黄淮海平原农区农户耕地流转意愿影响因素
——以曲周县农户调查为例

王 楠, 祖 健, 郝晋珉, 顾恬玮, 陈爱琪

(1.中国农业大学 土地科学与技术学院, 北京 100193; 2.自然资源部农用地质量与监控重点实验室, 北京 100193)

耕地流转是指拥有耕地承包经营权的农户将耕地经营权转让给其他农户或经济组织的行为，其对于解决我国家庭联产承包责任制下产生的耕地细碎化问题，加快推进农业现代化建设具有重要意义[1]。2008—2014年，我国耕地流转面积的年均增长率达到24.4%[2]，但其中很大一部分耕地流转发生在小规模分散经营的农户之间，其速度慢、规模小，并不利于规模经营和现代农业的发展[3]。2014年11月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》，明确指出要坚持农民自愿原则，以农民为主体，政府扶持引导，市场配置资源开展土地经营权流转工作。因此，农户作为耕地承包的基本单元[4]，深入探讨影响农户耕地流转意愿的主要因素对于提高农户耕地流转积极性、引导耕地有序流转有着积极作用。

农区是指以农业生产为主的地区，推进我国农区耕地流转对于加快农业现代化建设、提高粮食生产能力、保障粮食安全具有重要意义。当前，已有学者针对农区农户耕地流转意愿影响因素开展了相关研究。焦玉良[5]以地处鲁中平原传统粮棉区的高密市为例，研究发现农户的城市化愿望、农业收入比重和身体状况等因素是影响农户土地转出意愿的重要因素;胡爱华[6]研究发现户主的职业、健康状况、种植业收入比重等内部因素，以及地区经济发展水平、中介组织和产权稳定性等外部因素是影响湖北省传统农业区农户土地流转意愿的主要因素;薛凤蕊等[7]研究认为由于自然条件和资源禀赋的差异，使得鄂尔多斯市农区和半农半牧区中影响农牧民土地流转意愿的因素有所差异;胡红波等[8]研究发现影响传统绿洲农业区农户土地流转意愿的因素与我国中东部地区存在着较为显著的地域差异。

整体来看，现有文献多采用某一时刻的截面数据挖掘影响农区农户耕地流转意愿的主要因素，或通过将其与其他地区进行对比分析以探究不同地域条件下影响因素的差异。然而，随着我国农村经济社会的不断发展，目前缺乏揭示农户耕地流转意愿发展规律的相关研究。同时，黄淮海平原是我国重要的粮食主产区，由于该区域农业比较利益偏低，耕地粗放经营、弃耕撂荒等现象增多[9]，且由于耕地流转不畅最终造成粮食产量损失[10]，因此耕地的集中规模化经营成为了黄淮海平原农业发展中的重要内容。为此，本文在实地调查的基础上对黄淮海平原影响农户耕地流转意愿的主要因素进行研究，并对不同村庄发展阶段下主要驱动因素进行对比分析，有针对性地提出相关政策建议，以期为黄淮海平原及我国其他农区耕地流转工作提供参考与借鉴。

1 研究区概况

曲周县位于河北省南部、邯郸市东北部，地处东经114°50′22.3″—115°13′27.4″，北纬36°35′43″—36°57′，属暖温带半湿润大陆性季风气候区，雨热同期。境内有滏阳河、支漳河、老沙河3条主干河流。地面降坡1/3 000左右，地势平坦。曲周县农区面积广大，农业人口众多，农作物种植以粮、棉、油、菜为主，是我国典型的平原农业县。2017年曲周县耕地面积为52 620.83 hm2，占全县土地总面积的77.76%;乡村人口为25.40万人，占全县常住人口的56.97%;第一产业增加值为18.8亿元，占全县GDP比重为13.70%。此外，到2014年底，全国耕地流转面积占家庭承包经营耕地面积的30.4%，而曲周县农村土地流转面积超过3 000 hm2，仅占耕地总面积的6.33%，相比全国平均水平还有很大差距。因此，选取曲周县作为研究对象具有一定的实际意义，其研究结果可为黄淮海平原农区耕地流转工作开展提供参考与借鉴。

2 理论框架与研究模型

2.1 理论框架

农民土地流转通常是在自愿平等的基础上进行的，且耕地流转意愿是农户综合衡量自身条件、对外部环境的认知等之后理性选择的结果，因此农户耕地流转意愿对实际流转行为具有较强的导向性和影响力[11]。由此也可以看出，耕地流转意愿最终能否驱动耕地流转行为发生，取决于外部条件影响下的一系列农户特征可否使得农户充分达到心理预期[12]。

农民的非农就业机会与土地流转市场的规范性是影响农户耕地流转行为的主要外部因素[13]，二者分别通过吸引农村劳动力向非农产业转移和为耕地流转搭建有效渠道的方式，从人、地两方面促使农户将耕地流转意愿转化为实际行动。因此，对于发达地区而言，地区经济发展水平、土地流转市场的成熟程度和村庄地理位置等是农户能否实现耕地流转意愿的重要外部因素[14]，它们体现了城镇效应对于农村劳动力的吸引作用和对农村土地流转市场的带动作用。但对于我国传统农区而言，由于城镇辐射带动作用有限且户口和土地的体制壁垒问题目前较难打破，驱使农户将耕地流转意愿转化为实际行为的外部因素更多与村庄自身发展阶段密切相关，其多通过推动农民就地城镇化的方式实现耕地流转。

然而，耕地对于农民而言，不仅具有经济功能，最重要的是为农民提供了社会保障功能[15]，这使得一些外部条件对农户耕地流转行为的驱动作用也存在直接影响[16-17]，这一过程往往由于情感等非理性因素的干涉，最终导致农户耕地流转行为与意愿选择相悖。

2.2 研究模型

基于农户耕地流转理论框架(图1)，研究我国农区耕地流转应基于理性视角，明确农户耕地流转意愿对于耕地流转行为决策的重要意义，重点分析村庄不同发展阶段中影响农户耕地流转意愿的主要农户特征，并分析其驱动机制，为今后村庄发展过程中有针对性地理性推动耕地流转工作提供理论与现实依据。因此，选取农户耕地流转意愿为被解释变量，代表农户耕地流转行为的直接驱动力;基于已有相关研究，解释变量的选取从农户的个人特征、家庭特征、耕地特征和认知水平等方面进行考虑(表1)。

图1 农户耕地流转理论框架

表1 模型所涉及的变量

个人特征重点考虑作为农户主要决策者的户主的个体情况，其年龄、职业和受教育水平等因素所带来的思维和观念上的差异，使得其对土地的依赖程度有所不同;家庭特征重点考虑目前农村普遍存在的农户生计分化现象，家庭劳动力和收入结构的差异将会影响农户对土地的依赖性;耕地特征重点考虑农户承包耕地的规模、种植现状和耕作出行条件，以反映耕地资源禀赋对目前农业劳动生产率的影响;认知水平重点考虑农户对可能驱动耕地流转现象发生的相关政策的了解程度，反映农户对土地流转相关工作的含义及意义的认同程度。

3 研究方法与数据来源

3.1 研究方法

本文的研究对象是农户耕地流转意愿，其答案只有“愿意”和“不愿意”两种情况，因此被解释变量是二元的离散变量。但多元回归分析要求因变量必须是具有间距测度等级的连续变量，所以本文采用二元离散的Logistic回归[18]建立农户耕地流转意愿模型。这种回归方法将逻辑分布作为随机误差项的概率分布，适用于依据效用最大化原则所进行的选择行为分析，因此将其用于研究涉及自身利益最大化的农户意愿问题是非常合理的。其具体表达形式见式(1):

(1)

式中:P为农户愿意流转耕地的概率;X1,X2,…,X13为各个解释变量;β1，β2,…,β13为各影响因素的回归系数;β0为截距;ε为误差。

另外，本文主要采取横向比较研究法、定量与定性相结合的方法等，以空间差异替代时间演变，通过对比分析曲周县3个村庄的农户耕地流转意愿影响因素，探讨农区村庄发展过程中引导承包耕地经营权有序流转的途径与手段。

3.2 数据来源

本研究所采用的数据来自于2017年8月21日—30日对研究区开展的农户调查。为对不同村庄发展阶段下的农户耕地流转意愿影响因素进行对比分析，综合考虑美丽乡村建设的现实意义[19]及其阶段特征[20-22]，选取曲周县内的3个典型村庄进行调研。其中，西五间房村是具有一定历史文化底蕴的传统乡村，且村领导班子具有较为强烈的美丽农村建设意愿，属于农村发展的前期阶段;前河道村属于农村发展中期阶段，其环境整治和基础设施建设工作已基本完成，并于2017年荣获省级“美丽乡村”称号;后老营村属于农村发展后期阶段，其依托于“产业+文化”的发展模式，已成为曲周县具有代表性的美丽乡村精品村。

为全面了解村庄发展现状及农户耕地流转意愿情况，农户调查工作分为3个阶段开展。第一阶段，通过与乡镇干部、村干部进行交流座谈，了解样点村发展现状及定位，把握其整体情况;第二阶段，采用问卷调查法对农户进行随机抽样调查，收集样本农户详尽、定量的信息，深入了解农户耕地流转情况，最终共完成有效问卷183份(西五间房村71户、前河道村57户、后老营村55户);第三阶段，通过实地踏勘，了解样点村现状布局和建设情况，并对前两个调查阶段所获信息进行实地校验与考察，进一步挖掘村庄存在的实际问题与特点。

4 结果与分析

4.1 模型的运行

以三村全部183份样本农户数据为例，为避免自变量之间高度相关导致回归系数不稳定，首先借助SPSS 20.0软件中的线性回归模块，通过自动计算方差膨胀因子(VIF)对所有解释变量进行多重共线性检验，结果显示其VIF值均小于10，各指标之间不存在多重共线性现象。然后，借助软件的Logistic回归模块，选择向前:条件方法对样本农户数据进行二元Logistic回归分析。这一方法是根据各解释变量加入分析后卡方检验最显著的原则逐步加入新的解释变量，并逐步根据回归检验结果删除又不再符合显著的自变量，直至所有显著变量存在于最终模型中。本次回归于第四步形成最优模型，但为确保回归模型可以用来分析相关问题，需进一步检验模型的拟合优度。通过模型系数的综合检验结果可知，最优模型的显著性(Sig.)为0，通过了1%的显著性检验，说明第四步引入的解释变量作用非常显著(表2)。Hosmer和Lemeshow检验将仅有截距的模型与最优模型进行比较，结果显示Sig.值大于0.05，说明最优模型与仅有截距的模型差异显著，第四步引入的解释变量有效且当前数据中的信息已经被充分提取(表3)。因此，该模型拟合优度较高，模型回归结果可以较好地反映黄淮海平原农区农户耕地流转意愿。采取同样的方法，也可以分别建立3个村庄农户耕地流转意愿的Logistic回归方程。

表2 黄淮海平原农区农户耕地流转意愿模型系数的综合检验

表3 黄淮海平原农区农户耕地流转意愿模型Hosmer和Lemeshow检验

软件自动计算所得到的黄淮海平原农区农户耕地流转意愿模型回归结果见表4。可见，最终被引入模型的解释变量共有4项。非标准化系数为各解释变量的回归系数;显著性用于判断各自变量的作用是否显著;优势比反映了解释变量每增加一个单位，给原来的发生比所带来的变化。另外，由于所选取的各解释变量单位不同，非标准化系数不能用于比较各解释变量的相对作用，因此本文增加了标准化系数，其计算公式[23]见式(2):

表4 黄淮海平原农区农户耕地流转意愿模型回归结果

(2)

4.2 黄淮海平原农区农户耕地流转影响因素分析

由回归结果可以看出(表4)，对黄淮海平原农区农户耕地流转意愿影响显著的因素包括人均年收入、家庭主要收入来源和“土地整治”、“高标准基本农田建设”政策了解程度，其均通过了5%的显著性检验。其中，后两项指标的回归系数均为正值，结合其优势比可知，当家庭主要收入来源从纯农业转变为农业兼业，或从农业兼业转变为非农业时，农户愿意流转耕地的概率为原先的近2倍;了解“土地整治”、“高标准基本农田建设”政策的农户愿意流转耕地的概率是不了解相关政策农户的近4倍。

人均年收入指标的回归系数为负值，优势比为0.064，说明家庭人均年收入每增加1 000元，农户愿意流转耕地的概率降低为原先的0.064倍。然而一般而言，随着农户生计非农化程度的加强，农民收入水平是不断提高的，但本文研究结果显示家庭主要收入来源与人均年收入对于农户耕地流转意愿的作用方向却是相反的。这是由于对于我国粮食主产区而言，农民更看重耕地的价值且他们在城镇稳定工作和居住的可能性较小[24]，经营性收入是其收入的主要来源[25]，因此以农业经营为主的人均年收入水平越高，农民种植积极性越强烈，也就越不愿意流转耕地。

同时，通过分析各指标的标准化系数绝对值可以发现，对于农户耕地流转意愿而言，人均年收入的影响程度要比其余指标大得多。从家庭主要收入来源数据也可以看出，44.81%的农户为纯农业户，50.27%的农户为农业兼业户，仅有4.92%的农户为非农业户，农业仍是黄淮海平原农区农民的最主要生计来源。这更进一步表明，虽然生计非农化会使得农户对于耕地的依赖性有所减弱，但对于黄淮海平原农区而言，农业收入水平的高低才是影响耕地流转意愿的最直接因素。

4.3 不同村庄发展阶段下农户耕地流转意愿影响因素的比较分析

3个村庄的农户耕地流转意愿模型均通过了相关检验。由回归结果可以看出(表5)，影响3个村庄不同发展阶段农户耕地流转意愿的主要因素有家庭主要收入来源、“土地整治”、“高标准基本农田建设”政策了解程度、住处到田地距离、人均承包耕地面积和道路是否方便，且不同村庄发展阶段影响农户耕地流转意愿的因素有所差异:

表5 村庄农户耕地流转意愿模型回归结果对比

(1) 对于西五间房村和前河道村而言，家庭主要收入来源因素的标准化系数绝对值0.423和0.488分别居于首位，且其均通过了10%的显著性检验，表明家庭主要收入来源在农村发展的中前期阶段对农户耕地流转意愿的影响较为显著且其影响程度较大，到后期阶段影响并不显著。同时，当农村发展到中期阶段时，家庭主要收入来源的回归系数变为负值-0.488，优势比为0.194，说明当家庭主要收入来源从纯农业转变为农业兼业，或从农业兼业转变为非农业时，农户愿意流转耕地的概率降低为原先的0.194倍。从农民家庭决策的角度进行分析，农户一般希望充分利用家庭内部成员的分工优势使家庭收益最大化，因此农户经营呈现出了兼业化的特征。随着农区村庄的不断发展，农地非农化使得农户拥有的土地资源愈加有限，农业生产物质条件的改善使得农业劳动能力富余，耕地的社会保障功能以及一系列惠农政策使得农业经营有着相对较高的综合比较利益，因此尽管农户存在非农就业行为，其耕地流转意愿也并不活跃[26]。

(2) 对于前河道村和后老营村而言，“土地整治”、“高标准基本农田建设”政策了解程度因素的标准化系数绝对值分别居于第二位和首位，且其均通过了10%的显著性检验，表明“土地整治”、“高标准基本农田建设”政策了解程度在农村发展的中后期阶段对农户耕地流转意愿的影响较为显著，且其影响程度逐渐加深。由于北方传统农区农业比较效益偏低、农村经济发展落后，因此政策引导对于促进农业农村优先发展具有重要意义。在这一过程中，相关政策的普及使得农户对耕地保护、规模经营的重要意义的认知程度加深，对与其相关的耕地流转行为产生较高的认同感，农户思想从小农经济向市场经济转变，农户耕地流转意愿得到提升。

(3) 西五间房村的住处到田地距离因素通过了5%的显著性检验，后老营村的道路是否方便因素通过了1%的显著性检验，综合表明耕地的交通条件在农村发展的前期和后期阶段对农户耕地流转意愿的影响非常显著。住处到田地距离因素的标准化系数为正值0.406，说明前期阶段，随着住处到田地距离增加，耕作半径的增加使得农民出行耕作的便利程度降低，农户耕地流转意愿上升。随着村庄的不断发展，农村生产交通工具逐渐普遍，耕作半径对于耕作便利程度的限制作用变得微弱，同时，随着农村道路交通条件得到一定程度的改善，前往田间耕作的道路越方便，农户越不愿意将所拥有的耕地流转出去，因此道路是否方便因素的标准化系数为负值-0.186。

(4) 西五间房村的人均承包耕地面积因素通过了5%的显著性检验，表明人均承包耕地面积在农村发展的前期阶段对农户耕地流转意愿的影响非常显著，但其影响程度相对较小，标准化系数的绝对值仅为0.211。其优势比为0.791，说明农户家庭人均耕地面积每增加1/15 hm2，农户愿意流转耕地的概率降低为原先的0.791倍。对于农区而言，拥有耕地规模较大的农户多已实现机械化规模经营，并可利用其余时间从事其他行业，因此其不愿意流转出土地，且愿意承包更多耕地以获得增值效益[7]。

5 结论与建议

5.1 结 论

(1) 农户收入水平、家庭主要收入来源和对相关政策的了解程度对黄淮海平原农区农户耕地流转意愿的影响较为显著。其中，经营性收入作为农民主要收入来源，农户收入水平的提升使得农户耕地流转意愿明显下降;随着农户收入来源的非农化，以及对土地流转相关政策了解程度的加深，农户耕地流转意愿上升。

(2) 黄淮海平原农区不同村庄发展阶段中影响农户耕地流转意愿的因素有所差异。家庭主要收入来源在农村发展的中前期阶段对农户耕地流转意愿的影响较为显著且其影响程度较大，但农户为充分利用家庭内部成员的分工优势使家庭收益最大化，收入非农化对耕地流转意愿的正向刺激作用将逐渐弱化。由于政策普及提升了农户对土地流转工作的认同感，农户对相关政策的了解程度在农村发展的中后期阶段对农户耕地流转意愿的正向刺激较为显著，且其影响程度逐渐加深。耕地的交通条件在农村发展的前期和后期阶段对农户耕地流转意愿的影响非常显著，前期阶段住处到田地距离增加导致耕作便利程度降低，农户耕地流转意愿上升;后期阶段农村道路交通条件的改善使得农户不愿将所拥有的耕地流转出去。由于拥有耕地规模较大的农户多已实现机械化规模经营，人均承包耕地面积在农村发展的前期阶段对农户耕地流转意愿的负向刺激非常显著，但其影响程度相对较小。

5.2 建 议

当前，我国农村耕地利用和管理仍然面临布局散乱、粗放低效等问题，因此加快推进农村土地流转是促进农业现代化、规模化、高效化经营，促进农业增产和农民增收的重要手段。同时，新形势下深化农村改革，主线仍然是处理好农民与土地的关系。因此，耕地流转工作的推进一定要充分尊重农民意愿，保障和实现农民权益，激发农村发展活力。为提高黄淮海农区农户耕地流转意愿，促进农村耕地合理流转，基于本文研究结论有针对性地提出以下几点政策建议:(1) 着力加强农村劳动力培训，提高农民非农技能，为农村富余劳动力转移就业创造条件，提升农民收入水平，促进农民工就业向稳定、有保障、有素质等方向转变。(2) 逐步加强土地流转的普法宣传力度，广泛宣传土地流转的意义和政策措施，以及其对农民增收的实际效果，消除农民的思想顾虑，提高土地流转意识。(3) 通过适时扩大基础设施建设投入、改善农业生产条件，充分激发家庭经营的基础作用，重点培育从事专业化、集约化农业生产的家庭农场，使之成为引领适度规模经营、发展现代农业的有生力量。(4) 考虑重点面向承包土地的种植大户，尽早开展农业技术推广和农业全产业链培训等，促进农民科学开展种植活动，最终实现流转耕地的规模化、集约化和产业化发展。

另外，本文选取黄淮海平原中的一个典型农业县开展研究，具有一定代表性，可为黄淮海平原农区农户耕地流转工作提供一定的参考与借鉴。但我国农村情况千差万别，各地在具体施行相关政策前要充分考虑到可能影响区域农户耕地流转意愿的所有因素，未来有条件的情况下还可以对具体村庄开展长期定点观测，并合理分析研判显著影响农户耕地流转意愿的因素及其驱动机制，因地制宜、合理施策。