一、问题与文献综述

随着中国工业化和城市化速度的加快，农村人口迅速减少，农村人地关系发生了较大变化。特别是近10年，农村大量劳动力成为外出务工人员，导致大量农村闲置土地出现。国家为合理保护和有效利用土地资源，相继出台了多个政策文件加快农村土地流转的进程。土地流转作为中国实施的一项重要的土地政策制度，涉及的利益主体较多，相关主体之间的利益冲突时有发生。为解决土地转出过程出现的冲突问题，保障土地流转顺利实施，探讨农民参与土地转出的影响因素成为非常重要的问题，对此国内外不少学者进行了相关研究。关于土地流转的影响因素，国外学者主要从农民个体微观特征的角度开展研究。Field和Conrad^[1]的研究发现农户的家庭收入、家庭劳动力结构、家庭持有的土地、户主的性别等特征变量是影响农民参与土地流转的主要因素。Tesfaye Teklu^[2]基于对农地市场的调查研究，发现农地转出规模主要受家庭可利用劳动力和牲畜数量的影响，而与年龄、教育程度的关系不确定。Binaagarwal^[3]从农地户主个体特征的角度出发，发现发展中国家的男性对是否参与土地流转有绝对的决定权。Lohmar和Somwaru A^[4]基于调研数据的实证研究，发现农村经济水平和劳动力转移速度是农村土地流转的主要影响因素。Turner和Brandt^[5]、Bryan Lohmar^[6]等人的研究发现非农就业机会越多，农民越愿意放弃土地。Deininger和Jin^[7]通过对农民参与土地租赁市场决定因素的计量分析，发现农民的人均土地面积越多、教育水平越高、具有非农就业的经历以及非农业资产比重较高，则越愿意转出土地；相反，农民的人均土地面积较少、有过租赁经验以及农业资产比重较高，则越愿意转入土地。

与国外学者的研究相比较，国内学者同样是基于农民个体微观特征的角度展开研究，只是侧重点有所不同。黄贤金和方鹏^[8]基于农民的调查结果，发现农民的受教育水平越高，对农用地转出的影响越大。赵锦山^[9]、钱文荣^[10]等人的研究发现农民的土地情结对其土地转出参与意愿有重要影响。叶剑平^[11]通过对土地流转市场和农村劳动力市场的调查，发现农民家庭劳动力结构变化是影响其参与土地交易行为的重要因素。车裕斌^[12]基于对调研数据的实证研究，发现非农产业收入越高，农民越愿意放弃土地。田传浩和贾生华^[13]的研究也发现农民的收入水平是影响其参与土地流转的重要因素。罗明忠和卢颖霞^[14]基于对广东省的问卷调查，发现有农民工身份的农民进城愿望强烈，但是不愿意以放弃农村土地为代价而获得城市户籍。

二、农民土地转出参与意愿的理论框架与假设

由于土地流转包括土地转入和转出两个部分，限于本文的研究主题以及重庆市关于农民转出土地补贴政策的重点规定，本文只分析农民参与土地流转中的土地转出愿望。借鉴以上相关理论成果，本文认为，农民作为理性的“经济人”，是否愿意将土地流转出去取决于预期收益与预期成本的比较。一般情况下，当预期收益大于预期成本时，农民会将土地流转出去，否则不会。农民参与土地转出的预期成本由机会成本和本身成本两部分组成，其中，机会成本由农民经营土地的净收益构成，本身成本是指土地转出过程中农民支出的交易成本。从农民自身角度出发，本文有如下系列假定。

假定1：农民拥有全部土地的数量为A，愿意将土地转出的数量为A^*。其中，假如A^*= A，表明农民愿意将土地全部流转出去，而不保留任何土地。农民将土地流转出去将会获得土地流转补贴，按照重庆市土地流转补贴的政策，农民将会获得一次性的全部补贴收入，假定流转土地的单位价格为P_A。

假定2：农民整个家庭拥有的劳动力数量L，农民将土地转出后，剩余劳动力将外出务工，其数量假定为L^*。农民外出务工将获得工资报酬，假定整个劳动力市场的平均工资率为P_L。

假定3：农民经营土地，其收益来自于生产的农产品价值，其农产品生产函数满足稻田条件(递增、严格准凹和二次连续可微)：

$ {{Q}_{a}}=Q\left( A, L, V, K \right) $

(1)

A表示农民耕种的土地数量，L为农民劳动力投入数量，V表示价格为P_V的可变生产要素投入，K为农业中的资本投入数量。假定农产品价格为P_a，则农民经营土地的总收益为P_aQ_a，净收益为：

$ \pi ={{P}_{a}}{{Q}_{a}}-{{P}_{L}}L-{{P}_{v}}V $

(2)

其中，P_LL为农民将劳动力用于土地经营而放弃其他用途的机会成本。

假定4：中国土地流转市场不完善，农民将土地转出的过程中，由于信息的不对称，在土地交易过程中存在交易成本，假定用f表示单位土地的交易费用。

假定5：假定农民是理性的“经济人”，追求收益最大化。则农民(i)是否愿意将土地转出是关于土地转出数量A^*和外出务工劳动力数量L^*的收益函数，其表达式为：

$ {{I}_{i}}={{P}_{A}}{{A}^{*}}+{{P}_{L}}{{L}^{*}}-\pi -f{{A}^{*}}\ \ \left( {{A}^{*}}\le A, {{L}^{*}}\le L \right) $

(3)

其中，P_AA^*为农民将土地转出后的全部补贴收入，P_LL^*为农民外出务工的工资收入，π为农民经营土地的净收益，也是农民将土地转出的机会成本，fA^*为农民将土地转出的交易费用。

将式(1)和式(2)代入式(3)，土地转出收益函数表达式变化为：

$ {I_i} = {P_A}{A^*} + 2{P_L}{L^*} + {P_v}V - {P_a}Q\left( {{A^*}, {L^*}, V, K} \right) - f{A^*}\;\;\left( {{A^*} \leqslant A, {L^*} \leqslant L} \right) $

(4)

由式(4)可以推出本文的理论假设。

假设一：农民土地转出参与意愿与土地转出补贴收入P_AA^*正相关，即单位土地转出的补贴价格越高，农民土地转出参与意愿越强。原因是，农民认为政府规定的土地转出补贴价格越高，土地转出的补偿问题就越容易得到解决，农民越倾向将土地流转出去。

假设二：农民土地转出参与意愿与外出务工收入2P_LL^*正相关，即农民外出务工收入越多，农民越倾向将土地转出。原因是，有家庭成员为外出务工人员的农民家庭，非农收入比重较高，其家庭经济收入与土地的相关性较弱。

假设三：农民土地转出参与意愿与土地经营成本P_vV正相关，即农民经营土地花费的成本越高，其土地转出愿意越强。原因是，农民经营土地的成本支出越大，通过土地转出以提高未来预期收益的期望值越高，其土地转出意愿越强。

假设四：农民土地转出参与意愿与土地经营收益P_aQ(A^*, L^*, V, K)负相关，即农民经营土地收益越高，农民越不愿意将土地转出。原因是，农民经营土地的收益越高，其土地转出的机会成本就越高。

假设五：农民土地转出参与意愿与土地转出的本身成本fA^*负相关，即农民土地转出的交易费用越高，其土地转出意愿越弱。原因是，土地转出的交易费用越高，土地转出的程序越复杂，农民付出的时间和精力越多，土地实际转出的经济效益越差。

除以上假设之外，还有其他一些影响农民土地转出参与意愿的因素，在分析时需要加以控制。根据相关研究，这些因素包括农民的性别、年龄、婚姻状况、家庭规模、文化水平、家庭总收入、农业收入比重、土地数量、土地情结、非农就业机会、进城愿望等。基于以上理论分析及相关研究成果，本文把农民土地转出参与意愿的影响因素归结为农民的个体特征、家庭经济结构、拥有土地状况、农民个人偏好和政策支持情况等5个方面的因素。

三、调查样本区域选择

重庆市的土地流转在全国具有鲜明的典型性和特色性，同时也取得了良好的成绩。基于以下几个方面的原因，本研究选择重庆市作为调查样本的采集区域。

首先，重庆市作为全国最大的直辖市，成立之初就一直大力推行土地流转，特别是近几年，重庆市的土地流转面积一直呈稳步增加的趋势，其土地流转面积占全部重庆市农村承包耕地总面积的比重也一直呈攀升的状态。由图 1可知，2003年底，重庆市农村土地流转总面积为126万亩，占当年农村全部承包土地总面积的6.17%，截至2010年末，重庆市农村土地流转面积达到了717万亩，占农村全部承包土地总面积的36.2%，8年期间，重庆市土地流转面积增加了近600万亩，所占比重增长了近6倍。由此可以说，重庆市的土地流转取得了良好的成绩，其土地流转政策已经发展成熟。

其次，重庆市城市化快速推进，吸纳了大量农转非人口。目前重庆城镇化建设快速推进，城市人口大量增加。从图 2可以看出，2000-2011年，重庆市城镇化率呈稳步上升的趋势，其常住人口不断增加。重庆市的城镇化率由2000年的36%增加到2011年的55%，12年间增加了19个百分点；城镇常住人口由2000年的1 014万人增加2011年的1 606万人，12年期间增加了592万人。重庆市城镇化率提高以及城镇常住人口的增加，其原因在于除了极少数城市自身人口的自然增长外，绝大部分来自于农村转移人口以及外来人口，特别是以农转非人口居多。

最后，2010年8月15日，重庆市开展了新一轮统筹城乡户籍制度改革，“农转城”人口大量增加。截至2011年12月，重庆市“农转城”人口达到了300万人，同时伴随着土地流转政策实现了较大创新和改进，农村进一步出现了大量闲置土地，越来越多的农民面临将土地转出的问题。因此，重庆市土地流转具有较强的现实背景，以重庆为研究区域，可以为其他地区农民土地转出政策的推行与完善提供借鉴。

四、数据来源与样本基本特征 (一) 数据来源

本文所采用的数据均来自于实地调研，由2012年8月重庆大学研究生创新科研团队对重庆市农民的现场问卷采访所得。调查内容由5个方面构成：第一，农民的个体特征，包括性别、年龄、婚姻状况、家庭规模、文化水平等；第二，农民的家庭经济结构，包括家庭总收入、农业收入比重、家庭成员外出务工状况等；第三，农民的个人偏好，包括土地情结、非农就业期望、进城愿望等；第四，农民拥有土地状况，包括土地数量、土地经营收益、土地经营成本等；第五，政策支持情况，相关政策涉及土地流转补贴和土地转出程序等。

为保障数据的可靠性和真实性，调研时遵循了三条原则：第一，提高调查问卷设计的可行性，问题的设计必须充分反映农民最关注的方面，问卷的语言设计必须通俗易懂；第二，注重调研方法的适用性，问卷人和农民以面对面聊天的方式进行，对农民存在的问题随时加以说明，由此保证问卷的完整性和真实性；第三，调研采用随机分层抽样的方法开展，根据重庆市划分的一小时经济圈(剔除主城九区)、渝东北翼和渝东南翼三大区域，按照行政区域由上而下的原则，每个区域随机选取5个县(区)，在每个县(区)随机选取3个乡镇，在每个乡镇随机选取2个村，然后随机选取4位农民作为调研对象。本次调研共计发放360份调研问卷，收回问卷352份，剔除缺少信息而无法统计的问卷7份，共计收回345份有效问卷，有效率为98%。

(二) 被调查农民的基本特征

在345份有效问卷中，选择“愿意”将土地转出的问卷有166份，占样本总数的48.1%；选择“不愿意”将土地转出的问卷有179份，占样本总数的51.9%。由此可见，“愿意”将土地转出的农民和“不愿意”将土地转出的农民数量相近。由表 1数据可知，75.9%的被调查农民已婚，40岁以下的农民占样本总数的77.7%，初中及以下水平的农民占样本总数的82.3%，规模为3人及以下的农民家庭占64.3%，超过1/3的农民有家庭成员在外出务工，这样的样本分布情况，比较符合重庆市农民的基本现实情况。从样本地域分布看，三大区域的样本数分布比较平均。总体上说，被调查农民具有代表性。

五、模型构建与变量说明 (一) 模型构建

本文的因变量为农民的土地转出参与意愿，分为“愿意”与“不愿意”两个结果，为典型的二元选择变量。基于此，本文选择构建二元Logistic选择模型。其模型函数的基本形式如下：

$ Pi = F\left( {{Z_i}} \right) = F\left( {\alpha + \sum\limits_{j = 1}^m {{\beta _j}{x_j}} } \right) = \frac{1}{{1 + {e^{ - \left( {\alpha + \sum\limits_{j = 1}^m {{\beta _j}{x_j}} } \right)}}}} $

(5)

在式(5)中，p_i表示农民i愿意将土地转出的概率，α代表常数取值，x_j为第j个影响农民参与土地转出意愿的解释变量，m表示解释变量的数量，β_j表示解释变量的估计系数。$\frac{{Pi}}{{1 - Pi}}$为农民愿意将土地转出的概率与不愿意将土地转出的概率的比值，表示事件发生的比率，用对数形式进行方程式变换，可以将Logistic函数线性化，其线性Logistic模型为：

$ {\rm{Ln}}\frac{{Pi}}{{1 - Pi}} = \alpha + \sum\limits_{j = 1}^m {{\beta _j}{x_j}} $

(6)

(二) 变量说明

根据前文中农民作为理性“经济人”的假设以及相关国内外学者的研究成果，本文将影响农民土地转出的因素分为农民的个体特征、家庭经济结构、拥有土地状况、农民个人偏好和政策支持情况等5组解释变量。为了使解释变量可以量化，本文除性别、婚姻状况和家庭成员外出务工状况用虚拟变量“0”和“1”表示外，土地情结、非农就业期望、进城愿望、土地经营收益、土地经营成本、土地流转补贴和土地转出程序等变量选用了农民的主观看法作为所衡量变量的替代变量，连同其余解释变量均使用“0~5”五级量表赋值法来表示。具体相关变量的含义、赋值与描述性统计分析结果见表 2。

六、农民土地转出参与意愿影响因素的Logistic回归分析

本文采用SPSS18.0软件操作模型的估计结果，运用的方法是最大似然估计的向后逐步回归法。在计量模型的估计过程中，首先将全部影响农民土地转出参与意愿的因素带入到操作软件中，得出模型估计结果Ⅰ；然后基于Wald值的大小，依次剔除Wald值最小的自变量，之后重新进行模型的估计，最后得出所有的自变量都显著的模型结果，如模型估计结果Ⅱ所示。

(一) 个体特征因素的影响

性别变量未能通过显著性检验，对农民土地转出参与意愿的影响不显著。这一结论与Binaagarwal^[3]的研究结论不一致。根据Binaagarwal的研究，发展中国家男性对家庭土地流转拥有绝对的决策权。但是实际调研发现，中国农村的男性农民对土地的相关决策并没有绝对的主导权，更多的是夫妻双方共同商量，因此任何一方的土地决策意见都会对对方的土地决策产生重要影响。

年龄变量的估计系数为负，且均通过了模型Ⅰ中5%和模型Ⅱ中10%统计水平的显著性检验，表明在其他条件不变的情况下，年龄小的农民比年龄大的农民的土地转出意愿更强。一般来说，相比较于年轻农民，年长农民在农村生活的时间较长，其土地情结较重，因而越不愿意将土地转出。

婚姻状况变量的估计系数为负，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中5%统计水平的显著性检验，表明在其他条件不变的情况下，未婚农民比已婚农民的土地转出意愿更强。其原因在于：相比较于已婚农民，未婚农民相对自由，受家庭因素的限制很少，拥有是否将土地转出的较大自由选择权；未婚农民在土地流转形式的选择方面具有更大的灵活性，而已婚农民更容易受土地转出形式的制约，与土地转入方难以达成一致意见。

家庭规模变量的估计系数为负，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中5%统计水平的显著性检验，表明在其他条件不变的情况下，家庭成员数量少的农民比家庭成员数量多的农民的土地转出意愿更大。家庭作为一个完整的社会单位，为保持和谐性，家庭目标与个人目标具有相同性，都是为实现家庭预期收益最大化为目标，是否将土地转出作为一项重要的家庭决策，一般都是经过所有家庭成员共同商量，在权衡利弊的基础上才能达成最后的决策结果。家庭成员数量越多，对土地转出所持有的意见越多，作出最终一致性决策的概率越低，农民越倾向不愿意将土地转出。

文化水平变量的估计系数为正，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中1%统计水平的显著性检验，表明在其他条件不变的情况下，受教育程度越高的农民，其土地转出意愿越强。文化水平越高的农民，其工资水平的期望值越高，而从事农业活动的工资水平在中国目前所有劳动部门的工资水平中处于较低的层次，因此他们迫切希望通过转换工作来实现工资水平的提高。同时，相比于文化水平低的农民，文化水平高的农民更易获得非农就业机会。

(二) 家庭经济结构因素的影响

家庭总收入的估计系数为正，但是未能通过显著性检验，表明家庭总收入不是影响农民土地转出参与意愿的显著因素。这一结论与Field和Conrad^[1]、贾生华和田传浩^[13]的研究结论不一致。其可能的原因是，大多数被调查农民的收入水平较低(76.3%被调查农民的家庭总收入在2011年不足20 000元)，为了实现保障家庭基本生活条件的目标，大多数农民倾向于不愿意将土地转出；仅有少量被调查农民的收入水平较高(23.7%被调查农民的家庭总收入在2011年超过了20 000元)，虽然他们进行土地决策的主要目标不是基于保障最基本的家庭生活条件，同时他们的经济条件也允许将土地转出，所承担的风险也较小，但是部分农民出于土地规模化经营的目的，同样具有较低的土地转出意愿。

农业收入比重变量的估计系数为负，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中1%统计水平的显著性检验，这表明在其他条件不变的情况下，农业收入占家庭总收入比重越高的农民越不愿意将土地转出。目前重庆市大多数农民家庭的农业收入占家庭总收入比重较高，土地是其主要的经济来源，失去土地则意味着失去主要的收入来源；同时多数农民没有额外的非农收入(调查样本中，有家庭成员外出务工中有仅占35.9%)，农民非农增收的渠道很窄。

家庭成员外出务工状况变量的估计系数为正，且均通过了模型Ⅰ中10%和模型Ⅱ中5%统计水平的显著性检验，表明在其他条件不变的情况下，有家庭成员在外地务工的农民更愿意将土地转出，与前文假设一致。目前，重庆是大多数农村家庭呈小规模的方向发展(调查样本显示，家庭规模在3人及以下水平的农民比例为64.3%)，农民家庭中有外出务工的人员后，许多家庭将会面临没有额外的劳动力从事农业生产活动。同时有家庭成员在城市务工的农民一般会选择将土地一次性全部转出的形式，而重庆市的土地流转政策在这方面给予了更多的优惠条件。

(三) 个人偏好因素的影响

土地情结变量的估计系数为负，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中10%统计水平的显著性检验，表明在其他条件不变的情况下，对土地留恋轻的农民比对土地留恋重的农民更愿意将土地转出。其原因是，中国农民自古就具有较强的小农意识，土地情结严重，将土地转出需要尽量克服自身的心里障碍，特别是对于从事农作时间越长的农民，其自身的土地情结越重，对土地保留的愿望也越强烈，因而越不愿意将土地转出。

非农就业期望变量的估计系数为正，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中5%统计水平的显著性检验，这表明在其他条件不变的情况下，农民对非农就业的期望值越高，其土地转出的意愿就越强。目前重庆市大多数农民家庭收入水平较低，而从事单纯的农业生产活动对于农民增收的动力极小，很多农民迫切期望从事非农工作以增加家庭收入。

进城愿望变量的估计系数为正，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中5%统计水平的显著性检验，表明进城愿望强的农民更愿意将土地转出。其原因在于：一方面，目前新生代农民思想较为先进，不少农民逐渐克服了土地情结，具有强烈进城生活的愿望；另一方面，重庆市近几年一直致力于推行户籍制度改革，不仅放宽了农民进城的条件，而且给予农民放弃土地相对优惠的条件，由此大幅度增强了很多农民的进城愿望，其土地转出的意愿进一步增强。

(四) 土地拥有状况因素的影响

土地数量的估计系数为正，但是未能通过显著性检验，这表明土地的多少不是影响农民土地转出参与意愿的显著因素。这一结论与关谷俊的研究结论不一致^[15]。根据关谷俊的研究结论，拥有土地数量越少的农民，其土地市场风险越强，越不愿意将土地转出。但是实际调研发现，大部分农民缺乏土地市场风险意识，只立足于短期收益而忽略了未来长期预期收益的变化。目前重庆市土地经营的细碎化比较严重，多数(55.4%)被调查农民家庭拥有的土地数量在5亩及以下水平，23.8%的农民家庭拥有土地数量为5~7亩，仅有21.8%的农民家庭拥有的土地数量在7亩及以上水平，三类农民中愿意将土地转出的人所占比例分别为48.2%、55.2%、36.2%，三者呈无规律的变化态势。

土地经营收益变量的估计系数为负，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中1%统计水平的显著性检验，表明在其他条件不变的情况下，农民经营土地所得收益越多，其土地转出意愿越弱，与前文假设一致。这充分表明，农民经营土地的主要目的是为了获得经济收入，其效益的高低是衡量是否值得继续经营土地的唯一标准，农民经营土地的收益越高，农民越不可能放弃土地。

土地经营成本的估计系数为正，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中1%统计水平的显著性检验，这表明在其他条件不变的情况下，农民经营土地的成本支出越大，其土地转出的意愿就越强，与前文假设一致。近几年，农业生产资料的价格呈快速提高的趋势，其增长幅度已经远远超出了农产品价格的增长幅度，即使扣除通货膨胀因素，农民经营土地的成本支出也大幅度增长，导致农业生产的相对收益下降，迫使部分农民不得不放弃土地经营活动。

(五) 政策支持情况因素的影响

土地流转补贴变量的估计系数为正，且均通过了模型Ⅰ和模型Ⅱ中10%统计水平的显著性检验，这表明在其他条件不变的情况下，农民认为政府对转出土地的亩均补贴数额越多，其土地转出意愿越强，反之，转出意愿越弱，与前文假设一致。土地流转补贴是农民土地转出过程中所要解决的核心问题，关系到农民的根本利益，只有农民认为土地转出的补贴数额足以弥补失地后由务农收入构成的机会成本时，农民才愿意把土地流转出去。

土地转出程序为负，但是未能通过显著性检验，这表明土地转出程序不是影响农民土地转出参与意愿的显著因素，这一结果与前文假设不一致。可能的解释是，土地转出过程中，农民要付出相应的时间和精力，特别是受信息不对称的影响，不可避免的出现交易费用。土地转出的程序越多，交易费用的支出也越多，其土地转出的本身成本支出也就越大，但是农民通常仅局限于关注显性成本，而往往忽略了土地交易成本等隐性成本的存在，因此导致了土地转出程序的多少对农民土地转出参与意愿的影响不显著。

七、主要结论和政策含义

基于重庆市345位农民的调研统计数据，本文通过构建二元Logistic模型实证研究了农民参与土地转出的主要影响因素。结果显示，农民的年龄、婚姻状况、家庭规模、农业收入比重、土地情结、土地经营收益等因素显著负向影响其土地转出参与意愿；农民的文化水平、家庭成员外出务工状况、非农就业期望、进城愿望、土地经营成本和政府制定的土地流转补贴政策等因素显著正向影响其土地转出参与意愿。此外，农民的性别、家庭总收入和土地转出程序等因素对农民土地转出参与意愿无显著影响。

基于以上结论，为顺利推行土地流转制度，增强农民的土地转出意愿，今后政府工作的重点应该集中在以下几个方面：第一，土地流转推进力度应该与城镇化建设速度相协调，既不能冒进也要防止保守现象的出现。第二，积极采取下乡走访、知识讲座、接见上访等形式，尽可能地贴近农民开展多样的土地流转宣传，普及农民有关土地流转的知识，使更多农民充分认识到参与土地转出的可行性和必要性。第三，制定相关的土地市场政策，采取定时检查和监督的措施规范土地流转市场，降低农民土地转出的风险系数。第四，充分重视不同农民群体的自身特征，改革和创新土地转出形式，实现土地转出的多样化和规范化，以满足更多农民的转出土地需求。第五，简化土地转出手续，明确退地补偿程序，同时尽可能加大补贴力度，解决农民失地后的生活保障问题。