譚永海,梅 昀

(華中農(nóng)業(yè)大學 公共管理學院,湖北 武漢 430070)

1 引言

隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程加快,大量農(nóng)村青壯勞動力向收益更高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,導致農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)大規(guī)模棄耕和撂荒土地的現(xiàn)象,嚴重制約了我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展[1]。土地轉(zhuǎn)出是在保證家庭承包責任制不變的前提下,農(nóng)戶通過交易使用權(quán)對土地進行配置的一種活動方式[2],被認為是解決當前我國土地資源浪費嚴重問題的有效途徑[3],在推動農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、促進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展等方面發(fā)揮著獨特作用[4]。為了有效利用土地資源,國家出臺了眾多支持政策推動土地流轉(zhuǎn)進程。如2013年我國“一號文件”要求按照依法、自愿、有償原則指導土地承包經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn),落實“四化同步”的戰(zhàn)略部署;2014年,我國要求各地區(qū)在5年內(nèi)完成承包經(jīng)營權(quán)確權(quán),鼓勵農(nóng)民以多種形式進行土地流轉(zhuǎn);2015年,我國在農(nóng)村改革的頂層設(shè)計中再次提出推動土地承包經(jīng)營權(quán)規(guī)范有序流轉(zhuǎn)。然而,這項被喻為“中國農(nóng)村第二次革命”的戰(zhàn)略舉措并沒有實現(xiàn)預期效果。資料顯示,全國土地流轉(zhuǎn)率從2010年的14.7%提升到2016年的40%左右(土流網(wǎng))。可見,我國土地流轉(zhuǎn)規(guī)模有所增加,但土地轉(zhuǎn)出率仍很低,陷入“低水平困境”[5]。

為了破解困局,國內(nèi)學者從交易費用與稟賦依賴[1,4]、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)村社會保障[5,6]、勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民階層職業(yè)分化[7]等多個方面探討了土地流轉(zhuǎn)背后的驅(qū)動因素,但是仍然沒有完全理清造成我國各地區(qū)當前土地流轉(zhuǎn)困境的根本原因。土地問題是關(guān)乎農(nóng)民切身利益的重大民生問題,土地轉(zhuǎn)出最終取決于農(nóng)戶的行為決策[5]。認知心理學理論認為,人的信念決定其偏好,進一步又決定其決策和行為。農(nóng)戶作為土地資源配置的直接參與者,任何形式的決策是根據(jù)其認知衡量后的選擇結(jié)果。分布式認知理論指出,個體認知受到個人、社會環(huán)境與文化的交互影響[8],表明農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為并不是某個因素單獨作用的結(jié)果,而是多種因素綜合作用的結(jié)果,且各因素在驅(qū)動過程中存在一定層次[9]。然而,現(xiàn)有研究總是孤立地研究某個農(nóng)戶的認知問題,采用分布式認知理論將農(nóng)戶放在村落這個小型社會系統(tǒng)中進行研究顯得更加科學?；诖?本文在武漢城市圈典型地區(qū)土地流轉(zhuǎn)調(diào)查的基礎(chǔ)上,從分布式認知視角探討了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響因素,以期為引導土地健康轉(zhuǎn)出、實現(xiàn)農(nóng)村資源合理配置提供參考。

2 理論分析與研究假說

2.1 分布式認知理論

作為認知科學研究的一個新興視角,分布式認知理論是一個包括認知主體和環(huán)境的系統(tǒng),是一個考慮到參與認知活動全部因素的分析單元。分布式認知作為一種認知活動,是對內(nèi)外部信息的加工過程[10]。分布式認知跳出了傳統(tǒng)認知強調(diào)個體認知的局限,強調(diào)認知受到環(huán)境、社會情境與文化的影響[8]。對分布式認知影響因素的理論研究眾多,其中Hatch、Gardner提出了分布式認知的同心圓模型,該模型肯定了個體本身在認知過程中的核心作用,說明了認知過程中個體和社會與文化的交互作用。同心圓最外層是包括信仰、習俗等內(nèi)容的文化力,它表示超越特定情境的抽象文化以間接方式影響個體的認知過程。同心圓中間層是包括朋友、資源等內(nèi)容的地域力,它強調(diào)本地情景中資源和人物直接影響個體認知的過程;本地情景主要包括家、教室和工作場所。同心圓最內(nèi)層是包括本地情景中個體經(jīng)驗和傾向的個人力,它表示個體在認知活動中的核心作用。這三種力相互依賴,缺一不可[11]。綜上所述,個體智力、興趣等是在與家庭成員、朋友、老師等的接觸中逐漸形成,并受到本地資源的直接約束和抽象文化的間接影響[8]。

2.2 分布式認知視角下土地轉(zhuǎn)出行為假設(shè)

制度變遷理論認為,個體認知決定其行為,進而直接影響到協(xié)調(diào)個體之間的關(guān)系[12]。不同農(nóng)戶的行為決策由認知差異性決定,不同農(nóng)戶的行為差異由認知影響因素差異決定。在土地轉(zhuǎn)出過程中,農(nóng)戶的個體判斷發(fā)揮了核心作用,同時外部環(huán)境諸如家庭、社會、文化,乃至認知對象和工具也不同程度地對農(nóng)戶認知產(chǎn)生影響[13],證明農(nóng)戶認知是分布式的?；诜植际秸J知理論,本文提出土地轉(zhuǎn)出行為假設(shè)。

個人因素是分布式認知的最核心圈層,表示本地情景中個體經(jīng)驗和傾向,而經(jīng)驗與傾向主要受到個體自身特征影響。由于性別、年齡、社會政治地位、教育水平等個體特征差異,不同農(nóng)戶必然對土地價值的認識產(chǎn)生差異,進而對農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生直接影響[1]。在國內(nèi)現(xiàn)有的相關(guān)學術(shù)研究成果中,對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生影響的個體特征主要包括:①性別。性別對個體認知的影響可能是兩方面的:一方面,由于男性和女性非農(nóng)就業(yè)能力存在差異,對土地依賴程度不同,進而產(chǎn)生不同的土地轉(zhuǎn)出偏好[1];另一方面,根據(jù)性別差異心理學理論,男性與女性之間存在社會心理差異,形成認知的性別偏好差異。相對于在家照顧小孩的女性而言,農(nóng)村男性外出打工的概率更高,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率更大[7],本文預期性別對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。②年齡。年齡可能代表多層含義,一是不同年齡層農(nóng)戶所處的時代背景不同,價值觀念與偏好必定存在差異;二是年長者比年輕者具有更豐富的生活閱歷與生活經(jīng)驗;三是從整個生命周期看,人的自我生存與就業(yè)能力曲線呈現(xiàn)倒“U”形,隨著年齡增長從逐漸增強然后轉(zhuǎn)入衰落的過程。就目前農(nóng)村現(xiàn)狀而言,務(wù)農(nóng)主體的自我生存與就業(yè)能力處于衰落階段。以上三個原因都有可能引起不同年齡層的農(nóng)戶對土地轉(zhuǎn)出傾向存在偏好差異。戶主年齡越大,土地經(jīng)營活動就越困難,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越高,這一觀點得到了大多數(shù)學者的證實[3,7],本文預期年齡對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。③社會階層地位。土地流轉(zhuǎn)作為一項在農(nóng)戶群體中展開的社會活動,農(nóng)戶社會階層差異可能導致不同的土地轉(zhuǎn)出認知與態(tài)度傾向,而且不同社會階層地位在土地流轉(zhuǎn)中的獲利能力不同?！案刹繉ぷ狻奔僬f認為村干部是土地流轉(zhuǎn)中典型的“食利階層”,他們可憑借自身的信息優(yōu)勢獲取大量收益[15]。理論上,相對于普通農(nóng)戶群眾,村干部發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率更大[13],本文預期社會階層地位對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在負向影響。④受教育年限。不同的文化知識水平必然引起個人認知差異,這種差異可能體現(xiàn)在土地轉(zhuǎn)出中,從而形成傾向偏好。受教育程度越高的農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)政策的接受度越強,而且擁有較多外出務(wù)工的機會,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率就越大,這一觀點在大多數(shù)學者研究中得到了證實[4,16],本文預期受教育年限對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。

地域因素是分布式認知最關(guān)注的圈層,表示約束個體行為的本地資源以及能直接影響個體行為的人物。家庭是土地轉(zhuǎn)出中最重要的本地情境,農(nóng)戶認知活動受到家庭成員的影響和資源稟賦的約束,意味著農(nóng)戶家庭特征對農(nóng)戶行為決策產(chǎn)生直接影響[12]。在國內(nèi)現(xiàn)有的相關(guān)學術(shù)研究成果中，對土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生影響的家庭特征主要有:①人口與勞動力特征。家庭成員構(gòu)成了本地情境(家庭)的人口與勞動力資源,個體認知活動受到該項資源的限制。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為是在家庭人口與勞動力資源約束下的理性選擇?！叭丝谂c勞動力特征”常用家庭總?cè)丝跀?shù)[12]、勞動力人數(shù)[7]兩個指標衡量,分別代表了農(nóng)戶的家庭人口和勞動力規(guī)模。農(nóng)戶家庭人口規(guī)模越大,從事土地生產(chǎn)的勞動力就越多,對土地的依賴性越大,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越低[9];一個家庭勞動力數(shù)量越多,剩余勞動力便轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。當家庭脫農(nóng)化程度越來越高,農(nóng)戶便逐漸剝離對兼具就業(yè)和保障功能的土地的依賴[18],土地轉(zhuǎn)出的可能性就越大,本文預期家庭總?cè)丝跀?shù)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在負向影響,勞動力人數(shù)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。②經(jīng)濟與收入特征。家庭經(jīng)濟條件是農(nóng)戶生活水平的核心內(nèi)容,是個體認知中最重要的資源約束條件。風險最小化或利潤最大化是農(nóng)戶一切行為決策的準則:在生活缺乏保障的情況下農(nóng)戶風險最小化決策是為了防止當前家庭經(jīng)濟條件進一步惡化;而在生活有保障情況下農(nóng)戶的利潤最大化決策是為了促進當前家庭經(jīng)濟條件進一步改善。經(jīng)濟與收入特征常用農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重的指標來衡量[4]。理論上農(nóng)業(yè)收入占總收入比例越高,農(nóng)戶認為土地保障功能越重要,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越低[5,16],本文預期農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在負向影響。③土地資源特征。土地作為轉(zhuǎn)出對象,土地資源稟賦可能對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策產(chǎn)生影響。土地具有資源和資產(chǎn)雙重屬性,但兩種屬性所關(guān)注的功能不同,前者更關(guān)注土地作為生產(chǎn)要素的生產(chǎn)功能,后者更關(guān)注土地作為財產(chǎn)的獲利功能[19]。土地轉(zhuǎn)出的實質(zhì)是保留獲利功能,轉(zhuǎn)讓生產(chǎn)功能。理論上,如果農(nóng)戶對土地的需求偏向于土地資源屬性的生產(chǎn)功能,那么他們對土地轉(zhuǎn)出更傾向持否定態(tài)度;反之,則更傾向于持肯定態(tài)度。用家庭耕地總面積和耕地質(zhì)量來衡量農(nóng)戶家庭土地資源特征,前者是對土地資源數(shù)量的測度,后者是對土地資源生產(chǎn)能力的測量[5]。對擁有較多耕地的農(nóng)戶來說,他們的農(nóng)業(yè)收入更高,在農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營方面具有比較優(yōu)勢,傾向于轉(zhuǎn)入土地進行大規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營[20]。耕地質(zhì)量狀況影響著土地耕種難度和生產(chǎn)產(chǎn)量。當農(nóng)戶所擁有的土地稟賦越差,轉(zhuǎn)出土地獲得的相對收益越高,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越大[20],本文預期家庭耕地總面積和耕地質(zhì)量對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在負向影響。

文化因素代表活動、慣例、信仰等價值因素對個體認知的影響。相比個人因素和地域因素,文化因素的內(nèi)涵更加抽象,它對個體認知活動產(chǎn)生間接影響。在現(xiàn)有研究中,對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生影響的文化因素主要包括:①差序格局情結(jié)。差序格局最早由費孝通先生在研究鄉(xiāng)村結(jié)構(gòu)時提出,是解釋我國由“親”而“信”的人際關(guān)系模式的本土社會學理論。他認為人們行為多以自己為圈中心,根據(jù)他們與自己的距離來劃分親疏,好比波紋“一圈圈推出去,愈推愈遠,也愈推愈薄”。我國的社會關(guān)系雖然以血緣和宗族關(guān)系為紐帶,但還以地緣關(guān)系為基礎(chǔ),是私人關(guān)系的疊加[21]。在鄉(xiāng)村內(nèi)部,農(nóng)戶根據(jù)親疏遠近來配置資源,土地轉(zhuǎn)出也不例外[2]。本文預期血緣情結(jié)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在負向影響,地緣情結(jié)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。②土地轉(zhuǎn)出的安全感。對持有風險規(guī)避態(tài)度的傳統(tǒng)小農(nóng)而言,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的主要目標是追求經(jīng)濟效益最大化。土地轉(zhuǎn)出作為一種存在風險的投資行為,在土地轉(zhuǎn)出中農(nóng)戶依賴具有公信力的政府和村集體[22]。如果農(nóng)戶滿意政府制定的土地流轉(zhuǎn)政策和執(zhí)行情況,在政策的正確引導和推動下,農(nóng)戶發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率會增加[5],本文預期土地流轉(zhuǎn)政策滿意度和執(zhí)行政策滿意度對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。③土地轉(zhuǎn)出社會保障認知。土地作為最基本的生產(chǎn)資料,也是重要的社會保障資源,包括養(yǎng)老保險、農(nóng)村合作醫(yī)療在內(nèi)的農(nóng)村社會保障體系不斷完善,但城鄉(xiāng)社會保障制度不平衡矛盾依然突出,進城農(nóng)戶無法享受到與城市職工相同的各種社會保險。因此,社會保障缺位使農(nóng)戶不敢輕易放棄作為生存保障的耕地。如果農(nóng)戶對社會保障滿意度較高,就會降低養(yǎng)老的后顧之憂,弱化土地的保障功能,提高轉(zhuǎn)出土地的概率[5],本文預期社會保障滿意度對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。④土地轉(zhuǎn)出價值認知。流轉(zhuǎn)價格是對土地轉(zhuǎn)出價值的衡量,對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為具有顯著影響[23]。對農(nóng)戶而言,土地轉(zhuǎn)出不僅意味著土地使用價值的損失,還包括土地情結(jié)感情傷害的損失和承擔轉(zhuǎn)出風險的損失?；诠窖a償原理,土地轉(zhuǎn)出價格是對這些損失的貨幣補償[24]?？梢?農(nóng)戶對土地轉(zhuǎn)出價值的認知不但取決于土地的經(jīng)濟價值,而且取決于土地在就業(yè)、養(yǎng)老等方面的社會保障價值,同時還受到土地情結(jié)的影響,因此土地轉(zhuǎn)出價值認知是一個文化因素。理論上,理性的農(nóng)戶在對土地轉(zhuǎn)出收益滿意時有較強的轉(zhuǎn)出意愿,轉(zhuǎn)出規(guī)模隨之變大[23],因此本文預期土地轉(zhuǎn)出價格滿意度對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為具有正向影響。

3 數(shù)據(jù)來源與研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組對武漢城市圈典型地區(qū)的問卷調(diào)查,調(diào)研范圍涉及武漢市江夏區(qū)、鄂州市鄂城區(qū)和梁子湖區(qū)4個鎮(zhèn)26個村組。2009年武漢開展農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革,耕地流轉(zhuǎn)率為30%;2012年鄂州開展農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革,耕地流轉(zhuǎn)率為40%。兩市土地流轉(zhuǎn)市場活躍,積累了豐富的實踐經(jīng)驗,均具有一定的代表性。此次調(diào)研采用典型抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的抽樣方法。具體做法是:首先在武漢城市圈中選取武漢和鄂州兩市;其次把兩個城市的所有縣(鎮(zhèn))作為總體樣本,隨機抽取4個縣(鎮(zhèn));第三,在每個縣(鎮(zhèn))中隨機抽取75戶。調(diào)研過程采取調(diào)查員直接入戶方式,共發(fā)放300份問卷,回收有效問卷287份,有效率為95.67%。

3.2 變量選取與預期影響方向的提出

主要是:①被解釋變量。農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地是本文的被解釋變量,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶有253戶,占有效問卷總數(shù)的88.15%。農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的原因主要有：家庭缺乏勞動力、轉(zhuǎn)出土地的相對收益高、非農(nóng)收益高、遷出本村工作或居住。沒有轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶有34戶,占有效問卷總數(shù)的11.85%。農(nóng)戶沒有轉(zhuǎn)出土地的原因有：土地轉(zhuǎn)出的收益低、自身具備耕種能力、沒有其他非農(nóng)就業(yè)機會。②解釋變量。從分布式認知視角看,農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為受個人因素、地域因素和文化因素的共同影響。個人因素包括性別、年齡、社會階層地位和受教育年限4類測度,地域因素包括家庭總?cè)丝跀?shù)、勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入占總收入比重、家庭耕地總面積、耕地質(zhì)量5類測度,文化因素包括血緣情結(jié)、地緣情結(jié)、社會保障滿意度、土地流轉(zhuǎn)政策滿意度、政策執(zhí)行滿意度、轉(zhuǎn)出價格滿意度6類測度,各變量的賦值和預期影響見表1。

表1 變量賦值及預期影響

3.3 模型構(gòu)建

農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為是一種無序選擇問題,將其作為二元離散變量進行研究,并將不轉(zhuǎn)出賦值為“0”,轉(zhuǎn)出賦值為“1”。二元離散變量不符合統(tǒng)計學意義上的正態(tài)分布,采用多元線性回歸方法進行估計是不科學的。Logistic模型是將邏輯分布作為隨機誤差項的概率型模型,適用于按照效用最大化原則所進行的選擇行為分析。因此,本文使用二元Logistic模型分析15個解釋變量對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響程度和方向是合理的。Logistic模型具體形式為:

Logistic (P|y=1)=ln[p/(1-p)]=β0+β1X1+β2X2+…+βnXn+ε

(1)

式中,P為農(nóng)戶發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率;Xi為解釋變量;βi為影響因素的系數(shù)大小;β0為截距項;ε為誤差項。

4 數(shù)據(jù)描述與回歸結(jié)果

4.1 描述性分析

經(jīng)過問卷調(diào)查得出樣本中農(nóng)戶的基本特征構(gòu)成為:在有效樣本中,男性占比為73%,女性占比為27%;調(diào)查對象的平均年齡為57.37歲,表明目前農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的大多數(shù)是老年人,大量青壯年選擇外出務(wù)工,從事收益較高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè);調(diào)查對象為村干部的比例為8%,普通農(nóng)戶占92%;調(diào)查對象受教育年限平均值為6.09年,低于初中水平,表明文化程度普遍偏低;家庭總?cè)丝跀?shù)平均值為3.55人,表明大多數(shù)家庭規(guī)模是3—4人;家庭勞動力人數(shù)平均值為2.66人,說明調(diào)查對象并沒有富余的勞動力資源;家庭耕地總面積平均值為9.09畝,說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然以小規(guī)模經(jīng)營為主;非農(nóng)收入占家庭總收入比重高達86%,說明大多數(shù)家庭脫農(nóng)化程度高。調(diào)查對象具有異質(zhì)性且能反映農(nóng)村基本情況,能保證調(diào)研結(jié)果具有一般性。量表的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的調(diào)查結(jié)果

4.2 多重共線性檢驗

根據(jù)分布式認知理論,本文從個人因素、地域因素和文化因素方面共選取了15個對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)出影響的解釋變量,使分析更加全面,但容易出現(xiàn)多重共線性問題,導致分析結(jié)果出現(xiàn)誤差。因此,本文選擇容忍度、方差膨脹因子2個指標檢驗共線性問題,結(jié)果見表3。研究發(fā)現(xiàn),容忍度值越小,變量間多重共線性越嚴重;尤其當容忍度<0.1時,認為變量間存在嚴重的多重共線性。VIF值越大,變量間多重共線性問題越大;尤其當VIF>10時,認為變量間存在嚴重的多重共線性[25]。結(jié)合Tolerance和VIF,由表3可知,各變量Tolerance最小值為0.354,VIF最大值為2.826,均符合要求,表明解釋變量間不存在嚴重多重共線性問題,可保留15個解釋變量進行分析。

表3 解釋變量多重共線性診斷結(jié)果

4.3 模型檢驗

為了檢驗模型是否可分析現(xiàn)實問題,本文選取Hosmer、Lemeshow檢驗方法對擬合優(yōu)度進行檢驗。由表4可知,模型卡方值為13.312,顯著性水平為0.102,大于給定概率0.1,說明模型未拒絕原假設(shè),模型與樣本數(shù)據(jù)擬合良好。同時Cox-Snell R2統(tǒng)計量和Nagelkerke R2統(tǒng)計量分別為0.383和0.611,表明本文構(gòu)建的模型擬合優(yōu)度較好,模型可解釋被解釋變量的61.1%,預測準確性為61.1%。由此可知,選擇模型和回歸結(jié)果對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為具有一定的解釋力。

表4 H-L檢驗結(jié)果

4.4 實證結(jié)果與分析

個人因素的影響:由表5可知,受教育年限顯著影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為,并在10%的統(tǒng)計水平上顯著,系數(shù)為正(β=0.125),說明文化程度越高的農(nóng)戶,發(fā)生轉(zhuǎn)出土地行為的概率越大。這是因為受教育時間越長的農(nóng)戶掌握了較多的知識與勞動技能,從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的機會越多,因此更愿意從事收益較高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)[18];受教育年限較短的農(nóng)戶受傳統(tǒng)觀念“土地就是命根子”的束縛較大,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率較小[9];性別、年齡和社會階層地位對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響不顯著?？赡艿慕忉屖?隨著女性社會地位的提高和就業(yè)機會增多,越來越多的女性走出農(nóng)村,只有少部分女性在家照顧小孩但并不務(wù)農(nóng),性別對土地轉(zhuǎn)出行為的影響大大降低;雖然年齡對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響系數(shù)為正,但并沒有通過顯著性水平檢驗,這是因為調(diào)查農(nóng)戶的平均年齡為57.37歲,整體年齡偏大,對土地轉(zhuǎn)出行為的影響不顯著;社會階層地位沒有通過檢驗,可能是因為農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)意識的強化降低了村干部對農(nóng)戶土地的控制[23]。

表5 Logistic模型回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

地域因素的影響:由表5可知,農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重和家庭耕地總面積顯著影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為,在5%的統(tǒng)計水平上顯著。農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重回歸系數(shù)為負(β=-1.929),家庭耕地總面積回歸系數(shù)為負(β=-0.065),說明脫農(nóng)化程度越高的農(nóng)戶發(fā)生土地轉(zhuǎn)出的概率越高,而擁有耕地面積越多的農(nóng)戶發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越低,驗證了預期假設(shè)。然而,家庭總?cè)丝跀?shù)、勞動力數(shù)量與耕地質(zhì)量對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響不顯著。這是因為家庭總?cè)丝跀?shù)和勞動力數(shù)量并不能準確反映農(nóng)戶對土地的真實需求。如外出務(wù)工人員和農(nóng)村大學生仍然是農(nóng)村戶口,但他們長年不在家,對土地的依賴程度較低,土地轉(zhuǎn)出對他們的影響不大[23]。因此,這兩個變量應(yīng)與其他因素一起考慮,如家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)[17],耕地質(zhì)量沒有通過模型顯著性檢驗。這是因為土地仍然是農(nóng)戶最主要的社會和就業(yè)保障,土地交易方式仍以對等交換為主。耕地質(zhì)量回歸系數(shù)為負(β=-0.920),說明稟賦質(zhì)量較高的耕地能增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。當農(nóng)戶擁有稟賦質(zhì)量較差的耕地時,他們更加渴望通過轉(zhuǎn)入土地來增加農(nóng)業(yè)收入。

文化因素的影響:由表5可知,血緣情結(jié)、土地流轉(zhuǎn)政策滿意度、政策執(zhí)行滿意度、社會保障滿意度和轉(zhuǎn)出價格滿意度均顯著影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為。血緣情結(jié)的回歸系數(shù)為負(β=-0.519),并在5%的統(tǒng)計水平上顯著,說明血緣關(guān)系越親近,農(nóng)戶發(fā)生轉(zhuǎn)出土地行為的概率越高。這是因為土地轉(zhuǎn)出戶出讓土地承包使用權(quán)的首要目的并不是獲取經(jīng)濟利益,而是繼續(xù)保留對土地的承包權(quán)利,具有血緣關(guān)系的親屬無疑是最好的選擇。土地流轉(zhuǎn)政策滿意度回歸系數(shù)為正(β=0.863),政策執(zhí)行滿意度回歸系數(shù)為正(β=0.919),并分別在5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)政策和政府執(zhí)行滿意度越高,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越大。這是因為農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為受到政府的推動和號召。社會保障滿意度回歸系數(shù)為正(β=2.087),且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,表明農(nóng)戶對社會保障越滿意,發(fā)生土地流轉(zhuǎn)行為的概率越高。這是因為健全的社會保障制度減輕了以非農(nóng)收入為主的農(nóng)戶的后顧之憂,弱化了土地養(yǎng)老功能。土地轉(zhuǎn)出價格的滿意度回歸系數(shù)為正(β=1.529),且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明農(nóng)戶對土地轉(zhuǎn)出價格越滿意,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越高。這是農(nóng)戶在社會保障缺位狀態(tài)下被迫進行自我保障的一種理性反映[24]。如果農(nóng)戶判斷轉(zhuǎn)出土地可增加收益且面臨風險較小時,就會轉(zhuǎn)出土地,畢竟高水平的土地補償也是減少流轉(zhuǎn)風險的一種有效措施。然而,地緣情結(jié)對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出行為不產(chǎn)生顯著影響,這是因為土地轉(zhuǎn)讓的范圍局限在村民本組的現(xiàn)象十分普遍。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

基于對武漢城市圈典型地區(qū)4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)26個行政村287戶農(nóng)戶的入戶調(diào)查，本文運用二元Logistic回歸模型實證分析了土地轉(zhuǎn)出行為的影響因素。研究發(fā)現(xiàn):個人因素中受教育年限,地域因素中農(nóng)業(yè)收入占總收入比重和家庭耕地總面積,文化因素中血緣情結(jié)、土地流轉(zhuǎn)政策滿意度、政策執(zhí)行滿意度、社會保障滿意度以及轉(zhuǎn)出價格滿意度對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在顯著影響;個人因素中性別、年齡和社會階層地位,地域因素中家庭總?cè)丝跀?shù)、勞動力人數(shù)和耕地質(zhì)量,文化因素中地域情結(jié)則對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地行為不產(chǎn)生顯著影響。

5.2 建議

基于以上研究結(jié)論,本文提出以下建議:①完善農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場,促進土地公平公正轉(zhuǎn)出。出現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)區(qū)域范圍較窄,流轉(zhuǎn)主體間關(guān)系較親密的這種現(xiàn)象表明,農(nóng)戶在土地轉(zhuǎn)出過程中遵循了便捷、安全、就近的原則,實質(zhì)上是由土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育程度較低造成的。因此,建議相關(guān)部門規(guī)范土地交易程序、健全流轉(zhuǎn)監(jiān)督機制、合理評估土地流轉(zhuǎn)價格,這有助于降低土地流轉(zhuǎn)成本,確保交易雙方的合法權(quán)益受到保護,推進農(nóng)村土地公開交易。②加快推進農(nóng)村教育,提高農(nóng)村勞動力的職業(yè)技術(shù)素質(zhì)。教育水平的提高,一方面加強了農(nóng)戶對政策的解讀能力,理性看待土地轉(zhuǎn)出行為;另一方面為農(nóng)戶從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提供技術(shù)素質(zhì)保障,這些均可降低農(nóng)戶對土地的生產(chǎn)依賴和保障依賴,有助于提高土地轉(zhuǎn)出率。因此,政府應(yīng)加大農(nóng)村教育投入力度,提高農(nóng)民整體文化水平和職業(yè)技術(shù)素質(zhì),拓寬農(nóng)村勞動力的就業(yè)途徑。有關(guān)職能部門應(yīng)定期組織針對城鎮(zhèn)就業(yè)崗位的技能培訓，提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就業(yè)的適應(yīng)性。③增加非農(nóng)就業(yè)機會，提高非農(nóng)收入。大力發(fā)展工業(yè)和服務(wù)業(yè)，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口創(chuàng)造更多穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)機會，提高農(nóng)戶的非農(nóng)收入；同時，逐步消除戶籍制度帶來的城鄉(xiāng)差異，保證農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工同工同酬，切實提高農(nóng)戶的非農(nóng)收入水平。④加大土地流轉(zhuǎn)政策的宣傳和執(zhí)行力度,引導農(nóng)民搞活土地經(jīng)營權(quán)。采取下鄉(xiāng)走訪、知識講座等多種形式大力宣傳土地流轉(zhuǎn)政策,使農(nóng)民正確認識到土地轉(zhuǎn)出是市場經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢,消除農(nóng)民對土地流轉(zhuǎn)的誤解;同時,充分發(fā)揮政府和村集體在土地流轉(zhuǎn)過程中的擔保作用,做好和農(nóng)戶協(xié)調(diào)工作,調(diào)動農(nóng)戶主動參與土地轉(zhuǎn)出市場的積極性。⑤完善農(nóng)民社會保障體系,弱化土地保障功能。強有力的制度保障從根本上可解決農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出的后顧之憂,使更多的農(nóng)戶逐步剝離對土地的依賴,敢于且放心地轉(zhuǎn)出土地?，F(xiàn)階段我國社會保障不足，是制約農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)化行為的一個重要因素。這意味著，在土地轉(zhuǎn)出的過程中政府應(yīng)積極完善與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平相適應(yīng)的社會保障體系，進而逐步消弱土地的社會保障功能。因此,一方面要增加新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險數(shù)額,從整體上提高農(nóng)村居民的社會保障水平;另一方面應(yīng)分階段逐步完善各項社會保險制度安排,切實保障進城務(wù)工的農(nóng)民工享有與城鎮(zhèn)職工相同的社會保險等。

[1]羅必良,汪沙,李尚蒲.交易費用、農(nóng)戶認知與農(nóng)地流轉(zhuǎn)——來自廣東省的農(nóng)戶問卷調(diào)查[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2012,(1)∶11-21.

[2]鐘漲寶,汪萍.農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中的農(nóng)戶行為分析——湖北、浙江等地的農(nóng)戶問卷調(diào)查[J].中國農(nóng)村觀察,2003,(6)∶55-64.

[3]孫小龍,郭沛.非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響[J].財經(jīng)科學,2015,(11)∶121-128.

[4]張永強,高延雷,王剛毅,等.黑龍江省土地轉(zhuǎn)出行為分析——基于13個地市47個村的調(diào)研數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2016,(3)∶68-74.

[5]鐘曉蘭,李江濤,馮艷芬,等.農(nóng)戶認知視角下廣東省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為研究[J].資源科學,2013,35(10)∶2082-2093.

[6]包宗順,徐志明,高珊,等.農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異與影響因素——以江蘇省為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2009,(4)∶23-30.

[7]許恒周,郭玉燕,石淑芹.農(nóng)民分化對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響分析——基于結(jié)構(gòu)方程模型的估計[J].中國土地科學,2012,26(8)∶74-79.

[8]周國梅,傅小蘭.分布式認知——一種新的認知觀點[J].心理科學進展,2002,10(2)∶147-153.

[9]付凱,楊朝現(xiàn),信桂新,等.農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為調(diào)查與分析[J].地域研究與開發(fā),2015,34(3)∶162-166.

[10]Chuah J and Johnson T R.Distributed Cognition of a Navigational Instrument Display Task[Z].2008.

[11]劉俊生,余勝泉.分布式認知研究述評[J].遠程教育雜志,2012,(1)∶92-97.

[12]徐美銀,陸彩蘭,陳國波.發(fā)達地區(qū)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素分析——來自江蘇的566戶樣本[J].經(jīng)濟與管理研究,2012,(7)∶66-74.

[13]潘林,丁明.政府主導大規(guī)模土地流轉(zhuǎn)下農(nóng)民參與行為研究——基于安徽省四縣的問卷調(diào)查[J].經(jīng)濟與管理,2015,29(2)∶68-73.

[14]陳仲常,馬大來,王玲.農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出參與意愿的影響因素分析[J].重慶大學學報(社會科學版),2014,20(4)∶31-38.

[15]田先紅,陳玲.“階層地權(quán)”：農(nóng)村地權(quán)配置的一個分析框架[J].管理世界,2013,(9)∶69-88.

[16]李景剛,高艷梅,臧俊梅.農(nóng)戶風險意識對土地流轉(zhuǎn)決策行為的影響[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2014,(11)∶21-30.

[17]蔡鷺斌,段建南,張雪靚.農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素分析[J].四川理工學院學報(社會科學版),2013,28(5)∶28-33.

[18]李京濤,周生路,吳紹華,等.基于Logit模型的農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素研究——以南京市浦口區(qū)為例[J].國土資源科技管理,2010,27(5)∶131-136.

[19]賀國英.土地資源、土地資產(chǎn)和土地資本三個范疇的探討[J].國土資源科技管理,2005,22(5)∶66-68,65.

[20]王萌萌,宋戈,黃善林,等.基于農(nóng)戶調(diào)查的江漢平原地區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿研究及影響因素分析[J].水土保持研究,2016,23(4)∶99-103.

[21]李偉民,梁玉成.特殊信任與普遍信任：中國人信任的結(jié)構(gòu)與特征[J].社會學研究,2002,(3)∶11-22.

[22]錢文榮.浙江傳統(tǒng)糧區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿與行為的實證研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2002,(7)∶64-68.

[23]陳昱,陳銀蓉,馬文博.基于Logistic模型的水庫移民安置區(qū)居民土地流轉(zhuǎn)意愿分析——四川、湖南、湖北移民安置區(qū)的調(diào)查[J].資源科學,2011,33(6)∶1178-1185.

[24]樂章.農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及解釋——基于十省份千戶農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2010,31(2)∶64-70.

[25]張文彤. SPSS統(tǒng)計分析高級教程[M].北京：高等教育出版社,2013.