鄧哲誠 黃登春

基于Logit模型的湖南省農(nóng)村地區(qū)土地流轉(zhuǎn)影響因素研究

鄧哲誠 黃登春

（長沙理工大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖南 長沙 410015）

以湖南有代表性的農(nóng)村地區(qū)及其土地狀況為調(diào)查對象，采用問卷調(diào)查法調(diào)查訪談具有不同個體特征的農(nóng)戶，獲取2021年相關(guān)的農(nóng)戶與農(nóng)地數(shù)據(jù)，并使用Logit模型分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素，得出以下結(jié)論：（1）受教育程度、家庭在外務(wù)工人數(shù)、距離自家土地距離以及熟悉政府政策這些因素對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)具有顯著正向影響；（2）年齡以及家庭年收入與土地流轉(zhuǎn)傾向呈U型關(guān)系；（3）農(nóng)戶的健康狀況、家庭人口數(shù)、新農(nóng)合以及社會養(yǎng)老保險對土地流轉(zhuǎn)傾向的影響不大。最后從非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)民市民化、社會保障和相關(guān)政策幾個方面提出建議以促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)土地流轉(zhuǎn)。

農(nóng)地；農(nóng)村；土地流轉(zhuǎn)

2020年與2021年的中央一號文件都在強調(diào)“三農(nóng)問題”，要完善盤活農(nóng)村存量建設(shè)用地政策，優(yōu)先保障鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展、鄉(xiāng)村建設(shè)用地。因此研究農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響因素不僅可以幫助農(nóng)民增加財產(chǎn)性收入的渠道，保護(hù)其權(quán)益；還可以推動農(nóng)村土地資源更加高效的利用，從而推動農(nóng)村經(jīng)濟進(jìn)一步的發(fā)展。

在湖南某些欠發(fā)達(dá)的農(nóng)村地區(qū)，例如在婁底市雙峰縣。土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效益不容易顯現(xiàn)出來。在資金、技術(shù)等要素或在風(fēng)險管理的模式等條件的約束下，農(nóng)戶、相關(guān)涉農(nóng)企業(yè)如果想要進(jìn)行大規(guī)模的生產(chǎn)或者展開差異化經(jīng)營會存在較大的難度，這樣不可忽視的難度會導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)收益的空間不大，從而嚴(yán)重影響土地流轉(zhuǎn)的順利進(jìn)行。目前湖南的土地流轉(zhuǎn)的進(jìn)程還沒有發(fā)展得特別成熟，流通環(huán)境及老舊觀念也會很大程度上影響到土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展，因此在湖南大量農(nóng)村地區(qū)仍然存在著土地流轉(zhuǎn)難題。通過省統(tǒng)計局的信息可以知道，許多農(nóng)民對土地流轉(zhuǎn)沒有產(chǎn)生較大的興趣，土地流轉(zhuǎn)率并不是很高，這也會使得土地流轉(zhuǎn)無法順利展開。

通過發(fā)放與回收問卷，并進(jìn)行相關(guān)計量回歸分析研究影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的因素，為我國其他地方的土地流轉(zhuǎn)提供經(jīng)驗參考。

1 文獻(xiàn)綜述

在農(nóng)地的制度變革方面，劉衛(wèi)柏等指出我國經(jīng)歷了三個階段：1978－1998年允許房地一體轉(zhuǎn)讓階段；1999－2008年禁止出售給市民階段；2009年至今探索內(nèi)部轉(zhuǎn)讓與有償退出階段[1]。萬亞勝，程久苗，吳九興等分析指出應(yīng)當(dāng)完善農(nóng)地管理制度，提高相關(guān)農(nóng)地管理政策的規(guī)范性。農(nóng)村宅基地管理制度需要在農(nóng)戶權(quán)利得到保障、公平公正和社會穩(wěn)定的基礎(chǔ)上實現(xiàn)資源的合理有效利用[2]。

在宅基地流轉(zhuǎn)和土地流轉(zhuǎn)的問題上，李嫚等認(rèn)為在新型城鎮(zhèn)化背景下，需要深化農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度改革，而宅基地制度改革過程中將面臨著閑置宅基地的盤活和配置效率問題[3]。許恒周等也進(jìn)行了實證分析，得出農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿受不同職業(yè)的意識和階層特征的影響，教育水平和家庭結(jié)構(gòu)都會影響土地流轉(zhuǎn)的結(jié)果[4]。曹芳芳等根據(jù)其調(diào)查數(shù)據(jù)得出從“文化性”因素來說，如果農(nóng)民工家庭切斷了對土地的情感依戀，會提高家庭化流動的傾向，也就會加快對土地的轉(zhuǎn)出[5]。羅仁福等通過調(diào)查五省農(nóng)戶分析得出，建立健全農(nóng)村社會養(yǎng)老保險體系，積極完善落實新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度，在提高農(nóng)村老年人的養(yǎng)老保障水平，減少了對土地的依賴之后還有利于促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)[6]。張占錄等也在實證分析后提出了相應(yīng)的建議：培育發(fā)展土地流轉(zhuǎn)市場，建立健全市場化的農(nóng)地流轉(zhuǎn)體系；優(yōu)化農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高非農(nóng)就業(yè)與培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體并舉；完善農(nóng)村社保體系，弱化農(nóng)地保障功能[7]。

2 模型構(gòu)建和變量選擇

2.1 模型構(gòu)建

研究設(shè)定土地流轉(zhuǎn)為二值選擇問題，即農(nóng)戶面臨土地已流轉(zhuǎn)和土地未流轉(zhuǎn)兩種選擇。同時影響因素也多為分組變量，為了得到更為準(zhǔn)確的結(jié)果，在單因素分析時選擇ANOVA以考察在不同分組間對土地流轉(zhuǎn)行為的影響。在多因素分析時選擇Logit回歸模型。為了使的預(yù)測值介于[0，1]之間，考慮服從兩點分布，即

2.2 數(shù)據(jù)來源及變量選擇

本次研究選取的調(diào)查地點為湖南省懷化市，這是因為該地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)占比較高，大多數(shù)人仍以農(nóng)業(yè)為主，因此選擇懷化市。2016年至2020年，懷化市第一產(chǎn)業(yè)的占比分別為14.4%；13.9%；12.5%；13.9%；15.6%。湖南省第一產(chǎn)業(yè)的占比為11.5%；10.7%；8.5%；9.2%；10.2%。全國第一產(chǎn)業(yè)的占比為8.6%；7.9%；4.4%；7.1%；7.7%。從產(chǎn)業(yè)占比的角度來說，懷化市往年的第一產(chǎn)業(yè)比例高于湖南省的第一產(chǎn)業(yè)比例，湖南省的第一產(chǎn)業(yè)比例高于全國的第一產(chǎn)業(yè)比例，這對于研究湖南地區(qū)土地流轉(zhuǎn)問題具有一定的代表性。到2019年，懷化市土地流轉(zhuǎn)面積達(dá)49.11千公頃，占農(nóng)用總面積的14.33%。采用了問卷調(diào)查法來獲取數(shù)據(jù)，在懷化溆浦縣、懷化中方縣、懷化麻陽縣和懷化會同縣等6個縣市共發(fā)放調(diào)查問卷300份，收回有效問卷232份。

對于湖南省農(nóng)村地區(qū)土地流轉(zhuǎn)影響因素研究，主要從個人特征、家庭特征以及社會保障這三個方面來考慮對土地流轉(zhuǎn)的影響。在研究個人特征中選取了個人的年齡、受教育程度、健康狀況這三個因素來衡量其對土地流轉(zhuǎn)行為的影響，家庭特征選取了家庭人口數(shù)量、家庭均收入和家庭在外務(wù)工人員數(shù)三個因素來衡量其對土地流轉(zhuǎn)行為的影響，社會保障方面則選取了是否參加新農(nóng)合以及是否參加社會養(yǎng)老保險這兩個因素來衡量其對土地流轉(zhuǎn)行為的影響，對于被解釋變量把自耕自種和撂荒的人群賦值為0，即認(rèn)為是未進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的人群，把選擇土地流轉(zhuǎn)或讓他人耕種的人群賦值為1，即認(rèn)為是進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)的人群。通過對232被調(diào)查者的基本情況進(jìn)行匯總后，表1報告了不同影響因素各個類別下人數(shù)和比例。通過調(diào)查對象基本情況統(tǒng)計可知，在被調(diào)查的232個人員中，年齡在50歲及以上的受訪者有104人，占樣本總量的44.83%，這是因為調(diào)查范圍主要是在農(nóng)村區(qū)域，而農(nóng)村中青年勞動力大多數(shù)會選擇外出務(wù)工，因此在被調(diào)查者中30歲以下的僅有28人，占樣本總量的12.07%。受教育程度則主要集中在初中和高中階段，受教育程度為初中的有111人，占總樣本量的47.84%，受教育程度為高中的有49人，占總樣本數(shù)的21.12%。受訪者的健康狀況則大多數(shù)表現(xiàn)為良好，僅有13人認(rèn)為自身的健康狀況較差，僅占總樣本數(shù)量的5.6%。家庭人口數(shù)量基本上在3人及以上，很少有家庭為1人或2人。家庭均收入則有一半人是在3萬元及以上，但是仍要指出，在受訪者中，仍有13.79%的人家庭均收入在1萬元以下，這說明即使在農(nóng)村內(nèi)部同樣存在著較大的收入差距。對于在外務(wù)工人員數(shù)，則主要是2人，這是因為對于大多數(shù)農(nóng)村家庭，多數(shù)是選擇夫妻雙方共同外出打工，留下老人來料理家務(wù)及照看兒童，在被調(diào)者中，有121人選擇了2人外出務(wù)工的工作方式，占總樣本數(shù)的52.16%。對于新農(nóng)合和社會養(yǎng)老保險，大多數(shù)人均以參保，參加新農(nóng)合的有212人，占總樣本數(shù)的91.38，參加社會養(yǎng)老保險的有202人，占總樣本量的81.07%。

進(jìn)一步的，想要探究不同的因素對土地流轉(zhuǎn)選擇的影響程度，考慮到還可能存在其他因素影響，在研究過程中問卷還設(shè)計了關(guān)于土地流轉(zhuǎn)相關(guān)知識熟悉度以及個體所擁有的承包土地特征等一些因素作為控制變量（見表1）。其中土地面積為家庭承包土地的面積，土地距離為從家至距離最遠(yuǎn)的一塊田地需要的時間，政策熟悉度1為“您是否知道宅基地賣出去后不能再申請宅基地?”，政策熟悉度2為“您對國家收回多余的宅基地態(tài)度如何?”

表1 調(diào)查對象的基本情況統(tǒng)計

表1（續(xù)）

3 土地流轉(zhuǎn)選擇的影響因素分析

3.1 土地流轉(zhuǎn)選擇的單因素方差分析

考慮到所使用的變量大多為虛擬變量，在進(jìn)行Logit回歸之前為了考察不同因素對土地經(jīng)營選擇的影響。利用單因素方差分析法考察不同因素對土地經(jīng)營選擇的影響，并嘗試分析其原因。然后再通過構(gòu)建Logit回歸模型來衡量不同影響因素的具體影響。

1）年齡的差異及原因分析

根據(jù)不同年齡段的方差分析結(jié)果來看（見表2），F(xiàn)統(tǒng)計量值為5.163，對應(yīng)P值為0.002，通過了0.01水平下顯著性檢驗，說明不同年齡段之間是否選擇土地流轉(zhuǎn)存在差異。具體而言，隨著年齡增長呈現(xiàn)出一種U型土地經(jīng)營選擇意愿，也就是說，在30歲及以下以及31-40歲之間這兩個年齡段，分別有32%和53%的人群傾向于選擇將土地流轉(zhuǎn)，而41-50歲之間選擇土地流轉(zhuǎn)的僅有18%，到了50歲及以上時，選擇土地流轉(zhuǎn)的人群又上升到了26%。這是因為對于相對年輕一點的勞動力而言，外出務(wù)工得到的收入要遠(yuǎn)高于在家務(wù)農(nóng)的收入，所以這一階段的人群更愿意選擇外出打工，然后將家中土地流轉(zhuǎn)出去。對于50歲以上的人而言，由于體力下降，繼續(xù)種地效率較低，產(chǎn)生的收益也不近人意，因此也會想要選擇將土地流轉(zhuǎn)，相反的，對于41-50歲這一年齡段的人而言，因為不僅需要照顧家庭，外出務(wù)工也因為年齡問題很難找到心儀的工作，因此會傾向于選擇在家務(wù)農(nóng)，所以對于這部分人群而言，選擇將土地流轉(zhuǎn)的可能性較小。

表2 年齡對土地流轉(zhuǎn)的方差分析

2）受教育程度的差異及原因分析

方差分析后得到表3，根據(jù)不同受教育程度的方差分析結(jié)果可以看出，F(xiàn)統(tǒng)計量值為6.688，對應(yīng)P值為0，在0.01的顯著性水平上通過了檢驗，說明受教育程度對是否選擇土地流轉(zhuǎn)存在顯著性差異?？梢悦黠@看出，受教育程度越高，選擇土地流轉(zhuǎn)的傾向也就越強烈，對于小學(xué)及以下的人群，選擇土地流轉(zhuǎn)僅有14%，而大學(xué)及以上的人群，選擇土地流轉(zhuǎn)占57%。這是由于學(xué)歷越高，可供選擇的就業(yè)機會就越多。就當(dāng)下而言，務(wù)農(nóng)的經(jīng)濟效益是相對較低的，所以擁有更多就業(yè)機會的人，就會傾向于選擇將土地流轉(zhuǎn)出去，另尋其他工作機會。

表3 受教育程度對土地流轉(zhuǎn)的方差分析

3）健康狀況的差異及原因分析

通過健康狀況對土地流轉(zhuǎn)的方差分析結(jié)果可知（見表4），對應(yīng)的P值為0.547，并未通過0.1水平下的顯著性檢驗，因此認(rèn)為健康狀況的不同對是否選擇土地流轉(zhuǎn)并沒有什么顯著不同。也就是說，個體健康狀況不會影響到人們對土地利用方式的選擇。

表4 健康狀況對土地流轉(zhuǎn)的方差分析

4）家庭人口數(shù)量的差異及原因分析

對家庭人口數(shù)量方差分析后得到表5，通過家庭人口數(shù)量對土地流轉(zhuǎn)的方差分析結(jié)果可知，對應(yīng)的P值為0.193，并未通過0.1水平下的顯著性檢驗，因此認(rèn)為家庭人口數(shù)量的不同對是否選擇土地流轉(zhuǎn)并沒有什么顯著不同。也就是說，及家庭人口數(shù)量同樣不會影響到人們對土地利用方式的選擇。

表5 家庭人口數(shù)量對土地流轉(zhuǎn)的方差分析

5）家庭均收入的差異及原因分析

對家庭收入方差分析得到表6，通過家庭均收入的方差分析可知，對應(yīng)的P值為0.009，通過了0.01水平下的顯著性檢驗，說明不同家庭均收入之間存在著顯著性差異。具體分析可知，家庭均收入的差異與年齡的差異類似，表現(xiàn)出一種U型趨勢，家庭均收入較低和較高的人群都會更傾向于選擇土地流轉(zhuǎn)，這可能并非收入對這種選擇的直接影響，而是因為收入也同時會受到年齡、身體狀況、教育程度等因素的影響，一般而言，收入更高的人群有動力選擇將土地流轉(zhuǎn)，因為他們可能不需要再依靠務(wù)農(nóng)來增加收入，而收入較低的人群，則可能是因為自身的原因無法找的收入更高的工作，甚至對于務(wù)農(nóng)也無法勝任，因此選擇將土地流轉(zhuǎn)以獲得微薄的收入。

表6 家庭均收入對土地流轉(zhuǎn)的方差分析

6）家庭在外務(wù)工人員數(shù)的差異及原因分析

對家庭在外務(wù)工人員數(shù)的方差分析得到表7，通過家庭在外務(wù)工人員數(shù)的方差分析可以看出，對應(yīng)的P值為0.053，通過了0.05水平下的顯著性檢驗，認(rèn)為在外務(wù)工人員數(shù)對土地流轉(zhuǎn)存在顯著性差異。通過結(jié)果可知，家庭在外務(wù)工人員數(shù)越多，其越傾向于將土地流轉(zhuǎn)，這是因為選擇在外務(wù)工的多是精壯勞動力，而將老人和孩子留在家中，所以耕地?zé)o人料理，因此就更傾向于選擇土地流轉(zhuǎn)。

表7 家庭在外務(wù)工人員數(shù)對土地流轉(zhuǎn)的方差分析

7）新農(nóng)合和社會養(yǎng)老保險差異及原因分析

方差分析后得到表8，由結(jié)果可知，新農(nóng)合和社會養(yǎng)老保險的方差分析對應(yīng)的P值均未能通過0.1水平下的顯著性檢驗，這是因為對于大多數(shù)人而言，都加入了新農(nóng)合和社會養(yǎng)老保險，因此只有極少數(shù)的人未加入，所以在是否加入新農(nóng)合和社會養(yǎng)老保險的方差分析中未能體現(xiàn)出顯著的不同。

表8 新農(nóng)合與社會養(yǎng)老保險對土地流轉(zhuǎn)的方差分析

3.2 Logit回歸結(jié)果分析

同前文一樣，把自耕自種和撂荒的人群賦值為0，把選擇土地流轉(zhuǎn)或讓他人耕種的人群賦值為1，具體的回歸方程如下：

最終得到的回歸結(jié)果如表9所示，(1)和(2)報告了僅考慮個體異質(zhì)對土地流轉(zhuǎn)的影響，(3)和(4)報告了添加更多因素后對土地流轉(zhuǎn)的影響。由（1）的回歸結(jié)果可知，只有截距項和受教育程度通過了0.01水平下的顯著性檢驗，認(rèn)為存在顯著性影響。其中，受教育程度表現(xiàn)出了正向影響，即受教育程度越高，選擇進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的可能性就越大。但在方差分析中類似年齡、收入這些具有影響的在回歸結(jié)果中并不顯著，可能是由于他們的“U型”特征所導(dǎo)致的。所以進(jìn)一步的，在（2）中分別對年齡和收入的各個類別進(jìn)行了參數(shù)估計，可以發(fā)現(xiàn)，相比于30歲以下的人群而言，31-40歲參加土地流轉(zhuǎn)的可能性更高，而41-50歲的人群參加土地流轉(zhuǎn)的可能性則降低，和方差分析的結(jié)果一致。同理，對于家庭均收入而言，相比較于1萬元以下的人群，1-2萬的人群和3-4萬的人群參加土地流轉(zhuǎn)的可能性大幅度降低，而3萬元及以上的人群參加土地流轉(zhuǎn)的可能性和低收入人群的可能性是類似的。通過（3）和（4）報告的結(jié)果可知，在加入了更多變量后，受教育程度對土地流轉(zhuǎn)的影響有所下降，同時耕地距離對土地流轉(zhuǎn)呈現(xiàn)出顯著的正向影響，及耕地距離越遠(yuǎn)的人群，越傾向于選擇土地流轉(zhuǎn)的方式來經(jīng)營。同時，對政策掌握的越大，選擇土地流轉(zhuǎn)的概率就越大。

表9 Logit回歸結(jié)果

表9（續(xù)）

為求出具體的影響值，對（4）中通過了顯著性檢驗的因素進(jìn)行邊際效應(yīng)的分析，可知，在其他條件不變的情況下，受教育程度每上升一個階段，平均來講，選擇土地流轉(zhuǎn)的可能性就增加13.97%；土地距離每增加一個單位，平均來講，選擇土地流轉(zhuǎn)的可能性就增加4.85%，管理政策越熟悉，平均來講，選擇土地流轉(zhuǎn)的可能性就增加24.57%。

4 結(jié)論與建議

在對調(diào)查問卷進(jìn)行統(tǒng)計分析以及回歸分析后認(rèn)為家庭在外務(wù)工人數(shù)、家庭收入差異、受教育程度差異、相距土地的距離以及對國家政策的熟悉程度等相關(guān)因素都會影響農(nóng)村地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)，通過這些因素可以認(rèn)為在城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化不斷推進(jìn)的時代，應(yīng)當(dāng)加大人員在城鄉(xiāng)之間流動的靈活性以方便農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的進(jìn)行。

基于這些研究結(jié)論，提出以下建議。第一，因為受教育程度、家庭在外務(wù)工人數(shù)、距離自家土地距離以及熟悉政府政策這些因素對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)具有顯著正向影響，加大非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展力度，為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提供新的收入來源和更多就業(yè)機會，滿足不同階層、不同教育水平的農(nóng)民追求產(chǎn)業(yè)收入最大化，通過物質(zhì)基礎(chǔ)來促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。

第二，培育不同階層農(nóng)民獨特的資源稟賦優(yōu)勢，提高農(nóng)村勞動力文化與職業(yè)技術(shù)素質(zhì)，為農(nóng)民選擇不同職業(yè)發(fā)展道路時提供技術(shù)素質(zhì)保障，實現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，從而促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。

第三，逐步建立和完善農(nóng)村社會保障體系。加強社會保障制度整合，分階段、分步驟實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化的社會保障制度，促進(jìn)農(nóng)村部分勞動力的市民化，弱化土地的社會保障職能，加強社會保障信息化建設(shè)，提高管理服務(wù)能力。

[1]劉衛(wèi)柏,李中.宅基地制度改革的政策演變、模式比較與路徑選擇[J].中國行政管理,2019(09):152-154.

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F32

A

1673-2219（2021）05-0070-05

2021-07-25

國家社科基金一般項目“農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化進(jìn)程中宅基地退出補償機制研究”（14BJL073）。

鄧哲誠（1996－），男，湖南懷化人，長沙理工大學(xué)碩士研究生，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)。黃登春（1966－），女，副教授，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)。

（責(zé)任編校：文春生）