基于农户视角的农村耕地承包经营权流转意愿研究——以温州为例

缪来顺

(中共温州市委党校，浙江温州 325000)

基于农户视角的农村耕地承包经营权流转意愿研究
——以温州为例

缪来顺

(中共温州市委党校，浙江温州 325000)

农村产权制度改革农地流转流转意愿

文章以全国农村产权制度改革试验区——温州市为例，选择608份农户调查样本，运用Logistic分析法，对农户耕地承包经营权流转意愿进行研究，结果表明:农村耕地承包经营权流出意愿与农户人均收入水平的提高、农户农业收入占总收入比例的降低、中青年村民从事第二、三产业比例的增多等体现农村经济发展的指标息息相关;同时，城镇近郊农地流出意愿低于远郊。村平均收入、农户年龄、文化程度、政府有无对参与流转农户补助购买社会保险等与农户农地流入意愿无显著相关性。而中介组织、农业收入占总收入的比例对农地流入意愿有显著影响。

表1 温州市农地流转的基本情况

二、研究对象、研究方法与变量选择

1.研究对象

为了对农地流转有较全面的了解，课题组成员在2011年7月至9月，对温州市农地流转率较高的乐清市、龙湾区、鹿城区、瑞安市、瓯海区等5个县(市、区)下辖的12个乡镇(街道)进行问卷调查，每个乡镇随机抽取4个村，每个村随机发放15份问卷，问卷内容主要包括被调查村的基本情况、农地流转意愿，调查对象为各村农户。本次调查陆陆续续共发放问卷720份，收回有效问卷608份，有效率为84.4%。调查样本特征见表2。同时重点选择9个村，对部分农户进行访谈，进一步深入了解温州农地流转的具体情况。上述调查对象都是温州农村土地产权制度改革的亲历者或实践者，对农地流转有较深刻的理解，他们的感受较真切和实在，因此本次调查的研究对象选择较科学，调查结果信度较高。

表2 温州市5个县(市、区)12个乡镇(街道)问卷样本的农户特征(N=608)

2.研究方法

(1)访问调查和问卷调查相结合。为了从总体上把握温州农村耕地流转情况，调研组对部分农户采用开放式和半结构化访谈，获取第一手基础资料。同时，在大量参阅文献和访谈的基础上，精心设计结构化问卷的问题与选项。在问卷调查的同时，根据实际需要，对部分农户再进行深度访谈。

(2)Logistic分析法。通过回顾文献、访谈等方法，厘清自变量与因变量之间关系，并在此基础上运用Logistic回归分析法，剖析影响农地流转的因素及影响农户参与农地流转意愿的因素。

3.变量的选择与测量

学者们认为影响农地流转的因素主要有经济发展、交易费用、农户的主体因素、社会保障等。

①经济发展。从国内文献看，改革开放以来，农村经济得到迅猛发展，许多农户放弃或部分放弃农业耕种，从事非农产业，这从供给上为农地流转提供了发展空间;而按劳动力平均分配土地的家庭联产承包责任制又难以适应农业经营大户提供足够的就业机会，这从需求上为土地流转奠定了基础(马晓河、崔宏志，2002)。金松青等通过对农户的调查，证明了非农就业机会的增加为农地流转提供了主要的驱动力(金松青等，2004)。就农户而言，收入的增长主要来自于非农产业，农户对经营土地的依赖程度大大下降，为农地流出打下市场基础(姚咏涵，2001)。而土地要素利用效率低下加速了农地流转(史清华，2005)，只要从事非农产业的边际收益大于务农的边际收益，就能诱发农户流出土地(徐旭等，2003)。对于那些经济较落后、农业收入是农户主要收入的地区，推行农地流转是值得怀疑的(贺振华，2003)。陈和午等人通过对福建和黑龙江两省农户的调查研究，得出结论:一个地区的农地流转率与该地区的经济发展水平具有显著相关性(陈和午、聂斌，2006)。

②交易费用。交易费用是达成一项交易所需要的费用，包括信息费用、合约费用、执行费用、监督费用等。周其仁指出产权和制度是影响农地流转的重要因素(周其仁，2003)，有效的土地流转市场需要明确的产权，及其与之相配套的制度(Brekke K.M，Howrth R.B.，2000)，来降低交易费用。由于我国农地市场发育较迟，土地承包经营权不完整，特别是转让权受到不少限制，土地的价格难以反映资源的稀缺程度，农地转让的收益将在不同程度受到侵蚀(钱忠好，2002)。在我国农地承包者只拥有部分产权，集体所有与承包者之间的产权划分、责任义务的界定不够清晰，产权主体存在不同程度的“搭便车”行为，使农地流转缺乏内在动力(邓大才，1998)。土地确权与登记、土地信息系统、地价评估系统、土地交易纠纷处理系统等被认为是降低交易费用，建立有效市场的关键要素(Claudio.J.，2006)。土地的细碎化使每个农户流出农地的面积极为有限，这意味着农地流入方要面对大量的散户进行谈判，谈判的边际成本呈递增态势(Brekke K.M，Howrth R.B.，2000)。而土地的不可移动性与初始细碎化的分割，使流入方要实现规模经营，必须通过土地置换来解决，从而产生所谓的特殊的匹配成本(王兴稳，钟甫宁，2008)。

③农户的主体因素。农户自身或家庭的资源禀赋结构对农地流转具有不可忽视的作用。农户家庭拥有的劳动力数量、牲口数量、家庭财富等与农户扩大农业经营规模具有正相关(Tesafye，T.＆ Adugna，L.，2004)。我国的实践表明，农户家庭人口数量、劳动者受教育年限、家庭成员非农化程度、人均土地面积等对农地流转有重要影响(史清华，贾生华，2003)。众多学者通过选择不同变量，对此作了类似的研究，得出了相似的结论(Yao Yang，2000;史清华、贾生华，2003;钱文荣，2004)。

④社会保障。在长期以来的城乡二元体制下，农户长期被排斥在社会保障体系之外，造成农户对土地保障作用依赖性强，所以导致农户即使长期外出务工，也不敢轻易放弃土地(周飞，2006)。浙江省海宁市的问卷调查显示，农地的社会保障功能效用达到农地总效用的一半以上(王克强，2000)，这无形中深化了农户的“恋土情结”，阻碍了农地的进一步流转(刘守英，1997)。

在参考上述文献的基础上，结合温州的实际情况，本研究采用表3的变量研究农户农地流转意愿，并验证相关文献得出的结论。

表3 变量的定义与均值

三、计量结果与分析

1.农地流出意愿分析

本研究运用SPSS17.0对上述608份问卷的相关数据进行Logistic回归分析。将农地流出意愿作为被解释变量，将农户年龄、农户文化程度、农户人均收入、农户农业收入占总收入的比例、当地有无农地流转中介组织、政府有无补助参与农地流转的农户购买社会保险以及村平均收入等7个变量作为解释变量，解释变量全部是离散变量，采用将所有解释变量全部进入模型的Logistic回归分析法，具体的回归系数估计值见表4。

表4 农户耕地承包经营权流出意愿模型估计结果(N=608)

该模型的似然比卡方统计量为69.792，自由度为7，对应的 p 值为0.000，小于0.05，所以在给定0.05 显著水平下，有理由拒绝所有回归系数都等于0的原假设，即认为该模型是整体显著的。此外，Hosmer－Lemeshow卡方统计量为17.853，自由度为8，对应的p值0.022小于0.05，所以进一步验证对数似然比检验的结果:该模型是整体显著的。

分析回归结果得出如下结论:

(1)整村的平均收入水平对农户是否愿意流出农地具有显著的负影响。变量村平均收入的回归系数为－0.290，显著性水平为 0.000 小于 0.001，即在 1% 的显著水平上拒绝原假设，说明越是整体收入水平高的村，越不愿意流出农地。这似乎有悖于前文相关文献得出的结论，然而进一步的深入调查和访谈发现，整体收入水平较高的村一般都位于城镇近郊。在城市化过程中，近郊的大量耕地被征为建设用地、工商业用地，一般而言村民的人均耕地较少，参与农地流转的收入甚微。更为重要的是，一旦耕地被征用，大量潜在的利益就会转化为现实利益，如果将耕地流转出去，免不了会产生一些不必要的纠纷。因此，对于近郊农户来说，参与流转的意愿自然就降低了。调查显示，近郊农户流出农地的意愿比远郊农户低37.2%。因此，整村平均收入水平与农地流出意愿呈负相关，更本质上是体现在农地地理位置是否处于城镇边缘与农地流出意愿呈负相关性。

(2)农户年龄对农户是否愿意流出农地具有显著的负影响。变量农户年龄在5%水平下显著，回归系数为负值，说明农户年龄越大，流出农地的意愿越小;反之亦然。这正与实际情况相符。温州农村个体经济、私营经济发达，大量中青年村民不愿意守着几亩耕地，纷纷加入创业、就业大军，另谋出路。在483份49岁以下农户的问卷调查中，有78.3%农户不愿意自己亲自耕种承包地;85.5%的农户认为干农活脏、累，而收益不高。变量农户年龄对农地流出意愿负影响的本质原因，是中青年村民有大量的创业、就业机会。

(3)农户的家庭人均收入对农地流出意愿具有显著的正向作用。回归结果显示，变量农户人均收入在1%水平下显著，回归系数为 0.170，Exp(B)=1.185，说明农户人均收入每增加一个量级，如农户人均收入从1万元—1.5万元级提高到1.5万元—2万元级，则农户农地意愿流出概率与不愿流出概率之比变为原来的1.185倍。即随着农户家庭人均收入的增加，农户流出农地的意愿增强。

(4)农户农业收入占总收入的比例越低，农户流出农地的意愿越强;反之亦然。对于那些农业收入占总收入比例较高的农户来说，他们的比较优势是农业耕作，因而流出农地的意愿较低;而对那些非农业收入比重较高的农户来说，他们对土地的依赖性较低，经济利益导向的“自由之手”自发引导他们减少或放弃农地耕作，从而腾出更多时间从事工商业，发挥他们自身的竞争优势。回归结果证实了上述观点，变量农业收入占总收入的比例在1%水平上显著，回归系数为负值，即农业收入占总收入的比例与农户流出耕地承包经营权意愿呈负相关。

(5)有无土地流转中介组织对农户流出农地意愿有显著的负向影响。变量中介组织的回归系数为负值，且通过1%水平下的显著性检验。这表明中介组织对农户流出耕地承包经营权的意愿起到反向作用。这似乎与常理相悖。一般而言，中介组织的存在可以帮助农户寻找合适的愿意流入农地的农户，签定正式的流转合约，降低违约率等。然而这种效率的提高是需要增加一定量的交易费用，如农户需要交给中介组织一笔定额的手续费。在温州人均耕地面积不到0.3亩的局限下，对于单个农户而言，每亩农地流出的手续费将大大高于人均耕地面积较多的地区，这种交易费用的存在往往成为农户流出耕地承包经营权的障碍。而建立在血缘、亲缘、人缘、地缘关系基础上的温州农村社会，是个诚信的社会，人们普遍重承诺、守信用，许多农户之间的农地流转合约采取口头协议形式，对在一定地域内的农户之间农地流转而言，这是一种高效率、低成本的交易。进一步，中介组织对农户流出农地意愿的负向影响，更本质地体现在因中介组织存在带来的农地流转交易费用对单个农户农地流出的意愿产生负影响。

(6)农户的文化程度、政府有无补助参与农地流转农户购买社会保险对农户流出农地意愿影响不显著。回归结果表明，变量农户的文化程度、政府有无补助购买社会保险在10%的水平下都不显著，说明农户的文化程度、政府有无补助购买社会保险与农户流出耕地承包经营权的意愿相关性不大。

2.农地流入意愿分析

同样运用上述Logistic回归分析法，将农地流入意愿作为被解释变量，解释变量与上文相同，采用所有解释变量全部进入模型进行回归分析。具体的回归估计系数值见表5。

表5 农户耕地承包经营权流入意愿模型估计结果(N=608)

从模型的对数似然比检验结果来看，p值为0.000，说明该模型在1%的水平下整体显著;从模型的错判矩阵来看，模型总的预测正确率为76.6%，说明模型的预测效果比较理想。

根据表5给出的回归结果来看，与农户耕地承包经营权流入意愿不同，村平均收入、农户年龄、农户文化程度、政府有无补助购买社会保险都与农户是否愿意流入耕地承包经营权不存在显著相关关系。农户农地流入意愿与农户农业收入占总收入的比例、有无中介组织呈显著的正相关关系，与农户人均收入呈弱负相关(农户农地流入意愿在10%显著水平下与农户人均收入水平负相关)。

事实上，农户农业收入占总收入的比例越高，在一定程度上说明这些农户在农业耕作上具有比较优势，因此流入农地的意愿就更强烈。回归结果显示，农业收入占总收入的比例提高一个等级，如从第2级10%—19%提高到第3级20%—29%，那么农户农地流入意愿概率与不愿流入概率之比将是原来的1.326倍。

有无中介组织对愿意流入农地的农户来说是至关重要的，因为有了中介组织后，他们可以节约逐个搜寻有意愿流出农地农户的相关信息、签定合约时与一个个农户谈判、解决合约纠纷等耗费的大量时间，专精于农业耕作与经营。当然，流入农地的农户需要向中介组织支付一笔交易费用，然而花费的这笔费用与上述信息搜寻、合约签定等节约下来的交易费用相比是微不足道的。回归结果证实了这个观点，有中介组织时农户农地流入意愿概率与不愿流入概率之比是无中介组织时的3.350倍，说明中介组织介入后，节省的交易费用是巨大的。

四、结论

本研究从产权理论基本假设出发，以温州为例，讨论了农村耕地承包经营权流转意愿问题。温州市是全国农村产权制度改革试验区，在农村产权制度改革方面，一直走在全国前列。对温州的个案研究，可以发现农村农地流转的几个普遍的规律。

农村耕地承包经营权流转的先决条件是有一定数量的农户有意愿流出农地。而农户农地流出意愿与农户人均收入水平的提高、农户农业收入占总收入比例的降低、村里的中青年人从事第二、三产业比例的增多等体现农村经济发展的指标息息相关。比较温州市11个县(市、区)的农地流转率(见表1)也可发现，经济较发达的乐清市、龙湾区、鹿城区、瑞安市、瓯海区的农地流转率高于经济欠发达的泰顺县、文成县等。这为本研究得出的结论提供了有力的佐证。因而在经济条件尚未成熟的地区强行推进农地流转可能会导致当地农户的反感甚至强烈反对。就地域而言，城镇近郊的农地流出意愿要低于远郊地区。农户的文化程度与农地流出意愿影响不显著。

整村平均收入、农户年龄、文化程度、政府有无对参与流转农户补助购买社会保险等对农户农地流入意愿无显著相关性。而中介组织对农地流入意愿影响是巨大的。在推进农地流转的同时，政府应引导第三方建立农地流转中介服务机构，提供相关信息和有效服务是至关重要的。考虑到中介服务费等交易费用对单个农户流出农地意愿的负面影响，建议由农地流入方支付服务费。农业收入占总收入比例较高的农户，尤其是那些在农业耕作方面具有比较优势的农户，流入农地的意愿强烈，他们是实现农地有效流转的核心，政府应在政策、资金等方面予以适当支持。

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F301

A

1008－5955(2012)04－0042－06

一、引言

2012－09－12

缪来顺(1973－)，男，中共温州市委党校副教授，研究方向:区域经济、公共经济。

本文为浙江省委党校系统中国特色社会主义理论体系研究中心第十三批规划课题(课题编号:ZX13048)研究成果。

(责任编辑:杨志远)

理论上讲，在土地使用权、收益权的基础上，增加了转让权，土地的产权更加完整，这为农村生产要素自由流动、市场配置资源奠定了微观的产权制度基础，从而为消除城乡之间生产要素自由流动障碍，实现城乡优势互补，统筹发展创造条件。然而，农村耕地承包经营权流转(以下简称农地流转)过程中尚存在一些问题需要厘清，如哪些因素影响农地流转?农户意愿参与农地流转需要具备什么样的条件?不同农户对农地流转的诉求有无不同?如果不厘清这些问题，一味地追求农地流转率或强行推进农地流转，势必会伤害农户参与农地流转的积极性，增加他们的抵触心理，不利于土地要素的自由流动与资源整合，影响农村耕地实现适度规模经营，进而阻碍城乡一体化发展。为了解决上述问题，本文选择全国农村产权制度改革试验区——温州进行研究，并尝试在此基础上推出一些具有普遍意义的观点。

之所以选择温州进行研究，是基于如下两个原因。一是温州市探索农地流转制度时日已久，当地村民对农地流转有深刻体会，他们拥有更大的发言权。事实上，早在1986年温州乐清市柳市镇农民开始从其他农民手中转包农地，之后温州市11个县(市、区)纷纷进行在土地集体所有权不变、家庭联产承包制不变、双层经营体制不变等“三不变”前提下的农地流转尝试。经过二十多年的试验，各地农村居民已熟知农地流转制度。二是温州农地流转率(指农地流转面积除以总耕地面积乘以100%所得的比率)高，这是研究农地流转的先决条件。按照温州农业局的数据，2011年1月，温州市农地流转率为37.1%，流转耕地面积达744261亩，涉及流出农户449809户，占农户总数的30.8%。流转的主要形式是转包和出租，它们分别占总流转面积的51.6%和42.1%。从温州市各县(市、区)的农地流转率来看，乐清市、龙湾区、鹿城区、瑞安市、瓯海区的流转率较高，分别为57.3%、51.5%、46.2%、40.9%、39.0%;洞头县最低，只有0.3%(洞头县是海岛县，该县耕地十分稀缺，全县只有10198亩，并且分布分散，耕地流转的实际意义不大)，其余县的流转率都超过25%(见表1)。