戶艷領(lǐng)，李麗紅，任 寧，王 洲

(1.河北大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，保定 071002； 2.河北大學(xué)人事處，保定 071002)

0 引言

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，也是當前社會關(guān)注的熱點問題， 2017年中央一號文件《關(guān)于深入推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革加快培育農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展新動能的若干意見》指出，積極發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營，大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和服務(wù)主體，通過經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、股份合作、代耕代種、土地托管等多種方式，加快發(fā)展土地流轉(zhuǎn)型、服務(wù)帶動型等多種形式規(guī)模經(jīng)營[1]?？梢姺e極發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營意義重大，然而調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的作用機制復(fù)雜，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)過程中還存在農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為不匹配等問題，很多流轉(zhuǎn)意愿并未轉(zhuǎn)化為流轉(zhuǎn)行為，對此學(xué)術(shù)界給予了充分關(guān)注。

土地流轉(zhuǎn)意愿影響機制方面，陸繼霞和何倩(2016)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶將土地流轉(zhuǎn)出去的原因，主要體現(xiàn)在追求更加穩(wěn)定的收入和謀生途徑的多元化、社區(qū)群體的轉(zhuǎn)讓活動帶來耕種壓力等方面[2]。周妮笛和李明賢(2013)研究發(fā)現(xiàn)，戶主的受教育水平越高、流出土地的用途越偏向于種養(yǎng)業(yè)、土地流轉(zhuǎn)的價格越高、土地流轉(zhuǎn)受法律保護的程度越高、參加合作組織，農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿越強烈； 而戶主年齡、土地流轉(zhuǎn)期限、家庭勞動人口數(shù)量、農(nóng)戶認為土地產(chǎn)權(quán)的私有化程度等為限制性因素[3]。鮑盛祥等(2014)研究表明，農(nóng)戶對土地受轉(zhuǎn)方的信任度會對土地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生正向影響，農(nóng)民更愿意把土地轉(zhuǎn)讓給自己信任度較高的親戚或朋友[4]。林善浪等(2010)認為土地流轉(zhuǎn)意愿受勞動力轉(zhuǎn)移距離和轉(zhuǎn)移時間影響[5]。農(nóng)戶家庭中參加農(nóng)村新型合作醫(yī)療保險的人數(shù)越多、戶主從事的職業(yè)以非農(nóng)職業(yè)為主，則轉(zhuǎn)出土地的意愿越強烈，而純農(nóng)業(yè)人口數(shù)量與土地流轉(zhuǎn)意愿呈顯著的負相關(guān)關(guān)系(王晟哲， 2012)[6]。

土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的匹配方面，對于迫于生計或社會群體性壓力的農(nóng)戶來說，其將土地轉(zhuǎn)出并非一定代表其真實的流轉(zhuǎn)意愿(陸繼霞，何倩， 2016)[2]。牛勤(2015)認為貧困地區(qū)農(nóng)民對土地盲目眷戀的觀念意識、非農(nóng)收入較低和普遍較低的文化程度等因素制約著其流轉(zhuǎn)意愿，進而禁錮了土地流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生[7]。王余丁，黃燕燕(2017)運用多元Logit回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為的影響因素較為相似，二者既相互影響又相互獨立，流轉(zhuǎn)行為并不能完全由流轉(zhuǎn)意愿所控制[8]。鐘曉蘭等(2013)研究發(fā)現(xiàn)廣東省農(nóng)村農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)形式以出租為主，流轉(zhuǎn)行為特征存在地區(qū)差異性，且流轉(zhuǎn)意愿越強烈越容易發(fā)生流轉(zhuǎn)行為，但也存在一些外部因素制約著流轉(zhuǎn)意愿轉(zhuǎn)化為流轉(zhuǎn)行為[9]。

綜上，梳理學(xué)者對于土地流轉(zhuǎn)的研究發(fā)現(xiàn)，受教育水平、流轉(zhuǎn)價格、年齡、流轉(zhuǎn)期限、經(jīng)濟條件等作為影響土地流轉(zhuǎn)意愿的因素已經(jīng)得到廣泛共識，但以往研究關(guān)注更多的是農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，對流轉(zhuǎn)行為的研究較少，且研究區(qū)域的選取較少地關(guān)注貧困山區(qū)。貧困山區(qū)土地流轉(zhuǎn)意愿和行為狀況如何，二者的匹配關(guān)系如何，影響因素的作用機制如何等問題亟需進一步研究。為推動貧困山區(qū)土地流轉(zhuǎn)工作順利開展，并為相關(guān)部門制定土地流轉(zhuǎn)、精準扶貧等政策提供借鑒和參考，文章立足于河北省貧困山區(qū)縣調(diào)研，對貧困山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的作用機制以及流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的匹配情況展開深入研究。

1 樣本分析

1.1 數(shù)據(jù)來源

該文所使用的數(shù)據(jù)來源于課題組在2016年7～9月對河北省貧困地區(qū)進行的主題為“貧困地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)情況”的專項問卷調(diào)研，主要采取問卷調(diào)查和訪談形式，為研究需要，從中選取貧困山區(qū)的問卷，樣本總數(shù)為461份，有效樣本為457份，有效百分比為99.13%。調(diào)研樣本的范圍涵蓋河北省的6個地級市所轄范圍內(nèi)的19個貧困山區(qū)縣(表1)。

表1 調(diào)研樣本區(qū)域分布情況

調(diào)研市域調(diào)研縣域保定唐縣、順平縣、阜平縣、易縣承德平泉縣、圍場滿族蒙古族自治縣、隆化縣、豐寧滿族自治縣石家莊行唐縣、靈壽縣、平山縣、贊皇縣秦皇島青龍滿族自治縣邢臺臨城縣張家口陽泉縣、蔚縣、崇禮縣、懷安縣、赤城縣

2 主要樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計分析

該次調(diào)研的內(nèi)容包括農(nóng)戶自身情況、農(nóng)戶家庭情況、農(nóng)戶所在村莊特征以及農(nóng)戶對土地政策的認知等4個方面，該文從中選取主要樣本數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計分析，以便充分了解貧困山區(qū)農(nóng)戶的特征。

2.1 農(nóng)戶的自身情況

貧困山區(qū)的農(nóng)戶調(diào)研樣本中，男性居多，占比為66.7%； 處于31～50歲年齡段的農(nóng)戶所占比重最大，比例為50.5%； 從農(nóng)戶的文化程度來看，初中文化程度的農(nóng)戶占比最多，為34.0%，其次是小學(xué)，文化水平在高中及以上的農(nóng)戶占比較少，僅為二成。

2.2 農(nóng)戶的家庭情況

農(nóng)戶家庭去年總收入中，以“1萬～3萬元”的比例居多，占比為38.2%，在“3萬元及以上”的比例最小，占比僅為13.2%，這反映出貧困山區(qū)農(nóng)戶家庭整體收入情況相對較低； 在問及“家庭收入中種田收入大約是多少”問題時， 48.5%農(nóng)戶的回答是三成及以下，答案是七成以上的占比僅為12.9%，可見，貧困山區(qū)農(nóng)戶的家庭總收入中還有其他的非農(nóng)收入來源； 依據(jù)“您家?guī)卓谌恕焙汀巴獬龃蚬と藬?shù)”兩個變量生成“外出打工人數(shù)比例”，在二成以下的最多，占比為60.7%，四成及以上的合計不到10.0%，這反映出貧困山區(qū)農(nóng)戶留守本村者相對較多，外出打工的人數(shù)相對較少。

2.3 農(nóng)戶對土地政策的認知情況

農(nóng)戶對土地政策的認知情況會直接影響其流轉(zhuǎn)意愿的決定。樣本數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶對于“在您看來，您種的地歸誰所有？”這一問題，選擇“國家”和“自己”的占比較多，分別為38.9%、34.0%； 在“現(xiàn)在您村土地的確權(quán)是確定的什么權(quán)利”一題中，選擇“承包權(quán)”的比例最大，為38.1%，對“經(jīng)營權(quán)”和“不清楚”的選擇比例相近，分別為24.4%、25.5%，“所有權(quán)”的選擇較少，為12.0%； 在涉及“您聽說過農(nóng)民的土地權(quán)利長久不變的國家政策嗎？”題目的選擇中，“聽說過”的占比為38.8%，“沒聽說過”的比例為61.2%。可見，很多貧困山區(qū)農(nóng)戶對土地政策認知不清。

2.4 農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿主觀原因的描述性統(tǒng)計

樣本數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)的原因中以“自己耕種成本高、辛苦、收入低”選擇占比最高，為68.5%； 不愿意流轉(zhuǎn)的原因中以“保障口糧需要”選擇占比最高，為50.8%(表2)，據(jù)此可初步判斷農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)愿意與否與農(nóng)戶的生計需要密切相關(guān)。

表2 流轉(zhuǎn)意愿主觀原因的對比分析

愿意流轉(zhuǎn)的原因占比(%)不愿意流轉(zhuǎn)的原因占比(%)外出打工,沒空打理31.5保障口糧需要50.8鎮(zhèn)、村非農(nóng)建設(shè)項目的需要13.1沒有其他(非農(nóng))就業(yè)渠道40.8自己耕種成本高、辛苦、收入低68.5承包土地是家庭主要經(jīng)濟來源28.3流轉(zhuǎn)收入高,很劃算36.5怕流轉(zhuǎn)后失去土地權(quán)益35.8沒有其他原因,就是不愿耕地3.6想轉(zhuǎn)出去,但沒人愿意或出價太低19.2跟隨別人做法4.5擔(dān)心轉(zhuǎn)出去自己想種時難收回38.3其他,請注明4.1其他,請注明5.8

2.5 土地流轉(zhuǎn)的期望

農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)的期望主要包括流轉(zhuǎn)租金和流轉(zhuǎn)期限，這兩方面的期望是影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿是否強烈、土地流轉(zhuǎn)行為是否發(fā)生的重要因素。樣本數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)期望期限的選擇中以“3～5年”居多，占比為44.3%，而選擇“10年及以上”的比例僅為23.5%。農(nóng)戶在土地流轉(zhuǎn)期望租金的選擇中，對各期望租金區(qū)間的選擇占比相差不大，但以“2 000元及以上”占比最高，為28.3%。這反映出很多貧困山區(qū)農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)的期望期限較短但租金期望值較高。

3 流轉(zhuǎn)意愿的影響因素作用機制分析

3.1 變量選擇

3.1.1 因變量的選擇

問卷中關(guān)于農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的劃分上，基本包含愿意和不愿意兩種情況，將愿意土地流轉(zhuǎn)設(shè)為1，不愿意土地流轉(zhuǎn)設(shè)為2。調(diào)研樣本中還存在無所謂態(tài)度，由于其難以劃分為愿意與否，且對于農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素分析無統(tǒng)計學(xué)意義，因此該文在構(gòu)建模型時將其做缺失值處理剝離出去。

3.1.2 自變量的選擇

貧困山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素較多且作用機制復(fù)雜，該文主要從農(nóng)戶自身特征、農(nóng)戶家庭情況、農(nóng)戶對土地政策認知、農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)期望等4個方面進行分析。各變量賦值見表3。

表3 相關(guān)變量

因素分類自變量變量代碼變量定義農(nóng)戶自身情況性別X10:女; 1:男年齡X2數(shù)值型變量文化程度X31:小學(xué)以下, 2:小學(xué), 3:初中, 4:高中, 5:大專及以上農(nóng)戶家庭情況家庭總收入X41: 0.5萬元以下, 2:0.5萬～1萬元, 3: 1萬～3萬元, 4:3萬元及以上對土地政策的認知土地歸屬認識X51:國家, 2:鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府, 3:村(組)集體, 4:自己, 5:不清楚土地確權(quán)內(nèi)容X61:所有權(quán), 2:經(jīng)營權(quán), 3:承包權(quán), 4:不清楚土地流轉(zhuǎn)期望租金期望X71:500～1 000元, 2: 1 000～1 500元, 3:1 500～2 000元, 4: 2 000元及以上租期期望X81: 3～5年, 2:5～10年, 3: 10年及以上

3.2 模型設(shè)定[10]

根據(jù)以上對因變量的劃分可以看出，因變量為二分類變量，符合二元Logistic回歸模型對因變量的要求，因此該文選擇二元Logistic回歸模型對貧困山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素進行分析，以找到自變量和因變量之間的定量關(guān)系。

模型的具體表現(xiàn)形式為：

(1)

式(1)中，p代表調(diào)查對象愿意參與土地流轉(zhuǎn)的概率，β0，β1，β2，…，βk是影響土地流轉(zhuǎn)意愿各變量的估計參數(shù)。由(1)式可以得到優(yōu)勢比的計算公式：

(2)

調(diào)查對象愿意參與土地流轉(zhuǎn)的概率p的計算公式：

(3)

通過參數(shù)βi(β0除外)的估計值以及Logistic回歸其他實證結(jié)果可以分析各影響因素的作用情況。

3.3 模型結(jié)果及影響因素分析

運用SPSS軟件進行分析，由表4可知，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的回歸模型通過了LR Tests(似然比檢驗)，表明模型的各自變量至少有一個與因變量顯著相關(guān)。模型的Cox&Snell R2和Nagelkerke R2相對較高，且預(yù)測準確率高達73.0%，這說明模型擬合效果良好。另外模型擬合優(yōu)度檢驗(HL Tests)卡方統(tǒng)計量的伴隨概率為0.295，大于顯著性水平0.1，說明模型擬合結(jié)果與數(shù)據(jù)較為吻合。綜合來看，所建回歸模型效果良好。

該文依據(jù)各參數(shù)的伴隨概率值，將影響因子分為3個層次，即外圍、較強和顯著性[11]，具體分類標準和因素分類情況如圖1所示。

3.3.1 外圍影響因素

通過實證結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，性別和租金期望兩個變量的伴隨概率遠大于0.1，因此將其歸為外圍影響因素。

研究中，“性別”為無序二分類變量，以“女”作為參照，伴隨概率為0.401，表明性別對土地流轉(zhuǎn)意愿不具有統(tǒng)計意義上的顯著影響，但其系數(shù)為負，仍認為相對于男性來說，女性參與土地流轉(zhuǎn)的積極性較高，這與貧困山區(qū)女性從事農(nóng)業(yè)活動的勞動能力較弱，更傾向于轉(zhuǎn)出土地以從事非農(nóng)職業(yè)有關(guān)?！稗r(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)租金的期望”作為有序多分類變量，以“500～1 000元”作為參照，綜合實際樣本調(diào)研結(jié)果和回歸結(jié)果來看，農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)租金期望的選擇中，“1 000～1 500元”、“1 500～2 000元”和“2 000元及以上”的回歸系數(shù)均為正數(shù)，且占比分別為21.7%、27.4%、22.6%和28.3%，可以看出這四個選項的占比分布較為均勻，并無明顯的分布差距，可以推斷，農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)租金的期望對土地流轉(zhuǎn)意愿起不到?jīng)Q定性的作用，但由于其相應(yīng)系數(shù)均為正數(shù)，仍認為其對流轉(zhuǎn)意愿有正向影響，即期望流轉(zhuǎn)租金越高，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿越強。

表4 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿二元Logistic回歸模型參數(shù)估計結(jié)果

變量代碼BS.E,WaldSig.Exp(B)變量代碼BS.E,WaldSig.Exp(B)X1(1)-0.2440.2910.7040.4010.784X610.9350.012X2-0.0240.0162.2890.1300.977X6(1)1.0940.5184.4600.0352.985X313.7990.008X6(2)0.8830.4893.2540.0712.418X3(1)0.2510.4520.3070.5791.285X6(3)1.6000.50210.1600.0014.954X3(2)-0.7600.4692.6270.1050.468X71.0630.786X3(3)-0.6680.5321.5750.2090.513X7(1)0.0150.3920.0010.9701.015X3(4)-1.7760.9423.5520.0590.169X7(2)0.0720.4130.0300.8621.074X48.1350.043X7(3)0.3380.4000.7150.3981.402X4(1)-0.9290.3855.8310.0160.395X87.9850.018X4(2)-0.5400.3702.1290.1450.583X8(1)-0.6580.3144.3810.0360.518X4(3)-1.2080.5135.5420.0190.299X8(2)-0.8720.3436.4830.0110.418X58.1800.085常量0.6701.1390.3460.5571.953X5(1)0.2420.7320.1100.7411.274X5(2)0.1910.3960.2330.6291.211X5(3)0.9250.3317.8090.0052.522X5(4)0.3700.5840.4010.5261.448 LR Tests;χ2=71.973;Sig=0.000;-2loglikelihood 352.245;Cox&Snell R2 0.200;Nagelkerke R2 0.274;HL Tests χ2=9.590 Sig=0.295;模型的預(yù)測準確率 73.0%

圖1 土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的分類情況

3.3.2 較強影響因素

由表4可以看出，年齡和農(nóng)戶對土地歸屬認識的伴隨概率接近于0.1，認為其對土地流轉(zhuǎn)意愿的影響比較大。實證結(jié)果表明，“年齡”作為數(shù)值型變量，回歸系數(shù)為負，表明年齡會對土地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生負向影響，隨著農(nóng)戶年齡的增大，其參與土地流轉(zhuǎn)的意愿會減弱，這可能是因為大齡者或老齡者戀土情結(jié)較為強烈，更加看重土地的生計保障功能。

農(nóng)戶對土地歸屬認識這一變量的系數(shù)為正，且根據(jù)Exp(B)可知，在其他條件不變的情況下，認為現(xiàn)在所種的土地歸屬于自己的農(nóng)戶更愿意將土地流轉(zhuǎn)出去。這可能是因為貧困山區(qū)的農(nóng)戶的認知中，當土地歸屬于自己時，就會擁有土地的所有權(quán)和支配權(quán)，進而會促使他們參與到土地流轉(zhuǎn)的工作中。另外，這一問題也反映出在貧困山區(qū)還有相當部分農(nóng)戶對土地的歸屬認識不清，而這使得他們在進行土地流轉(zhuǎn)時存在一定的誤解。

3.3.3 顯著性影響因素

實證結(jié)果表明，文化程度、土地確權(quán)內(nèi)容、租期期望以及家庭總收入等4個變量的伴隨概率均小于0.05，表明其對流轉(zhuǎn)意愿具有顯著影響。調(diào)研樣本顯示， 78.9%的農(nóng)戶的文化程度都在初中及以下水平，這在很大程度上會影響農(nóng)戶對有關(guān)土地政策的認識。

文化程度是影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的顯著性因素，模型中此變量的回歸系數(shù)多數(shù)為負，表明農(nóng)戶的文化程度越高，其土地流轉(zhuǎn)意愿越弱，由于調(diào)研對象為貧困山區(qū)的農(nóng)戶，結(jié)果具有一定的特殊性。家庭總收入的回歸系數(shù)為負值，表明收入越低，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿越為強烈，家庭收入較低的農(nóng)戶為擺脫貧困，更愿意把土地流轉(zhuǎn)出去，以外出打工來獲得更多的非農(nóng)收入。

農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)租期的期望和土地確權(quán)內(nèi)容的認識這兩個變量均通過了5%的顯著性檢驗，對因變量的解釋程度很大。其中，土地流轉(zhuǎn)租期期望的系數(shù)是負值，表明土地轉(zhuǎn)出的期限越長，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的意愿越弱，不難理解，“土地是農(nóng)民的命根”這一根深蒂固的思想影響已久，對于貧困山區(qū)的農(nóng)戶來說更是如此。另外樣本數(shù)據(jù)顯示，對土地流轉(zhuǎn)租期的期望中，有44.3%的農(nóng)戶選擇“3-5年”，可能是出于對土地權(quán)利保障的擔(dān)心，害怕土地流轉(zhuǎn)出去時間過長土地的權(quán)益難以保障，這也反映出加強流轉(zhuǎn)行為保障的重要性。對土地確權(quán)內(nèi)容的認識的系數(shù)是正數(shù)，而且發(fā)生比表明，農(nóng)戶在對土地確權(quán)內(nèi)容認識不清楚的情況下，流轉(zhuǎn)意愿更為強烈，這可能與貧困山區(qū)部分農(nóng)戶的思想認識有關(guān)，對土地相關(guān)政策的認識存在誤解。

表5 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的匹配分析

%

4 流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的匹配分析

一般而言，意愿是個人所持有的看法或想法，直接支配個人的行為，而只有意愿轉(zhuǎn)化為實質(zhì)性的行為才能產(chǎn)生客觀的效用。相對應(yīng)地，農(nóng)戶所持有的土地流轉(zhuǎn)意愿直接決定著土地流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生與否，而促進農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿實質(zhì)性轉(zhuǎn)化為流轉(zhuǎn)行為才能產(chǎn)生客觀實效作用。為此該文利用交叉分析定性判斷貧困山區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿向流轉(zhuǎn)行為的轉(zhuǎn)化情況，對土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的匹配情況展開深入分析。

表5所示的是土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為構(gòu)成的交叉矩陣分析結(jié)果，卡方檢驗顯示，流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為之間呈極顯著相關(guān)關(guān)系。進一步立足于主、反對角線進行二者的匹配分析。主對角線反映的是二者較為匹配的情況，沒有流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶中有高達73.9%沒有參與流轉(zhuǎn)，而有流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶中最終只有40.7%發(fā)生了流轉(zhuǎn)行為； 反對角線反映的是二者不匹配的情況，有多達59.3%農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿未轉(zhuǎn)化為實際的流轉(zhuǎn)行為，接近三成的農(nóng)戶雖無流轉(zhuǎn)意愿但卻發(fā)生了流轉(zhuǎn)行為。這表明貧困山區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地的流轉(zhuǎn)行為與流轉(zhuǎn)意愿較為不匹配，農(nóng)戶最初產(chǎn)生的意愿與最終發(fā)生的行為并不一致，可能有一些外部因素制約著流轉(zhuǎn)意愿向流轉(zhuǎn)行為的轉(zhuǎn)化，精準定位并針對性解決這些限制因素有利于貧困山區(qū)土地流轉(zhuǎn)工作的順利進行。

5 結(jié)論與建議

研究結(jié)果表明，貧困山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的作用機制既符合常識判斷但也有一定的特殊性，且農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為的匹配情況不佳，這與貧困山區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后、很多農(nóng)戶文化水平較低和戀土情節(jié)等因素息息相關(guān)。該文立足于貧困山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的作用機制，定位導(dǎo)致流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為不匹配的障礙，并提出如下幾條建議。

5.1 重點完善貧困山區(qū)農(nóng)村社會保障體系

研究結(jié)果表明，農(nóng)戶年齡越大，農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的意愿就越弱，這一方面說明貧困山區(qū)農(nóng)戶的戀土情節(jié)較為嚴重，另一方面也說明貧困山區(qū)農(nóng)戶對土地的保障作用尤其重視，甚至認為土地承擔(dān)著除傳統(tǒng)生產(chǎn)功能之外的社會保障功能。對此，應(yīng)加大對貧困山區(qū)農(nóng)村社會保障的財政投入力度，進一步擴大新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的保障水平，尤其要加快優(yōu)化60歲以上和喪失社會勞動能力人員社會保障問題的步伐，使更多的農(nóng)戶滿意相應(yīng)的社會保障，而降低對土地的依賴程度，使他們無后顧之憂參與土地流轉(zhuǎn)。

5.2 培育完善農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場，做好信息服務(wù)定位

研究結(jié)果表明，土地流轉(zhuǎn)租金越高、期限越短，農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿越強，說明貧困山區(qū)部分農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的信息認識不到位，主觀意志性較強。受限于貧困山區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對滯后的現(xiàn)狀，互聯(lián)網(wǎng)設(shè)備、交易平臺等配套不足，導(dǎo)致土地供求雙方存在信息不對稱的問題，進而阻礙了農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿向流轉(zhuǎn)行為的轉(zhuǎn)化。在此背景下，加快貧困山區(qū)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵之一便是培育完善的土地流轉(zhuǎn)市場，依據(jù)一定的原則對農(nóng)地分等定級，客觀評估農(nóng)地的價格，建立農(nóng)地供需信息平臺并及時發(fā)布，使土地流轉(zhuǎn)供求雙方的信息更加匹配，促進土地流轉(zhuǎn)租金、流轉(zhuǎn)期限更加符合流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的需求[12]。

5.3 深化土地相關(guān)政策的宣傳和解釋

通過之前關(guān)于農(nóng)戶對土地政策認知情況的分析可見，農(nóng)戶對于土地相關(guān)政策的認識存在一定的不清楚和誤解，從而影響到土地流轉(zhuǎn)工作的順利開展，主觀原因是由于貧困山區(qū)很多農(nóng)戶的文化水平較低，客觀層面也反映出相關(guān)土地政策的宣傳力度、深度需要進一步加強，在農(nóng)戶對土地政策認知不清楚的情況下進行的土地流轉(zhuǎn)很容易產(chǎn)生糾紛與后續(xù)困難，不利于土地流轉(zhuǎn)工作的長期穩(wěn)定開展，因此，要通過墻體媒介、集體宣講、入戶宣解等方式加強土地政策的宣傳和解釋，讓農(nóng)戶更深入地了解土地政策[13]。

5.4 拓展農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)糾紛調(diào)解渠道，豐富調(diào)節(jié)形式[14]

近年來農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)過程中出現(xiàn)的糾紛或矛盾屢見不鮮，在偏僻且發(fā)展相對落后的貧困山區(qū)更是如此。應(yīng)盡快增加貧困山區(qū)專門的農(nóng)地糾紛仲裁調(diào)解機構(gòu)，以土地流轉(zhuǎn)實踐相關(guān)的各部門人才為骨干，大力培養(yǎng)調(diào)解人才，通過培訓(xùn)和實踐建設(shè)一支技術(shù)過硬的調(diào)解隊伍。搞清糾紛雙方的利益訴求，拓展糾紛解決渠道，注重土地流轉(zhuǎn)中各項糾紛的解決時效，豐富調(diào)解形式。