1、農戶土地流轉行為及其對土地利用的影響分析1 -以長江三角洲地區典型村莊及問卷農戶為例-黃賢金*杜文星*.tw/_mysite.resources/EventData/e950915a_doc1/08.doc摘要:中國大陸農地流轉經歷了行政型調整土地、過渡階段之后,業已進入了市場流轉的階段,農戶對于農地流轉決策的影響不斷增強,為此,在選擇長江三角洲地區上海、南京、泰州等地典型村莊進行農戶問卷調查的基礎上,通過構建農戶土地流轉行為分析模型并進行運行發現:耕地資源稟賦、農地經營收益、家庭非農收入比例、恩格爾系數等農戶家庭資源配置及生活水平情況,以及其土地污染情況、居住地距離等級公路距離等,都是影響農

2、地流轉的重要因素。而在不同的區域空間,如上海、南京及泰州,因為農戶生產、生活的社會經濟環境的差異性,也導致了影響農戶土地流轉行為因素的差異性,即便是同樣的因素,其作用程度也不盡一致。此外,研究結果還表明,農地流轉率越高,越有更多的耕地轉化為非耕地,乃至非農業生產用地,從而造成了耕地乃至基本農田的減少,而且同樣的農地流轉率所帶來的土地利用變化率在不同區域存在差異,從典型村莊調研分析結果來看,上海高于南京,南京高于泰州,這與上海市農地流轉后用途非種植業用途、非耕地用途乃至非農業用途的機率高存在密切關系。最后從規范土地流轉行為、嚴格土地用途管制、完善農業用地補償機制、促進農地規模經營等方面提出了相應

3、的政策建議。關鍵詞:農戶土地流轉行為;土地利用;分析模型;長江三角洲地區1. 研究背景獨立的家庭農場或佃農生產模式,盡管小且分散,但幾千年以來,一直是中國農村的傳統耕作模式。尤其是20世紀70年代末及80年代初,大陸農村家庭聯產承包責任制的實施更加劇了農村土地的細碎化經營,當時農村土地資源通常按家庭大小、土地肥力、居地遠近分配給農戶。由于人地比率較高,這種土地分配方式往往導致地塊分散。1984年的數據顯示,71%的土地是根據家庭大小而定的, 8%的土地按家庭中勞動力數來定,每個家庭分有同等土地的相同部分。平均每戶有0.56 公頃土地,并被分割為9.7塊,每塊平均0.06公頃2。20世紀80年代

4、初*黃賢金:南京大學國土資源與旅游學系主任、教授,EMAIL:hxj369*杜文星:南京大學國土資源與旅游學系博士研究生,EMAIL:dwx101121家自然科學基金(70303029資助2Qu .F.,N.Heerink & W.Wang.1995.Land Administration Reform: Its Impact on Land Allocation and Economic Development. Land Use Policy.Vol.12,No.3,pp.193-203.期,在大陸最富有的城鎮無錫市,農戶平均分得土地0.21公頃,并分成 9.6片3。農戶通常會耕作

5、幾片轉租的土地,例如,在江蘇金壇市,一個種田大戶耕作9.87公頃的土地,共有140-150片,另一個種田農戶耕作大約 100片、5.45公頃的土地,這是在1997年從 8-9個村組中流轉得到的3。根據金陵大學卜凱教授的研究, 20世紀30年代土地細碎化現象十分嚴重,將0.34公頃的土地平均分為 5.6片4,這意味著中國農業在20世紀30年代最重要的特征-土地細碎化,在經歷了 20世紀80年代的改革后農村土地細碎化經營現象依然突出,為了解決這一問題,農地流轉與集中制度建設推進迅速,且具有明顯的階段性特征,具體是:一是行政性調整土地為主的階段,主要發生在開始實行家庭聯產承包制度時期至20世紀80年

6、代中后期。大陸農村土地調整的現象比較普遍,據農業部調查,從1978年到1995年,95%的農村承包田至少被調整過1次,所有地塊平均被調整過3.1次5。有些地方可能調整得更多些,例如,根據有關學者在江蘇省、山東省、江西省、河南省等四省的調查分析,自農村實行土地承包制以來,89.6%的村對土地進行過次數不一、程度不同的調整,調整次數平均為 3.9次,大調整的次數平均為1.9次,調整次數最多的高達23次,為1年1次6。而尤其是在大陸開始實行農村家庭聯產承包責任制的時期,農民取得的土地是沒有流轉權的。因此,土地資源的重新配置主要依靠行政手段進行。之所以會造成農村集體土地被頻繁調整的狀況,主要是由于當前

7、的農村土地分配方式所導致的,當村莊人口、勞動力、土地面積等發生變化時,農村集體土地就要相應地被調整,當然有些土地調整行為是有利于土地生產力提高的,如地塊的合并、發展土地規模化程度高的農場等;二是過渡階段,即兩田制或三田制模式,主要發生在20世紀80年代中后期到90年代中期。一項在山東省的村莊調查表明7,被調查村莊中59.1%的村實行過兩田制,79.4%的村莊實行過機動田制度,其中1986年以前實行過兩田制的占42.3%,實行過機動田制度的占59.0%,1986-1997年實行過兩田制的占41.5%,實行過機動田制度的占25.4%,1998年以來實行過兩田制的村占2.3%,實行過機動田制度的占1

8、0.4%;三是市場流轉為主的階段,主要發生在20世紀90年代初期以來。雖然在第一輪土地承包制度實施期間,土地流轉是被禁止的,但是,在大陸沿海地區,203譚立軍:蘇南地區種植業適度規模經營及其相應種植制度研究,南京農業大學博士論文,1996:6。3黃賢金:論農地產權安全與農業持續發展,不動產縱橫,1998(3。4Buck,J.L.1937.Land Utilisation in China. London, Oxford University Press.pp.181.5中央政策研究室、農業部農村固定觀察點:農村第二輪土地承包的調查與分析,農村經濟文稿,1997(4。6楊學成等:關于農村土地承包

9、30年不變政策過程的評估,中國農村經濟,2001(1。7蓋國強:農村土地使用權流轉研究,中國軟科學,2001(5:114-120。世紀80年代中期的農村經濟高速發展,使得農村土地流轉交易應運而生,后來隨著工業化、城市化的不斷發展,各地農村土地流轉制度也在不斷完善。例如,有關調查數據表明8,到2000年底,浙江省紹興縣、上虞市和余姚市已經流轉出的耕地分別占耕地總面積的30.7%、24.8%和32.9%。在廣東省,全省土地流轉面積占耕地總面積的7.9%,涉及到全省9.22%的農戶,其中經濟發達地區的珠江三角洲地區達到18.74%,中山市已經有56.1%的土地經營權發生了流轉。從當前來看,隨著大陸工

10、業化、城市化的不斷發展,有效地促進了農業勞動力的轉移,由此也帶來了農業產業結構調整、農產品商品化發展,從而以市場為主導的農地流轉與集中發展迅速。截止2002年上半年,大陸各省(自治區、直轄市發生農村土地承包經營權流轉的土地面積達466.67×104hm2,占農戶承包地面積的6.7%左右,比2001年上半年的統計調查數增加1.33%9。而在長江三角洲地區,農地流轉發展更為迅速,例如,2001年蘇州市農村土地流轉面積占全市耕地總面積的1/4,其中發包給大戶或農場搞種植的2.18萬公頃(36.7%,發包搞水產養殖的2.19萬公頃(44%10;另據農業部的調研報告,截止到2001年4月,浙江

11、省耕地流轉量占耕地總量的12.44%,在湖州市、紹興市、嘉興市農地流轉率(流轉土地面積占總耕地面積的比例分別為21.9%、21.7%和6.2%。從涉及流轉的村數占總村數的比例來看,湖州和紹興的比例分別是85.8%和80.2%12;上海市農地流轉率也達到了10%左右13。上海市城郊的青浦區夏陽街道統計辦公室對轄區內2005年上半年農地流轉情況進行調查的結果顯示,全街道856.80hm2農業用地(剔除自留地中,發生流轉的土地面積為734.27hm2,土地流轉率達到85.7%14。由于農戶行為日益成為影響農地流轉的主要因素,因此,分析農戶土地流轉行為,尤其是不同時期農戶土地流轉行為的差異性,對于揭示

12、農戶土地流轉發展的規律具有重要意義。同時農地流轉這一市場機制,必然會影響農業土地利用,但快速發展的農地流轉究竟會對對于土地利用會產生何種影響,也需要作進一步探討。2. 究區域及數據取得本項研究以長江三角洲地區15為研究區域,并在2004年6月進行村莊及農戶問卷調查的基礎上,通過構建農戶土地流轉行為決策模型進行分析。具體調查區8前土地流轉新動向:政府主導作用由幕后到臺前,江蘇內參,2002(2:31。9王宗非主編.農村土地承包法釋義與適用.北京:人民法院出版社,2002:101。10薛臻.創新機制規范管理蘇州市土地流轉情況調查.鄉鎮經濟.2002,12:25-26.12農村土地流轉:新情況、新思

13、考,14上海市青浦區統計局.農業用地結構調整,土地流轉超過八成2005年上半年夏陽街道農業用地情況分析報告.15上海市、江蘇省南京、鎮江、揚州、泰州、常州、無錫、蘇州、南通及浙江省的杭州、嘉興、湖州、紹興、寧波與舟山共15個市。域見圖1。村莊及農戶調查樣本及地域分布情況及其土地利用基本情況見表一, 3. 農戶土地流轉行為分析:模型建立及 運行結果比較為了分析農戶土地流轉行為,運用Delphi 法選擇了如下變量,即:Md :農地產權安全,政府主導型流轉為1,市場引導型流轉為0;Di :農戶家庭距離等級公路的距離;Pl :企業排污,企業排污對農地生產能力有影響為1,無0;Pn :非農就業率=非農就

14、業時間/就業總時間;Rn :非農收入比=非農人口收入/家庭總收入;En :恩格爾系數=家庭食品消費支出/家庭總支出;Ap :人均耕地面積=家庭承包耕地面積/家庭人口;Ai :單位面積農業純收益=總產出-(土地租金或土地價格+生產數據價格+農業勞動力價格+農業稅費;Ex,Ec,Eg :家庭最高受教育水平,小學(1/0,初中(1/0,高中及以上(1/0; Rs :戶口歸屬地,本地為1,其它為0運用spss 軟件對農地利用率的影響因子進行數量經濟分析,可以得到南京農地流轉驅動力模型:0.9400.0310.4360.4860.145ln 0.096ln 0.136Rt Di Rs Rn Ai En

15、Ex =-+-+ 模型中:R=0.857(adjusted R 2=0.693,F=17.592,sig=0.000, Dubin-Watson=1.844,各項殘差值均非常小,通過了檢驗。同理,可以得到上海市農地流轉率模型:0.2030.0290.0890.1630.1040.2650.3830.4810.4390.4380.040Rt Di Rs Md Pl Ap En Ex Ec Eg Rn=+-+-+- 泰州市農地流轉率模型:0.7110.1220.185ln 0.133ln 0.238ln 0.113Rt Rs Ap Ai En Ex =-+-+總樣本流轉率模型:0.3120.008

16、0.1450.1650.099ln 0.075ln 0.3450.3650.2990.154ln Rt Di Rs Pl Ap Ai Ex Ec Eg Rn =-+-+以“+”表示因子對農地流轉正向影響,“-”表示影響因子對農地流轉負向影響,在模型中因子所表現出來的對農地流轉的影響方向見表二。表二因子對農地流轉的影響方向區域比較模型Di Rs Rn Ai En Ex Ec, Eg Md Pl Ap上海+ - - + + + + + + - 南京- + + + - +泰州+ + + - + +總- + + + + + + + - 從上述模型運行結果可以看出:上海市農戶土地流轉行為主要受到農地產權

17、安全、農戶家庭距離等級公路的距離、企業排淤、非農就業率、非農收入比、恩格爾系數、人均耕地面積、家庭最高受教育水平、戶口歸屬地等因素影響,其中非農收入比、人均耕地面積、戶口歸屬地等三個自變量對農地流轉率起負向作用。這主要是由于所調查區域的農地流轉具有強制性特征,主要是政府通過返租到包或征地方式取得土地,土地增值也快,推進農業規模經營或工業小區建設,因而,對于當地居民即便非農收入高、人均耕地面積多也不愿意讓農地流出,更希望通過與政府談判或待價而沽方式取得更多收益。南京市農戶土地流轉行為的主要影響因素是:農戶家庭距離等級公路的距離、非農收入比、單位面積農業純收益、恩格爾系數、家庭最高受教育水平、戶口

18、歸屬地等因素影響,其中農戶家庭距離等級公路的距離以及恩格爾系數呈負相關系,這是由于在南京市問卷的村莊屬于遠郊,農戶對于農地的依賴性大,因此導致相對偏遠的村莊及家庭困難農戶更愿意保有耕地,以維持生計。泰州市農戶土地流轉行為的主要影響因素是:農戶家庭距離等級公路的距離、非農收入比、人均耕地面積、單位面積農業純收益、家庭最高受教育水平、戶口歸屬地等因素影響,其中恩格爾系數是負相關關系,這是因為泰州市問卷調查區域是偏遠農村,農戶農地流轉主要是用于農業生產結構調整,農戶對于農地的依賴性大,因為越是家庭困難農戶,越是不愿意農地流出。就長江三角洲地區典型調查村莊總體來看,影響農戶土地流轉行為的影響主要是:農

19、戶家庭距離等級公路的距離;企業排淤;非農收入比;人均耕地面積;單位面積農業純收益;家庭最高受教育水平;戶口歸屬地。其中,農戶家庭距離等級公路的距離以及人均耕地面積為負相關關系,說明了遠郊及偏遠農村農戶及人均耕地多的農戶,由于對農地的依賴性強,其農地流轉率也低。4. 區域農地流轉對土地利用的影響分析從理論上來看,農地流轉不僅帶來了農地要素與資金、技術、勞動力、管理等生產要素配置方式的變化,也將因此帶來土地利用強度、土地利用結構、土地利用方式等發生響應的變化。這里著重分析區域農地流轉對于土地利用方式變化的影響。從表三可以看出,土地流轉后(無論是流入還是流出,農戶都會根據土地要素與資金、技術、勞動力

20、、管理等要素的配比關系,進行農業土地利用方式的調整。具體表現是: 農地流轉有效地促進了土地利用向效益高的方式轉變,具體是:農地流轉后種植糧食、棉花、油料以及其它農作物面積減少了,同時空閑農地面積也因此而減少了,農用地得到了更為充分地利用;而經濟效益較高的蔬菜、特種經濟作物、非種植業農用地(如魚塘以及非農用地增加了,有效地促進了農業產業結構的調整。由此可見,農地流轉行為對于土地利用產生了顯著的影響。這一狀況與2000年在蘇州常熟市、南京市及揚州寶應縣開展的農戶問卷調查結果基本一致,這些調查區域的農業土地利用方式主要有大田糧食作物轉化為種植經濟作物或水產養殖等地類16。這與糧食以及農業生產比較效益

21、低,加之流轉用地更主要地不是為了滿足口糧需求存在密切關系,但需要指出的是兩者所處的大環境是不一樣的,2000年是政府鼓勵農戶進行農業產業結構調整的時期,而2004年則是政府強調要加強農業生產,并通過減免農業稅鼓勵農戶進行農業生產尤其是糧食種植的時期,這某種程度上也說明了當前的農業生產補貼政策還不足以達到促使農戶從經濟效益上重視農業生產的程度。16黃賢金、周建春、方鵬等:農村土地市場運行機制研究,北京:中國大地出版社,2003:69為了更為準確地描述不同區域農地流轉對于土地利用變化的影響,這里用Y 表示農地利用變化率,它的數值是取規模或者結構調整的面積比例,對農地流轉率(Rt 與農地利用變化率的

22、關系進行模型分析有以下結果:表四 區域農地利用變化率與農地流轉率關系模型運行結果研究區域 曲線估計 R2F Sig. 曲線模型 上海 CUB 0.747 42.21 0.000 (1 南京 CUB 0.971 452.59 0.000 (2 泰州 S 0.710 107.90 0.000 (3 總樣本POW0.761424.060.000(4230.0030 2.5532 2.9871 1.4321Y Rt Rt Rt =-+-+ .(1 230.1787 2.4734 2.7077 1.4172Y Rt Rt Rt =-+-+ .(2 ln 0.09120.3304/Y Rt =- (3ln

23、 ln 0.98510.7895ln 0.015010.7895ln Y Rt Rt =+=-+ (4 圖2 調查區域農地流轉率與土地利用變化率關系模型分析結果表明:第一,區域農地流轉率對土地利用的影響呈非線性,雖然上海市、南京市及泰州市乃至總樣本模型的土地利用變化曲線增長的趨勢不盡一致,但隨著農地流轉率的增大,土地利用也呈現非線性增長狀態(見圖2;第二,同樣的農地流轉率,總體來看,上海市典型村莊的土地利用變化率高于南京市的,南京市高于泰州市的,這與不同區域的社會經濟背景存在很大關系,總體來看,由于上海市城市社會經濟發展對于農村區域的輻射力大,因此,其調整土地利用方式的機率更高,南京市則次之,

24、泰州最低;第三,當前研究區域的農地流轉率主要處于20%-60%之間,正處于土地利用變化加快階段,因此,這一階段的農地流轉,將會加速耕地資源乃至農業用地的減少。如從表三可以看出,僅僅農戶自愿流轉過程中,非農業用地就增加了0.4%,而非種植業農用地(如魚塘等則增加了6.9%。5. 結論與建議根據上述分析可以看出,在長江三角洲地區典型調查區域,耕地資源稟賦、農地經營收益、家庭非農收入比例、恩格爾系數等農戶家庭資源配置及生活水平情況,以及其土地污染情況、居住地距離等級公路距離等,都是影響農地流轉的重要因素。而在不同的區域空間,如上海、南京及泰州,因為農戶生產、生活的社會經濟環境的差異性,也導致了影響農

25、戶土地流轉行為因素的差異性,即便是同樣的因素,其作用程度也不盡一致。由于農地流轉所帶來的不僅是農地資源在農戶之間的重新配置,也是農地資源與資金、技術、勞動力、管理等重新配置的過程,因此,在收益最大化的導向下,農地流轉帶來了土地利用方式的調整,尤其是大量農地可能因此轉變為非種植業用地、非耕地乃至非農業生產用地。而現階段農地流轉對于土地利用方式調整的影響,正處于顯著時期,有可能造成農地流失,因此,從實現切實保護耕地資源、促進農業土地可持續利用的角度來看,必須引起重視,并采取有效的政策措施,據此提出如下建議:一是分析不同類型農地流轉對于土地利用方式的影響,從而更為針對性地提出農業用地可持續利用的政策建議。相關研究通過對上海市的村莊及農戶調查發現11,政府引導下的農業土地流轉導致耕地面積的減少,并且從全部樣本的情況看,政府引導的農業土地流轉對耕地利用變化的影響遠遠大于集體推動型和農戶主導型農業土地流轉的影響,這與政府引導農業土地流轉的目的完全一致:政府主要是為了公共事業的需要對農業用地進行征購,用途多是進行基礎設施建設,產生的直接后果就是耕地的非農化,尤其是當前一些地方采取以租代征方式,將大量農用地轉變為工業、