基于元分析的農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)影響因素及政策調(diào)節(jié)效應(yīng).doc

基于元分析的農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)影響因素及政策調(diào)節(jié)效應(yīng) 呂東輝，張桂穎 （吉林大學(xué)生物與農(nóng)業(yè)工程學(xué)院，吉林長春130022） 摘要：文章以國內(nèi)現(xiàn)有的研究影響農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入意愿與行為因素的量化實(shí)證結(jié)果為基礎(chǔ)，利用元分析匯總出農(nóng)民的個(gè)人特征、家庭特征、土地流轉(zhuǎn)特征、生產(chǎn)特征、環(huán)境特征等方面的具體因素對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入意愿與行為的影響情況，解決了現(xiàn)有研究結(jié)論分歧大、單個(gè)研究樣本量小的問題。同時(shí)還研究了日漸完善的土地流轉(zhuǎn)政策對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入意愿與行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)中央不斷推行的土地流轉(zhuǎn)政策對(duì)于家庭總?cè)藬?shù)多和非農(nóng)收入比重低的農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的影響力較強(qiáng)，對(duì)于文化程度低的農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為、非農(nóng)收入比重高的農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的推動(dòng)力較強(qiáng)，從而找到了政策提升農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入行為的途徑。 關(guān)鍵詞：土地流轉(zhuǎn)；意愿；行為；元分析；調(diào)節(jié)分析 ：F321：（5）076905 ：xx-04-15 作者簡介：呂東輝（1967-），遼寧康平人，吉林大學(xué)生物與農(nóng)業(yè)工程學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向:農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理與系統(tǒng)工程、農(nóng)產(chǎn)品期貨市場與國際貿(mào)易；張桂穎（1981-），吉林通化人，吉林大學(xué)生物與農(nóng)業(yè)工程學(xué)院博士研究生，通化師范學(xué)院數(shù)學(xué)學(xué)院講師，研究方向:農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理與系統(tǒng)工程。 土地流轉(zhuǎn)是近幾年來國內(nèi)學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)問題。土地流轉(zhuǎn)能優(yōu)化土地資源配置、提高土地利用效率、加快農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，是中國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必由之路。農(nóng)民是土地流轉(zhuǎn)市場的主體，直接參與土地資源的配置，農(nóng)民所持態(tài)度直接影響著土地流轉(zhuǎn)的效率，其意愿對(duì)實(shí)際的行為具有很強(qiáng)的導(dǎo)向性和影響力，對(duì)于土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)及其機(jī)制和模式選擇有著根本性的影響。不顧農(nóng)民的意愿而強(qiáng)制推行的土地流轉(zhuǎn)模式終將失敗。研究農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿行為的影響因素，有利于更好地把握農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模、速度以及解決由此而可能產(chǎn)生的一些糾紛，從而有利于更好地解決農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)問題。 一、文獻(xiàn)綜述 為了更好解決我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)問題，自xx年開始國內(nèi)學(xué)者就從不同的角度高度關(guān)注了農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿與行為的影響因素，進(jìn)行了大量量化實(shí)證研究。Feng,S.andHeerink,N.(xx)驗(yàn)證了土地租賃與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系1，這與石敏和李琴(xx)2的觀點(diǎn)相反。Huang(xx)、趙光和李放(xx)認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)的出現(xiàn)會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出耕地34。黎霆等(xx)、楊丹和高漢(xx)分別認(rèn)為勞動(dòng)能力和地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期、信貸資金可得性是影響農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的重要因素56。羅必良和鄭燕麗(xx)、聶建亮和鐘漲寶(xx)分別研究了農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)行為能力、分化程度對(duì)土地流轉(zhuǎn)行為的影響78。這些研究絕大部分樣本數(shù)據(jù)都于對(duì)某一省(市、縣)農(nóng)民進(jìn)行的抽樣調(diào)查，單個(gè)樣本量偏小不具有普遍性，且研究結(jié)論分歧大不具有一致性。本文以這些研究結(jié)果為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)關(guān)注兩方面問題：第一，在國內(nèi)關(guān)于各因素對(duì)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿與行為影響的研究結(jié)論分歧如此大的情況下，應(yīng)該如何評(píng)估各主要因素的影響？第二，中央推出并陸續(xù)實(shí)施了一系列土地流轉(zhuǎn)政策，并加大對(duì)政策的宣傳，那么日漸完善的土地流轉(zhuǎn)政策會(huì)從哪些途徑提升農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的意愿與行為？政策推動(dòng)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿與行為的效果對(duì)于不同農(nóng)民有何差異？本文將對(duì)上述問題運(yùn)用元分析的方法給予定量化解答。元分析近十幾年來在管理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域受到諸多的關(guān)注，但是在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的應(yīng)用甚少。目前為止，還沒有關(guān)于土地流轉(zhuǎn)方面的元分析研究，也沒有關(guān)于政策如何影響土地流轉(zhuǎn)的定量研究。 二、數(shù)據(jù)與模型 結(jié)合本文的研究目的進(jìn)行精細(xì)的篩選，納入元分析的關(guān)于農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)出意愿/轉(zhuǎn)入意愿/轉(zhuǎn)出行為/轉(zhuǎn)入行為的有效原始文獻(xiàn)有45/34/49/42篇，樣本量為23111/20794/35752/32795，覆蓋了全國22/20/25/24個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)（中國知網(wǎng)，萬方數(shù)據(jù)庫，維普數(shù)據(jù)庫）。這些文獻(xiàn)基本使用的都是logistic模型，對(duì)采用probit模型的系數(shù)先轉(zhuǎn)化成了logistic系數(shù)以后才使用(本文所用元分析的原始文獻(xiàn)檢索截止到xx年11月，詳細(xì)目錄可向作者索要)。 本文以系數(shù)估計(jì)值作為效應(yīng)值(對(duì)于一些單位不統(tǒng)一的連續(xù)變量選用發(fā)生比)，系數(shù)估計(jì)值的方差(標(biāo)準(zhǔn)誤的平方)的倒數(shù)為權(quán)重，來計(jì)算匯總效應(yīng)值 Q服從2（ki-1）分布，若Q值大于相應(yīng)的卡方臨界值，則意味著平均效應(yīng)值相對(duì)應(yīng)的總體存在異質(zhì)性，可以進(jìn)一步探索主效應(yīng)的調(diào)節(jié)變量。當(dāng)效應(yīng)值之間同質(zhì)時(shí)，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型；當(dāng)效應(yīng)值之間具有異質(zhì)性時(shí)應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。本文在判斷調(diào)節(jié)變量的存在性問題上將理論分析和同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果相結(jié)合。進(jìn)而以調(diào)節(jié)變量為自變量、效應(yīng)值為因變量進(jìn)行回歸分析來進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)，篩選出導(dǎo)致異質(zhì)性的影響因素。 三、農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿與行為的影響因素：主效應(yīng)分析結(jié)果 最后納入主效應(yīng)分析的土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入意愿的影響因素有12/10個(gè)，土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入行為的影響因素有11/8個(gè)(借鑒Hunter和Schmidt(xx),Borenstein等(xx)的建議，并根據(jù)國際慣例將主效應(yīng)分析中效應(yīng)值個(gè)數(shù)的最小值定為5910)，我們將其分類為個(gè)人特征(性別、文化程度、年齡)、家庭特征(家庭總?cè)藬?shù)、農(nóng)/非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、家庭總收入、人均純收入、農(nóng)業(yè)收入，是否參加社會(huì)保障)、土地流轉(zhuǎn)特征(是否有土地流轉(zhuǎn)中介組織)、生產(chǎn)特征(非農(nóng)收入比重、耕地面積、人均耕地面積)、環(huán)境特征(與城鎮(zhèn)的距離)，其測量方式分為虛擬、定序、連續(xù)，分別對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿、轉(zhuǎn)入意愿、轉(zhuǎn)出行為、轉(zhuǎn)入行為的主效應(yīng)分析和同質(zhì)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下(下面的K表示效應(yīng)值的數(shù)目，Q表示同質(zhì)性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量)，由于篇幅關(guān)系我們只報(bào)告顯著的結(jié)果： 1.土地轉(zhuǎn)出意愿的主效應(yīng)分析結(jié)果：文化程度(定序，K=22，Q=134.986)的匯總效應(yīng)值為0.215；文化程度(連續(xù)，K=12，Q=27.702)的匯總效應(yīng)值為149.442；年齡(定序，K=10，Q=315.536)的匯總效應(yīng)值為-2.593;年齡(連續(xù)，K=31，Q=20830.04)的匯總效應(yīng)值為22.487；家庭總?cè)藬?shù)(連續(xù)，K=21，Q=160.989)的匯總效應(yīng)值為-3.229；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)(連續(xù)，K=17，Q=33.274)的匯總效應(yīng)值為-16.559；家庭總收入(連續(xù)，K=7，Q=0.329)的匯總效應(yīng)值為1.132；人均純收入(連續(xù)，K=5，Q=8.825)的匯總效應(yīng)值為1.803；非農(nóng)收入比重(定序，K=5，Q=68.191)的匯總效應(yīng)值為0.843；非農(nóng)收入比重(連續(xù)，K=8，Q=17.33)的匯總效應(yīng)值為1.337。根據(jù)Q值與相應(yīng)的卡方臨界值的比較，只有性別、家庭總收入、人均純收入和農(nóng)業(yè)收入采用了固定效應(yīng)模型，其余均采用的隨機(jī)效應(yīng)模型。 2.土地轉(zhuǎn)入意愿的主效應(yīng)分析結(jié)果：性別(虛擬，K=7，Q=19.649)的匯總效應(yīng)值為-1.561；文化程度(定序，K=17，Q=61.354)的匯總效應(yīng)值為-36.21；年齡(定序，K=10，Q=220.608)的匯總效應(yīng)值為4.232；年齡(連續(xù)，K=21，Q=253.005)的匯總效應(yīng)值為-207.343；家庭總?cè)藬?shù)(連續(xù)，K=17，Q=118.231)的匯總效應(yīng)值為-24.869；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)(連續(xù)，K=13，Q=64.934)的匯總效應(yīng)值為1.703；農(nóng)業(yè)收入(連續(xù)，K=7，Q=6.468)的匯總效應(yīng)值為1.753；非農(nóng)收入比重(定序，K=5，Q=72.869)的匯總效應(yīng)值為-0.742；非農(nóng)收入比重(連續(xù)，K=6，Q=13.995)的匯總效應(yīng)值為-378.415；耕地面積(連續(xù)，K=14，Q=2.333)的匯總效應(yīng)值為1.065；人均耕地面積(連續(xù)，K=8，Q=0.975)的匯總效應(yīng)值為1.073。其中文化程度(連續(xù))、家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入、耕地面積和人均耕地面積采用了固定效應(yīng)模型，其余均采用的隨機(jī)效應(yīng)模型。 3.土地轉(zhuǎn)出行為的主效應(yīng)分析結(jié)果：文化程度(定序，K=16，Q=12.488)的匯總效應(yīng)值為0.184；文化程度(連續(xù)，K=14，Q=50.586)的匯總效應(yīng)值為0.05；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)(連續(xù)，K=19，Q=221.653)的匯總效應(yīng)值為-0.683；非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)(連續(xù)，K=11，Q=391.896)的匯總效應(yīng)值為0.438；非農(nóng)收入比重(連續(xù)，K=12，Q=93.375)的匯總效應(yīng)值為0.046；耕地面積(連續(xù)，K=20，Q=4.188E+12)的匯總效應(yīng)值為473627100.3。其中性別、與城鎮(zhèn)的距離和文化程度(定序)采用了固定效應(yīng)模型，其余均采用的隨機(jī)效應(yīng)模型。 4.土地轉(zhuǎn)入行為的主效應(yīng)分析結(jié)果：文化程度(定序，K=11，Q=27.129)的匯總效應(yīng)值為0.306；文化程度(連續(xù)，K=13，Q=49.632)的匯總效應(yīng)值為-0.064；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)(連續(xù)，K=14，Q=59.592)的匯總效應(yīng)值為0.14；非農(nóng)收入比重(連續(xù)，K=13，Q=3966.036)的匯總效應(yīng)值為-0.225；耕地面積(連續(xù)，K=18，Q=7927603913)的匯總效應(yīng)值為16565.423；人均耕地面積(連續(xù)，K=16，Q=0.698)的匯總效應(yīng)值為0.978；與城鎮(zhèn)的距離(連續(xù)，K=5，Q=0.135)的匯總效應(yīng)值為1.053。其中與城鎮(zhèn)的距離和人均耕地面積采用了固定效應(yīng)模型，其余均采用的隨機(jī)效應(yīng)模型。 出現(xiàn)以上結(jié)果的可能原因是： 1.農(nóng)民的個(gè)人特征當(dāng)中，農(nóng)民的性別對(duì)土地轉(zhuǎn)入的意愿影響顯著為負(fù)。說明男性的轉(zhuǎn)入意愿弱于女性，這是因?yàn)檗r(nóng)村男性相較于女性，與外界發(fā)生聯(lián)系多，擁有的信息量多，適應(yīng)社會(huì)的能力較強(qiáng)，更愿意從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。農(nóng)民的文化程度對(duì)土地轉(zhuǎn)出(入)意愿的影響顯著為正(負(fù));對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為的影響顯著為正;對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為則有雙向的影響。這是因?yàn)橐环矫?，文化程度越高的農(nóng)民，其見識(shí)閱歷越豐富，對(duì)國家關(guān)于農(nóng)村發(fā)展的相關(guān)政策也越了解，在非農(nóng)技能方面有一定的優(yōu)勢，獲得非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)較多，就業(yè)的穩(wěn)定性較強(qiáng)，非農(nóng)就業(yè)收入的水平也較高，因而愿意轉(zhuǎn)出土地而不愿轉(zhuǎn)入。另一方面，文化程度較高的農(nóng)民，接受新知識(shí)，應(yīng)用新技術(shù)能力較強(qiáng)，因而出于發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的考慮會(huì)出現(xiàn)擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模的行為。但由于當(dāng)前農(nóng)業(yè)比較收益低，這部分農(nóng)民相對(duì)較少。農(nóng)民年齡對(duì)土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入意愿具有顯著的雙向影響。一方面，年齡較大的農(nóng)民，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)豐富，收入有限，又很難尋找各種非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。另一方面，年齡越大，勞動(dòng)能力越弱。 2.在農(nóng)民的家庭特征當(dāng)中，家庭的人均純收入對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿影響的發(fā)生比大于1。說明土地轉(zhuǎn)出的發(fā)生率在人均純收入高的農(nóng)民家庭大些。這是因?yàn)榧彝サ娜司兪杖敕从沉宿r(nóng)民的富裕程度，人均純收入越高的農(nóng)民家庭生活水平相對(duì)越高，越愿意從事比較收益較高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。農(nóng)民家庭總?cè)藬?shù)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)都反映了家庭的人力資源的豐富程度。尤其是勞動(dòng)力人數(shù)更是一個(gè)專業(yè)、精細(xì)的指標(biāo)。家庭總?cè)藬?shù)對(duì)于土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入的意愿的影響顯著為負(fù)。一方面，家庭人數(shù)越多，土地越容易成為養(yǎng)家糊口的生產(chǎn)資料，此外人口多擁有的耕地也較多有利于農(nóng)民集中經(jīng)營。另一方面，農(nóng)業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)相比，比較收益低、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)大，而且農(nóng)民從事二、三產(chǎn)業(yè)的機(jī)會(huì)增多，當(dāng)家庭面臨較大人口壓力時(shí)，轉(zhuǎn)入更多土地反而會(huì)使從事農(nóng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本增加，因而從事非農(nóng)就業(yè)是理性選擇。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出(入)意愿/行為有顯著的負(fù)(正)向影響。而非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為有顯著地正向影響。這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)越多說明整個(gè)家庭以土地為生的人數(shù)越多，越依賴土地，因而越愿意轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大規(guī)模，以提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營的收入。而家庭中非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)多則說明家庭中的非農(nóng)收入比重較大，家庭對(duì)于農(nóng)地的依賴性不高，進(jìn)而土地轉(zhuǎn)出的幾率增加。家庭總收入對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿的影響的發(fā)生比大于1。家庭總收入高一般都是非農(nóng)收入高，或者是從土地轉(zhuǎn)出中獲得了較高收益，因而更增加了土地轉(zhuǎn)出的信心。農(nóng)業(yè)收入對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的影響的發(fā)生比大于1。農(nóng)業(yè)收入反映了耕地對(duì)于家庭收入的貢獻(xiàn)，因此農(nóng)業(yè)收入高的農(nóng)民更傾向于轉(zhuǎn)入土地。 3.農(nóng)民的生產(chǎn)特征中，非農(nóng)收入比重對(duì)土地轉(zhuǎn)出(入)意愿/行為的影響顯著為正(負(fù))。這是因?yàn)榧彝シ寝r(nóng)收入比重能反映出土地對(duì)農(nóng)民家庭的重要性，非農(nóng)收入所占比重越高，說明農(nóng)業(yè)收益對(duì)家庭的重要性越低，農(nóng)民的土地情結(jié)越淡化。耕地面積對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿、對(duì)土地轉(zhuǎn)出/入行為影響的發(fā)生比均大于1。說明土地轉(zhuǎn)出/入的發(fā)生率在耕地面積大的農(nóng)民家庭大些。這是因?yàn)橐环矫妫孛娣e越多，耕作壓力越大，當(dāng)家庭勞動(dòng)力不足、種植成本高或想從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)時(shí)，農(nóng)民可能會(huì)轉(zhuǎn)出農(nóng)地。另一方面，耕地面積越多，土地成片的可能性越大，一些種田能手可以通過先進(jìn)的技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)行規(guī)模經(jīng)營，因而愿意轉(zhuǎn)入更多農(nóng)地。人均耕地面積對(duì)于土地轉(zhuǎn)入意愿影響的發(fā)生比大于1，而對(duì)土地轉(zhuǎn)入行為影響的發(fā)生比小于1。說明人均耕地面積少的農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)入土地但是卻很少發(fā)生轉(zhuǎn)入的行為。雖然理論上人均耕地面積多有助于取得規(guī)模經(jīng)營收益，但當(dāng)前農(nóng)業(yè)比較效益低下，農(nóng)民種地僅是為了糧食自給，追求家庭收益最大化必然傾向于從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。 4.在環(huán)境特征中，與城鎮(zhèn)的距離對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的影響的發(fā)生比大于1。說明距離城鎮(zhèn)遠(yuǎn)的農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)入土地。一般來講，距離城鎮(zhèn)近的農(nóng)民由于小城鎮(zhèn)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展速度快，對(duì)土地需求大。這里結(jié)果與常理相悖，可能原因是對(duì)“與城鎮(zhèn)的距離”做主效應(yīng)時(shí)的效應(yīng)值個(gè)數(shù)過少。 四、政策提升農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿與行為的途徑：調(diào)節(jié)效應(yīng)分析 自1984年中央1號(hào)文件農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的可轉(zhuǎn)讓性問題有所體現(xiàn)之后相關(guān)研究已經(jīng)跨越了30年，并且，農(nóng)業(yè)部為引導(dǎo)農(nóng)村土地有序流轉(zhuǎn)已經(jīng)確定33個(gè)市(縣，區(qū))為農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)規(guī)范化管理和服務(wù)試點(diǎn)地區(qū)。因此，時(shí)間點(diǎn)的探索以及樣本采集地是否是試點(diǎn)地區(qū)可能會(huì)影響研究結(jié)果。 首先，我們將論文發(fā)表的時(shí)間作為一個(gè)調(diào)節(jié)變量，即將xx年與研究年份之差作為研究時(shí)間點(diǎn)這一變量的觀測數(shù)據(jù)進(jìn)行元回歸，回歸對(duì)于樣本量的個(gè)數(shù)的限制為6。其次，將樣本采集地是否為試點(diǎn)地區(qū)作為一個(gè)調(diào)節(jié)變量，采用0-1變量為因變量進(jìn)行元回歸。根據(jù)Hunter和Schmidt（xx）、Borenstein等（xx）的建議，政策調(diào)節(jié)前后效應(yīng)值之差最小值為3910。 由于篇幅限制，只報(bào)告有調(diào)節(jié)作用的顯著結(jié)果： 1.時(shí)間點(diǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果：時(shí)間點(diǎn)對(duì)土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入行為，土地轉(zhuǎn)入意愿均沒有調(diào)節(jié)作用，而對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿中家庭總?cè)藬?shù)(調(diào)節(jié)系數(shù)為-0.124，P值為0.097)和非農(nóng)收入比重(調(diào)節(jié)系數(shù)為-0.724，P值為0.068)起到了調(diào)節(jié)作用。具體點(diǎn)說時(shí)間點(diǎn)對(duì)家庭總?cè)藬?shù)和非農(nóng)收入比重影響農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的程度有顯著的負(fù)調(diào)節(jié)效應(yīng)。前文我們驗(yàn)證過家庭總?cè)藬?shù)多的農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿較弱，并且非農(nóng)收入比重高的農(nóng)民更傾向于土地轉(zhuǎn)出。由此說明隨著時(shí)間的變化，政策越完善對(duì)于家庭總?cè)藬?shù)多和非農(nóng)收入比重低的農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿作用越強(qiáng)。 2.樣本采集地是否是試點(diǎn)地區(qū)的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果：樣本采集地是否是試點(diǎn)對(duì)土地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入意愿沒有調(diào)節(jié)作用，對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為中的文化程度(調(diào)節(jié)系數(shù)為-0.23，P值為0.047)、土地轉(zhuǎn)入行為中的非農(nóng)收入比重(調(diào)節(jié)系數(shù)為-4.997，P值為0.05)有調(diào)節(jié)作用。具體點(diǎn)說樣本采集地是否為試點(diǎn)地區(qū)對(duì)文化程度影響農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為的程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著為負(fù)，對(duì)非農(nóng)收入比重影響農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著為負(fù)。前文驗(yàn)證過文化程度高的農(nóng)民容易發(fā)生土地轉(zhuǎn)出的行為，而非農(nóng)收入比重低的農(nóng)民容易發(fā)生土地轉(zhuǎn)入的行為。說明中央制定的政策對(duì)文化程度低的農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為、非農(nóng)收入比重高的農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的促進(jìn)作用更大。 五、結(jié)論與政策建議 (一)主要結(jié)論 1.通過對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿的主效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿有顯著正向影響的因素有文化程度、年齡(連續(xù))、家庭總收入、人均純收入、非農(nóng)收入比重；有顯著負(fù)向影響的因素有年齡(定序)、家庭總?cè)藬?shù)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)；而性別、農(nóng)業(yè)收入、是否有土地流轉(zhuǎn)中介組織、耕地面積、人均耕地面積則無顯著影響。 2.通過對(duì)土地轉(zhuǎn)入意愿的主效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿有顯著正向影響的因素有年齡(定序)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入、耕地面積、人均耕地面積；有顯著負(fù)向影響的因素有性別、文化程度(定序)、年齡(連續(xù))、家庭總?cè)藬?shù)、非農(nóng)收入比重；而文化程度(連續(xù))、家庭總收入則無顯著影響。 3.通過對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為的主效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為有顯著正向影響的因素有文化程度、非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)、非農(nóng)收入比重、耕地面積；有顯著負(fù)向影響的因素有農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)；而性別、年齡、家庭總?cè)藬?shù)、是否參加社會(huì)保障、人均耕地面積、與城鎮(zhèn)的距離則無顯著影響。 4.通過對(duì)土地轉(zhuǎn)入行為的主效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為有顯著正向影響的因素有文化程度(定序)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、耕地面積、與城鎮(zhèn)的距離；有顯著負(fù)向影響的因素有文化程度(連續(xù))、非農(nóng)收入比重、人均耕地面積；而年齡、家庭總?cè)藬?shù)、非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)無顯著影響。 5.影響農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿與行為的共同因素有文化程度、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、非農(nóng)收入比重，且方向相同；而影響農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入意愿與行為的共同因素有文化程度、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、非農(nóng)收入比重、(人均)耕地面積，其中除人均耕地面積外方向均相同。 6.調(diào)節(jié)分析發(fā)現(xiàn)，日漸完善的土地流轉(zhuǎn)政策對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出意愿的推動(dòng)強(qiáng)度與農(nóng)民家庭總?cè)藬?shù)、非農(nóng)收入比重顯著負(fù)相關(guān)，對(duì)于家庭總?cè)藬?shù)多和非農(nóng)收入比重低的農(nóng)民作用較強(qiáng)。而對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為的推動(dòng)強(qiáng)度與農(nóng)民的文化程度顯著負(fù)相關(guān)，對(duì)于文化程度低得農(nóng)民作用較強(qiáng)。對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的推動(dòng)強(qiáng)度與農(nóng)民的非農(nóng)收入比重顯著負(fù)相關(guān)，對(duì)于非農(nóng)收入比重高的農(nóng)民作用較強(qiáng)。 (二)政策建議及結(jié)論 1.擴(kuò)大農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)空間，加強(qiáng)技術(shù)技能培訓(xùn)，實(shí)現(xiàn)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。政府應(yīng)當(dāng)大力發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，積極引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移,為農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)創(chuàng)造先決條件。同時(shí)應(yīng)開展對(duì)農(nóng)民的公益性就業(yè)技能培訓(xùn)，提高其從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的競爭能力。而勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移能否促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)則取決于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，因而政府需要不斷的完善相關(guān)配套的戶籍、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育等制度，為促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)提供有力的社會(huì)環(huán)境。 2.搞好信息服務(wù)。當(dāng)前農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿與行為是有偏差的，尤其是需求。政府需要做的就是盡可能的收集和公布信息,在政策和財(cái)政上進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)的扶持力度，提高農(nóng)業(yè)比較收益，讓農(nóng)民的轉(zhuǎn)入意愿盡快地轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)。 3.政策應(yīng)繼續(xù)傾向于對(duì)文化程度低的農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)出、非農(nóng)收入比重高的農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)入行為的推動(dòng)。中央日漸完善的土地流轉(zhuǎn)政策已然能夠促進(jìn)文化程度低的農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)供給和非農(nóng)收入比重高的農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)需求。中央不斷地創(chuàng)新現(xiàn)行土地流轉(zhuǎn)制度,政府加大宣傳力度，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)者的培訓(xùn)，使得農(nóng)民可以通過土地轉(zhuǎn)出獲得土地收益同時(shí)又學(xué)會(huì)了多種技能從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，提高了土地流轉(zhuǎn)的供給。非農(nóng)收入比重高的農(nóng)民通常文化素質(zhì)都比較高，掌握較多的科學(xué)技術(shù)的青壯年勞動(dòng)力。在當(dāng)前比較收益低下的情況下，這部分人群多數(shù)選擇非農(nóng)就業(yè)，造成農(nóng)民轉(zhuǎn)出土地動(dòng)力極強(qiáng)，而轉(zhuǎn)入土地的動(dòng)力極弱。中央制定的政策轉(zhuǎn)變了這部分人群的思