譚永海,梅 昀

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

1 引言

隨著我國(guó)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快,大量農(nóng)村青壯勞動(dòng)力向收益更高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,導(dǎo)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(yán)重制約了我國(guó)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[1]。土地轉(zhuǎn)出是在保證家庭承包責(zé)任制不變的前提下,農(nóng)戶(hù)通過(guò)交易使用權(quán)對(duì)土地進(jìn)行配置的一種活動(dòng)方式[2],被認(rèn)為是解決當(dāng)前我國(guó)土地資源浪費(fèi)嚴(yán)重問(wèn)題的有效途徑[3],在推動(dòng)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)、促進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展等方面發(fā)揮著獨(dú)特作用[4]。為了有效利用土地資源,國(guó)家出臺(tái)了眾多支持政策推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)進(jìn)程。如2013年我國(guó)“一號(hào)文件”要求按照依法、自愿、有償原則指導(dǎo)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)有序流轉(zhuǎn),落實(shí)“四化同步”的戰(zhàn)略部署;2014年,我國(guó)要求各地區(qū)在5年內(nèi)完成承包經(jīng)營(yíng)權(quán)確權(quán),鼓勵(lì)農(nóng)民以多種形式進(jìn)行土地流轉(zhuǎn);2015年,我國(guó)在農(nóng)村改革的頂層設(shè)計(jì)中再次提出推動(dòng)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)規(guī)范有序流轉(zhuǎn)。然而,這項(xiàng)被喻為“中國(guó)農(nóng)村第二次革命”的戰(zhàn)略舉措并沒(méi)有實(shí)現(xiàn)預(yù)期效果。資料顯示,全國(guó)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(jiàn),我國(guó)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(guó)內(nèi)學(xué)者從交易費(fèi)用與稟賦依賴(lài)[1,4]、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)村社會(huì)保障[5,6]、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民階層職業(yè)分化[7]等多個(gè)方面探討了土地流轉(zhuǎn)背后的驅(qū)動(dòng)因素,但是仍然沒(méi)有完全理清造成我國(guó)各地區(qū)當(dāng)前土地流轉(zhuǎn)困境的根本原因。土地問(wèn)題是關(guān)乎農(nóng)民切身利益的重大民生問(wèn)題,土地轉(zhuǎn)出最終取決于農(nóng)戶(hù)的行為決策[5]。認(rèn)知心理學(xué)理論認(rèn)為,人的信念決定其偏好,進(jìn)一步又決定其決策和行為。農(nóng)戶(hù)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(rèn)知衡量后的選擇結(jié)果。分布式認(rèn)知理論指出,個(gè)體認(rèn)知受到個(gè)人、社會(huì)環(huán)境與文化的交互影響[8],表明農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為并不是某個(gè)因素單獨(dú)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(dòng)過(guò)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(gè)農(nóng)戶(hù)的認(rèn)知問(wèn)題,采用分布式認(rèn)知理論將農(nóng)戶(hù)放在村落這個(gè)小型社會(huì)系統(tǒng)中進(jìn)行研究顯得更加科學(xué)。基于此,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(rèn)知視角探討了農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為的影響因素,以期為引導(dǎo)土地健康轉(zhuǎn)出、實(shí)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(shuō)

2.1 分布式認(rèn)知理論

作為認(rèn)知科學(xué)研究的一個(gè)新興視角,分布式認(rèn)知理論是一個(gè)包括認(rèn)知主體和環(huán)境的系統(tǒng),是一個(gè)考慮到參與認(rèn)知活動(dòng)全部因素的分析單元。分布式認(rèn)知作為一種認(rèn)知活動(dòng),是對(duì)內(nèi)外部信息的加工過(guò)程[10]。分布式認(rèn)知跳出了傳統(tǒng)認(rèn)知強(qiáng)調(diào)個(gè)體認(rèn)知的局限,強(qiáng)調(diào)認(rèn)知受到環(huán)境、社會(huì)情境與文化的影響[8]。對(duì)分布式認(rèn)知影響因素的理論研究眾多,其中Hatch、Gardner提出了分布式認(rèn)知的同心圓模型,該模型肯定了個(gè)體本身在認(rèn)知過(guò)程中的核心作用,說(shuō)明了認(rèn)知過(guò)程中個(gè)體和社會(huì)與文化的交互作用。同心圓最外層是包括信仰、習(xí)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(gè)體的認(rèn)知過(guò)程。同心圓中間層是包括朋友、資源等內(nèi)容的地域力,它強(qiáng)調(diào)本地情景中資源和人物直接影響個(gè)體認(rèn)知的過(guò)程;本地情景主要包括家、教室和工作場(chǎng)所。同心圓最內(nèi)層是包括本地情景中個(gè)體經(jīng)驗(yàn)和傾向的個(gè)人力,它表示個(gè)體在認(rèn)知活動(dòng)中的核心作用。這三種力相互依賴(lài),缺一不可[11]。綜上所述,個(gè)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(rèn)知視角下土地轉(zhuǎn)出行為假設(shè)

制度變遷理論認(rèn)為,個(gè)體認(rèn)知決定其行為,進(jìn)而直接影響到協(xié)調(diào)個(gè)體之間的關(guān)系[12]。不同農(nóng)戶(hù)的行為決策由認(rèn)知差異性決定,不同農(nóng)戶(hù)的行為差異由認(rèn)知影響因素差異決定。在土地轉(zhuǎn)出過(guò)程中,農(nóng)戶(hù)的個(gè)體判斷發(fā)揮了核心作用,同時(shí)外部環(huán)境諸如家庭、社會(huì)、文化,乃至認(rèn)知對(duì)象和工具也不同程度地對(duì)農(nóng)戶(hù)認(rèn)知產(chǎn)生影響[13],證明農(nóng)戶(hù)認(rèn)知是分布式的。基于分布式認(rèn)知理論,本文提出土地轉(zhuǎn)出行為假設(shè)。

個(gè)人因素是分布式認(rèn)知的最核心圈層,表示本地情景中個(gè)體經(jīng)驗(yàn)和傾向,而經(jīng)驗(yàn)與傾向主要受到個(gè)體自身特征影響。由于性別、年齡、社會(huì)政治地位、教育水平等個(gè)體特征差異,不同農(nóng)戶(hù)必然對(duì)土地價(jià)值的認(rèn)識(shí)產(chǎn)生差異,進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶(hù)的土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生直接影響[1]。在國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的相關(guān)學(xué)術(shù)研究成果中,對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生影響的個(gè)體特征主要包括:①性別。性別對(duì)個(gè)體認(rèn)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(duì)土地依賴(lài)程度不同,進(jìn)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(xué)理論,男性與女性之間存在社會(huì)心理差異,形成認(rèn)知的性別偏好差異。相對(duì)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(yù)期性別對(duì)農(nóng)戶(hù)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(hù)所處的時(shí)代背景不同,價(jià)值觀念與偏好必定存在差異;二是年長(zhǎng)者比年輕者具有更豐富的生活閱歷與生活經(jīng)驗(yàn);三是從整個(gè)生命周期看,人的自我生存與就業(yè)能力曲線(xiàn)呈現(xiàn)倒“U”形,隨著年齡增長(zhǎng)從逐漸增強(qiáng)然后轉(zhuǎn)入衰落的過(guò)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(gè)原因都有可能引起不同年齡層的農(nóng)戶(hù)對(duì)土地轉(zhuǎn)出傾向存在偏好差異。戶(hù)主年齡越大,土地經(jīng)營(yíng)活動(dòng)就越困難,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越高,這一觀點(diǎn)得到了大多數(shù)學(xué)者的證實(shí)[3,7],本文預(yù)期年齡對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。③社會(huì)階層地位。土地流轉(zhuǎn)作為一項(xiàng)在農(nóng)戶(hù)群體中展開(kāi)的社會(huì)活動(dòng),農(nóng)戶(hù)社會(huì)階層差異可能導(dǎo)致不同的土地轉(zhuǎn)出認(rèn)知與態(tài)度傾向,而且不同社會(huì)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(shuō)認(rèn)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(shì)獲取大量收益[15]。理論上,相對(duì)于普通農(nóng)戶(hù)群眾,村干部發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率更大[13],本文預(yù)期社會(huì)階層地位對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在負(fù)向影響。④受教育年限。不同的文化知識(shí)水平必然引起個(gè)人認(rèn)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(hù)對(duì)土地流轉(zhuǎn)政策的接受度越強(qiáng),而且擁有較多外出務(wù)工的機(jī)會(huì),發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率就越大,這一觀點(diǎn)在大多數(shù)學(xué)者研究中得到了證實(shí)[4,16],本文預(yù)期受教育年限對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。

地域因素是分布式認(rèn)知最關(guān)注的圈層,表示約束個(gè)體行為的本地資源以及能直接影響個(gè)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(hù)認(rèn)知活動(dòng)受到家庭成員的影響和資源稟賦的約束,意味著農(nóng)戶(hù)家庭特征對(duì)農(nóng)戶(hù)行為決策產(chǎn)生直接影響[12]。在國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的相關(guān)學(xué)術(shù)研究成果中，對(duì)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(dòng)力特征。家庭成員構(gòu)成了本地情境(家庭)的人口與勞動(dòng)力資源,個(gè)體認(rèn)知活動(dòng)受到該項(xiàng)資源的限制。農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為是在家庭人口與勞動(dòng)力資源約束下的理性選擇。“人口與勞動(dòng)力特征”常用家庭總?cè)丝跀?shù)[12]、勞動(dòng)力人數(shù)[7]兩個(gè)指標(biāo)衡量,分別代表了農(nóng)戶(hù)的家庭人口和勞動(dòng)力規(guī)模。農(nóng)戶(hù)家庭人口規(guī)模越大,從事土地生產(chǎn)的勞動(dòng)力就越多,對(duì)土地的依賴(lài)性越大,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越低[9];一個(gè)家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多,剩余勞動(dòng)力便轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。當(dāng)家庭脫農(nóng)化程度越來(lái)越高,農(nóng)戶(hù)便逐漸剝離對(duì)兼具就業(yè)和保障功能的土地的依賴(lài)[18],土地轉(zhuǎn)出的可能性就越大,本文預(yù)期家庭總?cè)丝跀?shù)對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在負(fù)向影響,勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。②經(jīng)濟(jì)與收入特征。家庭經(jīng)濟(jì)條件是農(nóng)戶(hù)生活水平的核心內(nèi)容,是個(gè)體認(rèn)知中最重要的資源約束條件。風(fēng)險(xiǎn)最小化或利潤(rùn)最大化是農(nóng)戶(hù)一切行為決策的準(zhǔn)則:在生活缺乏保障的情況下農(nóng)戶(hù)風(fēng)險(xiǎn)最小化決策是為了防止當(dāng)前家庭經(jīng)濟(jì)條件進(jìn)一步惡化;而在生活有保障情況下農(nóng)戶(hù)的利潤(rùn)最大化決策是為了促進(jìn)當(dāng)前家庭經(jīng)濟(jì)條件進(jìn)一步改善。經(jīng)濟(jì)與收入特征常用農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重的指標(biāo)來(lái)衡量[4]。理論上農(nóng)業(yè)收入占總收入比例越高,農(nóng)戶(hù)認(rèn)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(yù)期農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在負(fù)向影響。③土地資源特征。土地作為轉(zhuǎn)出對(duì)象,土地資源稟賦可能對(duì)農(nóng)戶(hù)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(cái)產(chǎn)的獲利功能[19]。土地轉(zhuǎn)出的實(shí)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(hù)對(duì)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(duì)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(lái)衡量農(nóng)戶(hù)家庭土地資源特征,前者是對(duì)土地資源數(shù)量的測(cè)度,后者是對(duì)土地資源生產(chǎn)能力的測(cè)量[5]。對(duì)擁有較多耕地的農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō),他們的農(nóng)業(yè)收入更高,在農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)方面具有比較優(yōu)勢(shì),傾向于轉(zhuǎn)入土地進(jìn)行大規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)[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(dāng)農(nóng)戶(hù)所擁有的土地稟賦越差,轉(zhuǎn)出土地獲得的相對(duì)收益越高,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越大[20],本文預(yù)期家庭耕地總面積和耕地質(zhì)量對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在負(fù)向影響。

文化因素代表活動(dòng)、慣例、信仰等價(jià)值因素對(duì)個(gè)體認(rèn)知的影響。相比個(gè)人因素和地域因素,文化因素的內(nèi)涵更加抽象,它對(duì)個(gè)體認(rèn)知活動(dòng)產(chǎn)生間接影響。在現(xiàn)有研究中,對(duì)農(nóng)戶(hù)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(fèi)孝通先生在研究鄉(xiāng)村結(jié)構(gòu)時(shí)提出,是解釋我國(guó)由“親”而“信”的人際關(guān)系模式的本土社會(huì)學(xué)理論。他認(rèn)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(lái)劃分親疏,好比波紋“一圈圈推出去,愈推愈遠(yuǎn),也愈推愈薄”。我國(guó)的社會(huì)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(hù)根據(jù)親疏遠(yuǎn)近來(lái)配置資源,土地轉(zhuǎn)出也不例外[2]。本文預(yù)期血緣情結(jié)對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在負(fù)向影響,地緣情結(jié)對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。②土地轉(zhuǎn)出的安全感。對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)的主要目標(biāo)是追求經(jīng)濟(jì)效益最大化。土地轉(zhuǎn)出作為一種存在風(fēng)險(xiǎn)的投資行為,在土地轉(zhuǎn)出中農(nóng)戶(hù)依賴(lài)具有公信力的政府和村集體[22]。如果農(nóng)戶(hù)滿(mǎn)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(dǎo)和推動(dòng)下,農(nóng)戶(hù)發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率會(huì)增加[5],本文預(yù)期土地流轉(zhuǎn)政策滿(mǎn)意度和執(zhí)行政策滿(mǎn)意度對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。③土地轉(zhuǎn)出社會(huì)保障認(rèn)知。土地作為最基本的生產(chǎn)資料,也是重要的社會(huì)保障資源,包括養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療在內(nèi)的農(nóng)村社會(huì)保障體系不斷完善,但城鄉(xiāng)社會(huì)保障制度不平衡矛盾依然突出,進(jìn)城農(nóng)戶(hù)無(wú)法享受到與城市職工相同的各種社會(huì)保險(xiǎn)。因此,社會(huì)保障缺位使農(nóng)戶(hù)不敢輕易放棄作為生存保障的耕地。如果農(nóng)戶(hù)對(duì)社會(huì)保障滿(mǎn)意度較高,就會(huì)降低養(yǎng)老的后顧之憂(yōu),弱化土地的保障功能,提高轉(zhuǎn)出土地的概率[5],本文預(yù)期社會(huì)保障滿(mǎn)意度對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在正向影響。④土地轉(zhuǎn)出價(jià)值認(rèn)知。流轉(zhuǎn)價(jià)格是對(duì)土地轉(zhuǎn)出價(jià)值的衡量,對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為具有顯著影響[23]。對(duì)農(nóng)戶(hù)而言,土地轉(zhuǎn)出不僅意味著土地使用價(jià)值的損失,還包括土地情結(jié)感情傷害的損失和承擔(dān)轉(zhuǎn)出風(fēng)險(xiǎn)的損失?；诠窖a(bǔ)償原理,土地轉(zhuǎn)出價(jià)格是對(duì)這些損失的貨幣補(bǔ)償[24]。可見(jiàn),農(nóng)戶(hù)對(duì)土地轉(zhuǎn)出價(jià)值的認(rèn)知不但取決于土地的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,而且取決于土地在就業(yè)、養(yǎng)老等方面的社會(huì)保障價(jià)值,同時(shí)還受到土地情結(jié)的影響,因此土地轉(zhuǎn)出價(jià)值認(rèn)知是一個(gè)文化因素。理論上,理性的農(nóng)戶(hù)在對(duì)土地轉(zhuǎn)出收益滿(mǎn)意時(shí)有較強(qiáng)的轉(zhuǎn)出意愿,轉(zhuǎn)出規(guī)模隨之變大[23],因此本文預(yù)期土地轉(zhuǎn)出價(jià)格滿(mǎn)意度對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為具有正向影響。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組對(duì)武漢城市圈典型地區(qū)的問(wèn)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(gè)鎮(zhèn)26個(gè)村組。2009年武漢開(kāi)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(kāi)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(chǎng)活躍,積累了豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn),均具有一定的代表性。此次調(diào)研采用典型抽樣和隨機(jī)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(gè)城市的所有縣(鎮(zhèn))作為總體樣本,隨機(jī)抽取4個(gè)縣(鎮(zhèn));第三,在每個(gè)縣(鎮(zhèn))中隨機(jī)抽取75戶(hù)。調(diào)研過(guò)程采取調(diào)查員直接入戶(hù)方式,共發(fā)放300份問(wèn)卷,回收有效問(wèn)卷287份,有效率為95.67%。

3.2 變量選取與預(yù)期影響方向的提出

主要是:①被解釋變量。農(nóng)戶(hù)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(hù)有253戶(hù),占有效問(wèn)卷總數(shù)的88.15%。農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出土地的原因主要有：家庭缺乏勞動(dòng)力、轉(zhuǎn)出土地的相對(duì)收益高、非農(nóng)收益高、遷出本村工作或居住。沒(méi)有轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶(hù)有34戶(hù),占有效問(wèn)卷總數(shù)的11.85%。農(nóng)戶(hù)沒(méi)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(méi)有其他非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。②解釋變量。從分布式認(rèn)知視角看,農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為受個(gè)人因素、地域因素和文化因素的共同影響。個(gè)人因素包括性別、年齡、社會(huì)階層地位和受教育年限4類(lèi)測(cè)度,地域因素包括家庭總?cè)丝跀?shù)、勞動(dòng)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(lèi)測(cè)度,文化因素包括血緣情結(jié)、地緣情結(jié)、社會(huì)保障滿(mǎn)意度、土地流轉(zhuǎn)政策滿(mǎn)意度、政策執(zhí)行滿(mǎn)意度、轉(zhuǎn)出價(jià)格滿(mǎn)意度6類(lèi)測(cè)度,各變量的賦值和預(yù)期影響見(jiàn)表1。

表1 變量賦值及預(yù)期影響

3.3 模型構(gòu)建

農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為是一種無(wú)序選擇問(wèn)題,將其作為二元離散變量進(jìn)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(jì)學(xué)意義上的正態(tài)分布,采用多元線(xiàn)性回歸方法進(jìn)行估計(jì)是不科學(xué)的。Logistic模型是將邏輯分布作為隨機(jī)誤差項(xiàng)的概率型模型,適用于按照效用最大化原則所進(jìn)行的選擇行為分析。因此,本文使用二元Logistic模型分析15個(gè)解釋變量對(duì)農(nóng)戶(hù)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(hù)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(xiàng);ε為誤差項(xiàng)。

4 數(shù)據(jù)描述與回歸結(jié)果

4.1 描述性分析

經(jīng)過(guò)問(wèn)卷調(diào)查得出樣本中農(nóng)戶(hù)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(duì)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(duì)象為村干部的比例為8%,普通農(nóng)戶(hù)占92%;調(diào)查對(duì)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(dòng)力人數(shù)平均值為2.66人,說(shuō)明調(diào)查對(duì)象并沒(méi)有富余的勞動(dòng)力資源;家庭耕地總面積平均值為9.09畝,說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然以小規(guī)模經(jīng)營(yíng)為主;非農(nóng)收入占家庭總收入比重高達(dá)86%,說(shuō)明大多數(shù)家庭脫農(nóng)化程度高。調(diào)查對(duì)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(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

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

4.2 多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

根據(jù)分布式認(rèn)知理論,本文從個(gè)人因素、地域因素和文化因素方面共選取了15個(gè)對(duì)農(nóng)戶(hù)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(xiàn)性問(wèn)題,導(dǎo)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(gè)指標(biāo)檢驗(yàn)共線(xiàn)性問(wèn)題,結(jié)果見(jiàn)表3。研究發(fā)現(xiàn),容忍度值越小,變量間多重共線(xiàn)性越嚴(yán)重;尤其當(dāng)容忍度<0.1時(shí),認(rèn)為變量間存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。VIF值越大,變量間多重共線(xiàn)性問(wèn)題越大;尤其當(dāng)VIF>10時(shí),認(rèn)為變量間存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)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(yán)重多重共線(xiàn)性問(wèn)題,可保留15個(gè)解釋變量進(jìn)行分析。

表3 解釋變量多重共線(xiàn)性診斷結(jié)果

4.3 模型檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠窨煞治霈F(xiàn)實(shí)問(wèn)題,本文選取Hosmer、Lemeshow檢驗(yàn)方法對(duì)擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn)。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(shuō)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(shí)Cox-Snell R2統(tǒng)計(jì)量和Nagelkerke R2統(tǒng)計(jì)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(yù)測(cè)準(zhǔn)確性為61.1%。由此可知,選擇模型和回歸結(jié)果對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為具有一定的解釋力。

表4 H-L檢驗(yàn)結(jié)果

4.4 實(shí)證結(jié)果與分析

個(gè)人因素的影響:由表5可知,受教育年限顯著影響農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為,并在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,系數(shù)為正(β=0.125),說(shuō)明文化程度越高的農(nóng)戶(hù),發(fā)生轉(zhuǎn)出土地行為的概率越大。這是因?yàn)槭芙逃龝r(shí)間越長(zhǎng)的農(nóng)戶(hù)掌握了較多的知識(shí)與勞動(dòng)技能,從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的機(jī)會(huì)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(hù)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(huì)階層地位對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為的影響不顯著?？赡艿慕忉屖?隨著女性社會(huì)地位的提高和就業(yè)機(jī)會(huì)增多,越來(lái)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(duì)土地轉(zhuǎn)出行為的影響大大降低;雖然年齡對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為的影響系數(shù)為正,但并沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn),這是因?yàn)檎{(diào)查農(nóng)戶(hù)的平均年齡為57.37歲,整體年齡偏大,對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為的影響不顯著;社會(huì)階層地位沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn),可能是因?yàn)檗r(nóng)戶(hù)土地產(chǎn)權(quán)意識(shí)的強(qiáng)化降低了村干部對(duì)農(nóng)戶(hù)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(hù)土地轉(zhuǎn)出行為,在5%的統(tǒng)計(jì)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(fù)(β=-1.929),家庭耕地總面積回歸系數(shù)為負(fù)(β=-0.065),說(shuō)明脫農(nóng)化程度越高的農(nóng)戶(hù)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(hù)發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越低,驗(yàn)證了預(yù)期假設(shè)。然而,家庭總?cè)丝跀?shù)、勞動(dòng)力數(shù)量與耕地質(zhì)量對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為的影響不顯著。這是因?yàn)榧彝タ側(cè)丝跀?shù)和勞動(dòng)力數(shù)量并不能準(zhǔn)確反映農(nóng)戶(hù)對(duì)土地的真實(shí)需求。如外出務(wù)工人員和農(nóng)村大學(xué)生仍然是農(nóng)村戶(hù)口,但他們長(zhǎng)年不在家,對(duì)土地的依賴(lài)程度較低,土地轉(zhuǎn)出對(duì)他們的影響不大[23]。因此,這兩個(gè)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(méi)有通過(guò)模型顯著性檢驗(yàn)。這是因?yàn)橥恋厝匀皇寝r(nóng)戶(hù)最主要的社會(huì)和就業(yè)保障,土地交易方式仍以對(duì)等交換為主。耕地質(zhì)量回歸系數(shù)為負(fù)(β=-0.920),說(shuō)明稟賦質(zhì)量較高的耕地能增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。當(dāng)農(nóng)戶(hù)擁有稟賦質(zhì)量較差的耕地時(shí),他們更加渴望通過(guò)轉(zhuǎn)入土地來(lái)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(mǎn)意度、政策執(zhí)行滿(mǎn)意度、社會(huì)保障滿(mǎn)意度和轉(zhuǎn)出價(jià)格滿(mǎn)意度均顯著影響農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為。血緣情結(jié)的回歸系數(shù)為負(fù)(β=-0.519),并在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,說(shuō)明血緣關(guān)系越親近,農(nóng)戶(hù)發(fā)生轉(zhuǎn)出土地行為的概率越高。這是因?yàn)橥恋剞D(zhuǎn)出戶(hù)出讓土地承包使用權(quán)的首要目的并不是獲取經(jīng)濟(jì)利益,而是繼續(xù)保留對(duì)土地的承包權(quán)利,具有血緣關(guān)系的親屬無(wú)疑是最好的選擇。土地流轉(zhuǎn)政策滿(mǎn)意度回歸系數(shù)為正(β=0.863),政策執(zhí)行滿(mǎn)意度回歸系數(shù)為正(β=0.919),并分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,說(shuō)明農(nóng)戶(hù)對(duì)土地流轉(zhuǎn)政策和政府執(zhí)行滿(mǎn)意度越高,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越大。這是因?yàn)檗r(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為受到政府的推動(dòng)和號(hào)召。社會(huì)保障滿(mǎn)意度回歸系數(shù)為正(β=2.087),且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,表明農(nóng)戶(hù)對(duì)社會(huì)保障越滿(mǎn)意,發(fā)生土地流轉(zhuǎn)行為的概率越高。這是因?yàn)榻∪纳鐣?huì)保障制度減輕了以非農(nóng)收入為主的農(nóng)戶(hù)的后顧之憂(yōu),弱化了土地養(yǎng)老功能。土地轉(zhuǎn)出價(jià)格的滿(mǎn)意度回歸系數(shù)為正(β=1.529),且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,說(shuō)明農(nóng)戶(hù)對(duì)土地轉(zhuǎn)出價(jià)格越滿(mǎn)意,發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的概率越高。這是農(nóng)戶(hù)在社會(huì)保障缺位狀態(tài)下被迫進(jìn)行自我保障的一種理性反映[24]。如果農(nóng)戶(hù)判斷轉(zhuǎn)出土地可增加收益且面臨風(fēng)險(xiǎn)較小時(shí),就會(huì)轉(zhuǎn)出土地,畢竟高水平的土地補(bǔ)償也是減少流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)的一種有效措施。然而,地緣情結(jié)對(duì)農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出行為不產(chǎn)生顯著影響,這是因?yàn)橥恋剞D(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(duì)武漢城市圈典型地區(qū)4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)26個(gè)行政村287戶(hù)農(nóng)戶(hù)的入戶(hù)調(diào)查，本文運(yùn)用二元Logistic回歸模型實(shí)證分析了土地轉(zhuǎn)出行為的影響因素。研究發(fā)現(xiàn):個(gè)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(mǎn)意度、政策執(zhí)行滿(mǎn)意度、社會(huì)保障滿(mǎn)意度以及轉(zhuǎn)出價(jià)格滿(mǎn)意度對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)出行為存在顯著影響;個(gè)人因素中性別、年齡和社會(huì)階層地位,地域因素中家庭總?cè)丝跀?shù)、勞動(dòng)力人數(shù)和耕地質(zhì)量,文化因素中地域情結(jié)則對(duì)農(nóng)戶(hù)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(chǎng),促進(jìn)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(hù)在土地轉(zhuǎn)出過(guò)程中遵循了便捷、安全、就近的原則,實(shí)質(zhì)上是由土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育程度較低造成的。因此,建議相關(guān)部門(mén)規(guī)范土地交易程序、健全流轉(zhuǎn)監(jiān)督機(jī)制、合理評(píng)估土地流轉(zhuǎn)價(jià)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(hù),推進(jìn)農(nóng)村土地公開(kāi)交易。②加快推進(jìn)農(nóng)村教育,提高農(nóng)村勞動(dòng)力的職業(yè)技術(shù)素質(zhì)。教育水平的提高,一方面加強(qiáng)了農(nóng)戶(hù)對(duì)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(hù)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(hù)對(duì)土地的生產(chǎn)依賴(lài)和保障依賴(lài),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(dòng)力的就業(yè)途徑。有關(guān)職能部門(mén)應(yīng)定期組織針對(duì)城鎮(zhèn)就業(yè)崗位的技能培訓(xùn)，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(jī)會(huì)，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(jī)會(huì)，提高農(nóng)戶(hù)的非農(nóng)收入；同時(shí)，逐步消除戶(hù)籍制度帶來(lái)的城鄉(xiāng)差異，保證農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工同工同酬，切實(shí)提高農(nóng)戶(hù)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(dǎo)農(nóng)民搞活土地經(jīng)營(yíng)權(quán)。采取下鄉(xiāng)走訪、知識(shí)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(rèn)識(shí)到土地轉(zhuǎn)出是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢(shì),消除農(nóng)民對(duì)土地流轉(zhuǎn)的誤解;同時(shí),充分發(fā)揮政府和村集體在土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中的擔(dān)保作用,做好和農(nóng)戶(hù)協(xié)調(diào)工作,調(diào)動(dòng)農(nóng)戶(hù)主動(dòng)參與土地轉(zhuǎn)出市場(chǎng)的積極性。⑤完善農(nóng)民社會(huì)保障體系,弱化土地保障功能。強(qiáng)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(yōu),使更多的農(nóng)戶(hù)逐步剝離對(duì)土地的依賴(lài),敢于且放心地轉(zhuǎn)出土地。現(xiàn)階段我國(guó)社會(huì)保障不足，是制約農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)化行為的一個(gè)重要因素。這意味著，在土地轉(zhuǎn)出的過(guò)程中政府應(yīng)積極完善與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的社會(huì)保障體系，進(jìn)而逐步消弱土地的社會(huì)保障功能。因此,一方面要增加新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)數(shù)額,從整體上提高農(nóng)村居民的社會(huì)保障水平;另一方面應(yīng)分階段逐步完善各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)制度安排,切實(shí)保障進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民工享有與城鎮(zhèn)職工相同的社會(huì)保險(xiǎn)等。

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