基于元分析的农民土地流转影响因素及政策调节效应

吕东辉，张桂颖

（吉林大学 生物与农业工程学院，吉林 长春 130022）

摘　要：文章以国内现有的研究影响农民土地转出/转入意愿与行为因素的量化实证结果为基础，利用元分析汇总出农民的个人特征、家庭特征、土地流转特征、生产特征、环境特征等方面的具体因素对农民土地转出/转入意愿与行为的影响情况，解决了现有研究结论分歧大、单个研究样本量小的问题。同时还研究了日渐完善的土地流转政策对农民土地转出/转入意愿与行为的调节效应，发现中央不断推行的土地流转政策对于家庭总人数多和非农收入比重低的农民土地转出意愿的影响力较强，对于文化程度低的农民土地转出行为、非农收入比重高的农民土地转入行为的推动力较强，从而找到了政策提升农民土地转出/转入行为的途径。

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关键词 ：土地流转；意愿；行为；元分析；调节分析

中图分类号：F321　　　文献标识码：Ａ　　　　文章编号：１００２－３２４０（２０１5）07－００69－05

收稿日期：2015-04-15

作者简介：吕东辉（1967-），辽宁康平人，吉林大学生物与农业工程学院教授，博士生导师，研究方向: 农业经济管理与系统工程、农产品期货市场与国际贸易；张桂颖（1981-），吉林通化人，吉林大学生物与农业工程学院博士研究生，通化师范学院数学学院讲师，研究方向:农业经济管理与系统工程。

土地流转是近几年来国内学术界研究的热点问题。土地流转能优化土地资源配置、提高土地利用效率、加快农民增收和农业结构调整，是中国农业现代化的必由之路。农民是土地流转市场的主体，直接参与土地资源的配置，农民所持态度直接影响着土地流转的效率，其意愿对实际的行为具有很强的导向性和影响力，对于土地承包经营权流转及其机制和模式选择有着根本性的影响。不顾农民的意愿而强制推行的土地流转模式终将失败。研究农民土地流转意愿行为的影响因素，有利于更好地把握农民土地流转的规模、速度以及解决由此而可能产生的一些纠纷，从而有利于更好地解决农村土地流转问题。

一、文献综述

为了更好解决我国农村土地流转问题，自2002年开始国内学者就从不同的角度高度关注了农民土地流转意愿与行为的影响因素，进行了大量量化实证研究。Feng, S. and Heerink, N.(2008)验证了土地租赁与劳动力转移之间的负相关关系[1]，这与石敏和李琴(2014)[2]的观点相反。Huang(2012)、赵光和李放(2012)认为非农就业的出现会促进农户转出耕地[3][4]。黎霆等(2009)、杨丹和高汉(2012)分别认为劳动能力和地权稳定性预期、信贷资金可得性是影响农户参与土地流转的重要因素[5][6]。罗必良和郑燕丽(2012)、聂建亮和钟涨宝(2014)分别研究了农户产权行为能力、分化程度对土地流转行为的影响[7][8]。这些研究绝大部分样本数据都来自于对某一省(市、县)农民进行的抽样调查，单个样本量偏小不具有普遍性，且研究结论分歧大不具有一致性。本文以这些研究结果为数据基础关注两方面问题：第一，在国内关于各因素对农民土地流转意愿与行为影响的研究结论分歧如此大的情况下，应该如何评估各主要因素的影响？第二，中央推出并陆续实施了一系列土地流转政策，并加大对政策的宣传，那么日渐完善的土地流转政策会从哪些途径提升农民土地流转的意愿与行为？政策推动农民土地流转意愿与行为的效果对于不同农民有何差异？本文将对上述问题运用元分析的方法给予定量化解答。元分析近十几年来在管理学、经济学领域受到诸多的关注，但是在农业经济领域的应用甚少。目前为止，还没有关于土地流转方面的元分析研究，也没有关于政策如何影响土地流转的定量研究。

二、数据与模型

结合本文的研究目的进行精细的筛选，纳入元分析的关于农民的土地转出意愿/转入意愿/转出行为/转入行为的有效原始文献有45/34/49/42篇，样本量为23111/20794/35752/32795，覆盖了全国22/20/25/24个省(自治区、直辖市)（中国知网，万方数据库，维普数据库）。这些文献基本使用的都是logistic模型，对采用probit模型的系数先转化成了logistic系数以后才使用(本文所用元分析的原始文献检索截止到2014年11月，详细目录可向作者索要)。

本文以系数估计值作为效应值 (对于一些单位不统一的连续变量选用发生比)，系数估计值的方差(标准误的平方)的倒数为权重 ，来计算汇总效应值

Q服从χ2（ki-1）分布，若Q值大于相应的卡方临界值，则意味着平均效应值相对应的总体存在异质性，可以进一步探索主效应的调节变量。当效应值之间同质时，应采用固定效应模型；当效应值之间具有异质性时应采用随机效应模型。本文在判断调节变量的存在性问题上将理论分析和同质性检验结果相结合。进而以调节变量为自变量、效应值为因变量进行回归分析来进行调节效应估计，筛选出导致异质性的影响因素。

三、农民土地流转意愿与行为的影响因素：主效应分析结果

最后纳入主效应分析的土地转出/转入意愿的影响因素有12/10个，土地转出/转入行为的影响因素有11/8个 (借鉴Hunter和Schmidt(2004), Borenstein等(2009)的建议，并根据国际惯例将主效应分析中效应值个数的最小值定为5[9][10])，我们将其分类为个人特征(性别、文化程度、年龄)、家庭特征(家庭总人数、农/非农业劳动力人数、家庭总收入、人均纯收入、农业收入，是否参加社会保障)、土地流转特征(是否有土地流转中介组织)、生产特征(非农收入比重、耕地面积、人均耕地面积)、环境特征(与城镇的距离)，其测量方式分为虚拟、定序、连续，分别对土地转出意愿、转入意愿、转出行为、转入行为的主效应分析和同质性检验，结果如下(下面的K表示效应值的数目，Q表示同质性检验统计量)，由于篇幅关系我们只报告显著的结果：

1.土地转出意愿的主效应分析结果：文化程度(定序，K=22，Q=134.986)的汇总效应值为0.215；文化程度(连续，K=12，Q=27.702)的汇总效应值为149.442；年龄(定序，K=10，Q=315.536)的汇总效应值为-2.593;年龄(连续，K=31，Q=20830.04)的汇总效应值为22.487；家庭总人数(连续，K=21，Q=160.989) 的汇总效应值为-3.229；农业劳动力人数(连续，K=17，Q=33.274)的汇总效应值为-16.559；家庭总收入(连续，K=7，Q=0.329)的汇总效应值为1.132；人均纯收入(连续，K=5，Q=8.825)的汇总效应值为1.803；非农收入比重(定序，K=5，Q=68.191) 的汇总效应值为0.843；非农收入比重(连续，K=8，Q=17.33)的汇总效应值为1.337。根据Q值与相应的卡方临界值的比较，只有性别、家庭总收入、人均纯收入和农业收入采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。

2.土地转入意愿的主效应分析结果：性别(虚拟，K=7，Q=19.649)的汇总效应值为-1.561；文化程度(定序，K=17，Q=61.354)的汇总效应值为-36.21；年龄(定序，K=10，Q=220.608) 的汇总效应值为4.232；年龄(连续，K=21，Q=253.005)的汇总效应值为-207.343；家庭总人数(连续，K=17，Q=118.231)的汇总效应值为-24.869；农业劳动力人数(连续，K=13，Q=64.934) 的汇总效应值为1.703；农业收入(连续，K=7，Q=6.468)的汇总效应值为1.753；非农收入比重(定序，K=5，Q=72.869)的汇总效应值为-0.742；非农收入比重(连续，K=6，Q=13.995)的汇总效应值为-378.415；耕地面积(连续，K=14，Q=2.333)的汇总效应值为1.065；人均耕地面积(连续，K=8，Q=0.975)的汇总效应值为1.073。其中文化程度(连续)、家庭总收入、农业收入、耕地面积和人均耕地面积采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。

3.土地转出行为的主效应分析结果：文化程度(定序，K=16，Q=12.488)的汇总效应值为0.184；文化程度(连续，K=14，Q=50.586)的汇总效应值为0.05；农业劳动力人数(连续，K=19，Q=221.653)的汇总效应值为-0.683；非农劳动力人数(连续，K=11，Q=391.896)的汇总效应值为0.438；非农收入比重(连续，K=12，Q=93.375)的汇总效应值为0.046；耕地面积(连续，K=20，Q=4.188E+12)的汇总效应值为473627100.3。其中性别、与城镇的距离和文化程度(定序)采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。

4.土地转入行为的主效应分析结果：文化程度(定序，K=11，Q=27.129)的汇总效应值为0.306；文化程度(连续，K=13，Q=49.632)的汇总效应值为-0.064；农业劳动力人数(连续，K=14，Q=59.592)的汇总效应值为0.14；非农收入比重(连续，K=13，Q=3966.036)的汇总效应值为-0.225；耕地面积(连续，K=18，Q=7927603913)的汇总效应值为16565.423；人均耕地面积(连续，K=16，Q=0.698)的汇总效应值为0.978；与城镇的距离(连续，K=5，Q=0.135) 的汇总效应值为1.053。其中与城镇的距离和人均耕地面积采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。

出现以上结果的可能原因是：

1.农民的个人特征当中，农民的性别对土地转入的意愿影响显著为负。说明男性的转入意愿弱于女性，这是因为农村男性相较于女性，与外界发生联系多，拥有的信息量多，适应社会的能力较强，更愿意从事非农产业。农民的文化程度对土地转出(入)意愿的影响显著为正(负);对土地转出行为的影响显著为正;对农民土地转入行为则有双向的影响。这是因为一方面，文化程度越高的农民，其见识阅历越丰富，对国家关于农村发展的相关政策也越了解，在非农技能方面有一定的优势，获得非农就业的机会较多，就业的稳定性较强，非农就业收入的水平也较高，因而愿意转出土地而不愿转入。另一方面，文化程度较高的农民，接受新知识，应用新技术能力较强，因而出于发展现代农业的考虑会出现扩大经营规模的行为。但由于当前农业比较收益低，这部分农民相对较少。农民年龄对土地转出/转入意愿具有显著的双向影响。一方面，年龄较大的农民，农业生产经验丰富，收入来源有限，又很难寻找各种非农就业机会。另一方面，年龄越大，劳动能力越弱。

2.在农民的家庭特征当中，家庭的人均纯收入对土地转出意愿影响的发生比大于1。说明土地转出的发生率在人均纯收入高的农民家庭大些。这是因为家庭的人均纯收入反映了农民的富裕程度，人均纯收入越高的农民家庭生活水平相对越高，越愿意从事比较收益较高的非农产业。农民家庭总人数和农业劳动力人数都反映了家庭的人力资源的丰富程度。尤其是劳动力人数更是一个专业、精细的指标。家庭总人数对于土地转出/转入的意愿的影响显著为负。一方面，家庭人数越多，土地越容易成为养家糊口的生产资料，此外人口多拥有的耕地也较多有利于农民集中经营。另一方面，农业与其它产业相比，比较收益低、经营风险大，而且农民从事二、三产业的机会增多，当家庭面临较大人口压力时，转入更多土地反而会使从事农业的机会成本增加，因而从事非农就业是理性选择。农业劳动力人数对农民土地转出(入)意愿/行为有显著的负(正)向影响。而非农劳动力人数对农民土地转出行为有显著地正向影响。这是因为农业劳动力人数越多说明整个家庭以土地为生的人数越多，越依赖土地，因而越愿意转入土地扩大规模，以提高农业经营的收入。而家庭中非农劳动力人数多则说明家庭中的非农收入比重较大，家庭对于农地的依赖性不高，进而土地转出的几率增加。家庭总收入对土地转出意愿的影响的发生比大于1。家庭总收入高一般都是非农收入高，或者是从土地转出中获得了较高收益，因而更增加了土地转出的信心。农业收入对土地转入意愿的影响的发生比大于1。农业收入反映了耕地对于家庭收入的贡献，因此农业收入高的农民更倾向于转入土地。

3.农民的生产特征中，非农收入比重对土地转出(入)意愿/行为的影响显著为正(负)。这是因为家庭非农收入比重能反映出土地对农民家庭的重要性，非农收入所占比重越高，说明农业收益对家庭的重要性越低，农民的土地情结越淡化。耕地面积对土地转入意愿、对土地转出/入行为影响的发生比均大于1。说明土地转出/入的发生率在耕地面积大的农民家庭大些。这是因为一方面，耕地面积越多，耕作压力越大，当家庭劳动力不足、种植成本高或想从事非农产业时，农民可能会转出农地。另一方面，耕地面积越多，土地成片的可能性越大，一些种田能手可以通过先进的技术和经验，进行规模经营，因而愿意转入更多农地。人均耕地面积对于土地转入意愿影响的发生比大于1，而对土地转入行为影响的发生比小于1。说明人均耕地面积少的农民愿意转入土地但是却很少发生转入的行为。虽然理论上人均耕地面积多有助于取得规模经营收益，但当前农业比较效益低下，农民种地仅是为了粮食自给，追求家庭收益最大化必然倾向于从事非农产业。

4.在环境特征中，与城镇的距离对农民土地转入行为的影响的发生比大于1。说明距离城镇远的农民愿意转入土地。一般来讲，距离城镇近的农民由于小城镇和现代农业发展速度快，对土地需求大。这里结果与常理相悖，可能原因是对“与城镇的距离”做主效应时的效应值个数过少。

四、政策提升农民土地流转意愿与行为的途径：调节效应分析

自1984年中央1号文件农地产权的可转让性问题有所体现之后相关研究已经跨越了30年，并且，农业部为引导农村土地有序流转已经确定33个市(县，区)为农村土地承包经营权流转规范化管理和服务试点地区。因此，时间点的探索以及样本采集地是否是试点地区可能会影响研究结果。

首先，我们将论文发表的时间作为一个调节变量，即将2014年与研究年份之差作为研究时间点这一变量的观测数据进行元回归，回归对于样本量的个数的限制为6。其次，将样本采集地是否为试点地区作为一个调节变量，采用0-1变量为因变量进行元回归。根据Hunter和Schmidt（2004）、Borenstein等（2009）的建议，政策调节前后效应值之差最小值为3[9][10]。

由于篇幅限制，只报告有调节作用的显著结果：

1.时间点的调节效应结果：时间点对土地转出/转入行为，土地转入意愿均没有调节作用，而对土地转出意愿中家庭总人数(调节系数为-0.124，P值为0.097)和非农收入比重(调节系数为-0.724，P值为0.068)起到了调节作用。具体点说时间点对家庭总人数和非农收入比重影响农民土地转出意愿的程度有显著的负调节效应。前文我们验证过家庭总人数多的农民土地转出意愿较弱，并且非农收入比重高的农民更倾向于土地转出。由此说明随着时间的变化，政策越完善对于家庭总人数多和非农收入比重低的农民土地转出意愿作用越强。

2.样本采集地是否是试点地区的调节效应结果：样本采集地是否是试点对土地转出/转入意愿没有调节作用，对土地转出行为中的文化程度(调节系数为-0.23，P值为0.047)、土地转入行为中的非农收入比重(调节系数为-4.997，P值为0.05)有调节作用。具体点说样本采集地是否为试点地区对文化程度影响农民土地转出行为的程度的调节效应显著为负，对非农收入比重影响农民土地转入行为的程度的调节效应显著为负。前文验证过文化程度高的农民容易发生土地转出的行为，而非农收入比重低的农民容易发生土地转入的行为。说明中央制定的政策对文化程度低的农民土地转出行为、非农收入比重高的农民土地转入行为的促进作用更大。

五、结论与政策建议

(一)主要结论

1.通过对土地转出意愿的主效应分析发现对农民土地转出意愿有显著正向影响的因素有文化程度、年龄(连续)、家庭总收入、人均纯收入、非农收入比重；有显著负向影响的因素有年龄(定序)、家庭总人数、农业劳动力人数；而性别、农业收入、是否有土地流转中介组织、耕地面积、人均耕地面积则无显著影响。

2.通过对土地转入意愿的主效应分析发现对农民土地转入意愿有显著正向影响的因素有年龄(定序)、农业劳动力人数、农业收入、耕地面积、人均耕地面积；有显著负向影响的因素有性别、文化程度(定序)、年龄(连续)、家庭总人数、非农收入比重；而文化程度(连续)、家庭总收入则无显著影响。

3.通过对土地转出行为的主效应分析发现对农民土地转出行为有显著正向影响的因素有文化程度、非农劳动力人数、非农收入比重、耕地面积；有显著负向影响的因素有农业劳动力人数；而性别、年龄、家庭总人数、是否参加社会保障、人均耕地面积、与城镇的距离则无显著影响。

4 .通过对土地转入行为的主效应分析发现对农民土地转入行为有显著正向影响的因素有文化程度(定序)、农业劳动力人数、耕地面积、与城镇的距离；有显著负向影响的因素有文化程度(连续)、非农收入比重、人均耕地面积；而年龄、家庭总人数、非农劳动力人数无显著影响。

5.影响农民土地转出意愿与行为的共同因素有文化程度、农业劳动力人数、非农收入比重，且方向相同；而影响农民土地转入意愿与行为的共同因素有文化程度、农业劳动力人数、非农收入比重、(人均)耕地面积，其中除人均耕地面积外方向均相同。

6.调节分析发现，日渐完善的土地流转政策对农民土地转出意愿的推动强度与农民家庭总人数、非农收入比重显著负相关，对于家庭总人数多和非农收入比重低的农民作用较强。而对农民土地转出行为的推动强度与农民的文化程度显著负相关，对于文化程度低得农民作用较强。对农民土地转入行为的推动强度与农民的非农收入比重显著负相关，对于非农收入比重高的农民作用较强。

(二)政策建议及结论

1.扩大农村劳动力非农就业空间，加强技术技能培训，实现剩余劳动力转移。政府应当大力发展非农产业，积极引导农村剩余劳动力的转移, 为农民土地流转创造先决条件。同时应开展对农民的公益性就业技能培训，提高其从事非农产业的竞争能力。而劳动力转移能否促进土地流转则取决于城乡统筹发展，因而政府需要不断的完善相关配套的户籍、养老、医疗、教育等制度，为促进土地流转提供有力的社会环境。

2.搞好信息服务。当前农民土地流转意愿与行为是有偏差的，尤其是需求。政府需要做的就是尽可能的收集和公布信息, 在政策和财政上进一步加强对农业的扶持力度，提高农业比较收益，让农民的转入意愿尽快地转化为现实。

3.政策应继续倾向于对文化程度低的农民的土地转出、非农收入比重高的农民的土地转入行为的推动。中央日渐完善的土地流转政策已然能够促进文化程度低的农民的土地流转供给和非农收入比重高的农民的土地流转需求。中央不断地创新现行土地流转制度, 政府加大宣传力度，加强对农村劳动者的培训，使得农民可以通过土地转出获得土地收益同时又学会了多种技能从事非农产业，提高了土地流转的供给。非农收入比重高的农民通常文化素质都比较高，掌握较多的科学技术的青壮年劳动力。在当前比较收益低下的情况下，这部分人群多数选择非农就业，造成农民转出土地动力极强，而转入土地的动力极弱。中央制定的政策转变了这部分人群的思想，使得他们愿意通过规模化、集约化、产业化经营来获得较高的农业收益，进而提高了土地流转的需求。 教育期刊网 http://www.jyqkw.com
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［责任编校：唐 鑫］