郭斌+高麗娟+賀東亮

摘要：研究農地流轉模式選擇意愿對科學合理地促進農地流轉、加快農地流轉市場化步伐、提高農地流轉績效都具有一定的現(xiàn)實意義。根據對陜西省、河南省、山東省所屬的7市23鎮(zhèn)54村1 027份的實地調研問卷，利用有序Probit模型對影響農地流轉模式選擇意愿的因素進行了系統(tǒng)分析。結果表明：農地流轉模式的選擇受多種因素的影響，其中影響較為顯著的因素有農地流轉的價格、經濟發(fā)展水平、農地流轉的交易時間、農地流轉的年限、家庭流轉的土地數、年齡、家庭年收入、是否簽訂書面流轉合同、政府對農地流轉的態(tài)度等，而處在不同經濟發(fā)展水平的陜西省、河南省、山東省3個地區(qū)的顯著影響因素排序有所差異。

關鍵詞：農地流轉模式；選擇意愿；區(qū)域差異；有序Probit模型

中圖分類號： F301.3文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2014）06-0426-04

收稿日期：2013-09-02

基金項目：國家軟科學研究項目（編號：2012GXS4D117）；教育部人文社會科學研究一般項目（編號：10YJC790068）。

作者簡介：郭斌（1972—），男，湖南益陽人，博士，教授，博士生導師，主要從事房地產經濟、技術經濟及管理研究。

通信作者：高麗娟，碩士研究生，研究方向為房地產投資決策和農地流轉。E-mail：1794998187@qq.com。農地細碎化分割是我國當前發(fā)展規(guī)模農業(yè)、提高農地產出效率和農產品競爭力的最大障礙，因而發(fā)展和完善農地流轉制度成為各地解決“三農”問題的重要支點。2013年中央一號文件提出，鼓勵和支持承包土地向專業(yè)大戶、家庭農場、農民合作社流轉，著力構建新型農業(yè)經營體系。農村土地承包經營權流轉是農村經濟社會發(fā)展的必然要求，也是傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)轉型的必由之路，能有效地提高農業(yè)經營的績效和農民的總體收入。目前，我國的農地流轉制度雖然在不斷發(fā)展，但是整體水平尤其是市場化水平還比較低，并且具有顯著的區(qū)域差異性，農地流轉績效沒有得到最大的發(fā)揮。因此各地區(qū)如何因地制宜地優(yōu)化選擇農地流轉模式、推動農地流轉市場的發(fā)展、擴大農地規(guī)模經營、提高農地流轉績效是當前我國農業(yè)發(fā)展過程中迫切需要解決的問題。

在各地區(qū)農地流轉差異性方面，包宗順等在對大量農村社會調查基礎上的研究表明，不同地區(qū)間的經濟發(fā)展水平存在的巨大梯度差異，導致不同地區(qū)間在農村土地流轉規(guī)模、流轉速度、流轉方式、流轉土地集聚程度和農戶土地流轉行為等方面也都存在顯著差異[1]。卞琦娟等分析了浙江省東、中、西部不同經濟發(fā)展水平地區(qū)農地流轉的現(xiàn)狀指出：由于浙江省東、中、西部經濟發(fā)展水平存在差異，浙江省農地流轉市場的發(fā)育程度呈現(xiàn)出從浙東-浙中-浙北明顯的梯度結構；第二、第三產業(yè)的發(fā)展是出現(xiàn)農戶流轉行為的客觀物質基礎[2]。李庚通過研究比較陜西關中3個縣的農地流轉空間差異認為，關中地區(qū)經濟發(fā)展水平的差異使得流轉市場呈現(xiàn)出較大差異，經濟較為發(fā)達的長安區(qū)流轉市場的發(fā)育程度大大高于寶雞市岐山縣、渭南市澄城縣[3]。段培等通過對新疆天山北坡3個縣農地流轉狀況的實證分析表明，由于經濟發(fā)展水平和資源稟賦的差異，經濟水平較低、區(qū)位條件較差的縣域農戶農地流轉參與度較高，區(qū)位條件較好的縣域以出租方式轉出農地的比例較高，農地轉出價格也較高，設施農業(yè)較發(fā)達的地區(qū)轉出土地的年限相對較長[4]。趙金龍等認為，我國農村土地出現(xiàn)的各種農地流轉模式都有其存在的合理性和價值，只是使用條件不同[5]。

從對以上文獻的分析來看，國內對農地流轉模式選擇差異性的研究只是在主觀上指出各地區(qū)在主要模式選擇上存在差異性，而缺乏對導致其差異性的影響因素的具體研究?，F(xiàn)有的研究范圍大都局限于對部分區(qū)域的調查分析，從東、中、西部3個區(qū)域全方面對農地流轉現(xiàn)狀和模式選擇差異性進行描述并比較分析的文獻還很少。

1數據來源、模型選擇與變量界定

1.1數據來源

一般而言，經濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，農戶對農地的態(tài)度、農地流轉的認知程度、接受度、參與流轉的積極性等都會有所不同，這些也會導致不同地區(qū)對主要農地流轉模式選擇的差異性。本研究所用數據是由筆者及其所在調研小組于2012年4月至2013年1月實地調研所得，問卷選取的調查區(qū)域共涉及山東省、河南省、陜西省的7市23鎮(zhèn)54村，共獲得有效問卷1 027份，占發(fā)放問卷總數的82.4%。本次調研主要采用入戶一對一的問卷調查方式，就問卷所涉及的問題與當地農民進行溝通和交流。調研區(qū)域及問卷分布情況見表1。

1.2模型選擇

對農地流轉模式選擇意愿的調查很難獲得連續(xù)性數據，本研究反映農地流轉模式選擇意愿的數據也主要是以分類變量為主的離散數據，而采用概率模型分析離散選擇問題是理

想的估計方法。由于因變量涉及3類代表不同市場化程度流轉模式的離散數值，在研究過程中應采用有序概率模型，其中用有序Probit模型（order probit regression model，OP模型）處理多類別離散數據是近年來應用較廣的一種方法[6]。有序Probit模型是受限因變量模型（limited dependent variable model）的一種，它是用可觀測的有序反應數據建立模型來研究不可觀測的潛變量變化規(guī)律的方法[7]。

以Yi表示在（0，1，2，…）上取值的有序響應，關于Yi的有序Probit模型可以用以下公式表示[8]：

Y*i=βX′i+εii=1，2，…，n，

Yi=0Y*i≤a1

1a1

J Y*i>aJ。

Yi=0，1，2，…的概率為：

Prob（Yi=0|X′i）=Prob（βX′i+εi≤a1|X′i）=φ（a1-βX′i）

Prob（Yi=1|X′i）=Prob（a1<βX′i+εi≤a2|X′i）=

φ（a2-βX′i）-φ（a1-βX′i）

…

Prob（Yi=J|X′i）=Prob（βX′i+εi≤aJ|X′i）=1-φ（aJ-βX′i）

式中：Y*i是一個潛在變量，無法觀測到其具體值，但Yi是可觀測的變量； Xi是一組解釋變量的觀測值，i（i=1，2，…，n）代表觀測值數； β代表待估計的參數變量；εi是隨機解釋變量；J是狀態(tài)參數；ai是區(qū)間的分界點；φ是標準正態(tài)累計分布函數。

1.3變量的界定

1.3.1因變量選取本研究從農地流轉主體的角度出發(fā)，結合市場化程度的高低將農地流轉模式劃分為3種，即以農戶為流轉主體的直接式，如出租、轉包等；有政府參與的間接式（本研究主要是指反租倒包）；土地股份合作[9]。

1.3.2自變量的選取農地流轉模式的選擇意愿受多種因素的影響，根據實地調研成果，本研究將解釋變量分為以下幾個方面：（1）農民個體特征變量，包括年齡、文化程度；（2）家庭特征變量，包括家庭年收入、外出務工人員的比重、家庭流轉的土地數；（3）區(qū)域特征變量，包括地區(qū)經濟發(fā)展水平、到縣城或等級公路的距離；（4）政治因素變量，通過實地調研發(fā)現(xiàn)，地方政府對農地流轉的政策指引以及對農地流轉的態(tài)度會影響農地流轉模式的選擇，因此選取政府對農地流轉的態(tài)度這一變量；（5）認知程度變量，主要是對中介機構以及新型農地流轉模式的了解程度，包括是否聽說過農地流轉中介機構、是否聽說過土地銀行（是指主要經營土地存貸及與土地有關的長期信用業(yè)務的金融機構，其具體運作模式是指政府出面組織，將某一區(qū)域農民的承包地使用權、農村集體建設用地使用權、以及“拆院并院”之后的農民宅基地使用權分類整合，“零存整貸”，加快農地流轉，從而推動農業(yè)產業(yè)化和規(guī)模化形成）；（6）市場特征變量，包括農地流轉的價格、期限、是否簽訂書面合同以及交易時間。具體的變量解釋及賦值見表2。

2模型的運行及分析

2.1模型的運行

根據“1.3”中所述的方法，本研究選擇反映農民個體特征、家庭特征、區(qū)域特征、政治因素、認知程度、市場因素等6個方面的14個解釋變量，利用Stata1 2.0軟件對農地流轉模式選擇意愿進行有序Probit模型估計。首先根據3省7市23鎮(zhèn)54村的1 027份問卷數據建立農地流轉模式選擇意愿的總模型，結果見表3，其中的模型Ⅰ是讓所有的解釋變量進入模型中的檢驗，檢驗結果反映了所有解釋變量對被解釋變量的影響程度，通過相關性參數的分析可以發(fā)現(xiàn)，模型Ⅰ的整體擬合優(yōu)度較好，表明解釋變量在整體上對被解釋變量有顯著的影響，其中X1、X3、X5、X6、X8、X11、X12、X13、X14等變量對農地流轉模式選擇意愿的影響顯著，而X2、X4、X7、X9、X10等變量對農地流轉模式選擇意愿的影響未通過顯著性檢驗；模型Ⅱ是在模型Ⅰ的基礎上，經過優(yōu)化檢驗、剔除對被解釋變量影響不顯著的變量后的估計結果，通過對模型Ⅱ中各解釋變量參數的對比發(fā)現(xiàn)，模型Ⅱ中各解釋變量對被解釋變量的解釋程度明顯高于模型Ⅰ，且從對數似然比（log likelihood）、偽判決系數（pseudo R2） 的數值比較來看，模型Ⅱ的擬合優(yōu)度較高。綜合以上分析，選擇模型Ⅱ作為農地流轉模式選擇意愿總模型的最終結果。用同樣的方法可以分別建立陜西省、河南省、山東省的農地流轉模式選擇意愿模型，并進行對比分析，結果見表4（此處只列出模型Ⅱ作為最終結果）。

2.2總模型分析

基于表3的總模型估計結果，各個因子對農地流轉模式選擇意愿的貢獻率排序為：單位農地流轉的價格>經濟發(fā)展水平>農地流轉的交易時間>農地流轉的年限>家庭流轉的土地數>年齡>家庭年收入>是否簽訂書面流轉合同>政府對農地流轉的態(tài)度。具體分析結果見表5模型Ⅱ。

2.3區(qū)域比較分析

由于區(qū)域經濟發(fā)展水平的差異性，各地的主要農地流轉模式不同，且影響模式選擇的因素排序也有所不同。從農地表2變量解釋及賦值表

符號變量名稱 變量類型 變量賦值 Y農地流轉模式選擇意愿因變量直接式為0；反租倒包為1；土地股份合作為2 X1 年齡 個體特征變量 ≤40歲為0；>40歲且≤50歲為1；>50歲且≤60歲為2；>40歲為3X2 文化程度個體特征變量 小學及以下為0；初中為1；高中為2；大專及以上為3 X3

家庭年收入

家庭特征變量

≤10 000元為0；>10 000元且≤30 000元為1；>30 000元且≤50 000元為2；>50 000元且≤100 000元為3；100 000元以上為4X4 家庭外出務工人員比重家庭特征變量 40%以下為0；≥40%且﹤60%為1； ≥60%且﹤80%為2；≥80%且≤100%為3X5家庭流轉的土地數家庭特征變量 0.33 hm2以下為0；≥0.33 hm2且﹤0.67 hm2為1； ≥1 hm2且﹤1.33 hm2為3；≥1.33 hm2且﹤2 hm2為4；≥2 hm2且﹤3.33 hm2為5；>3.33 hm2為6 X6 經濟發(fā)展水平 區(qū)域特征變量山東省為0；河南省為1；陜西省為2 X7

到縣城或等級公路的距離

區(qū)域特征變量

5 km以下為0； ≥5 km且﹤10 km為1；≥10 km且﹤50 km為2；50 km及以上為3 X8 政府對農地流轉的態(tài)度政治因素變量積極支持為0；一般支持為1；不聞不問為2X9是否聽說過農地流轉中介機構 認知程度變量 有為0；沒有為1；不清楚為2 X10是否聽說過土地銀行認知程度變量 是為0；否為1 X11

農地流轉的價格

市場特征變量

7 500元/hm2以下為0；≥7 500元/hm2且﹤1 5000元/hm2為1；≥1 5000元/hm2且﹤22 500元/hm2為2；22 500元/hm2以上為3 X12 是否簽訂書面流轉合同 市場特征變量是為0；否為1 X13

農地流轉的年限

市場特征變量

≥1年且﹤5年為0；≥5年且﹤10年為1；≥10年且﹤15年為2；≥15年且﹤20年為3；≥20年且﹤30年為4； 30年為5 X14

農地流轉的交易時間

市場特征變量

7 d以下為0；≥7 d且<15 d為1；≥15 d且<1個月為2； ≥1個月且﹤2個月為3； ≥2個月且﹤6個月為4； ≥6個月且﹤12個月為5；1年及以上為6

農地流轉模式選擇意愿總模型的估計結果

解釋變量模型Ⅰ模型Ⅱ系數Z值P值系數Z值P值X1（年齡） -0.250 2 -2.06 0.040-0.214 1-2.090.037X2（文化程度）-0.035 5 -0.46 0.648X3（家庭年收入）-0.397 5 -3.39 0.001-0.391 4-3.680.000X4（家庭外出務工人員比重）0.026 5 0.30 0.765 X5（家庭流轉的土地數）0.098 6 1.73 0.0830.095 2 1.73 0.084 X6（經濟發(fā)展水平）0.422 2 4.59 0.000 0.377 0 4.41 0.000X7（到縣城或等級公路的距離）-0.050 7 -0.520.603X8（政府對農地流轉的態(tài)度）-1.882 2-16.74 0.000-1.897 6-17.070.000X9（是否聽說過農地流轉中介機構） 0.032 6 0.260.794 X10（是否聽說過土地銀行）-0.233 6 -1.22 0.224X11（單位農地流轉的價格）0.770 5 6.74 0.000 0.839 08.440.000X12（是否簽訂書面流轉合同）-1.068 3 -4.720.000-1.063 2-4.730.000X13（農地流轉的年限） 0.181 6 3.90 0.0000.166 03.710.000X14（農地流轉的交易時間）0.342 05.03 0.0000.365 85.510.000觀測數值1 0271 027對數似然比-278.062 4-279.550 2偽判決系數0.579 90.577 7P值 0.000 00.000 0

流轉主要模式來看，在陜西省更多的是農戶與農戶之間的直接流轉，包括出租、轉包；河南省的農民傾向于選擇反租倒包這種農地流轉模式；山東省則是以土地股份合作模式為主。3個地區(qū)農地流轉模式選擇因素貢獻率的大小排序見表6。

區(qū)域模型分析結果反映出以下具有區(qū)域差異性的特征：（1）山東省和陜西省流轉模式的選擇受X4的影響較大，而河南省的這一因素并不顯著，這是因為在河南省調研地區(qū)發(fā)現(xiàn)只有6%的家庭選擇將土地全部流轉而外出打工，大多數都選擇經營兼業(yè)化的方式（簡單講就是非農就業(yè)機會出現(xiàn)時，為使家庭收益最大化，農戶會選擇家庭成員內部分工，即一部分外出打工，剩余部分在家務農，并不放棄農地的社會保障功能），使得X4對農地模式選擇意愿的影響并不顯著。而主要反映農業(yè)收入的X3對其農地流轉模式選擇的影響較為顯著：家庭收入越高的農戶對土地依賴性越強，越傾向于選擇市場化程度低的流轉模式。（2）分析結果表明，X6對河南省農地流轉模式選擇的影響非常顯著：經濟發(fā)展水平越高的地區(qū)越傾向于選擇市場化程度高的農地流轉模式，而另外兩個地區(qū)這一因素的影響卻不明顯，這是因為調研過程中河南省調研表4陜西省、河南省、山東省農地流轉模式選擇意愿模型估計結果（模型Ⅱ）

解釋變量陜西省河南省山東省系數Z值P值系數Z值P值系數Z值P值X1 -0.754 7 -3.68 0.0000.321 1 2.28 0.022-2.468 7 -3.16 0.002X2 X3 0.560 53.970.000 -0.094 0 -5.38 0.000X4 0.507 2 2.78 0.005 1.687 43.600.000X5 0.363 0 4.28 0.000 0.544 6 1.56 0.069 X6 0.476 4 1.94 0.0530.840 9 4.63 0.000X7 3.057 8 3.08 0.002X8 -1.817 9-11.610.000X9 0.555 91.620.086X10 1.137 7 5.08 0.000X11 -0.610 5-2.560.0100.613 8 3.42 0.0016.771 84.190.000X12 X13 1.266 46.780.0000.146 2 2.45 0.014X14 0.560 53.970.000 -6.129 3-4.360.000觀測數值276533 218對數似然比-97.360 224 -143.595 49 -22.524 67偽判別系數0.353 7 0.579 5 0.756 9 P值 0.000 00.000 00.000 0

各因子對農地流轉模式選擇意愿的影響

排序呈正向因子作用1農地流轉的價格（X11）農地流轉的價格越高農戶越傾向于流轉農地以獲得較高的土地收益2經濟發(fā)展水平（X8）經濟發(fā)達地區(qū)的農戶對市場化程度高的農地流轉模式的參與度和接受度較高3農地流轉的交易時間（X14）農地流轉交易的時間越長有利于流轉價格的談判，越傾向于選擇市場化程度較高的農地流轉模式4農地流轉的年限（X13）農戶想要長期流轉農地的話，選擇市場化程度高的農地流轉模式的可能性就越大5家庭流轉的土地畝數（X5）家庭流轉土地的畝數越多，對土地的依賴性越弱，越傾向于選擇市場化程度高的農地流轉模式6年齡（X1）年輕的農戶思想超前，愿意接受新鮮事物，越傾向于選擇市場化程度高的流轉模式7

家庭年收入（X3）

農業(yè)收入越高，對土地的依賴性越強，一般不愿進行流轉，即使流轉也是為了方便土地耕作而進行的農戶與農戶之間的互換8是否簽訂書面流轉合同（X12）農戶想防止發(fā)生糾紛簽訂書面合同，更傾向于選擇市場化程度較高的農地流轉模式9政府對農地流轉的態(tài)度（X8）當地政府越是積極支持，越能夠有效地引導農戶選擇除直接式外的其他流轉模式

調研區(qū)域農地流轉模式選擇意愿因素作用的排序

省份X1X3X4X5X6X7X8X9X11X12X13X14山東6235417河南5631724陜西7435162

區(qū)域的選擇較為分散、經濟發(fā)展水平差異較大，而其他兩省調研區(qū)域較為集中，X6對其農地流轉模式的選擇影響較小；但河南省調研區(qū)域到縣城或等級公路的距離都比較近，因此X7對其農地流轉模式選擇的影響并不顯著，而山東省和陜西省的情況正好與之相反。（3）各地區(qū)均表現(xiàn)出自身的顯著特點，如陜西省調研地區(qū)有33%農戶表示在農地流轉過程中沒有簽訂書面合同，而為了防止發(fā)生糾紛，山東省（90.37%）和河南?。?4.90%）的農戶表示在流轉時都簽訂了書面合同，因此X12對陜西省農地流轉模式的選擇具有顯著影響；X8對河南省農地流轉模式的選擇具有重要影響，在農地流轉過程中當地政府越是積極支持，越能夠有效地引導農戶選擇除直接式外的其他流轉模式，調研過程中發(fā)現(xiàn)河南曲墻、澗北、金河等當地政府采取積極的措施引導農戶流轉土地，使得當地的農地流轉表現(xiàn)比較活躍，但也有些地方當地政府的干預過多，使得農戶不能自主選擇流轉模式；而山東省與其他地區(qū)顯著不同的是X9對其流轉模式選擇的影響較顯著。

從以上分析可以看出，差異的產生同當地的經濟發(fā)展水平、認知程度、教育水平等諸多因素有關。雖然各地在影響因素排序上有所差異，但也有一些共同的特征，如年齡（X1）、家庭流轉的土地數（X5）、農地流轉的價格（X11）等，都會直接或間接影響農戶自主選擇農地流轉模式的主動性和積極性。

3結論與政策啟示

本研究根據對陜西省、河南省、山東省3個地區(qū)農戶的實際調研數據，利用有序Probit模型對農地流轉模式選擇意愿的影響因素進行了實證分析，得出以下結論：總體來看，農地流轉模式的選擇受多種因素的影響，在眾多因素中，單位農地流轉的價格、經濟發(fā)展水平、農地流轉的交易時間、農地流轉

的年限、家庭流轉的土地數、年齡、家庭年收入、是否簽訂書面流轉合同、政府對農地流轉的態(tài)度等因素的影響效應較為顯著。分區(qū)域來看，由于影響因素的差異性，不同地區(qū)選擇農地流轉的主要模式不同，陜西省更多的是農戶與農戶之間的直接流轉，包括出租、轉包；河南省農民傾向于選擇反租倒包這種農地流轉模式；山東省則是以土地股份合作模式為主。

由以上研究結論可以看出：農地流轉模式選擇意愿受到多種因素的制約和影響，且影響各地區(qū)農地流轉模式選擇的主要因素具有顯著的差異性。在社會轉型的背景下，各地區(qū)應該從其自身的主要影響因素入手，因地制宜地制定相關政策，引導農戶優(yōu)化選擇農地流轉模式，推動農地流轉市場的發(fā)展，提高農地流轉的績效。

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調研區(qū)域農地流轉模式選擇意愿因素作用的排序

省份X1X3X4X5X6X7X8X9X11X12X13X14山東6235417河南5631724陜西7435162

區(qū)域的選擇較為分散、經濟發(fā)展水平差異較大，而其他兩省調研區(qū)域較為集中，X6對其農地流轉模式的選擇影響較?。坏幽鲜≌{研區(qū)域到縣城或等級公路的距離都比較近，因此X7對其農地流轉模式選擇的影響并不顯著，而山東省和陜西省的情況正好與之相反。（3）各地區(qū)均表現(xiàn)出自身的顯著特點，如陜西省調研地區(qū)有33%農戶表示在農地流轉過程中沒有簽訂書面合同，而為了防止發(fā)生糾紛，山東省（90.37%）和河南?。?4.90%）的農戶表示在流轉時都簽訂了書面合同，因此X12對陜西省農地流轉模式的選擇具有顯著影響；X8對河南省農地流轉模式的選擇具有重要影響，在農地流轉過程中當地政府越是積極支持，越能夠有效地引導農戶選擇除直接式外的其他流轉模式，調研過程中發(fā)現(xiàn)河南曲墻、澗北、金河等當地政府采取積極的措施引導農戶流轉土地，使得當地的農地流轉表現(xiàn)比較活躍，但也有些地方當地政府的干預過多，使得農戶不能自主選擇流轉模式；而山東省與其他地區(qū)顯著不同的是X9對其流轉模式選擇的影響較顯著。

從以上分析可以看出，差異的產生同當地的經濟發(fā)展水平、認知程度、教育水平等諸多因素有關。雖然各地在影響因素排序上有所差異，但也有一些共同的特征，如年齡（X1）、家庭流轉的土地數（X5）、農地流轉的價格（X11）等，都會直接或間接影響農戶自主選擇農地流轉模式的主動性和積極性。

3結論與政策啟示

本研究根據對陜西省、河南省、山東省3個地區(qū)農戶的實際調研數據，利用有序Probit模型對農地流轉模式選擇意愿的影響因素進行了實證分析，得出以下結論：總體來看，農地流轉模式的選擇受多種因素的影響，在眾多因素中，單位農地流轉的價格、經濟發(fā)展水平、農地流轉的交易時間、農地流轉

的年限、家庭流轉的土地數、年齡、家庭年收入、是否簽訂書面流轉合同、政府對農地流轉的態(tài)度等因素的影響效應較為顯著。分區(qū)域來看，由于影響因素的差異性，不同地區(qū)選擇農地流轉的主要模式不同，陜西省更多的是農戶與農戶之間的直接流轉，包括出租、轉包；河南省農民傾向于選擇反租倒包這種農地流轉模式；山東省則是以土地股份合作模式為主。

由以上研究結論可以看出：農地流轉模式選擇意愿受到多種因素的制約和影響，且影響各地區(qū)農地流轉模式選擇的主要因素具有顯著的差異性。在社會轉型的背景下，各地區(qū)應該從其自身的主要影響因素入手，因地制宜地制定相關政策，引導農戶優(yōu)化選擇農地流轉模式，推動農地流轉市場的發(fā)展，提高農地流轉的績效。

參考文獻：

[1]包宗順，徐志明，高珊，等. 農村土地流轉的區(qū)域差異與影響因素——以江蘇省為例[J]. 中國農村經濟，2009（4）：23-30，47.

[2]卞琦娟，周曙東，易小燕，等. 農戶農地流轉現(xiàn)狀、特征及其區(qū)域差異分析——以浙江省為例[J]. 資源科學，2011，33（2）：308-314.

[3]李庚. 農村土地流轉的空間差異及成因分析——以陜西關中三縣為例[J]. 人文地理，2012（1）：102-106.

[4]段培，楊俊孝，陳繩棟. 基于轉出視角的農地流轉區(qū)域差異及成因分析——以天山北坡三縣為例[J]. 廣東農業(yè)科學，2013，40（6）：197-200.

[5]趙金龍，王麗萍，葛文光. 農地流轉模式簡析[J]. 農學學報，2012，2（5）：75-78.

[6]Variyam J N. A probit latent variable model of nutrition information and dietary fiber intake[J]. American Journal of Agricultural Economics，1996，78（3）：628-639.

[7]Gable A，Ohl F. Sport culture and material culture：The example of students consumption[C]. Jyvaskyla，F(xiàn)innland：10th EASM Congress，2002：24-26.

[8]郝金磊，賈金榮. 西部地區(qū)農民養(yǎng)老模式選擇意愿的影響因素分析——基于有序Probit模型和結構方程模型的實證研究[J]. 統(tǒng)計與信息論壇，2010，25（11）：107-112.

調研區(qū)域農地流轉模式選擇意愿因素作用的排序

省份X1X3X4X5X6X7X8X9X11X12X13X14山東6235417河南5631724陜西7435162

區(qū)域的選擇較為分散、經濟發(fā)展水平差異較大，而其他兩省調研區(qū)域較為集中，X6對其農地流轉模式的選擇影響較??；但河南省調研區(qū)域到縣城或等級公路的距離都比較近，因此X7對其農地流轉模式選擇的影響并不顯著，而山東省和陜西省的情況正好與之相反。（3）各地區(qū)均表現(xiàn)出自身的顯著特點，如陜西省調研地區(qū)有33%農戶表示在農地流轉過程中沒有簽訂書面合同，而為了防止發(fā)生糾紛，山東?。?0.37%）和河南?。?4.90%）的農戶表示在流轉時都簽訂了書面合同，因此X12對陜西省農地流轉模式的選擇具有顯著影響；X8對河南省農地流轉模式的選擇具有重要影響，在農地流轉過程中當地政府越是積極支持，越能夠有效地引導農戶選擇除直接式外的其他流轉模式，調研過程中發(fā)現(xiàn)河南曲墻、澗北、金河等當地政府采取積極的措施引導農戶流轉土地，使得當地的農地流轉表現(xiàn)比較活躍，但也有些地方當地政府的干預過多，使得農戶不能自主選擇流轉模式；而山東省與其他地區(qū)顯著不同的是X9對其流轉模式選擇的影響較顯著。

從以上分析可以看出，差異的產生同當地的經濟發(fā)展水平、認知程度、教育水平等諸多因素有關。雖然各地在影響因素排序上有所差異，但也有一些共同的特征，如年齡（X1）、家庭流轉的土地數（X5）、農地流轉的價格（X11）等，都會直接或間接影響農戶自主選擇農地流轉模式的主動性和積極性。

3結論與政策啟示

本研究根據對陜西省、河南省、山東省3個地區(qū)農戶的實際調研數據，利用有序Probit模型對農地流轉模式選擇意愿的影響因素進行了實證分析，得出以下結論：總體來看，農地流轉模式的選擇受多種因素的影響，在眾多因素中，單位農地流轉的價格、經濟發(fā)展水平、農地流轉的交易時間、農地流轉

的年限、家庭流轉的土地數、年齡、家庭年收入、是否簽訂書面流轉合同、政府對農地流轉的態(tài)度等因素的影響效應較為顯著。分區(qū)域來看，由于影響因素的差異性，不同地區(qū)選擇農地流轉的主要模式不同，陜西省更多的是農戶與農戶之間的直接流轉，包括出租、轉包；河南省農民傾向于選擇反租倒包這種農地流轉模式；山東省則是以土地股份合作模式為主。

由以上研究結論可以看出：農地流轉模式選擇意愿受到多種因素的制約和影響，且影響各地區(qū)農地流轉模式選擇的主要因素具有顯著的差異性。在社會轉型的背景下，各地區(qū)應該從其自身的主要影響因素入手，因地制宜地制定相關政策，引導農戶優(yōu)化選擇農地流轉模式，推動農地流轉市場的發(fā)展，提高農地流轉的績效。

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[3]李庚. 農村土地流轉的空間差異及成因分析——以陜西關中三縣為例[J]. 人文地理，2012（1）：102-106.

[4]段培，楊俊孝，陳繩棟. 基于轉出視角的農地流轉區(qū)域差異及成因分析——以天山北坡三縣為例[J]. 廣東農業(yè)科學，2013，40（6）：197-200.

[5]趙金龍，王麗萍，葛文光. 農地流轉模式簡析[J]. 農學學報，2012，2（5）：75-78.

[6]Variyam J N. A probit latent variable model of nutrition information and dietary fiber intake[J]. American Journal of Agricultural Economics，1996，78（3）：628-639.

[7]Gable A，Ohl F. Sport culture and material culture：The example of students consumption[C]. Jyvaskyla，F(xiàn)innland：10th EASM Congress，2002：24-26.

[8]郝金磊，賈金榮. 西部地區(qū)農民養(yǎng)老模式選擇意愿的影響因素分析——基于有序Probit模型和結構方程模型的實證研究[J]. 統(tǒng)計與信息論壇，2010，25（11）：107-112.