薛濡壕，杜國明,1b，馬霍龍，王 輝

(1.東北農(nóng)業(yè)大學(xué) a.經(jīng)濟管理學(xué)院，b.公共管理與法學(xué)院，哈爾濱 150030；2.山西天輔區(qū)域規(guī)劃咨詢有限公司，山西 臨汾 041000； 3.隰縣農(nóng)業(yè)農(nóng)村局，山西 隰縣 041399)

0 引言

黨的十九大報告提出實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，并指出要深化農(nóng)村土地制度改革、完善“三權(quán)”分置制度、發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營。這為農(nóng)戶保留承包權(quán)、流轉(zhuǎn)經(jīng)營權(quán)提供了制度保障。當(dāng)前全國農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積5.5億畝，流轉(zhuǎn)率為36%，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在逐步擴大，各類新型經(jīng)營主體有300多萬家，成為推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展、提高農(nóng)地利用效率、保障國家糧食安全、調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、增加農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措[1]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)也被視為解決耕地破碎化、耕地撂荒、耕地粗放利用的一種有效方式[2]。因此，采用農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式重新配置農(nóng)村土地要素，也就成為我國今后一段時期農(nóng)地制度改革發(fā)展的重要內(nèi)容。農(nóng)民與土地關(guān)系十分密切，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)程度較低仍是目前亟需解決的一個關(guān)鍵問題[3]。

生計策略是農(nóng)戶基于生計資本并為實現(xiàn)生計目標(biāo)而對資產(chǎn)要素利用和生計活動做出的一種選擇[4]。改革開放后，隨著新型城鎮(zhèn)化和工業(yè)化快速發(fā)展，第二、三產(chǎn)業(yè)成為引領(lǐng)我國經(jīng)濟社會發(fā)展的中堅力量，大量農(nóng)村剩余勞動力隨之向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶生計策略呈現(xiàn)多樣化并發(fā)生轉(zhuǎn)型。已有研究表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)會影響農(nóng)戶生計策略[5]，而生計策略也會對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為和流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生差異化影響[6-7]。

多數(shù)研究認(rèn)為影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)程度的因素主要是生計資本[6]、戶主特征、家庭人口特征[3，8]、農(nóng)村社會保障程度、政策[9]等。國外研究表明，家庭非農(nóng)收入占純收入比例會顯著影響農(nóng)戶對農(nóng)地處置行為[10]，農(nóng)戶非農(nóng)收入增加會促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)[11-12]。韓國、日本、丹麥等發(fā)達國家的歷史發(fā)展經(jīng)驗表明，農(nóng)戶兼業(yè)化會在一定程度上改變小農(nóng)生產(chǎn)格局，促進農(nóng)地集中規(guī)模經(jīng)營，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[13]。但也有研究指出，農(nóng)戶就近從事非農(nóng)業(yè)機會的增加不僅會阻礙農(nóng)戶退出農(nóng)地意愿，也無法解決農(nóng)地破碎化現(xiàn)象[14]。少數(shù)學(xué)者從前景理論角度研究農(nóng)戶兼業(yè)化程度對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，認(rèn)為一兼農(nóng)戶(非農(nóng)收入占總收入的10%～50%)和二兼農(nóng)戶(非農(nóng)收入超過總收入的50%)不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地[15]。

綜上所述，已有研究為本研究提供了參考，但關(guān)于農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響研究仍較缺乏，且農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的內(nèi)在機理也需進行系統(tǒng)性討論和完善。鑒于此，運用黑龍江省糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Logistic和多元線性回歸模型分析農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，以期為推動糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)、發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營、加快推進實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化提供政策參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)地流轉(zhuǎn)可分為轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出，農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對其產(chǎn)生了不同的影響。當(dāng)農(nóng)戶生計策略由農(nóng)業(yè)主導(dǎo)型向多樣化生計尤其是非農(nóng)生計主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變時，農(nóng)戶主要從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲取較高的工資性收入，其外出全職工作勢必會造成農(nóng)地閑置或撂荒[16]。因此，農(nóng)戶更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地獲得地租收入，且有可能將其理財投資，獲得財產(chǎn)性收入，農(nóng)地轉(zhuǎn)出與非農(nóng)生計策略呈正相關(guān)[17]。而當(dāng)農(nóng)戶生計策略由多樣化生計小農(nóng)戶向農(nóng)業(yè)生計為主的大農(nóng)戶轉(zhuǎn)變時，農(nóng)戶主要經(jīng)營農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲取收入[18]。為了增加家庭總收入，農(nóng)戶會擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，增加勞動力、農(nóng)用物資和農(nóng)業(yè)機械投入，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。此外，政府也會發(fā)放農(nóng)業(yè)綜合補貼以鼓勵大農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[9]。因此，農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地，中小規(guī)模農(nóng)地轉(zhuǎn)入與農(nóng)戶生計決策具有顯著正向關(guān)系[17]。綜上，認(rèn)為農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型確實會對農(nóng)地流轉(zhuǎn)及流轉(zhuǎn)方式產(chǎn)生影響。據(jù)此，提出以下假設(shè)。

H1:農(nóng)戶生計策略由純農(nóng)業(yè)向多元生計轉(zhuǎn)變時，其參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)可能性更高。

H2:農(nóng)戶生計策略由農(nóng)業(yè)主導(dǎo)型向多元生計及非農(nóng)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變時，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性較大；農(nóng)戶生計策略由多元生計小農(nóng)戶向純大農(nóng)戶轉(zhuǎn)變時，轉(zhuǎn)入農(nóng)地的可能性較大。

H3:農(nóng)戶生計策略向純大農(nóng)戶轉(zhuǎn)型時，其農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例可能更高。

2 研究區(qū)域、數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 研究區(qū)域和數(shù)據(jù)來源

黑龍江省是我國糧食主產(chǎn)區(qū)之一，2020年糧食總產(chǎn)量位居全國第一，占全國11.3%，調(diào)出量占全國的1/3，人均耕地面積0.42 hm2，農(nóng)業(yè)機械化水平98%，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率為3.2萬元/人，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員占比達 33.52%，利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營。近年來該區(qū)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)明顯，外出務(wù)工人員增多，農(nóng)戶生計策略逐漸多樣化。因此，研究黑龍江省糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響具有一定代表性。

數(shù)據(jù)來源于2020年9月對糧食主產(chǎn)區(qū)黑龍江省5個縣開展的問卷調(diào)查。綜合考慮地域差異性，采用隨機抽樣方法，各縣選擇5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，各鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3個行政村，各行政村隨機抽取10～15戶，采用參與式農(nóng)村評估法與面對面訪談方式開展調(diào)查，共獲取有效樣本量950份。

2.2 研究方法

2.2.1模型構(gòu)建。為分析農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，本研究構(gòu)建了關(guān)于農(nóng)戶是否愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地、選擇農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式及流轉(zhuǎn)農(nóng)地程度的模型。農(nóng)戶是否愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地為因變量Y1，它是一個二分類變量，取值兩種(是為Y1=1，否為Y1=0)，選擇二項分類Logistic回歸模型分析[19]；農(nóng)戶選擇農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式為因變量Y2，它是一個多分類變量，取值有3種(轉(zhuǎn)入為Y2=1，轉(zhuǎn)出為Y2=2，不流轉(zhuǎn)為Y2=3)，選擇多項分類Logistic回歸模型分析[20]；農(nóng)地流轉(zhuǎn)程度因變量Y3用轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積占家庭承包地面積比例表示，它是連續(xù)型變量，運用多元線性回歸模型分析[21]。

2.2.2解釋變量設(shè)定。借鑒H.G.Hao等[22]對生計策略的劃分并結(jié)合研究區(qū)特點，根據(jù)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入比例將農(nóng)戶生計策略X1劃分為4種，X1屬于無序分類變量，用4表示農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶(農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入比例為80%以上)，用3表示多樣化生計中農(nóng)戶(農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入比例為50%～80%)，用2表示多樣化生計小農(nóng)戶(農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入比例為20%～50%)，用1表示非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶(農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入比例在20%以下)。同時，為保證結(jié)論可靠性，參考日本對農(nóng)戶兼業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)[23]，在多元線性回歸模型中將農(nóng)戶非農(nóng)勞動時間占總勞動時間比例作為劃分農(nóng)戶生計策略依據(jù)引入模型中作進一步驗證，每年從事非農(nóng)業(yè)勞動時間分別為農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶1個月以下、多樣化生計中農(nóng)戶7～10個月、多樣化生計小農(nóng)戶2～6個月、非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶10個月以上。

2.2.3控制變量選取。農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿、選擇農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式和流轉(zhuǎn)農(nóng)地程度受多種因素共同影響，根據(jù)相關(guān)研究[24-31]，選取4個特征作為控制變量納入模型分析。一是戶主特征，包括戶主性別X2和戶主文化程度X3。X2是類型變量，用1表示男性，0表示女性；X3是有序分類變量，用1表示小學(xué)文化，2表示初中文化，3表示高中及以上文化。二是家庭人口特征，包括外出勞動力人數(shù)X4，務(wù)農(nóng)人數(shù)X5，老年人情況X6，健康狀況X7，社保狀況X8，就業(yè)培訓(xùn)情況X9。X4用家庭每年(超過6個月)外出打工人數(shù)表示；X5用家庭每年(超過6個月)務(wù)農(nóng)人數(shù)表示；X6用家庭常住人口中60周歲以上人數(shù)占比表示；X7用家庭常住人口中患大病人數(shù)占比表示；X8用家中是否所有人都享受城鄉(xiāng)醫(yī)保表示，屬于類型變量，1表示都享受，0表示并非都享受；X9用家中接受過就業(yè)培訓(xùn)的人次表示。三是農(nóng)地特征，包括承包地面積X10，農(nóng)地經(jīng)營面積X11，流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積X12。X10用家庭承包耕地總面積表示；X11用家庭實際經(jīng)營農(nóng)地總面積表示；X12用家庭已經(jīng)參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的面積表示。四是村莊特征，包括交通出行便捷情況X13，農(nóng)田水利便捷情況X14，新型經(jīng)營主體數(shù)量X15，村莊常住人口數(shù)量X16。X13和X14都屬于類型變量，1表示便利，0表示不便利。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶生計策略及轉(zhuǎn)型

由于精準(zhǔn)扶貧工作在2013年底正式拉開序幕，為有效評估精準(zhǔn)幫扶政策與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施對農(nóng)戶生計策略的影響，本研究于2020年12月25—31日通過國家精準(zhǔn)扶貧第三方評估項目對上述抽樣農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)2014—2020年的變化情況進行深入調(diào)查，發(fā)現(xiàn)被調(diào)查農(nóng)戶生計策略發(fā)生明顯轉(zhuǎn)型(圖1)。相比2014年，農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶、多樣化生計中農(nóng)戶和多樣化生計小農(nóng)戶數(shù)量在2020年都出現(xiàn)不同程度下降，其中農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶下降比例最大，下降了15.89%；而非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶數(shù)量出現(xiàn)大幅上升，相比2014年，增加了近兩倍。糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型可能與農(nóng)戶外出務(wù)工、經(jīng)商、產(chǎn)業(yè)幫扶政策、農(nóng)業(yè)經(jīng)營效益相對較低、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施等因素有關(guān)。

圖1 農(nóng)戶生計策略

3.2 農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響

農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)農(nóng)戶生計策略向非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶轉(zhuǎn)變時，會顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，很好地驗證了假設(shè)H1。此外，戶主性別、務(wù)農(nóng)人數(shù)、老年人情況、健康狀況、農(nóng)地經(jīng)營面積、流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積也會顯著影響其參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。從回歸結(jié)果可知，非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶比農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶更不愿意參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。通過進一步曲線擬合發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入的比例與農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿呈倒“U”型關(guān)系，即非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿較低，可能是調(diào)研中的非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶已將全部農(nóng)地交還集體或長期轉(zhuǎn)出，不參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)，而糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶自身耕種面積較大，無力擴大經(jīng)營規(guī)模，導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿也較低。

其他因素不變的情況下，男性戶主比女性戶主參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿低，這可能是男性戶主能從事繁重的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動，流轉(zhuǎn)意愿較低；務(wù)農(nóng)人數(shù)每增加1人，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿增加58%，這可能是務(wù)農(nóng)人數(shù)越多越愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地進行規(guī)模經(jīng)營；老年人占比每增加1%，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿降低98.7%，這可能是家中老年人占比越高，其固守農(nóng)地的思想越嚴(yán)重，越不愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)地；家中患病人數(shù)占比每增加1%，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿降低75.2%，這可能是家中患病人數(shù)占比越高越無力經(jīng)營農(nóng)業(yè)，參與意愿較低；農(nóng)地經(jīng)營面積每增加1 hm2，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿增加7.1%，這可能是農(nóng)戶經(jīng)營農(nóng)地面積越大，其擴大再生產(chǎn)獲取規(guī)模效益的積極性越高，參與意愿越強；流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積每增加1 hm2，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿降低9.5%，這可能是農(nóng)戶傾向保留部分口糧地，流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積擴大時，其流轉(zhuǎn)意愿反而較低。

3.3 農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式的影響

農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)戶生計策略向非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶、多樣化生計小農(nóng)戶轉(zhuǎn)變時，會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地，很好地驗證了假設(shè)H2。此外，外出勞動力人數(shù)、務(wù)農(nóng)人數(shù)、老年人情況、健康狀況、農(nóng)地經(jīng)營面積、流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積也會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地。從回歸結(jié)果可知，非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶和多樣化生計小農(nóng)戶比農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶更不愿意轉(zhuǎn)入農(nóng)地，這是由于非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶和多樣化生計小農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入的比例較低，對農(nóng)業(yè)依賴性較弱。

其他因素不變的情況下，外出勞動力人數(shù)每增加1人，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率下降56.8%，這可能是家庭外出勞動力人數(shù)越多越愿意從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提高家庭收入；務(wù)農(nóng)人數(shù)每增加1人則農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率提高35%，這可能是務(wù)農(nóng)人數(shù)越多越傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地擴大耕種面積，進而通過從事農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營來增加家庭收入；老年人占比每增加1%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率下降273.1%，這可能是家中老年人占比越大，進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需的勞動力越少，越不愿轉(zhuǎn)入農(nóng)地；家中患病人數(shù)占比每增加1%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率下降115.9%，這可能是家中患病人數(shù)越多越缺乏勞動力，轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率越低；農(nóng)地經(jīng)營面積每增加1 hm2，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率提高7%，這可能是農(nóng)戶實際經(jīng)營的農(nóng)地面積越大，農(nóng)地規(guī)模效益越明顯，更愿意轉(zhuǎn)入農(nóng)地；流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積每增加1 hm2，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率下降9.3%，這可能是農(nóng)戶一般都是“理性經(jīng)濟人”，會合理配置資源追求帕累托最優(yōu)，當(dāng)出現(xiàn)規(guī)模不經(jīng)濟時，轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率會下降。

農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)農(nóng)戶生計策略向多樣化生計小農(nóng)戶轉(zhuǎn)變時，會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地，也很好地驗證了假設(shè)H2。此外，戶主性別、文化程度、外出勞動力人數(shù)、務(wù)農(nóng)人數(shù)、健康狀況、農(nóng)地經(jīng)營面積、流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積也會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地。從回歸結(jié)果可知，多樣化生計小農(nóng)戶比農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地，這是由于多樣化生計小農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入的比例較低，更愿意從事第二、三產(chǎn)業(yè)，傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地獲取地租。

其他因素不變的情況下，男性戶主比女性戶主更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，這可能是男性戶主外出就業(yè)機會更多，更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地；只有小學(xué)和初中文化水平的戶主比受過高中及以上教育的戶主更不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，這可能是戶主文化水平越低，外出工作機會越少，越依賴農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入，轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率越低；外出勞動力人數(shù)每增加1人時，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率提高55%，這可能是外出勞動力人數(shù)越多，越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地從事非農(nóng)工作；務(wù)農(nóng)人數(shù)每增加1人，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率下降109.9%，這可能是務(wù)農(nóng)人數(shù)越多越傾向于從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營，不愿轉(zhuǎn)出農(nóng)地；家中患病人數(shù)占比每增加1%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率下降80.9%，這可能是家中患病人數(shù)越多，農(nóng)戶生計策略選擇越少，為了基本生存，轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率越低；農(nóng)地經(jīng)營面積每增加1 hm2，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率提高8.7%，這可能是農(nóng)戶實際經(jīng)營面積超過適度規(guī)模時，整體收益會減少，就會轉(zhuǎn)出農(nóng)地；流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積每增加1 hm2，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率下降11.2%，這是由于農(nóng)戶是“理性社會人”，追求家庭生存效益最大化，流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積越大時，農(nóng)戶對未來生活的不確定性和可能的風(fēng)險會促使其依賴農(nóng)地的保障功能，轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率會下降。

3.4 農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)程度的影響

農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積的回歸結(jié)果顯示，生計策略(非農(nóng)勞動時間占比)會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例，很好地驗證了假設(shè)H3。此外，外出勞動力人數(shù)、務(wù)農(nóng)人數(shù)、老年人情況、農(nóng)地經(jīng)營面積、農(nóng)田水利便利情況也會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例。從回歸結(jié)果可知，農(nóng)戶非農(nóng)程度越高，轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例越低。其他因素不變情況下，外出勞動力人數(shù)每增加1人，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例降低8%；務(wù)農(nóng)人數(shù)每增加1人，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例提高20.7%；老年人占比每增加1%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例降低44%。農(nóng)地經(jīng)營面積每增加1 hm2，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例提高1.1%，與多項分類Logistic回歸模型分析[20]結(jié)果類似。而農(nóng)田水利情況越便利，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積比例越低，這可能是村莊的農(nóng)田水利設(shè)施越完善，越利于新型經(jīng)營主體從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，農(nóng)戶更傾向轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積的回歸結(jié)果顯示，生計策略(非農(nóng)勞動時間占比)會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例，很好地驗證了假設(shè)H3。此外，務(wù)農(nóng)人數(shù)、老年人情況、農(nóng)地經(jīng)營面積、流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積、村莊常住人口數(shù)量也會顯著影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例。從回歸結(jié)果可知，農(nóng)戶非農(nóng)程度越高，轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例越高。其他因素不變情況下，務(wù)農(nóng)人數(shù)每增加1人，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例降低8%；老年人占比每增加1%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例提高6%，這與多項分類Logistic回歸模型分析[20]結(jié)果類似。農(nóng)地經(jīng)營面積每增加1 hm2，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例下降0.4%；流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積每增加1 hm2，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例提高0.3%，與多項分類Logistic回歸模型分析[20]結(jié)果不同，這可能是農(nóng)地經(jīng)營面積未達到適度規(guī)模時，農(nóng)戶更傾向轉(zhuǎn)入農(nóng)地，獲得規(guī)模效益，而流轉(zhuǎn)農(nóng)地面積增大時，可能由于地租較高，農(nóng)戶在比較利益之下會選擇轉(zhuǎn)出農(nóng)地；村莊常住人口每增加1人，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例降低0.007%，這可能是村莊常住人口越多，勞動力越豐富，農(nóng)戶為了追求最大利益多選擇兼業(yè)，轉(zhuǎn)出農(nóng)地比例較低。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為提高研究結(jié)果的可靠性，選用曲線估計對農(nóng)戶生計策略(非農(nóng)勞動時間占比)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系進行模擬，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積比例與生計策略呈“U”型曲線關(guān)系(圖2)。由圖2可知：(1)在“U”型曲線左側(cè)，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例與非農(nóng)勞動時間占比呈顯著負(fù)相關(guān)。(2)在“U”型曲線右側(cè)，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例與非農(nóng)勞動時間占比呈顯著正相關(guān)，隨著農(nóng)戶非農(nóng)化程度越高，轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例越大，直至全部轉(zhuǎn)出農(nóng)地變成非農(nóng)戶。(3)將“U”型曲線劃分為4個區(qū)間，Ⅰ區(qū)間是農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶，Ⅱ區(qū)間是多樣化生計中農(nóng)戶，Ⅲ區(qū)間是多樣化生計小農(nóng)戶，Ⅳ區(qū)間是非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶。農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例高于多樣化生計中農(nóng)戶和多樣化生計小農(nóng)戶，但低于非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶，檢驗結(jié)果與多項分類Logistic回歸模型分析[20]結(jié)果一致，表明研究結(jié)果基本穩(wěn)健。

圖2 非農(nóng)勞動時間占比與農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積占比關(guān)系

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

(1)農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿有顯著相關(guān)關(guān)系。非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶比農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶更不愿意參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。農(nóng)業(yè)凈收入占家庭純收入的比例與農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿呈倒“U”型關(guān)系。農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶和非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿較低，多樣化生計中農(nóng)戶和多樣化生計小農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿更高。

(2)農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型會顯著影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式。非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶比農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率低，多樣化生計小農(nóng)戶比農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地概率高。農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶和多樣化生計中農(nóng)戶傾向轉(zhuǎn)入農(nóng)地，非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶和多樣化生計小農(nóng)戶傾向轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

(3)農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型對農(nóng)地流轉(zhuǎn)程度影響存在差異，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例與其生計策略呈“U”型關(guān)系。農(nóng)戶非農(nóng)化程度越高，轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積越大。

4.2 建議

(1)黑龍江省作為全國糧食主產(chǎn)區(qū)，應(yīng)發(fā)揮區(qū)域土地資源優(yōu)勢，在保障國家糧食安全的基礎(chǔ)上，加快種植業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整，實現(xiàn)一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，為農(nóng)戶選擇多樣化生計方式提供可能，從而提高農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

(2)不斷促進農(nóng)戶分化，提高其在不同領(lǐng)域的專業(yè)化分工與生產(chǎn)。一方面，加強非農(nóng)主導(dǎo)小農(nóng)戶和多樣化生計小農(nóng)戶的就業(yè)培訓(xùn)，利用東西協(xié)作、對口幫扶等方式實現(xiàn)勞務(wù)輸出，多渠道提供就業(yè)崗位，提高其非農(nóng)就業(yè)機會與非農(nóng)收入水平，引導(dǎo)其全部轉(zhuǎn)出農(nóng)地，永久退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營；另一方面，加強農(nóng)業(yè)主導(dǎo)大農(nóng)戶和多樣化生計農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)補貼與政策扶持，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施，大力發(fā)展農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)，推動農(nóng)業(yè)機械化和智能化發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，引導(dǎo)轉(zhuǎn)入適度規(guī)模農(nóng)地，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；c專業(yè)化，增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營效益。

(3)協(xié)調(diào)推進農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移市場和農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展，促進農(nóng)村剩余勞動力完全轉(zhuǎn)移進而推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)；健全農(nóng)業(yè)風(fēng)險防范機制，推進農(nóng)業(yè)保險實施，提高農(nóng)戶應(yīng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險的能力；完善農(nóng)村社會救助、醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險等制度，提高留守老人的養(yǎng)老保障水平，逐漸弱化農(nóng)地的社會保障功能，提高農(nóng)戶獲得穩(wěn)定收入的能力。