郑凯丽++周洪

摘要：农地流转是解决农地撂荒、经营分散及农业现代化建设矛盾的根本措施。加快农地流转市场化，建立规范的农地流转市场具有重要意义。然而，当前土地流转存在零租金现象，抑制了农地流转市场发育。基于此，以重庆市酉阳县为例，利用171份农户调研数据，从地块尺度研究农户转入耕地补偿现状及影响因素。结果表明：农户转入耕地以零租金为主，租金转入耕地比重非常低；尽管农地流转方式极不规范，但租金转入相对零租金转入正式，且零租金转入耕地比重随时间呈下降趋势；地块面积、平均经营地块面积、农业劳动力、人均种植业收入、房屋离集市距离及种植作物类型对农户转入耕地补偿行为有显著正影响，而对人均经营耕地面积有显著负影响，对其他变量影响不显著。

关键词：重庆市；耕地补偿；零租金；影响因素；地块

中图分类号： F327文献标志码： A文章编号：1002-1302（2016）05-0620-04

随着改革开放的推进和社会经济发展，快速城市化带动大量农村劳动力向城镇转移，加快了农地流转[1-4]。农业部农村合作经济研究课题组调查结果显示，1990年全国转让、转包土地的农户及耕地面积分别仅占总农户及总耕地面积的0.90%、0.44%[5]。进入21世纪，农地流转速度日益加快。2001年年底，在全国承包经营耕地中，以各种形式流转承包经营耕地占6%～8%[6]。截至2011年年底，全国家庭承包经营耕地流转总面积达到0.15亿hm2，占家庭承包经营耕地总面积的17.85%，其中全部耕地流转中，流转入农户的占 67.20%。农地流转对实现农地适度规模经营、提升农地资源配置效率及增加农户收入具有重要作用。一些研究表明，农地流转具有交易收益效应和边际产出拉平效应，有助于提高土地资源的配置效率[7-8]；能降低耕地细碎化程度，促使耕地流向富有生产力的农户，促进耕地适度规模经营，显著提高农业生产效率[9]；提高农户家庭收入，促进非农就业[10]；缓解因农村劳动力流失、耕地质量差等因素造成的耕地撂荒[11]；稳定土地产权，保障农户权益，进而推动农村劳动力流转，加快城乡一体化进程[12-13]。当前我国农地流转多为同村农户或亲戚间随意的、仅有口头协议的流转，具有交易费用高、期限短、缺乏正式契约等缺点，农地流转市场发育迟缓[14]。不规范的农地流转难以发挥农地流转市场功能，且造成许多负面影响[15]，如难以保障农地产权稳定性，影响农户的农地投入，造成耕地资源浪费及土壤肥力衰退[16]，土地集中和规模经营困难，对降低耕地零碎化不显著，易造成产权纠纷[17]。针对农地流转的制约因素以及如何加快推进农地流转市场的形成，学术界进行了探讨。许多研究认为目前农地流转市场发育缓慢的主要原因是不完全的农地承包经营权使农户农地交易价格和经营收益降低、交易成本提高，最终导致农地市场交易的净收益减少，减弱了农户的农地需求和供给 [12，18-19]。我国农村社会保障制度不健全，非农就业市场不完善，使得耕地承受着巨大的社会压力，阻碍了农地流转市场的发展[18，20]。农户是农地流转市场的重要主体，不少学者通过建立计量模型发现，家庭特征、经济因素、非农就业、资源禀赋等影响农户耕地流转行为，并认为提高农户教育水平、增加非农就业机会等有助于鼓励农户进行耕地流转，进而加快推动农地流转市场形成[21-23]。此外，欠发达的要素市场（包括信用和劳动力市场）限制了农户进入土地流转市场，也阻碍了农地流转市场的发育[24]。土地产出收益是农地流转市场形成的必要条件，外来资本进入是农地流转市场形成的重要因素[25]。分析耕地流转的租金，有利于认识农地流转对耕地价值的实现（耕地流转中的价值补偿，既有现金，也有实物、劳务等，本研究统一称为租金，如果不需要支付租金，称为零租金），对于完善耕地流转的市场机制具有重要作用。然而，农地流转存在零租金现象，且在山区十分普遍[26-27]。农地流转中零租金的形成原因有哪些？这些因素对于完善农地流转市场有何涵义？尽管目前一些文献对农地流转价格进行了探讨[26，28]，但很少有研究关注农地流转中零租金的影响因素。鉴于此，本研究利用重庆市农户调查数据，从地块尺度出发，通过建立二分类Logit模型，对农地流转零租金的影响因素进行研究。

1研究区概况、数据获取与描述性统计

1.1研究区概况

酉阳县位于重庆市东南部渝、黔、湘、鄂4省（市）结合部，介于108°18′～109°19′ E～28°19′～29°24′ N之间，是土家族、苗族等少数民族集聚地。酉阳县总面积5 173 km2，境内地形复杂起伏变化，属亚热带湿润季风气候，年均气温 8.1～17.1 ℃。酉阳县是国家级贫困县，2011年末，酉阳县总人口83.84万人，农业人口61.94万人，城镇化率为26.12%；GDP总值为 76.96 亿元，人均GDP为1.34万元，占同期重庆市人均GDP的38.71%；农作物总播种面积13.07万hm2，农业总产值13.86亿元，农产品商品化率54.1%[29]。近年来，酉阳县农村劳动力大量迁出，向非农转移，耕地流转现象普遍。因此，选择酉阳县作为研究区具有代表性和典型性。

1.2数据获取

2012年7—8月，笔者所在课题组在研究区开展了专题调研。采用参与式农村调查评估法进行入户问卷调查。调查对象主要是户主，其他家庭成员补充相关信息，每户用时约 2 h，共获取有效问卷324份。内容主要包括：（1）农户家庭基本情况，包括家庭人口数、年龄、受教育程度、就业情况等；（2）农地资源状况，包括2011年经营耕地面积、地块数、作物安排、质量、离家距离等；（3）农户家庭经营收入及住宅基本情况；（4）农地转入情况，包括转入租金、期限、时间等。本研究主要研究耕地转入过程中的零租金现象，因此筛选出有农地转入行为的农户，最终获得171份有效问卷。

1.3描述性统计

（1） 转入地块中，支付租金的比例低，且补偿金偏低（表1）。农户转入耕地补偿方式主要包括现金、谷物、帮工、换地及零租金5种，其中零租金转入地块占绝大部分。在被调查的171户转入农户中，共有389块转入地块，其中零租金转入地块比重高达73.26%。租金转入地块中，以现金补偿为主，共有地块82块，占租金地块的78.8%；其次是谷物，仅占租金地块的16%；而帮工和换地的比重最低。

（2） 从表2可以看出，农户转入耕地行为不规范。转入地块多来自亲戚和熟人，占总户数的98.71%；转入合同不规范，多以口头协议为主，比重为91.00%，且无担保人；从转入期限看，地块基本无保障，表现为种一年是一年，如转出者不愿意转出，随时可以终止合同；从流转信息获取途径看，主要以自助寻找和替人代耕为主，两者比重占总地块的93.31%；当问及纠纷处理方式时，农户普遍反映不会产生纠纷，地块比重高达86.38%。从租金与零租金转入地块2种情况对比看，租金转入地块略比零租金转入地块规范，表现在书面合同、担保人、流转信息获取途径及处理纠纷等比重方面，但是比重依旧相对较低，4种形式比重均低于10%。结合与转出者关系发现，农户从其他人处转入耕地，倾向于租金转入，而从亲人与熟人那里转入则多为零租金。

2计量模型与估计

2.1模型设定

（1）模型构建。本研究分析的因变量是农户转入地块的补偿方式，即租金或者零租金转入地块，并将租金转入地块赋值为1，零租金转入地块赋值为0，属于二分类变量，不适合常用的线性回归模型。因此，本研究选择Logistic回归模型来分析农户转入地块补偿行为。Logistic概率函数的基本形式为：

P=exp（Z）1+exp（Z）。（1）

式中：P为事件发生的概率，即转入地块补偿方式发生的概率；Z为自变量x1，x2，x3，…，xn的线性组合：

Z=b0+b1x1+b2x2+……+bnxn。（2）

（2）解释变量选取。根据已有文献农地流转研究成果[25，28，30]、调研数据可行性和研究目的，从资源禀赋、经济因素、区位因素及农业市场化程度4个方面探讨影响农户转入耕地补偿方式的因素。（1）资源禀赋。主要包括转入地块属性（地块面积、类型、等级、灌溉条件、微地貌类型及离家距离）、经营耕地属性（平均经营地块面积、人均经营耕地面积）及人力资源属性（农业劳动力）。（2）经济因素。包括人均总收入和人均种植业收入2项指标。（3）区位因素。用房屋离集市距离表示，外资或企业进入使得部分典型村农业产品市场程度存在较大差异，用种植作物类型表示农村市场化程度，其中种植企业收购作物表示农业市场化程度高。表3为13个解释变量的描述性统计。表3转入耕地补偿影响因子的描述性统计

自变量变量含义变量类型均值标准差地块面积转入耕地面积（hm2）连续变量0.081 0.089 地块类型田=1，土=2虚拟变量1.704 0.457 地块等级一等=1，二等=2，三等=3，四等=4，等外=5虚拟变量2.414 0.797 灌溉条件雨养=1，灌溉=2虚拟变量1.116 0.320 微地貌类型槽坝=1，低山=2，中山=3，浅丘=4虚拟变量1.427 0.586 地块离家距离地块离家距离（km）连续变量0.538 0.504 平均经营地块面积2011年耕作面积/耕作地块数（hm2/块）连续变量0.074 0.047 人均经营耕地面积2011年耕作面积/总人数（hm2/人）连续变量0.132 0.088 农业劳动力家庭总劳动力（人）连续变量1.874 0.652 人均总收入2011年家庭总收入/总人口（万元）连续变量0.787 0.486 人均种植业收入2011年种植总收入/总人口（万元）连续变量0.171 0.250 种植作物类型种植企业收购作物地块=1，否=0虚拟变量0.010 0.101 房屋离集市距离住宅离最近集市距离（km）连续变量8.839 3.577 注：劳动力计算方法，对于只务农的劳动力，农业劳动力赋值为1；对于只在农忙时务农的，农业劳动力赋值0.2，非农劳动力赋值0.8；对于边工作边务农的劳动力，农业劳动力、非农劳动力各赋值0.5；对于不务农的劳动力，非农劳动力赋值1。

2.2估计结果

13项指标的相关分析表明，相关系数的最大绝对值为 0.604<0.8（地块面积和人均经营耕地面积），表明自变量间不存在严重的多重共线性。全样本的Logit模型计量结果显示，LR统计值为141.673，P值为0.000，说明模型整体检验显著（0.01显著水平）（表4）。

在表征转入地块属性的6项指标中，仅地块面积在0.1水平差异显著，表明地块面积大小影响着农户是否零租金转入，而其他地块属性影响不显著。地块面积是表征土地细碎化程度的一个指标，地块面积小，农地细碎化程度高，难以规模化经营，农业生产负担重。研究区地处西南山区，雨水相对充裕，耕地一旦抛荒，草本植物会快速生长，随后演变成灌木丛，吸收农地肥力，影响农地质量，造成农地难以耕作，因此，转入者通过耕作，保护了原耕地经营者的地块，一般无需支付租金便可获得耕地。尽管其他5项表征转入地块属性的指标不显著，但影响效果一致：地块属于旱地、农地等级相对较差、难以灌溉、坡度大、离家距离远易于零租金转入。

经营耕地属性的2项指标均在0.01水平差异显著，且影响系数的绝对值相对较大，即平均经营地块面积和人均经营耕地面积对耕地转入有显著影响。平均经营地块面积对零租金转入耕地起抑制作用，原因可能是平均经营地块面积大，易于实现规模化经营，农业生产负担相对轻，为追求更多农地收益，易于接受租金转入耕地。山区地形复杂，农地难以实现机械化，人均经营耕地面积较大，则家中劳动力难以盈余，进一步扩大生产的能力弱，故人均经营耕地面积对零租金转入耕地有负向显著影响。

回归结果显示，农业劳动力数与农户转入耕地补偿行为呈显著正相关。这是因为从事农业活动的人数越多，扩大种植规模的意愿越强，对于耕地的预期收益看好，相对愿意租金转入耕地，抑制零租金流转。在经济因素中，只有人均种植业收入对农户转入耕地补偿行为显著。人均总收入是反映区域经济发展水平的重要指标，回归结果显示，人均总收入对农户零租金转入行为不显著，表明区域经济发展水平对农户转入补偿行为影响较小。人均种植业收入水平在一定程度上也能反映区域经济发展水平，也是农业经营效益好坏的指标。人均种植业收入水平较低，农户从事农业积极性会下降，进一步扩大生产意愿弱，易于接受零租金转入方式。理论上，人均种植业收入与人均经营耕地面积之间存在一致性，而两者对农户零租金转入行为影响效果相反。存在此情况是因为研究区农作物商品化率普遍较低，尤其是粮食作物（如甘薯、马铃薯、玉米等），导致人均耕地面积大并不一定产生较高农业收益。可见，农地收益是抑制农地零租金转入的关键因素。

作物种植类型用以表征农业市场化程度，以粮食作物为主的生产方式利于零租金转入耕地，而以公司收购经济作物为主的生产方式利于租金转入耕地，表明农业市场化程度对规范农地流转具有重要作用。房屋离集市距离对农户转入耕地补偿行为有正向显著影响，表明房屋离集市越远，农户越能付租金，因为房屋离集市距离越远，农户获取非农就业机会越少，对农地依赖程度高，农户愿意支付租金转入高。

3结论与讨论

本研究以重庆市酉阳县为例，通过详细的农户调查获取农地流转相关数据，利用二分类Logit计量模型，从地块尺度分析了农户转入耕地补偿行为的影响因素，得到以下结论：

无论是转入地块面积大小还是正在经营地块面积均影响农户转入耕地补偿行为，而转入地块类型、等级、微地貌类型、灌溉条件及离家距离无显著影响。此外，人均经营耕地面积越大，农户越难以接受租金转入。农业劳动力数量与零租金转入耕地行为呈显著负相关。

种植业收益抑制零租金耕地转入行为。外资或企业进入能提高农产品市场化程度，改变种植结构，提高农地收益，进而抑制农地零租金转入。房屋集市距离也对零租金转入行为有显著影响。

描述性统计结果表明，农户转入耕地以零租金为主，租金转入耕地比重非常低，同时租金转入方式以现金为主。农户转入耕地价值意识有增强趋势，零租金转入耕地比重随时间呈下降趋势。然而，无论是租金转入还是零租金转入，农地流转方式极不规范，表现在转入合同、年限、是否有担保人、获取流转信息途径及处理纠纷方式等方面。

影响农地流转补偿方式的因素之间相互关联。农户在决定是否零租金转入耕地的关键因素是农地收益，而土地细碎化程度、有无外来企业进入是决定农户收益的重要因素，影响农户对进一步扩大经营规模的需求意愿。同时，农地收益越高，农户土地需求越大，从事农业积极性也越高，进而激励农户投入更多劳动力。反之，农地流转市场又具有降低农地细碎化程度、增加农地收益、提高农地需求的作用，进而影响农户劳动分工。

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