愿较高。而愿意从事农业生产家庭的实际劳动人口多，意味着家庭劳动力从事农业生产的潜力较大，有能力进行大面积耕种，则会考虑转入土地。

表5 修正模型拟合路径系数Tab.5 Fitting path coef ficient of modi fied model

表6 修正模型适配度Tab.6 Modi fied model fit

“土地使用特征”会显著负向影响农户流转意愿，标准化路径载荷是-0.08，验证了假说H2。首先，农户的承包地面积或实际经营面积越小，农户进行农业生产的边际成本升高、收益降低，此时部分农户选择放弃自己经营而转出农地，还有部分农户则愿意通过转入农地的方式，扩大经营面积，获取规模效益，故双方进行流转的意愿较高。其次，对于有流转经验的农户而言，若已流转土地面积较小，一方面转出户具有继续参与流转的潜力，另一方面转入户承担的经营风险较小，也具备进一步扩张经营规模的空间，所以双方更可能保持流转的兴趣。

“户主个体特征”会显著正向影响农户流转意愿，标准化路径载荷是0.086，验证了假说H3。首先，户主作为家庭中最重要的劳动力之一，随着年龄增大、健康程度降低，务农的难度随之提升，进而转出农地，可见户主年龄和健康程度主要影响转出农户的意愿。其次，受教育程度低的农户就业机会相对较少，经济收入水平较低，无论是转出还是转入，当流转后可获取更高的收益时，参与流转的意愿也强。此外，实证结果显示，相比于有流动经验的户主，缺乏流动经验的家庭更愿意进行流转，从实际调研情况来看，缺乏外出流动经验的家庭收入相对较低、对土地收益的需求较强，土地流转后往往收益更高，符合其利益要求，故流转意愿更高。

“家庭决策特征”对农户流转意愿有显著负向影响，标准化路径载荷是-0.126，验证了假说H4。其中，征求意见的亲友人数越多、更依赖于内部解决家庭矛盾的家庭更愿意流转农地。究其原因，一方面，这种家庭的成员议价能力较好，家庭氛围更加民主，家庭成员的意见都更有可能被采纳；另一方面，家庭内部成员比外界更了解家庭的具体情况，在进行决策的时候能掌握更多信息，即农户家庭收集的流转信息越全面，参与流转的意愿也越强。

图1 修正模型路径图Fig.1 Path diagram of modi fied model

5 家庭结构对流转意愿的影响机理分析

通过上文的分析，可以将农户家庭结构对农地流转意愿的影响机理归纳为5类（图2）。

第一，农户的主动依赖机理，即农户生活水平的维持已经不单依靠农业生产，但仍不愿意放弃农地的经营权的情形。家庭实际劳动人口、常年不在农村生活家庭成员数量对农户流转意愿的影响属于主动依赖，其对农地转出方的影响相对较大。主动依赖的弹性较大，如果存在较好的流转条件、较优的流转价格或更具竞争力的非农收入，农户对农地的主动依赖程度也会随之降低，流转意愿升高。

第二，家庭的扶养压力机理，即家庭为了保证家庭维持一定的生活水平而产生的对农地流转意愿，农户家庭总人口、家庭代数对农户流转意愿的影响属于扶养压力，其对农地转入和转出方均会产生影响。当家庭扶养压力较大，仅靠小规模农业生产难以应对时，农户可能选择转出农地，获取相对较高的流转收益，也可能选择扩大生产经营规模，克服小农经营的缺陷，进而双方参与流转的意愿较强。

第三，收入偏好机理，即农户在衡量不同处置方式的成本收益之后，对于其所能带来的不同收益的偏好程度。承包面积、经营面积、户主年龄、户主健康程度等对流转意愿的影响属于收入偏好差异，其对于农地转入和转出方都具有重要影响。若通过流转可以满足农户的收入偏好，则其参与流转的意愿较高。

第四，农地保障功能机理，即农民综合考量家庭可能遇到的风险以及可承受风险的强度等，评估农地对保障家庭生活的作用，并据此产生的流转态度，已流转土地面积、户主受教育水平和户主流动经验均属于此机理，其对于农地转入和转出方均会产生影响。当农户对农地保障功能的依赖降低，承担风险的能力越强时，追求高收益流转模式的意愿也更强。

第五，决策信息全面性机理，是指农户家庭在综合考量家庭的内外部情况、农地流转相关信息和他人意见后得出的流转态度。家庭决策征询意见的亲友人数、家庭内部矛盾解决方式对流转意愿的影响属于决策信息全面性机理，其对转出和转入方均会产生影响。当可获取的决策信息越全面时，农户家庭认为其对流转行为的掌控能力越强，进而流转意愿也会提升。

图2 家庭结构对农户农地流转意愿的影响机理Fig.2 The in fluence mechanism of household structure on farmers’ willingness to farmland transfer

6 结论与建议

本文通过对24省市农户农地流转意愿的调研，分析了影响农户流转意愿的家庭结构因素，研究结果显示，家庭人口特征、土地利用特征、户主个体特征和家庭决策特征均会显著影响流转意愿，从理论角度来看，这些影响因素会通过主动依赖、扶养压力、收入偏好、农地保障、决策信息5种机理影响流转意愿。通过实证研究，本文提出以下建议。

第一，培育发展土地流转市场，建立健全市场化的农地流转体系。影响农户流转意愿的关键问题仍是利益，应充分发挥市场在资源配置中的基础性作用，促进合理的农地流转价格的形成，形成良好的流转环境，引导转出农户的收益偏好从农业生产收益向流转收益转变；转入农户的收益偏好从小规模家庭经营收益向规模化、现代化农业经营收益转变。

第二，优化农村就业结构，提高非农就业与培育新型农业经营主体并举。缓解农户扶养压力的关键是优化农村就业结构，一方面，通过创造更多非农就业机会，吸收农业剩余劳动力，提升农户转出土地的意愿；另一方面，通过财政金融等政策扶持新型农业经营主体的发展，既有利于改善农业生产条件，提升农业生产的专业化与规模化，也有助于增加农业生产收益，提升转入土地的意愿。

第三，完善农村社保体系，弱化农地保障功能。农户对土地保障功能的依赖表明了当前土地仍过度承载就业、养老等多种社会保障功能，应积极推进农村社会保障制度改革，提升农户承担风险的能力。