农民分化对农户农地流转意愿的影响分析：基于结构方程模型的估计

许恒周，郭玉燕，石淑芹

（1.天津大学管理学院，天津300072；2.江苏省社会科学院社会政策研究所，江苏南京210036；3.天津工业大学管理学院，天津300387）

农地流转是家庭联产承包责任制适应社会经济发展的时代选择，是实现农业规模化经营、转移农村剩余劳动力、增加农民收入、实现城乡统筹发展的必然要求。然而，农户作为农地经营权流转权利主体，其意愿与行为对于农地流转模式的选择有着根本的影响。而且，随着工业化和城市化进程的加快，导致农民职业、收入的不断分化，形成了不同的农民阶层，对于农地的感情和价值认识也发生了变化，而这必然会影响他们对农地流转的意愿认知和行为决策。因此，在此背景下探讨农民分化对农地流转意愿的影响具有重要的理论和实践意义。

众多研究认为有多种因素影响农户农地流转意愿，如户主性别、身体状况、文化程度、婚姻状况、家离城镇的距离[1-2]，产权、规范的合同签订、承包经营权证书的发放、土地区位条件[3]，社会保障以及外出找工作难易程度[4]，家庭劳动力数量[5]，农地产权状况[6]，第三产业收入、土地流转过程中有无中介组织、农户是否参与社保[7]，农户类型、社区区位及经济条件[8]，政府角色[9]等。而且以上研究基本都采用了Logit模型来进行实证分析。

现有研究多采用Logit/Probit模型从个人特征、家庭特征、社区环境等角度进行实证研究。由于影响农地流转意愿的因素有些属于潜变量，不便于直接观察与测量，但可以用一些外显指标去间接测量。传统的统计分析方法如Logit/Probit模型不能妥善处理这些潜变量，而结构方程模型（SEM）能同时处理潜变量及其指标。因此，为了量化农民分化的类型和程度对农地流转意愿产生的影响，本文利用农户和村庄调查数据，采用结构方程模型分析农民分化对农地流转意愿所产生的影响，为促进农地流转提供有益的参考依据。

1 理论分析与假说提出

改革开放以前，农民处于一种高度同质的状态。土地对所有农民而言，既是其生活的主要来源，又是社会保障的主要依赖对象，他们对土地价值的认识也相差不大。但是，随着农村市场经济的发展和工业化、城市化进程的加快，农民就业多样化，收入多元化，这使得原来高度同质的农民整体开始出现了分化，已经成为异质的农民整体。农民分化的主要特点就是职业的差别，职业差别进一步影响着不同阶层的收入来源。农民不同阶层由于其职业、文化程度、收入来源等阶层构成特征的不同，必然对土地价值的认识上产生差异，而这种差异，具体表现在不同阶层农民对土地的依赖程度上。这也是不同阶层农民对待土地流转有不同意愿和行为选择的根本原因。

基于以上理论分析，结合本文研究目的，提出如下假说：

假说Ⅰ：农民分化特征对农户农地流转意愿具有正向显著影响。

此外，根据已有研究文献，将影响农户农地流转意愿的其他因素分为农民个人特征、家庭特征、农地流转组织约束特征和养老保障特征，并提出以下研究假说：

假说Ⅱ：农民个人特征对农地流转意愿具有正向显著影响；

假说Ⅲ：家庭特征对农地流转意愿具有正向显著影响；

假说Ⅳ：农地流转组织约束特征对农地流转意愿具有正向显著影响；

假说Ⅴ：养老保障特征对农地流转意愿具有正向显著影响。

2 研究区域、研究方法与数据来源

2.1 研究区域

在选择研究区域时，主要考虑了两点：一是研究区域内非农就业机会较多，农民分化现象明显；二是农地流转频繁。基于此，选择环渤海地区的天津市两区县和山东省聊城市两市县作为样本点。西青区、静海县地处渤海经济圈的天津市的西部和西南，是天津市经济发展较快的区域。西青区2009年耕地面积为1.51万hm2，农民人均纯收入达到1.07万元，非农产业较发达，为中国乡镇企业百强区县之一，2009年新增就业1.51万人，其中转移农村劳动力5023名。静海县2009年全县可耕地面积6.93万hm2，农民人均纯收入为1.08万元，经济基础雄厚，工业优势明显，是国务院批准的沿海开放县之一。临清市、冠县位于鲁西，与河北省接界。临清市2009年耕地面积为5.54万hm2，农民人均纯收入5420元，新增农村劳动力就业1.41万人，工业发达。冠县2009年耕地面积为7.53万hm2，农民人均纯收入5271元，有规模以上工业企业43家，工业基础雄厚。

2.2 模型选择

为精确分析各潜变量对农民农地流转意愿的影响，利用结构方程模型对研究假说进行验证。具体估计方式可用如下3个方程式表达：

测量方程：x=Λxξ+δ，y=Λyη+ε，反映潜变量和可测变量间的关系；

结构方程：η=Bη+Γξ+ζ，反映潜变量之间的结构关系。

方程中各变量含义如下：x为外生观测变量（在因子分析中用来生成外生潜变量的那些变量），ξ为外生潜变量，Λx为外生观测变量在外生潜变量上的因子载荷矩阵，δ为外生观测变量的误差项。y为内生观测变量，η为内生潜变量，Λy为内生观测变量在内生潜变量上的因子载荷矩阵，ε为内生变量的误差项。B和Γ都是路径系数，B表示内生潜变量之间的关系，Γ则表示外生潜变量对于内生潜变量值的影响，ζ为结构方程的误差项。

2.3 变量界定

2.3.1 因变量选取 农户农地流转意愿的选择不是一个连续变量，而是一个多项无序型变量。本文把因变量的取值限定在[1，3]，分别把农户“农地净转入”定义为y=1，“既不转入也不转出”定义为y=2，“农地净转出”定义为y=3。

2.3.2 自变量选取 根据已有研究成果及问卷调查内容，本文将自变量分为以下几个方面：（1）家庭及个体特征变量，包括年龄、性别、婚姻状况、文化程度、健康状况、承包土地面积、是否具有非农就业技能、家庭农业劳动力人数、非农收入比重。（2）农民分化特征，主要从农民分化类型和分化程度两方面来衡量。分化类型主要依据陆学艺[10]的划分方法将农民分为8个阶层；农民分化程度又包括水平分化（职业分化）和垂直分化（经济分化），水平分化采用离农率来表示，即家庭非农就业人口占家庭总人口的比例。垂直分化则采用恩格尔系数法，即家庭食品消费支出占家庭总支出的比例[11]。（3）农地流转组织约束特征变量，包括对农地产权稳定性的预期认知、有无流转中介组织、是否签定书面流转合同。（4）养老保障特征变量，流转地在养老保障中的作用、对社会养老保障的了解、是否参与社会保障。各自变量的具体定义见表1。

2.4 数据来源

研究数据来源于2010年7—8月对天津市西青区、静海县和山东省聊城市冠县、临清市的农户和村庄问卷调查。数据资料的收集选用了问卷调查法和参与式农村评估法（PRA），之所以选用PRA法，因为农民已经分化为不同的阶层和群体，其社会资源及认知态度因地位和角色的不同而有所差异，传统的调查方法容易忽略这种阶层差异对农地流转意愿的影响。本次调查共获得485份问卷，剔除漏答关键信息及出现错误信息的问卷，有效问卷为439份，有效问卷比例达到90.52%。

3 实证结果与分析

3.1 实证结果

在评价模型的适当性时，拟合优度（CMIN/DF）值越小，表示模型与实际数据差异越小；拟合良好性指标（GFI）、非常规拟合指标（NFI）、比较拟合指标（CFI）通常在0—1之间，越靠近1，表示模型与实际数据拟合得越好；而近似均方根误差估计（RMSEA）越小越好。经测算，测量模型和结构模型的拟合程度都较好。运用AMOS 6.0软件进行结构模型验证，结构模型的计算结果见表2。

表1 自变量的说明Tab.1 Description of variables

3.2 结果分析

表2中的结构模型反映了潜变量间的相互关系。从中可以看出，农户农地流转意愿在通过显著性检验的5个因素上具有较高的载荷，说明5个初阶因素对农地流转意愿具有较好的解释力度。结果表明，5个初阶因素对农地流转意愿均具有显著的正向影响。同时，它们的标准化路径系数说明农户的家庭特征因素对农地流转意愿的影响最大，农民分化特征的影响次之，说明农民分化特征每提高一个单位，农户农地流转意愿就会增加0.634个单位。表2中的测量模型反映了可测变量与潜变量之间的相互关系。这些关系可归纳如下：（1）反映个人禀赋特征的可观测变量中，年龄、文化程度、是否具有非农就业技能等对农地流转意愿具有显著影响。年龄对农地流转意愿呈负相关关系，说明随着年龄的增大，农民更倾向于不转出农地，更多的可能是将农地作为一种养老保障；而文化程度和是否具有非农就业技能则对农地流转意愿呈正相关关系，说明随着文化程度的提高，农民具有非农就业技能，此时，则更倾向于将农地转出。性别、婚姻和健康状况对农地流转意愿的影响则不显著，可能的解释是，在特定地区，受固有内外环境的影响，农户农地流转意愿出现了趋同。（2）反映家庭特征的可观测变量中，家庭农业劳动力人数对农地流转意愿的影响在5%水平下显著，且呈负相关，说明家庭农业劳动力越富足，越倾向于转入农地。非农收入比重对农地流转意愿的影响在10%水平下显著，且呈正相关，说明家庭收入越依赖非农收入，农户越倾向于将农地转出。而家庭承包土地的面积对农地流转意愿的影响不显著。（3）反映农民分化特征的三个可观测变量中，职业类别和职业分化程度都在5%水平上对农地流转意愿的影响正向显著，经济分化程度则在10%水平上显著。并且职业分化程度和经济分化程度每提高一个单位，农户进行农地流转的概率就会分别增加0.394和0.358个单位。这说明农民分化程度的提高对农户农地流转意愿的增强具有积极作用。（4）在反映该潜变量的三个可观测变量中，只有对农地产权稳定性的认知对农地流转意愿在10%水平上具有显著影响，而有无流转中介组织和是否签订书面流转合同对农地流转意愿的影响则不显著，可能的解释是，在调查区域内，农地的流转范围大都在本行政村内，在当前农村处于熟人社会的状态下，村规民约等非正式制度对农民的行为具有很大的约束力，因此，有无中介组织和是否签订书面流转合同对农地流转意愿的影响并不显著。（5）在反映该潜变量的三个可观测变量中，流转地在养老保障中的作用对农地流转意愿的影响在5%水平上显著，且呈负相关关系；是否参与社会养老保障对农地流转意愿的影响也在5%水平上显著，且呈正相关关系，而且参加社会养老保障的农民进行农地流转的概率比不参加社会养老保障的农民高25%。

表2 模型计算结果Tab.2 Calculation results of model

4 结论与启示

研究表明：农民分化特征潜变量对农地流转意愿的影响在5%水平上显著，而且农民分化特征每提高一个单位，农户农地流转意愿就会增加0.634个单位。在反映农民分化特征的三个可观测变量中，职业类别和职业分化程度都在5%水平上对农地流转意愿的影响正向显著，经济分化程度则在10%水平上显著。并且职业分化程度和经济分化程度每提高一个单位，农户进行农地流转的概率就会分别增加0.394和0.358个单位。这说明农民分化程度的提高对农户农地流转意愿的增强具有积极作用。此外，其他潜变量个人特征、家庭特征、农地流转组织约束变量和养老保障特征对农户农地流转意愿也具有正向显著影响。

基于以上研究结论，可以得出如下政策启示：（1）优化农地流转的制度环境，在农地流转政策制定过程中，应根据不同阶层农民的特征及对农地的依赖性和认知的差异，细化、优化农地流转政策，以提高农地流转的整体效率；（2）农民分化类型及程度都对农地流转有显著影响，这就要求提高农村劳动力职业技术素质，培育不同阶层农民独特的资源禀赋优势，促进农民各阶层职业结构的合理化；同时应大力发展非农产业，增加农民的非农就业机会，为农民分化创造条件，进一步促进土地流转；（3）逐步弱化土地的养老保障功能，由政府财政投入统一提供社会基本保障，在养老保障制度设计时，应考虑农村人均收入差异性的存在，多层次缴费的保障制度设计有利于确保不同农民阶层支付保障费用的可行性。

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