農戶農地城市流轉意愿及其影響因素分析——以武漢市城鄉(xiāng)交錯區(qū)農戶為例

1、農戶農地城市流轉意愿及其影響因素分析以武漢市城鄉(xiāng)交錯區(qū)農戶為例第l6卷第4期2007年7月長江流域資源與環(huán)境resourcesandenvironmentintheyangtzebasin,-01.16no.4july2007文章編號:10048227(2007)04047卜o5農戶農地城市流轉意愿及其影響因素分析以武漢市城鄉(xiāng)交錯區(qū)農戶為例李曉云,張安錄,高進云,喬榮峰,陳瑩(華中農業(yè)大學土地管理學院,湖北武漢430070)摘要:研究農戶農地城市流轉意愿對實現(xiàn)合理的農地城市流轉,促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展具有現(xiàn)實意義.依據(jù)武漢市遠城區(qū)和近城區(qū)33村143戶農戶實地隨機抽樣樣本,采用logistic模型對

2、影響農戶農地城市流轉意愿的因子進行定量分析,結果表明基礎設施與服務的改善,社會保障制度的建立是影響遠,近城區(qū)農戶農地意愿的主要影響因素,近城區(qū)農戶的意愿還受農地補償收益的影響.針對影響力最大的因子采取措施,可以最大程度符合農戶意愿,保障農戶利益,在滿足建設用地需求與農戶保有農地之間尋找均衡.關鍵詞:農地城市流轉;流轉意愿;影響因素;遠近郊區(qū)文獻標識碼:a農地城市流轉是我國實現(xiàn)工業(yè)化和城市化,促進城鄉(xiāng)轉型和城鄉(xiāng)互動的關鍵環(huán)節(jié)之一.農地是農民的生產(chǎn)資料,也是其就業(yè)和養(yǎng)老的重要保障.滿足城市擴展的空間需求,必然要通過征用或征收獲得農民擁有的優(yōu)質資產(chǎn)農地.而農戶作為農地所有者成員和土地經(jīng)營的主體,他們

3、的意愿與行為對農地城市流轉實現(xiàn)和地區(qū)社會穩(wěn)定有重要影響i1.因此分析農地城市流轉的現(xiàn)實因素和農戶特征變量對農戶流轉意愿的影響具有較大的現(xiàn)實意義.武漢市地處漢江平原東部,土壤肥沃,溫光水熱等自然生產(chǎn)條件優(yōu)越,農戶農業(yè)生產(chǎn)的積極性較高.本文在實地調查的基礎上對武漢市近郊區(qū)和遠郊區(qū)農戶農地城市流轉意愿的影響因素進行對比分析,并進一步篩選出對農戶農地城市流轉意愿影響力較大的因子,為實現(xiàn)最有效因子對區(qū)域城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定的積極效應提供依據(jù)和借鑒.1調查區(qū)域的選擇城鄉(xiāng)交錯區(qū)是城區(qū)與農村腹地之間的過渡地帶,城市與農村在生態(tài),經(jīng)濟和社會等因素上均呈現(xiàn)梯度變化,這里是農村城市化和城市郊區(qū)化的前沿陣地,也是農

4、地城市流轉的主要區(qū)域.近城區(qū)土地具有較強的城市指向,土地利用處于鄉(xiāng)村向城市流轉的高級階段;遠城區(qū)土地利用仍以農業(yè)景觀為主,滲透有城市指向性因素i2.一般而言,距離城區(qū)的遠近不同,農戶對農地的態(tài)度,農地城市流轉的認知度,農地流轉價格的要求都會有所不同,因此,在武漢市城鄉(xiāng)交錯區(qū)分別選取了近城區(qū)的洪山和漢陽區(qū),遠城區(qū)的江夏和蔡甸區(qū)作為主要研究區(qū)域,隨機在已經(jīng)發(fā)生土地城市流轉的農戶間選擇調查對象,以訪員親訪的方式獲得調研數(shù)據(jù).調查選取的對象共涉及4區(qū)23村143戶農戶,近城區(qū)的洪山區(qū),漢陽區(qū)共46戶,遠城區(qū)江夏區(qū),蔡甸區(qū)共97戶.2農戶流轉意愿模型的建立本研究所選因變量,農戶是否愿意轉出土地是一個二分

5、變量,對于因變量是非連續(xù)的且為二分類變量時,一般常用定性模型,如logit和probit模型【2.本文采用logistic回歸模型分析農戶農地城市流轉意愿與流轉的現(xiàn)實因素和農戶特征變量的相關關系,從而得到影響農戶農地流轉意愿的主要因素及各因素的貢獻量.2.1模型設定因變量是農戶農地城市流轉的意愿,在問卷設收稿日期:20060413;修回日期:20060724基金項目:國家自然科學基金項目(70273012)(70373054);教育部新世紀優(yōu)秀人才支持計劃中國快速城鎮(zhèn)化發(fā)展中農地城市流轉機制和政策研究資助課題作者簡介:李曉云(1978),女,福建省邵武人,博士研究生,主要從事資源經(jīng)濟學研究.

6、 472長江流域資源與環(huán)境第l6卷計時,考慮到如果直接調查農戶是否愿意將自己的土地轉為城市用地,問卷效果可能不理想,故在問卷設計時以農戶在當前土地補償水平上的滿意程度來代替流轉意愿,非常滿意與一般滿意,表示愿意轉出,因變量取值為1;不滿意與很不滿意表示不愿意轉出,因變量取值為0.用spss分析軟件logistic命令檢驗模型與因素的顯著程度,并建立模型:-h一exp(po十z1十十z)式中:p為農戶愿意轉出農地的概率;z為影響農戶流轉意愿的諸多因素;po為常數(shù)項,與z無關;,.為回歸系數(shù),表示諸因素z對p的貢獻量.2.2變量描述與預處理影響農戶流

7、轉土地的滿意程度的因子可以分為兩大類,一類是農地城市流轉發(fā)生的現(xiàn)實收益和農地農用的收益情況,另一類為農戶特征變量.我們列出了15個可能對農戶流轉意愿產(chǎn)生影響的變量,有連續(xù)性變量,也有分類變量.它們分別是:z:農戶農地種植當前純收益,有種植不同作物種類的,以單位土地最高收益計;z:農戶農地城市流轉收益,包括部分土地補償費,安置費,青苗費和已經(jīng)建立的社會保障金,即農戶土地被轉出后獲得的單位土地總補償;z:土地轉出前3年農戶的農業(yè)收益增長率;z:與土地轉出前兩年該區(qū)內農地流轉收益比較的增長幅度;z:農戶對農地流轉是否增加就業(yè)機會的認識,是取值1,否則取值0;z:農戶對農地流轉是否改善基礎設施與公共服

8、務的認識,是取值1,否則取值0;z:農戶人均用地,總承包土地面積除以家庭人口數(shù);z.:農戶土地流轉后有沒有建立社會保障制度,有取值1,否則為0;x9:非農收入比例,即非農業(yè)收入除以家庭總收入;z.:恩格爾系數(shù),家庭食品消費支出除以家庭總支出;z被轉用農地的質量,質量好取值3,中等取值2,質量差取值1;z被轉用的土地是否處于政府劃定的各種農地保護區(qū)內,是取值1,否取值0;z被訪者年齡;z被訪者受教育程度,中專以上取值4,高中取值3,初中取值2,小學取值1,文盲取值0;z被訪者性別.將連續(xù)性變量轉化為分級變量,情況如下:農戶農業(yè)收益分4級:<1000元,10002000元,20003000元

9、,>3000元;農地流轉收益分4級:<5000元,500010000元,1000015000元,>15000元;農戶農業(yè)收益增長率分3級:<0,02,>2;流轉收益增長分3級:<0,010%,>10;人均用地分3級:<1/15hm,1/151/5hm,>1/5hm;非農收入比分4級:<0.2,0.20.5,0.50.7,>0.7;恩格爾系數(shù)分3級:<0.4,0.40.7,>0.7;年齡分4級:<35歲,3550歲,5065歲,>65歲.3模型運行與分析3.1單因素分析前述變量的選擇或多或少存在主觀判斷因素

10、,因此可能存在共線性或對因變量不敏感的變量,對于這些變量加以剔除,可以降低主觀判斷的影響.篩選變量第一步,將因變量與擬選的15個自變量做簡單相關分析,變量進入的p值取0.10.結果見表1.該市總體樣本數(shù)據(jù)顯示,與農戶農地城市流轉意愿相關的自變量有l(wèi)1個.分區(qū)域計算結果差異明顯:近城區(qū)數(shù)據(jù)樣本只有z2,z6,z8,z.,zl.,zll,z與農戶流轉意愿相關;遠城區(qū),除z.,z,z:,zz外,其它10個因素與農戶流轉意愿均顯著相關;在相關性上,不同城區(qū)表現(xiàn)出了明顯差異.第二步,做上述變量間的相關分析,檢驗在剔除其他變量影響后,兩變量之間的相關性.變量相關分析結果顯示,變量之間相關系數(shù)均小于0.7.

11、根據(jù)mitchellh.katz所著多變量分析l4中的一條原則:相關系數(shù)超過0.9的兩個變量若同時引入方程,分析時會帶來問題,相關系數(shù)低于0.8時不大會出現(xiàn)問題,相關系數(shù)在0.8和0.9之間可能會引起問題.所以可以認為以上變量不會產(chǎn)生多重共線性問題.3.2模型的運行采用spss軟件包中binarylogistic的向前逐步回歸(forwardstepwise),對武漢市近城區(qū)和遠城區(qū)樣本數(shù)據(jù)做概率統(tǒng)計,進而篩選出對農戶流轉意愿影響最大的因素.結果如表2和表3.第4期李曉云等:農戶農地城市流轉意愿及其影響因素分析4731(a)2(b).r6constantx6x8constant6.0974.0

12、6021.60821.09721.0971.1811.0094630.294463o.2944630.29426.66916.208ooo000.9960.9960.996444.6670.0172.42e+o91.45e+o9o474長江流域資源與環(huán)境第16卷近城區(qū)與遠城區(qū)模型分別為:戶/(1一p)一exp(一20.6310.572x2(1)一17.78x2(2)一38.76lx2(3)+21.324x6+19.533x8)戶/(1一p)一exp(一21.097+21.608x6+21.097x8)近城區(qū)模型中,(1)表示取值為1時的情況.作逐步回歸前,已經(jīng)將所有的多分類變量用spss中的c

13、ategorical命令設置為啞變量.變量的分類編碼見表4.表4x變量的分類編碼tab.4categoricalcodingofvariablesparametercoding(1)(2)(3)表2,表3給出了模型整體檢驗和參數(shù)估計,模型擬合統(tǒng)計量一2loglikelihood,coxsnellrsquare和nagelkerkersquare.likehood似然估計,表達的是一種概率,即在假設擬合模型為真實情況時能夠觀測到這一特定樣本數(shù)據(jù)的概率.一2loglikelihood值越小,模型的擬合度越好.cox&snellrsquare,一般化的確定系數(shù),被用來估計因變量的方差比率.n

14、agelkerkersquare是coxsnellrsquare的調整值,這兩個值越大,說明模型的整體擬合性越好5.逐步回歸給出的結果,隨著符合要求變量的進入,兩個模型的一2loglikelihood都逐漸減小,rsquare逐漸增大,并達到了0.931,0.926.兩模型預測正確的百分率也分別達到了95.7和95.3,模型擬合程度良好.4農戶流轉意愿的影響因素分析4.1改善基礎設施與公共服務農地城市流轉是否改善地方基礎設施與公共服務,與土地流轉后的用途有較大關系.如果土地被征后是用于道路,管道等基礎設施建設或是修建學校,醫(yī)院等服務設施,這些公共設施和服務有效地改善了當?shù)鼐用竦纳a(chǎn)生活條件,農

15、戶對農地城市流轉的滿意程度會有所增加.甚至有部分受調查農戶明確表示,土地用于修公路或學校,補償比其他用途低是可以接受;如果土地轉為城市建設用地,是為了房地產(chǎn)開發(fā),或者只是修建一二個工廠,對地方或是農民生活沒有產(chǎn)生正效應或是效應很小,在補償相當?shù)那樾蜗?農戶更愿意自己的土地被用于公共建設.本次調查顯示,土地流轉后用于公路或學校建設的樣本占總量的28.9%,但在農戶滿意的樣本中,有50以上的土地征后用途是用于公路或學校建設.其實,從公平的角度看,土地被征后的用途,是土地增值領域的問題l_6,公益性用地目的是為了公眾利益,沒有理由讓農民為了公共利益而讓渡自己的私人利益.同地同價是保障公平的有效方法之

16、一.4.2建立相應的社會保障制度是否建立相應的社會保障制度進入農戶意愿模型,反映了土地對于農民所具有的生產(chǎn)資料和社會保障功能.在廣大農村,即使是城郊的農村,養(yǎng)老保險和失業(yè)保險也幾乎沒有,以土地均分為特征的農地制度成為現(xiàn)金型社會保障的有效替代.土地是一種極易利用的生產(chǎn)資料,即使是沒有多少勞動技能,只要是勞動力就能被吸納就業(yè),并提供足夠的食品;對沒有勞動能力或年老的農戶,也可以通過出租土地獲得必要的生活保障.農地城市流轉使得農戶要面對這種生活,就業(yè),養(yǎng)老保障的喪失,在對未來預期不確定的情況下,如果有可能或其它地方建立了失地農民社會保障的例子,農戶自然會十分重視自己土地流轉后是否有社會保障.4.3農

17、戶農地城市流轉收益對于近城區(qū)農戶而言,土地轉出能夠獲得多少收益也是影響農戶判斷的主要因素,而遠郊區(qū)農戶模型沒有納入改變量,這是一個值得關注的問題.一方面,近城區(qū)相對遠城區(qū)而言,土地轉出的用途更加多樣化,除了道路,學校等公共用地外,還有許多是房地產(chǎn)開發(fā),工業(yè)企業(yè)等盈利性用途,農戶獲得的土地流轉收益往往是一筆相當高的數(shù)額;另一方面,近城區(qū)農戶,受城市文化生活方式的熏陶,有更大的消費動機,譬如購置樓房,汽車等高消費商品的欲望較遠城區(qū)農戶強烈.再則,對于遠城區(qū)農戶而言,流轉的土地往往只是農戶擁有土地的一部分,并且補償收入較低,比較起來,基礎設施的改善和擁有社會保障具有更大的吸引力.因此,近城區(qū)與遠城區(qū)

18、農戶在對待土地流轉收益的態(tài)度上有明顯差異.此次調查,所有農戶滿意的樣本均落在流轉收益的第4個等級內,即流轉收益值大于15000,當農地流轉收國土資源部.關于開展制訂征地統(tǒng)一年產(chǎn)值標準和征地區(qū)片綜合地價工作的通知國土資發(fā)2005年114號文件第4期李曉云等:農戶農地城市流轉意愿及其影響因素分析475益小于15000元,無論流轉收益多大都難以令農戶滿意,故進入模型的z啞變量系數(shù)均小于0.盡管如此,農地流轉收益進入回歸模型足以說明,近城區(qū)農地城市流轉,緩解農戶與開發(fā)商,地方政府矛盾的一個有效途徑是增加農戶的土地補償收入.上述因素分析中,基礎設施和公共服務的影響是長效的,社會保障制度是解決農戶后顧之憂

19、的主要方式,這兩個變量人選,并成為模型的主要貢獻因子,說明城鄉(xiāng)交錯區(qū)的農戶不再僅僅局限于眼前的利益,而是更加注重農地城市流轉帶來的長遠效應.5政策啟示農戶是農地城市流轉的參與方之一,要獲得農戶賴以生存的土地,應當尊重農戶的意愿,盡量讓農戶滿意.從影響農戶滿意度的最大因子著手,抓住問題的主要矛盾,是緩和城鄉(xiāng)土地利用矛盾,促進城鄉(xiāng)和諧發(fā)展的有效途徑.首先,著力改善農村基礎設施和服務.農地城市用途轉移,在給集體和農戶經(jīng)濟補償?shù)耐瑫r,應當從土地城市用途的增值部分提取一定比例的數(shù)額,反饋農村,用于農村農田水利,交通,教育醫(yī)療等基礎設施和公共服務的建設.在城市經(jīng)濟蓬勃發(fā)展的同時,也改善農民福祉,讓農民分享

20、城市進步的文明成果.其次,加強失地農民社會保障制度的研究和建設.對于勞動技能與就業(yè)機會處于弱勢的農民,失去土地后,普遍缺乏再就業(yè)的信心,沒有相應的社會保障,農戶抵御長期基本生活風險的能力明顯下降_8.當前有的地方已經(jīng)建立了失地農民的社會保障,但從本次調查看,很多農民對社會保障的承諾存在疑慮,因為他們不知道社會保障由誰在保,由誰發(fā)放,能保多久.如何將失地農民的社會保障與以個人現(xiàn)金收入為基礎的社會保障制度結合起來,是學者與政府的當務之急.再則,合理測定農地流轉價格,調整流轉收益分配關系.區(qū)分和界定農地農用價格,農地流轉(開發(fā))價格,土地增值收益與農地補償?shù)年P系,調整農村集體,農戶,政府和開發(fā)商對土

21、地流轉相關收益的分配關系,提高農民失地獲得的現(xiàn)金補償,是保證社會公平和提高土地城市流轉效率的必要措施.參考文獻:1杜文星,黃賢金.區(qū)域農戶農地流轉意愿差異及其驅動力研究ej.資源科學2005,11(6):9o95.2張安錄.城鄉(xiāng)生態(tài)經(jīng)濟交錯區(qū)土地資源可持續(xù)利用與管理研究d.武漢:華中農業(yè)大學博士論文,1999.1214.3盧秀娟.計量經(jīng)濟學m.北京:科學出版社,2004.4mitchellhk.多變量分析m.北京:中國科學技術出版社,2000.2648.5王濟j1i,郭志剛.logistic回歸模型方法與應用m.北京:高等教育出版社,2001.6張慧芳.土地征用問題研究基于效率與公平框架下的解

22、釋與制度設計m.北京:經(jīng)濟科學出版社,2005.7趙翠薇,濮勵杰.城市化進程中的土地利用問題研究j.長江流域資源與環(huán)境,2006,3(2):172.analysisonruralhouseholdswillingnessinconversionofrurallandtourbanlandacasestudyofsuburbandexurbaninwuhanlixiaoyun,zhangan-lu,gaojin-yun,qiaorongfeng,chenying(collegeoflandmanagement,huazhongagriculturaluniversity,wuhan430070,china)abstract:thewillingnessofruralhouseholdsintheconversionoffarmlandtourbanareahasgreatlyinfluencedthereasonablelandtransmissionandt