“三权分置”视角下农户农用地流转意愿及其影响因素分析——以河南省鲁山县露锋街道为例.pdf

理论探讨2022 年第 9 期 乡镇企业导报283“三权分置”视角下农户农用地流转意愿及其影响因素分析 以河南省鲁山县露锋街道为例 康达西 宋艺豪 李勇永 司念东（洛阳师范学院，河南 洛阳 471934）摘要：“三权分置”是新时期下促进农村土地有序流转及经营活化的重大制度创新与规则保障，现已成为乡村振兴过程中农业生产规模效应释放的重要手段之一。将基层农户的土地流转意愿及其影响因素纳入研究视野，结合鲁山县露峰街道问卷调研数据，使用二元 Logistic回归模型对露峰街道农户农用地流转意愿的影响因素进行统计学意义上的检验与分析，研究发现：农户的农用地流转意愿受到家庭特征、农业经济特征、土地流转特征及社会环境特征的影响，其中农户的政策知晓程度、周边土地流转发生频次及非农工作获取难易程度对于流转意愿有着直接且显著的影响。最后，根据分析结果针对性的提出了政策建议。关键词：三权分置；土地流转；流转意愿；影响因素 1 引言 土地制度是新时代补齐“三农”工作短板、活化农业产能的核心工作之一1。党中央对其科学内涵和适用领域进行了系统诠释，意味着我国农村土地制度改革进入了全新的发展阶段。“三权分置”从土地使用效率层面进一步增强农村经济发展的活力与动力，是当下农村实现供给侧改革、转变农业发展方式的重要手段之一。随着 2018 年中央一号文件的针对农村土地经营的全新阐释及中华人民共和国农村土地承包法的修订与通过，乡村地区农用地实现了“两权分设”到所有权、承包权、经营权“三权分置”的跨越，土地流转活力被全面激发。然而，当下来看，我国农村地区土地流转能力仍然偏低，不同地区的土地流转过程、方式及影响因素呈现较强出差异化特征2，闲置但不流转、流转但不规范等3现象仍然存在，影响着实践操作层面农用地流转的可能性与现实性。当下，农户作为乡村土地经营的主体，厘清其参与农地流转的意愿特征具有重要意义。针对上述问题虽已有学者展开了探讨4-5，但在三权分置的政策背景下的基于不同地方流转实践结果的动态研究并不多且大多针对个人、家庭要素开展分析，因地制宜地识别不同地区农户参与农用地流转的意愿特征及其个性影响因素的研究亟待深化。由此，本文以鲁山县露峰街道为例，从“三权分置”切入，利用问卷调研农户农用地流转意愿的基础上，依托数理统计学方法对农户土地流转的意愿的影响因素开展统计学意义上的分析，以期为地方农村土地流转工作地推进提供借鉴与参考。2 数据来源与研究方法 2.1 数据来源 河南省鲁山县露峰街道地处平顶山市鲁山县东部，东隔大浪河与辛集乡相邻，南至老城大街与汇源街道相接，西至墨公路与琴台街道相连，北与张店乡和梁洼乡毗邻，总面积 8.5 平方千米。研究于 2021 年采用实地调研、问卷调查和半结构式访谈的方法在鲁山县露峰街道开展调研工作，调查内容涉及农用地转出户个人及家庭基本社会经济特征、农用地流转意愿特征及其相关要素等。调查问卷共发放 160 份，回收有效问卷 150份，占问卷总数的 94%，其中流转户有 99 份问卷，未流转户有51 份问卷。2.2 模型选择与数据处理 2.2.1 模型选择 为进一步探析不同类型农户农用地流转影响因素，在参考已有研究的基础上6，结合调研结果与地方实际，本文拟采用二元 Logistic 回归分析模型对农户土地流转行为影响因素进行剖析。公式如下：KKKKXXXXXXP2211022110e1e 其中，P 为农户参与农用地流转的土地流转的概率，Xi为分 析 设 定 的 农 户 参 与 农 用 地 流 转 的 各 项 因 素；K，210是模型中各个因子对于土地流转概率的贡献度。2.2.2 数据处理 研究将“是否愿意参与土地流转作”为因变量，该变量为二分变量，取 0 和 1 两个值。自变量方面，研究选取家庭特征、农业经济特征、农用地流转特征及社会环境特征四个维度共 17个指标展开分析，指标及其赋值详情见表 1。表 1 变量赋值表 变量名称 变量解释 家庭特征 平均年龄 X1 21-30 岁=0 31-40 岁=1 41-50 岁=2 50 岁以上=3 最高学历 X2 文盲=0 小学=1 初中=2 中专=3 高中=4 大学=5 乡镇企业导报 2022 年第 9 期 理论探讨284健康状况 X3 很差=0 较差=1 一般=2 较好=3 很好=4 家庭劳动力总数 X4 家庭现有可劳动人口，人数越多值越大 农业经济特征 农业年收入 X5 1 万元以下=0 1-2 万元=1 2-3 万元=2 3-4 万元=3 5-6 万元=4 6 万元以上=5 农业收入比重 X6 20%=0 40%=1 60%=2 80%以上=3 现有农用地可达性 X7 5 分钟以下=0 5-10 分钟=1 11-20 分钟=2 20 分钟及以上=3 家庭现有耕地面积 X8 0-6 亩=1 6-9 亩=2 9-12 亩=3 12 亩以上=4 农用地流转特征 流转后对农业收入预期提高程度 X9 3000 元以下=0 3000-10000 元=1 10000-30000 元=2 30000 元以上=3 三权分置政策知晓 X10 是否知道三权分置政策 否=0 是=1 预期租金高低 X11 没有租金=0 较低=1 一般=2 较高=3 流转合同协议形式 X12 口头约定=0 私下协商=1 正式签署协议备案=2 社会环境特征 地方务农期望 X13 不能致富=1 个人机遇=2 可以致富=3 周边土地流转纠纷 X14 周边农用地流转过程中是否产生纠纷 否=0，是=1 周边土地流转发生频次 X15 没有发生过=0 偶尔发生=1 经常发生=2 非农工作获取难易程度 X16 很难获得=0 一般=1 比较容易=2 社会保障支持 X17 未参加社保=0 参加社保=1 流转意愿 Y 是否愿意参与农用地流转 否=0 是=1 3 鲁山县露峰街道农户农用地流转意愿影响因素分析 结合前文选取的自变量和因变量，研究运用 SPSS 软件对鲁山县露峰街道农户土地流转意愿数据进行二元 Logistic 分析。结果显示，模型-2Loglikehood（对数似然值）为 349.842，Cox&Snell R2和 Nagelker R2值分别为 0.643 和 0.701，Hosmer-Lemeshow 检验的 Sig 值为 0.028（0.05），模型整体拟合度较好。（表 2-表 5）3.1 家庭特征影响 分析结果显示，家庭特征因素中的平均年龄要素对于农户农用地流转意愿有着极为正向且显著的影响，这表明，随着年龄的提升，农户劳动生产能力与意愿相对下降，土地流转概率增大。健康状况与农户农用地流转意愿呈现出极强的负相关性，这表示如果农户健康状况出现问题，其土地流转意愿将会上升。其它家庭因素当中，家庭最高学历对农用地流转意愿有一定正向相关性，但未能通过显著性检验，在“三权分置”的政府备案规则下，所需的手续与协议并不需要过高学历与知识支持。家庭劳动力总数与农用地流转意愿呈正相关影响，即适龄劳动人数越多农户流转意愿越高。表 2 家庭特征回归分析结果 变量 B Wald Sig 平均年龄 1.487*14.332 0.000 最高学历 0.561 3.087 0.291 健康状况-1.961*9.769 0.000 家庭特征 家庭劳动力总数 0.732*4.922 0.078 注：*、*、*分别表示在 10%，5%，1%水平显著。3.2 农业经济特征影响 农业经济特征中，农业收入比重对于农户农用地流转意愿有着极为显著的负向影响，即农业收入比重占家庭收入比重越高，土地流转意愿越低，这可能是由于当农户家庭经济收入对于农用地有着较强依赖性时，农户不会改变生存方式转让农用地。其它农业经济特征中，农业年收入比重与农户农地流转意愿呈正相关，这可能是由于部分农户在实践过程中找到了提升农业收益的方式，其倾向于以买入方的身份参与农用地流转过程。此外，现有耕地可达性与农户农用地流转呈现出较弱正相关性，未能通过显著性检验，这可能是耕地作为农村必须生产资料，农户对于其与自身宅基地的距离并不敏感。表 3 农业经济特征回归分析结果 变量 B Wald Sig 农业年收入 0.611*4.223 0.086 农业收入比重-1.921*10.077 0.000 现有农用地可达性 0.261 1.769 0.191 农业经济特征 家庭现有耕地面积-0.732*3.148 0.078 注：*、*、*分别表示在 10%，5%，1%水平显著。理论探讨2022 年第 9 期 乡镇企业导报285 3.3 农用地流转特征影响 分析结果表明，“三权分置”政策知晓程度直接影响着农户的农用地流转意愿，二者呈现出极强的正向关联。这表明当下农用地的流转大多建立在“三权分置”的规则逻辑之上，政策的推广度与土地流转活动的开展相辅相成。其它农用地流转特征中，对于流转后农业收入的预期提高程度对农用地流转意愿有着极为显著的正向影响，预期收入越高，流转意愿越强。预期租金高低对于农用地流转意愿有着较为显著的负向影响，租金的价格影响着农户经营农用地的成本，进而影响着收益率。此外，流转合同协议形式对于农用地流转意愿有着一定的正相关性，这表明农户的农用地流转意愿对于流转合同协议形式并不敏感，这可能与各个地区非正规土地流转手续大量存在有关。表 4 农用地流转特征回归分析结果 变量 B Wald Sig 流转后对农业收入 预期提高程度 1.571*7.393 0.036 三权分置政策知晓 2.258*15.612 0.000 预期租金高低-0.761*7.069 0.017 农用地流转特征 流转合同协议形式 0.342*2.048 0.088 注：*、*、*分别表示在 10%，5%，1%水平显著。3.4 社会环境特征影响 居住地社会环境特征所关注的地区社会支持及社会习惯对于农户农用地流转意愿有着较强影响。其中，地方务农期望作为地区农户对于农业生产能力的收入预期，与当地的农用地流转意愿有着较强的正向联系。周边土地流转纠纷与农用地流转有较弱的负相关性，这表明周边土地流转纠纷的发生会一定程度上降低农户土地流转意愿。周边土地流转发生频次与非农工作获取难易程度都对于农户的土地流转意愿产生着极强的正向影响，乡村社区内土地流转风气影响着地方农户的土地流转意愿，地区周边的非农产业发达程度也影响着土地流转意愿。另外，社会保障支持程度对于农户土地流转意愿有一定正向影响，但不显著，这可能与当下农村社会保障供给结构有关。表 5 社会环境特征回归分析结果 变量 B Wald Sig 地方务农期望 0.956*6.194 0.018 周边土地流转纠纷-0.458*3.942 0.046 周边土地流转发生频次 2.819*19.669 0.000 非农工作获取难易程度 2.142*17.717 0.013 农用地流转特征 社会保障支持 0.206*2.761 0.085 注：*、*、*分别表示在 10%，5%，1%水平显著。4 结论与建议 在河南省鲁山县露峰街道，农户的平均年龄、健康状况、农业收入比重、“三权分置”政策知晓程度、流转后对于农业收入提高程度、周边土地流转发生频次及非农工作获取难易程度与地区农户参与土地流转意愿有着较强的关联性。区域内社会保障支持、流转合同协议形式及周边土地纠纷与农用地流转意愿呈现较弱的关联性。农户最高学历水平与农用地可达性未能与地区农用地流转意愿形成显著关联。由此，研究对地区农用地流转工作的推进提出如下建议：（1）农户是土地流转工作的主体，是相关政策推进的关键所在，如何在土地流转过程中保障农户利益应是下一步土地流转制度改革的重点领域。目前农村土地的大部分流转尚处在农户自发进行，自助处理解决的阶段，期间可能出现各种纠纷，易导致流转市场畸形发展。地方应在解读国家政策基础上，尽快出台保障性强、可操作性高的法规条例，为农用地流转提供优渥的制度土壤。（2）大力推进新型城镇化建设，优化产业结构，形成土地流转工作的地区社会经济支撑。地方社会环境因素对于农户土地流转意愿有较强影响，地方政府应做好城镇发展量的扩张，做好二产承接转移和三产扩张升级工作，为农村居民提供更多优质非农工作岗位；另一方面，应做好城乡质的统筹，进一步做好乡村地区社会治理服务工作。（3）加强宣传能力，营造良好认知氛围。地方政府应做好“三权分置”相关政策的宣传，除去传统的广播宣传渠道外，应创新宣传手段，如引入村庄内部完成土地流转并且有威信的村民加入宣传队伍，将土地流转的政策优势及其办理流程以村民易于接受的形式进行社交圈传播这在以亲缘地缘为纽带的乡村地区可能会起到事半功倍的效果。参考文献：1卢泽羽，陈晓萍.中国农村土地流转现状、问题及对策J.新疆师范大学学报（哲学社会科学版），2015，36（04）：114-119.DOI：10.14100/ki.65-1039/g4.2015.04.013.2刘哲.锦州市义县农户土地流转行为与意愿研究D.沈阳农业大学，2020.3许恒周，郭玉燕，吴冠岑，等.代际差异视角下农民工土地流转意愿的影响因素分析基于天津613份调查问卷的实证研究J.资源科学，2012，34（10）：7.4李建平.三权分置视角下的农村土地流转研究J.生产力研究，2020（5）：4.5刘畅，师学义，高奇.农户农用地流转意愿影响因素的实证分析J.中国人口资源与环境，2015（S1）：4.作者简介：康达西（1992-），男，河南洛阳人，硕士研究生，助教，研究方向：城乡治理与区域管治。项目类型：河南省科技攻关计划项目 Scientific and Technological Project of Henan Province 项目编号：212102310031 项目名称：黄河流域河南段地面沉降预测的机器学习算法研究