何威風(fēng)　周洪

摘要：當(dāng)前貧困山區(qū)農(nóng)地撂荒現(xiàn)象普遍，威脅區(qū)域糧食安全，揭示農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)的影響因素，有助于政府采取合理的激勵(lì)措施促進(jìn)農(nóng)地有序流轉(zhuǎn)，緩解耕地撂荒；因此，本研究以重慶市酉陽縣為例，利用Tobit模型分析農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)面積的影響因素。結(jié)果表明：農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象普遍，但耕地流轉(zhuǎn)規(guī)模較小，多為無償方式，對解決耕地撂荒作用有限；由于山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件差，農(nóng)戶生計(jì)非農(nóng)化抑制農(nóng)戶經(jīng)營耕地，會加劇耕地撂荒問題；此外，戶主年齡、家庭規(guī)模、農(nóng)業(yè)收入、平均地塊面積對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出耕地面積均有顯著影響，而家庭純收入僅對耕地轉(zhuǎn)出面積有顯著正向影響，經(jīng)營耕地面積和微耕機(jī)僅對耕地轉(zhuǎn)入面積有顯著正向影響。由此提出具有針對性的政策措施和建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶；西南山區(qū)；耕地流轉(zhuǎn)；影響因素；Tobit模型；土地破碎化

中圖分類號： F301.24 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2015）03-0447-03

20世紀(jì)80年代初家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實(shí)施取代了人民公社，確立了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營地位，激發(fā)了農(nóng)民生產(chǎn)積極性，推動了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[1-2]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化興起及社會服務(wù)體系發(fā)展逐步拓寬了農(nóng)民進(jìn)入市場的渠道，推動各種新的經(jīng)營方式及利益關(guān)系的形成[3]；同時(shí)，快速城市化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動了農(nóng)村勞動力向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，沖擊了農(nóng)民就業(yè)觀念。面對社會環(huán)境及農(nóng)民就業(yè)觀念的變化，現(xiàn)有的農(nóng)地制度缺陷問題逐漸凸顯，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制產(chǎn)生的邊際收益日益降低，表現(xiàn)在耕地復(fù)種指數(shù)下降、農(nóng)地撂荒、分散經(jīng)營等方面[4-7]。

針對農(nóng)地經(jīng)營細(xì)碎化、邊際化等問題，加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)、培育農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，被認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營、優(yōu)化農(nóng)地資源配置、提升農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)效率及促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的必然選擇[8-10]。有研究表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有交易收益效應(yīng)和邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)，有助于提高土地資源的配置效率[11-12]。與此同時(shí)，國家也出臺了一系列政策鼓勵(lì)土地流轉(zhuǎn)。2008年10月黨的十七屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》指出，應(yīng)“建立健全土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場”。2009年中央“一號文件”也強(qiáng)調(diào)，要“建立健全土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場”。

為了加快推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)，學(xué)術(shù)界對我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)緩慢的問題進(jìn)行了積極探討。已有的研究大多從宏觀層面來探討農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展緩慢的原因，并取得了許多共識。目前，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度安排存在缺陷，主要表現(xiàn)為：（1）農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的不確定性，很大程度上抑制了農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易活動[13-14]。（2）農(nóng)村社會養(yǎng)老、醫(yī)療等保障制度不健全，使得農(nóng)地承受著巨大的社會壓力，抑制了農(nóng)地流轉(zhuǎn)[15]。一些研究表明，提高農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)率有助于農(nóng)地流轉(zhuǎn)，相對自由的勞動力市場會產(chǎn)生更多的土地流轉(zhuǎn)[11，16]，而現(xiàn)有的“戶口”制度嚴(yán)重阻礙了城鄉(xiāng)勞動力流動，不利于勞動力就業(yè)市場的發(fā)展[16-17]，抑制了農(nóng)地流轉(zhuǎn)。近來，不少學(xué)者嘗試從微觀層面研究農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為及影響因素。農(nóng)戶普遍存在兼業(yè)行為，若家庭生產(chǎn)達(dá)到最優(yōu)，則抑制農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)[18]。（3）信用體系不健全，種田大戶及企業(yè)無法獲取及時(shí)貸款支持，也阻礙了農(nóng)地流轉(zhuǎn)[19]。大量基于計(jì)量模型的文獻(xiàn)顯示，戶主特征、家庭特征、經(jīng)濟(jì)因素、土地資源特征及區(qū)位因素等均對農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)有顯著影響[3，16，20]。此外，糧食價(jià)格、租金、農(nóng)戶對自然災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期和租金回收預(yù)期也會影響農(nóng)戶參與耕地流轉(zhuǎn)[20]。

我國幅員遼闊，不同區(qū)域的自然條件及農(nóng)業(yè)發(fā)展情況差異較大，對不同區(qū)域開展實(shí)證研究具有重要意義。當(dāng)前，山區(qū)農(nóng)村勞動力大量析出，農(nóng)地棄耕、撂荒現(xiàn)象普遍發(fā)生，對于區(qū)域的糧食安全構(gòu)成嚴(yán)重威脅[21-23]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素的認(rèn)識，能夠?yàn)檎徑廪r(nóng)地撂荒問題提供依據(jù)。然而，已有文獻(xiàn)對山區(qū)的研究側(cè)重于農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為，對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入行為、需求的深入分析還不夠[20，23-27]。因此，本試驗(yàn)對重慶市酉陽縣農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)的影響因素進(jìn)行研究。

1 研究區(qū)域概況與方法

1.1 研究區(qū)域概括

酉陽縣（108°18′～109°19′E，28°19′～29°24′N）地處重慶市東南邊緣的渝、鄂、湘、黔四省接合部，境內(nèi)地形復(fù)雜，多山。酉陽縣總面積5 173 km2，海拔高度263～1 895 m，年均氣溫11.8～17.0 ℃，是土家族、苗族等少數(shù)民族的集聚地，屬于國家級貧困縣。由于立體氣候明顯，酉陽縣具有生產(chǎn)綠色產(chǎn)品、特色農(nóng)產(chǎn)品得天獨(dú)厚的條件。2010年末戶籍總?cè)丝?83.59萬人，農(nóng)業(yè)人口63.73萬人，農(nóng)村人均純收入為 3 600元；農(nóng)作物總播種面積12.75萬hm2，其中糧食作物8.69萬hm2，糧食產(chǎn)量為370 710 t，蔬菜產(chǎn)量為200 500 t，油料產(chǎn)量為 22 130 t，煙草產(chǎn)量為10 800 t，茶葉產(chǎn)量為900 t。近年來，農(nóng)村勞動力大量向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，造成耕地撂荒現(xiàn)象普遍發(fā)生。因此，選擇具有典型性和代表性的酉陽縣為研究區(qū)。

1.2 數(shù)據(jù)獲取

2011年12月至2012年1月，筆者所在的課題組在研究區(qū)開展了為期38 d的農(nóng)戶調(diào)查，農(nóng)戶調(diào)研采用參與式農(nóng)戶調(diào)查法。為確保問卷質(zhì)量，采訪對象以戶主為主，伴有其他家庭成員補(bǔ)充相關(guān)信息。農(nóng)戶調(diào)研逐戶開展，每戶用時(shí)約1 h，最終獲得207份農(nóng)戶問卷。內(nèi)容主要包括：基本情況（家庭人口、性別、年齡、健康狀況、教育、職業(yè)等）、耕地流轉(zhuǎn)情況（流轉(zhuǎn)面積、期限、租金等）、農(nóng)地情況（地塊面積、種植類型等）、家庭資產(chǎn)（微耕機(jī)數(shù)量等）。

1.3 模型的構(gòu)建

1.3.1 模型構(gòu)建 本研究要分析的因變量為農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)面積，即轉(zhuǎn)入耕地面積和轉(zhuǎn)出耕地面積。由于農(nóng)戶流轉(zhuǎn)耕地面積的取值范圍為[0，+∞），屬于受限因變量，除部分樣本取值為0以外，其余都屬于連續(xù)數(shù)值。Tobit模型能夠有效地估計(jì)因變量存在0值且取正值時(shí)為連續(xù)變量的情況，所以本研究使用Tobit模型對影響農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)面積的因素進(jìn)行分析。Tobit模型的一般表達(dá)式如下：

1.3.2 自變量 依據(jù)已有研究成果[3，16，20]、實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)及研究目的，從農(nóng)戶家庭非農(nóng)化程度、農(nóng)戶特征、經(jīng)濟(jì)特征及資產(chǎn)特征4個(gè)方面探討各因素對農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)面積的影響效果：（1）農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)程度的表征。包括非農(nóng)勞動力比例及農(nóng)業(yè)收入比例，由于兩者存在明顯的共線性問題，因此本研究的模型估計(jì)僅采用非農(nóng)勞動力比例來衡量一個(gè)家庭的非農(nóng)就業(yè)程度。（2）農(nóng)戶特征（年齡、教育程度、家庭規(guī)模）。（3）經(jīng)濟(jì)特征（非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)收入、生活支出、生產(chǎn)支出等）。（4）資產(chǎn)特征。主要包括土地資源特征（經(jīng)營耕地面積、地塊數(shù)量）、微耕機(jī)。表1為9個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

1.3.3 多重共線性檢驗(yàn) 為防止自變量間存在共線性問題，本研究利用Pearson相關(guān)系數(shù)、容忍度和方差膨脹因子（VIF）來驗(yàn)證自變量間的多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，平均地塊面積與經(jīng)營耕地面積之間的Pearson相關(guān)系數(shù)絕對值最高，為0.600<0.8。經(jīng)營耕地面積的容忍度最低，為0.594>0.1，而其方差膨脹因子最高，為1.684<5。綜合3個(gè)檢驗(yàn)指標(biāo)可知，自變量間不存在多重共線性問題，不會對分析造成影響。

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)基本特征

在調(diào)查的207個(gè)農(nóng)戶中，共155戶發(fā)生了耕地流轉(zhuǎn)行為，占總農(nóng)戶數(shù)量的比例為74.87%，這表明研究區(qū)農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象普遍。其中，發(fā)生耕地流轉(zhuǎn)的155戶中有90戶僅有耕地轉(zhuǎn)入行為，37戶僅有耕地轉(zhuǎn)出行為，28戶同時(shí)發(fā)生耕地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出行為。雖然農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)行為普遍，但大多農(nóng)戶流轉(zhuǎn)耕地規(guī)模較小。在118戶轉(zhuǎn)入耕地的農(nóng)戶中，轉(zhuǎn)入耕地面積小于0.67 hm2的有103戶，占轉(zhuǎn)入總農(nóng)戶數(shù)量的比例為87.29%；發(fā)生轉(zhuǎn)出耕地的65戶中，轉(zhuǎn)出耕地面積小于 0.67 hm2 的有64戶，占轉(zhuǎn)出總農(nóng)戶數(shù)量的比例為98.46%；此外，農(nóng)戶正在耕作的耕地規(guī)模普遍較小，小于0.67 hm2的有156戶，占總農(nóng)戶數(shù)量的比例高達(dá)75.36%，最高僅 1.76 hm2?？梢姡?dāng)前大多農(nóng)戶流轉(zhuǎn)耕地不是為了擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，而是為了耕作方便需求。但是，這種流轉(zhuǎn)行為對于解決耕地撂荒問題作用有限。當(dāng)前207個(gè)農(nóng)戶中，發(fā)生耕地撂荒的農(nóng)戶數(shù)量為97戶，占總農(nóng)戶數(shù)量的比例為46.86%，且發(fā)生轉(zhuǎn)入耕地的農(nóng)戶中也存在耕地撂荒，其中同時(shí)發(fā)生轉(zhuǎn)入耕地和撂荒耕地的農(nóng)戶數(shù)量為60戶，占總轉(zhuǎn)入農(nóng)戶數(shù)量的比例為50.85%。從耕地流轉(zhuǎn)補(bǔ)償方式看，農(nóng)地耕地流轉(zhuǎn)多為無償流轉(zhuǎn)，其中農(nóng)戶無償轉(zhuǎn)出耕地有39戶，占總轉(zhuǎn)出農(nóng)戶數(shù)量的比例為60%，無償轉(zhuǎn)入耕地有61戶，占總轉(zhuǎn)入農(nóng)戶數(shù)量的比例為51.69%。農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)補(bǔ)償多為無償方式，也說明當(dāng)前耕地流轉(zhuǎn)形式不正規(guī)。

2.2 計(jì)量結(jié)果

由表2可見，非農(nóng)勞動力比例對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入耕地面積均有顯著影響，這與已有研究的“農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)能加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)速度”結(jié)論[10，28]一致。農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動力比例越高，表明農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動能力越弱，生計(jì)依賴于非農(nóng)就業(yè)。由于研究區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難以機(jī)械化，非農(nóng)就業(yè)導(dǎo)致農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力下降，從而轉(zhuǎn)出耕地面積增加，轉(zhuǎn)入耕地面積減小。然后，非農(nóng)勞動力比例對耕地轉(zhuǎn)出面積在0.01水平下影響顯著，對耕地轉(zhuǎn)入面積僅在0.1水平下影響顯著，這可能是因?yàn)樯絽^(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件差，農(nóng)業(yè)經(jīng)營效益低，農(nóng)戶對耕地需求程度不高。當(dāng)前，山區(qū)不少農(nóng)村耕地撂荒，且呈現(xiàn)出量大面廣、持續(xù)時(shí)間長、撂荒面積不斷增加的特征，印證了農(nóng)戶對耕地需求不足的結(jié)論[7，23]。這一結(jié)論也說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)村勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，可能加劇耕地撂荒問題。

由表2可見，家庭特征中的戶主年齡對耕地轉(zhuǎn)出面積有顯著負(fù)向影響，即戶主年齡越大，耕地轉(zhuǎn)出面積越小，這是因?yàn)槟挲g較大的戶主獲取非農(nóng)就業(yè)機(jī)會少，對土地的依賴程度更強(qiáng)；另外，戶主年齡對轉(zhuǎn)入耕地面積有顯著負(fù)向影響，說明年老的戶主受勞動能力限制不愿意經(jīng)營更多的耕地，這與常識相符。戶主教育程度對耕地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入面積的影響不顯著，這是因?yàn)樵谡{(diào)研的207戶中戶主教育程度平均為小學(xué)或者初中，僅2戶為高中或中專水平。另外，家庭規(guī)模對耕地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入面積均有顯著影響，但符號相反，這是因?yàn)檗r(nóng)戶家庭規(guī)模越大，勞動能力越強(qiáng)，有能力經(jīng)營更多耕地，從而轉(zhuǎn)出耕地面積小，轉(zhuǎn)入耕地面積大。

由表2可見，經(jīng)濟(jì)特征中的家庭純收入對耕地轉(zhuǎn)出面積有顯著正向影響，即家庭純收入越高，轉(zhuǎn)出耕地面積越大。家庭純收入越高，農(nóng)戶家庭生活負(fù)擔(dān)越輕，對工作環(huán)境要求較高，由于研究區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難以機(jī)械化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境艱苦，從而有利于增加轉(zhuǎn)出耕地面積。然而，家庭純收入對耕地轉(zhuǎn)入面積影響不顯著，這可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營和非農(nóng)就業(yè)一樣能夠帶來較好的收入。農(nóng)業(yè)收入對耕地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入面積有顯著影響，影響效果與已有研究結(jié)論一致，即農(nóng)業(yè)收入能抑制農(nóng)戶轉(zhuǎn)出耕地，促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地。

由表2可見，資源特征中的經(jīng)營耕地面積對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地面積有顯著正向影響，這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)大規(guī)模生產(chǎn)才能獲取規(guī)模效益，是其農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為的重要經(jīng)濟(jì)激勵(lì)[30]。然而，經(jīng)營耕地面積對農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)出面積影響不顯著。平均地塊面積對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入耕地面積均有顯著影響，且系數(shù)符號相反，即耕作的地塊面積越大，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出耕地面積越小，轉(zhuǎn)入耕地面積越大?？赡艿慕忉屖牵簱碛休^大地塊的農(nóng)戶，可能同時(shí)也是土地的轉(zhuǎn)出戶，勞動能力較弱，這類農(nóng)戶已將自家地塊面積較小、耕作條件較差的耕地轉(zhuǎn)出或直接撂荒，僅留下面積較大的地塊耕種，這類農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地塊的耕作條件要求較高，僅轉(zhuǎn)入較大的地塊，而在當(dāng)前以無償轉(zhuǎn)入方式為主的情況下，很少有農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出此類耕地，因此，這類農(nóng)戶轉(zhuǎn)出耕地的面積較大，轉(zhuǎn)入耕地的面積也較小。這與陳美球等對江西省耕地流轉(zhuǎn)的研究得出的結(jié)論一致[29]。微耕機(jī)對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地面積有顯著正向影響，即使用微耕機(jī)的農(nóng)戶擁有的轉(zhuǎn)入耕地更多。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入微耕機(jī)等省工農(nóng)具可提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，從而有利于增加轉(zhuǎn)入耕地面積，但是微耕機(jī)對耕地轉(zhuǎn)出面積影響不顯著，這是因?yàn)檗D(zhuǎn)出耕地的農(nóng)戶中僅有2戶擁有微耕機(jī)。

3 結(jié)論與政策建議

本研究在已有研究成果的基礎(chǔ)上使用重慶市酉陽縣207份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，分析農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)面積影響因素，獲得如下結(jié)論：（1）研究區(qū)農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象普遍，發(fā)生耕地流轉(zhuǎn)的戶數(shù)比例高達(dá)74.88%。但是，農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)規(guī)模較小，流轉(zhuǎn)補(bǔ)償方式多為無償?shù)模瑢徑飧亓袒膯栴}作用有限。（2）農(nóng)戶生計(jì)非農(nóng)化能促進(jìn)農(nóng)戶增加轉(zhuǎn)出耕地面積，抑制農(nóng)戶增加轉(zhuǎn)入耕地面積。由于山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件差，生計(jì)非農(nóng)化能降低農(nóng)戶對耕地的依賴程度，可能會加劇耕地的撂荒問題。（3）其他變量對農(nóng)地耕地流轉(zhuǎn)面積也有不同程度的顯著影響。就耕地轉(zhuǎn)出面積而言，家庭純收入對其有顯著正向影響，而戶主年齡、家庭規(guī)模、農(nóng)業(yè)收入、平均地塊面積對其有顯著負(fù)向影響；就耕地轉(zhuǎn)入面積而言，家庭規(guī)模、農(nóng)業(yè)收入、經(jīng)營耕地面積、平均地塊面積及微耕機(jī)對其有顯著正向影響，而戶主年齡對其有顯著負(fù)向影響。

本研究為政府制定有效措施促進(jìn)山區(qū)耕地有序流轉(zhuǎn)，緩解耕地撂荒問題提供依據(jù)：（1）由于增加農(nóng)業(yè)收入能提高農(nóng)戶對耕地的需求，因而須在山區(qū)采取措施增加農(nóng)業(yè)收入。例如，加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程，在山區(qū)因地制宜地培育烤煙、反季節(jié)蔬菜、藥材等高效農(nóng)業(yè)，引導(dǎo)農(nóng)民調(diào)整種植業(yè)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能，切實(shí)提高農(nóng)地收益。（2）鑒于微耕機(jī)能促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地，政府應(yīng)拓寬農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼范圍，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)機(jī)械使用技能培訓(xùn)。（3）由于農(nóng)戶對面積大的地塊具有一定的需求力度，政府應(yīng)開展土地整理工程，以平整地塊、改善田間道路等，切實(shí)解決土地破碎化問題，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化創(chuàng)造條件。

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