农户生计策略转型对农地流转的影响研究——以黑龙江省粮食主产区农户调查为例

薛濡壕，杜国明,1b，马霍龙，王 辉

(1.东北农业大学 a.经济管理学院，b.公共管理与法学院，哈尔滨 150030；2.山西天辅区域规划咨询有限公司，山西 临汾 041000； 3.隰县农业农村局，山西 隰县 041399)

0 引言

党的十九大报告提出实施乡村振兴战略，并指出要深化农村土地制度改革、完善“三权”分置制度、发展多种形式的适度规模经营。这为农户保留承包权、流转经营权提供了制度保障。当前全国农地流转面积5.5亿亩，流转率为36%，农地经营规模在逐步扩大，各类新型经营主体有300多万家，成为推动城乡融合发展、提高农地利用效率、保障国家粮食安全、调整农业结构、增加农民收入、缩小城乡收入差距的重要举措[1]。农地流转也被视为解决耕地破碎化、耕地撂荒、耕地粗放利用的一种有效方式[2]。因此，采用农地流转方式重新配置农村土地要素，也就成为我国今后一段时期农地制度改革发展的重要内容。农民与土地关系十分密切，农户参与农地流转意愿与流转程度较低仍是目前亟需解决的一个关键问题[3]。

生计策略是农户基于生计资本并为实现生计目标而对资产要素利用和生计活动做出的一种选择[4]。改革开放后，随着新型城镇化和工业化快速发展，第二、三产业成为引领我国经济社会发展的中坚力量，大量农村剩余劳动力随之向二、三产业转移，农户生计策略呈现多样化并发生转型。已有研究表明，农地流转会影响农户生计策略[5]，而生计策略也会对农户农地流转行为和流转意愿产生差异化影响[6-7]。

多数研究认为影响农户农地流转意愿和流转程度的因素主要是生计资本[6]、户主特征、家庭人口特征[3，8]、农村社会保障程度、政策[9]等。国外研究表明，家庭非农收入占纯收入比例会显著影响农户对农地处置行为[10]，农户非农收入增加会促进农地流转[11-12]。韩国、日本、丹麦等发达国家的历史发展经验表明，农户兼业化会在一定程度上改变小农生产格局，促进农地集中规模经营，提高农业生产率[13]。但也有研究指出，农户就近从事非农业机会的增加不仅会阻碍农户退出农地意愿，也无法解决农地破碎化现象[14]。少数学者从前景理论角度研究农户兼业化程度对农地流转的影响，认为一兼农户(非农收入占总收入的10%～50%)和二兼农户(非农收入超过总收入的50%)不愿意转出农地[15]。

综上所述，已有研究为本研究提供了参考，但关于农户生计策略转型对农地流转的影响研究仍较缺乏，且农户生计策略转型对农地流转影响的内在机理也需进行系统性讨论和完善。鉴于此，运用黑龙江省粮食主产区农户调查数据，采用Logistic和多元线性回归模型分析农户生计策略转型对农地流转的影响，以期为推动粮食主产区农地流转、发展适度规模经营、加快推进实现农业农村现代化提供政策参考。

1 理论分析与研究假设

农地流转可分为转入和转出，农户生计策略转型对其产生了不同的影响。当农户生计策略由农业主导型向多样化生计尤其是非农生计主导型转变时，农户主要从事非农业生产获取较高的工资性收入，其外出全职工作势必会造成农地闲置或撂荒[16]。因此，农户更愿意转出农地获得地租收入，且有可能将其理财投资，获得财产性收入，农地转出与非农生计策略呈正相关[17]。而当农户生计策略由多样化生计小农户向农业生计为主的大农户转变时，农户主要经营农业生产获取收入[18]。为了增加家庭总收入，农户会扩大农地经营规模，增加劳动力、农用物资和农业机械投入，提高农业生产效率。此外，政府也会发放农业综合补贴以鼓励大农户从事农业生产[9]。因此，农户更倾向于转入农地，中小规模农地转入与农户生计决策具有显著正向关系[17]。综上，认为农户生计策略转型确实会对农地流转及流转方式产生影响。据此，提出以下假设。

H1:农户生计策略由纯农业向多元生计转变时，其参与农地流转可能性更高。

H2:农户生计策略由农业主导型向多元生计及非农主导型转变时，其转出农地的可能性较大；农户生计策略由多元生计小农户向纯大农户转变时，转入农地的可能性较大。

H3:农户生计策略向纯大农户转型时，其农地流转比例可能更高。

2 研究区域、数据来源与研究方法

2.1 研究区域和数据来源

黑龙江省是我国粮食主产区之一，2020年粮食总产量位居全国第一，占全国11.3%，调出量占全国的1/3，人均耕地面积0.42 hm2，农业机械化水平98%，农业劳动生产率为3.2万元/人，农业从业人员占比达 33.52%，利于农地流转和适度规模经营。近年来该区城乡二元结构明显，外出务工人员增多，农户生计策略逐渐多样化。因此，研究黑龙江省粮食主产区农户生计策略转型对农地流转的影响具有一定代表性。

数据来源于2020年9月对粮食主产区黑龙江省5个县开展的问卷调查。综合考虑地域差异性，采用随机抽样方法，各县选择5个乡镇，各乡镇选取3个行政村，各行政村随机抽取10～15户，采用参与式农村评估法与面对面访谈方式开展调查，共获取有效样本量950份。

2.2 研究方法

2.2.1模型构建。为分析农户生计策略转型对农地流转的影响，本研究构建了关于农户是否愿意流转农地、选择农地流转方式及流转农地程度的模型。农户是否愿意流转农地为因变量Y1，它是一个二分类变量，取值两种(是为Y1=1，否为Y1=0)，选择二项分类Logistic回归模型分析[19]；农户选择农地流转方式为因变量Y2，它是一个多分类变量，取值有3种(转入为Y2=1，转出为Y2=2，不流转为Y2=3)，选择多项分类Logistic回归模型分析[20]；农地流转程度因变量Y3用转入或转出农地面积占家庭承包地面积比例表示，它是连续型变量，运用多元线性回归模型分析[21]。

2.2.2解释变量设定。借鉴H.G.Hao等[22]对生计策略的划分并结合研究区特点，根据农户农业净收入占家庭纯收入比例将农户生计策略X1划分为4种，X1属于无序分类变量，用4表示农业主导大农户(农业净收入占家庭纯收入比例为80%以上)，用3表示多样化生计中农户(农业净收入占家庭纯收入比例为50%～80%)，用2表示多样化生计小农户(农业净收入占家庭纯收入比例为20%～50%)，用1表示非农主导小农户(农业净收入占家庭纯收入比例在20%以下)。同时，为保证结论可靠性，参考日本对农户兼业的分类标准[23]，在多元线性回归模型中将农户非农劳动时间占总劳动时间比例作为划分农户生计策略依据引入模型中作进一步验证，每年从事非农业劳动时间分别为农业主导大农户1个月以下、多样化生计中农户7～10个月、多样化生计小农户2～6个月、非农主导小农户10个月以上。

2.2.3控制变量选取。农户参与农地流转意愿、选择农地流转方式和流转农地程度受多种因素共同影响，根据相关研究[24-31]，选取4个特征作为控制变量纳入模型分析。一是户主特征，包括户主性别X2和户主文化程度X3。X2是类型变量，用1表示男性，0表示女性；X3是有序分类变量，用1表示小学文化，2表示初中文化，3表示高中及以上文化。二是家庭人口特征，包括外出劳动力人数X4，务农人数X5，老年人情况X6，健康状况X7，社保状况X8，就业培训情况X9。X4用家庭每年(超过6个月)外出打工人数表示；X5用家庭每年(超过6个月)务农人数表示；X6用家庭常住人口中60周岁以上人数占比表示；X7用家庭常住人口中患大病人数占比表示；X8用家中是否所有人都享受城乡医保表示，属于类型变量，1表示都享受，0表示并非都享受；X9用家中接受过就业培训的人次表示。三是农地特征，包括承包地面积X10，农地经营面积X11，流转农地面积X12。X10用家庭承包耕地总面积表示；X11用家庭实际经营农地总面积表示；X12用家庭已经参与农地流转的面积表示。四是村庄特征，包括交通出行便捷情况X13，农田水利便捷情况X14，新型经营主体数量X15，村庄常住人口数量X16。X13和X14都属于类型变量，1表示便利，0表示不便利。

3 结果与分析

3.1 农户生计策略及转型

由于精准扶贫工作在2013年底正式拉开序幕，为有效评估精准帮扶政策与乡村振兴战略实施对农户生计策略的影响，本研究于2020年12月25—31日通过国家精准扶贫第三方评估项目对上述抽样农户家庭收入结构2014—2020年的变化情况进行深入调查，发现被调查农户生计策略发生明显转型(图1)。相比2014年，农业主导大农户、多样化生计中农户和多样化生计小农户数量在2020年都出现不同程度下降，其中农业主导大农户下降比例最大，下降了15.89%；而非农主导小农户数量出现大幅上升，相比2014年，增加了近两倍。粮食主产区农户生计策略转型可能与农户外出务工、经商、产业帮扶政策、农业经营效益相对较低、农业生产托管、乡村振兴战略实施等因素有关。

图1 农户生计策略

3.2 农户生计策略转型对农地流转意愿的影响

农户参与农地流转意愿的回归结果显示，当农户生计策略向非农主导小农户转变时，会显著影响农户参与农地流转意愿，很好地验证了假设H1。此外，户主性别、务农人数、老年人情况、健康状况、农地经营面积、流转农地面积也会显著影响其参与农地流转意愿。从回归结果可知，非农主导小农户比农业主导大农户更不愿意参与农地流转。通过进一步曲线拟合发现，农业净收入占家庭纯收入的比例与农户参与农地流转意愿呈倒“U”型关系，即非农主导小农户和农业主导大农户参与农地流转意愿较低，可能是调研中的非农主导小农户已将全部农地交还集体或长期转出，不参与农地流转，而粮食主产区的农业主导大农户自身耕种面积较大，无力扩大经营规模，导致农地流转意愿也较低。

其他因素不变的情况下，男性户主比女性户主参与农地流转意愿低，这可能是男性户主能从事繁重的农业生产劳动，流转意愿较低；务农人数每增加1人，农户参与农地流转意愿增加58%，这可能是务农人数越多越愿意流转农地进行规模经营；老年人占比每增加1%，农户参与农地流转意愿降低98.7%，这可能是家中老年人占比越高，其固守农地的思想越严重，越不愿意流转农地；家中患病人数占比每增加1%，农户参与农地流转意愿降低75.2%，这可能是家中患病人数占比越高越无力经营农业，参与意愿较低；农地经营面积每增加1 hm2，农户参与农地流转意愿增加7.1%，这可能是农户经营农地面积越大，其扩大再生产获取规模效益的积极性越高，参与意愿越强；流转农地面积每增加1 hm2，农户参与农地流转意愿降低9.5%，这可能是农户倾向保留部分口粮地，流转农地面积扩大时，其流转意愿反而较低。

3.3 农户生计策略转型对农地流转方式的影响

农户转入农地的回归结果显示，农户生计策略向非农主导小农户、多样化生计小农户转变时，会显著影响农户转入农地，很好地验证了假设H2。此外，外出劳动力人数、务农人数、老年人情况、健康状况、农地经营面积、流转农地面积也会显著影响农户转入农地。从回归结果可知，非农主导小农户和多样化生计小农户比农业主导大农户更不愿意转入农地，这是由于非农主导小农户和多样化生计小农户的农业净收入占家庭纯收入的比例较低，对农业依赖性较弱。

其他因素不变的情况下，外出劳动力人数每增加1人，农户转入农地概率下降56.8%，这可能是家庭外出劳动力人数越多越愿意从事非农业生产提高家庭收入；务农人数每增加1人则农户转入农地概率提高35%，这可能是务农人数越多越倾向于转入农地扩大耕种面积，进而通过从事农业规模经营来增加家庭收入；老年人占比每增加1%，农户转入农地概率下降273.1%，这可能是家中老年人占比越大，进行农业生产所需的劳动力越少，越不愿转入农地；家中患病人数占比每增加1%，农户转入农地概率下降115.9%，这可能是家中患病人数越多越缺乏劳动力，转入农地概率越低；农地经营面积每增加1 hm2，农户转入农地概率提高7%，这可能是农户实际经营的农地面积越大，农地规模效益越明显，更愿意转入农地；流转农地面积每增加1 hm2，农户转入农地概率下降9.3%，这可能是农户一般都是“理性经济人”，会合理配置资源追求帕累托最优，当出现规模不经济时，转入农地概率会下降。

农户转出农地的回归结果显示，当农户生计策略向多样化生计小农户转变时，会显著影响农户转出农地，也很好地验证了假设H2。此外，户主性别、文化程度、外出劳动力人数、务农人数、健康状况、农地经营面积、流转农地面积也会显著影响农户转出农地。从回归结果可知，多样化生计小农户比农业主导大农户更倾向于转出农地，这是由于多样化生计小农户的农业净收入占家庭纯收入的比例较低，更愿意从事第二、三产业，倾向于转出农地获取地租。

其他因素不变的情况下，男性户主比女性户主更愿意转出农地，这可能是男性户主外出就业机会更多，更愿意转出农地；只有小学和初中文化水平的户主比受过高中及以上教育的户主更不愿意转出农地，这可能是户主文化水平越低，外出工作机会越少，越依赖农业经营性收入，转出农地概率越低；外出劳动力人数每增加1人时，农户转出农地概率提高55%，这可能是外出劳动力人数越多，越愿意转出农地从事非农工作；务农人数每增加1人，农户转出农地概率下降109.9%，这可能是务农人数越多越倾向于从事农业经营，不愿转出农地；家中患病人数占比每增加1%，农户转出农地概率下降80.9%，这可能是家中患病人数越多，农户生计策略选择越少，为了基本生存，转出农地概率越低；农地经营面积每增加1 hm2，农户转出农地概率提高8.7%，这可能是农户实际经营面积超过适度规模时，整体收益会减少，就会转出农地；流转农地面积每增加1 hm2，农户转出农地概率下降11.2%，这是由于农户是“理性社会人”，追求家庭生存效益最大化，流转农地面积越大时，农户对未来生活的不确定性和可能的风险会促使其依赖农地的保障功能，转出农地概率会下降。

3.4 农户生计策略转型对农地流转程度的影响

农户转入农地面积的回归结果显示，生计策略(非农劳动时间占比)会显著影响农户转入农地面积比例，很好地验证了假设H3。此外，外出劳动力人数、务农人数、老年人情况、农地经营面积、农田水利便利情况也会显著影响农户转入农地面积比例。从回归结果可知，农户非农程度越高，转入农地面积比例越低。其他因素不变情况下，外出劳动力人数每增加1人，农户转入农地面积比例降低8%；务农人数每增加1人，农户转入农地面积比例提高20.7%；老年人占比每增加1%，农户转入农地面积比例降低44%。农地经营面积每增加1 hm2，农户转入农地面积比例提高1.1%，与多项分类Logistic回归模型分析[20]结果类似。而农田水利情况越便利，农户转入农地面积比例越低，这可能是村庄的农田水利设施越完善，越利于新型经营主体从事农业生产经营，农户更倾向转出农地。

农户转出农地面积的回归结果显示，生计策略(非农劳动时间占比)会显著影响农户转出农地面积比例，很好地验证了假设H3。此外，务农人数、老年人情况、农地经营面积、流转农地面积、村庄常住人口数量也会显著影响农户转出农地面积比例。从回归结果可知，农户非农程度越高，转出农地面积比例越高。其他因素不变情况下，务农人数每增加1人，农户转出农地面积比例降低8%；老年人占比每增加1%，农户转出农地面积比例提高6%，这与多项分类Logistic回归模型分析[20]结果类似。农地经营面积每增加1 hm2，农户转出农地面积比例下降0.4%；流转农地面积每增加1 hm2，农户转出农地面积比例提高0.3%，与多项分类Logistic回归模型分析[20]结果不同，这可能是农地经营面积未达到适度规模时，农户更倾向转入农地，获得规模效益，而流转农地面积增大时，可能由于地租较高，农户在比较利益之下会选择转出农地；村庄常住人口每增加1人，农户转出农地面积比例降低0.007%，这可能是村庄常住人口越多，劳动力越丰富，农户为了追求最大利益多选择兼业，转出农地比例较低。

3.5 稳健性检验

为提高研究结果的可靠性，选用曲线估计对农户生计策略(非农劳动时间占比)与农地流转关系进行模拟，结果发现农地转出面积比例与生计策略呈“U”型曲线关系(图2)。由图2可知：(1)在“U”型曲线左侧，农户转出农地面积比例与非农劳动时间占比呈显著负相关。(2)在“U”型曲线右侧，农户转出农地面积比例与非农劳动时间占比呈显著正相关，随着农户非农化程度越高，转出农地面积比例越大，直至全部转出农地变成非农户。(3)将“U”型曲线划分为4个区间，Ⅰ区间是农业主导大农户，Ⅱ区间是多样化生计中农户，Ⅲ区间是多样化生计小农户，Ⅳ区间是非农主导小农户。农业主导大农户转出农地面积比例高于多样化生计中农户和多样化生计小农户，但低于非农主导小农户，检验结果与多项分类Logistic回归模型分析[20]结果一致，表明研究结果基本稳健。

图2 非农劳动时间占比与农地转出面积占比关系

4 结论与建议

4.1 结论

(1)农户生计策略转型与农地流转意愿有显著相关关系。非农主导小农户比农业主导大农户更不愿意参与农地流转。农业净收入占家庭纯收入的比例与农户参与农地流转意愿呈倒“U”型关系。农业主导大农户和非农主导小农户参与农地流转意愿较低，多样化生计中农户和多样化生计小农户参与农地流转意愿更高。

(2)农户生计策略转型会显著影响农地流转方式。非农主导小农户比农业主导大农户转入农地概率低，多样化生计小农户比农业主导大农户转出农地概率高。农业主导大农户和多样化生计中农户倾向转入农地，非农主导小农户和多样化生计小农户倾向转出农地。

(3)农户生计策略转型对农地流转程度影响存在差异，农户转出农地面积比例与其生计策略呈“U”型关系。农户非农化程度越高，转出农地面积越大。

4.2 建议

(1)黑龙江省作为全国粮食主产区，应发挥区域土地资源优势，在保障国家粮食安全的基础上，加快种植业结构优化调整，实现一、二、三产业融合发展，为农户选择多样化生计方式提供可能，从而提高农户的农地流转意愿。

(2)不断促进农户分化，提高其在不同领域的专业化分工与生产。一方面，加强非农主导小农户和多样化生计小农户的就业培训，利用东西协作、对口帮扶等方式实现劳务输出，多渠道提供就业岗位，提高其非农就业机会与非农收入水平，引导其全部转出农地，永久退出农业生产经营；另一方面，加强农业主导大农户和多样化生计农户的农业补贴与政策扶持，改善农业生产的基础设施，大力发展农业社会化服务，推动农业机械化和智能化发展，提高农业生产效率，引导转入适度规模农地，提高农业生产规模化与专业化，增加农业经营效益。

(3)协调推进农村劳动力转移市场和农地流转市场发展，促进农村剩余劳动力完全转移进而推动农地流转；健全农业风险防范机制，推进农业保险实施，提高农户应对农业生产经营风险的能力；完善农村社会救助、医疗保险、养老保险等制度，提高留守老人的养老保障水平，逐渐弱化农地的社会保障功能，提高农户获得稳定收入的能力。