鮑盛祥,張 情,魏 浩,周 蕾,賀 歡

(中南民族大學(xué) 管理學(xué)院，武漢 430074)

2013年中央1號文件明確指出,要“穩(wěn)定農(nóng)村土地承包關(guān)系，堅持依法自愿有償原則，引導(dǎo)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)”，“加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，充分激發(fā)農(nóng)村生產(chǎn)要素潛能”.土地是最為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，積極、有序地引導(dǎo)農(nóng)民進行土地流轉(zhuǎn)，是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的關(guān)鍵.因此，研究農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的影響因素具有重要的現(xiàn)實意義.

關(guān)于我國土地流轉(zhuǎn)問題的研究，學(xué)者們大多是從客觀的角度出發(fā)，來研究影響農(nóng)民進行土地流轉(zhuǎn)意愿的因素.這些因素主要分為三類：一是個人特征，如年齡、受教育程度等[1，2]；二是家庭特征，如非農(nóng)就業(yè)情況以及非農(nóng)收入；三是社會保障，如養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、社會福利等[3].這些研究在不同的程度上證實，個人特征、家庭特征和社會保障均會對農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生顯著的影響.

相對于上述客觀因素，對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的主觀影響因素研究卻未受到足夠重視.根據(jù)農(nóng)戶理性行為理論，農(nóng)民在流轉(zhuǎn)土地過程中的收益和成本兩方面是影響農(nóng)民選擇土地流轉(zhuǎn)行為的主要因素.其中，農(nóng)民對流轉(zhuǎn)土地的預(yù)期收益取決于農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度[4]；農(nóng)民對流轉(zhuǎn)土地的成本取決于農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度[5，6].此外，農(nóng)民對土地流轉(zhuǎn)過程中的收益與成本預(yù)期也可能受到其它因素的影響.例如，政府政策作為影響農(nóng)民認(rèn)知的宏觀環(huán)境對農(nóng)民的流轉(zhuǎn)行為也會產(chǎn)生一定的影響[7].

因此本文嘗試分析農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度，農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度與土地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系，同時，將政府政策作為調(diào)節(jié)變量引入到研究模型中，以屬于貧困連片山區(qū)的咸豐縣為例，進行實證研究，對前述所提出的假設(shè)進行檢驗，最終形成邏輯一致的研究結(jié)論.找出影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，以期豐富農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)影響因素的理論研究并為當(dāng)前推進貧困連片山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)提供政策建議.

1 研究設(shè)計

1.1 變量定義

1.1.1 自變量

對受轉(zhuǎn)方的信任度.農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度能夠在一定程度上反映農(nóng)民的預(yù)期收益，農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度越高預(yù)示著農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方預(yù)期收益越高，越愿意把土地流轉(zhuǎn)給信任度高的農(nóng)民.

對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度.農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度在一定程度上反映了農(nóng)民對土地流轉(zhuǎn)的成本.這種農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念的認(rèn)同度越高，對土地的依賴程度就越高，這種依賴更多的表現(xiàn)在農(nóng)民對土地經(jīng)濟和生活保障功能的依賴[8].對于貧困地區(qū)的農(nóng)民來說，如果放棄了土地就等于放棄了他們賴以生活的基礎(chǔ)以及以后的養(yǎng)老保障.

對國家土地流轉(zhuǎn)政策的了解程度.國家土地流轉(zhuǎn)政策的出臺會對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿起到重要的影響，國家為促進貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流出而采取的各種措施，在一定程度上，可以提高農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度，同樣也會使農(nóng)民對土地的依賴程度減弱，進而影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿.

1.1.2 控制變量

目前學(xué)界已有部分學(xué)者通過實證研究證實戶主的年齡和文化程度對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿具有重要的影響，更通過實證分析證實非農(nóng)就業(yè)和社會保障對農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿具有正向影響[9]，基于以上原因本文選取戶主的年齡、戶主的文化程度、非農(nóng)收入占比和是否購買社會保險作為控制變量.

具體的變量描述見表1.

表1 變量的描述

1.2 模型選取

作為調(diào)節(jié)變量必須滿足以下3個條件：(1)自變量必須顯著的影響調(diào)節(jié)變量；(2)自變量必須顯著的影響因變量；(3)當(dāng)在自變量與因變量回歸時，加入調(diào)節(jié)變量，會使自變量的顯著性明顯變?nèi)?因此為了檢驗本文的假設(shè)，構(gòu)造了如下回歸模型：

X7=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X5+ε，

(1)

Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X5+ε，

(2)

Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X5+

β6X7+ε，

(3)

X7=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X6+ε，

(4)

Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X6+ε，

(5)

Y=?0+β1X1+β2X2+β3X1+β4X4+β5X6+

β6X7+ε.

(6)

2 數(shù)據(jù)來源

在進行數(shù)據(jù)搜集時，綜合考慮到勞動力轉(zhuǎn)移等因素選取了勞動力轉(zhuǎn)移較多的東門溝村作為調(diào)查的樣本地區(qū).本次農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查共發(fā)放170份問卷，回收調(diào)查問卷162份 ，剔除回答錯誤或答非所問的無效問卷，最后有效問卷共計154份，有效回收率90.6%.

本次在東門溝村除了進行問卷調(diào)查之外，還與當(dāng)?shù)剞r(nóng)民進行了深度訪談.訪談圍繞著三個部分：第一部分是戶主個體特征，主要包括戶主的年齡和受教育程度.第二部分是農(nóng)民家庭非農(nóng)就業(yè)情況，非農(nóng)收入情況和社會保障購買情況；第三部分是農(nóng)民對土地的認(rèn)知情況，包括是否認(rèn)識土地有養(yǎng)老的功能，對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的政策是否了解，若流出土地，對受轉(zhuǎn)方的要求，是愿意流出給自己親戚朋友或者其他種植大戶.

3 實證分析

3.1 相關(guān)性分析

表2所示為自變量和因變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，由表2可以發(fā)現(xiàn)自變量之間以及自變量與因變量之前具有很強的相關(guān)性，因此可以進一步做回歸分析.

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

*在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；**在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)

3.2 模型的回歸分析

為了準(zhǔn)確的分析調(diào)查數(shù)據(jù)，本文采用SPSS17.0統(tǒng)計軟件對調(diào)查獲得的各項數(shù)據(jù)進行回歸分析，以此來對研究假設(shè)進行驗證.數(shù)據(jù)的分析結(jié)果如表3和表4所示.

表3反映的是變量X7對X5的調(diào)節(jié)作用.模型(2)表示的是變量X5與Y的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.69，在0.05的顯著性水平下通知了檢驗，F(xiàn)值為24.69，說明農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度與其土地流轉(zhuǎn)意愿呈正向相關(guān)關(guān)系.模型(1)自變量X5與調(diào)節(jié)變量X7在0.01的水平下顯著正相關(guān)；模型(2)自變量X5與因變量Y在0.05的顯著性水平下顯著正相關(guān)；模型(3)當(dāng)加入調(diào)節(jié)變量后，結(jié)果發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)變量X7與因變量Y在0.01的顯著性水平下顯著正相關(guān)，而自變量的顯性水平則下降，P值增大到0.272，這說明變量X7具有顯著的調(diào)節(jié)作用，因此國家土地流轉(zhuǎn)政策的實施能夠影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度，進而影響其土地流轉(zhuǎn)意愿.

表3 回歸結(jié)果(1)

注： Sig為回歸方程的顯著性概率

表4反映的是變量X7對X6的調(diào)節(jié)作用.模型(5)表示的是變量X6與Y的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為-0.070，在0.01的顯著性水平下通知了檢驗，F(xiàn)值為27.238，說明農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度與其土地流轉(zhuǎn)意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系.模型(4)自變量X6與調(diào)節(jié)變量X7在0.01的水平下顯著負(fù)相關(guān)；模型(5)自變量X6與因變量Y在0.01的顯著性水平下顯著負(fù)相關(guān)；模型(6)當(dāng)加入調(diào)節(jié)變量后，結(jié)果發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)變量X7與因變量Y在0.01的顯著性水平下顯著正相關(guān)，而自變量X6的顯性水平則下降，P值增大到0.131，這說明變量X7具有顯著的調(diào)節(jié)作用，因此國家土地流轉(zhuǎn)政策的實施能夠影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度，進而影響其土地流轉(zhuǎn)意愿.

表4 回歸結(jié)果(2)

注： Sig為回歸方程的顯著性概率

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

經(jīng)過以上研究，本文得出如下結(jié)論：(1)農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度與農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿正相關(guān)，農(nóng)民更愿意把土地流轉(zhuǎn)給自己信任度高的親戚朋友；(2)農(nóng)民對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度與貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿負(fù)相關(guān)，對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度越高的農(nóng)民越不愿意流出自己土地；(3)對國家土地流轉(zhuǎn)政策的了解程度起著重要的調(diào)節(jié)作用，貧困連片山區(qū)農(nóng)民對國家土地流轉(zhuǎn)政策的了解程度在一定程度上可以影響農(nóng)民對受轉(zhuǎn)方的信任度和對“土地養(yǎng)老”觀念認(rèn)同度，進而影響貧困連片山區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿.

4.2 政策建議

4.2.1 加大國家土地流轉(zhuǎn)政策的宣傳

通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民不愿意流出土地主要一方面原因就是擔(dān)心土地流轉(zhuǎn)出去之后失去承包權(quán)，這充分說明他們對國家的土地流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知還相當(dāng)不夠，致使他們在土地流轉(zhuǎn)中存在很多顧慮，另一方面人們長期生活在一種落后的認(rèn)知，如“土地養(yǎng)老”這種認(rèn)知都是根深蒂固的，很難在短時間內(nèi)能夠改變.而且政府在土地流轉(zhuǎn)工作中存在著“失位”和“缺位”的現(xiàn)象，因此要改變這種情況，提高農(nóng)民的認(rèn)識水平和科學(xué)文化素質(zhì)，需要整體提高人們的認(rèn)識水平.應(yīng)該充分發(fā)揮村組織的作用，做好宣傳、引導(dǎo)、監(jiān)管和約束，要把土地流轉(zhuǎn)工作納入到村組織的年度工作計劃中去，要設(shè)有專門管理農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的工作人員，同時加強對長期拋荒的土地的管理，對非法買賣土地的行為要嚴(yán)厲打擊.

4.2.2 加強農(nóng)村社會信用體系建立，降低土地流轉(zhuǎn)的信任風(fēng)險

我國農(nóng)村社會屬于一種“鄉(xiāng)土社會”，由血緣、地緣關(guān)系產(chǎn)生的生產(chǎn)和協(xié)調(diào)組織之間的習(xí)俗、習(xí)慣等非正式制度主導(dǎo)著資源配置功能，村莊內(nèi)部是一個熟人社會，村民之間非常熟悉，對于土地流轉(zhuǎn)，大多數(shù)情況下不需要簽訂書面協(xié)議，而只是口頭協(xié)議.然而我們調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民承包土地之后反悔的可能性很大，而且歷史上部分地方土地政策也是朝令夕改，因此在這種非正式方式下流轉(zhuǎn)的土地引發(fā)了很多后續(xù)的補償問題，容易造成矛盾，久而久之造成了農(nóng)民的信任感降低，不愿意流轉(zhuǎn)自己土地.為了降低土地流轉(zhuǎn)的信任風(fēng)險，應(yīng)該加強農(nóng)村信用體系建設(shè)，可由政府出面組織成立擔(dān)保公司，在農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)過程中進行擔(dān)保.同時也要規(guī)范農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的交易過程，鼓勵農(nóng)民進行規(guī)范交易，簽訂書面協(xié)議.

參 考 文 獻(xiàn)

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