(二)模型选择 我们采用 Logistic 模型对数据进行回归，建立模型：

根据理论分析，我们预计，人均收入水平较高的家庭，土地流转意愿会更高；社会保障 的出现会增加人们的土地流转意愿；对于希望土地调整时间间隔更长或认为自己拥有“更完 整”的土地转让权的农户而言，通常有更高的土地流转意愿；同时对于有外出打工成员、外 出打工“待遇”较好的家庭，可能更愿意进入土地市场。 (三)模型的检验及回归结果 为检验模型的适用性，我们首先对模型的拟合优度进行了检验。把样本数据根据预测概

率分为四组后，根据观测频数和期望频数构造出了 Chi-平方统计量(Hosmer-Lemeshow 拟合 优度检验),检验结果见表2:

P 值(=0.4869)>0.05,可以认为模型能够较好的拟合，即可以较好地反映农户参与土地流 转的意愿。表3给出了 Logistic 模型的回归结果。

1、模型的总体显著性： LR 统计量检验出了常数以外所有的斜率系数都是0的假设，作用类似于线性回归模型中 的 F 检验，其 P 值非常小(2.50E-12),因此可以拒绝原假设，这表明模型系数整体是显著的。 McFadden R-squared 统计量作用类似于线形回归模型中的判定系数 R2,该

值0.377684,说

明可以接受该模型的拟合效果。 2、显著的影响因素： 人均收入、社会保障、第一次外出找工作所花时间对模型的影响都很显著：随着人均收 入的提高，农户的土地流转意愿在增强；社会保障的出现能够提高农户流转意愿；同时， 如果外出找到工作所耗费的时间越短，农户的土地流转意愿越高。 3、不显著的影响因素： 农户认为合理的土地调整年限及转让权的完整性两个变量对农户土地流转意愿的影响不 显著；换句话说，认为土地调整年限应该更长或者自认为拥有“更完整”的土地转让权的农 户，并未因此而有更高的土地流转意愿。出现这样的结果，一种可能的原因是我们选取了 农户的主观认识作为度量指标，这可能造成一定的偏误；如果能够扩大样本，并以不同地 区真实土地调整频率以及更客观的农地转让权的完整性的度量指标，结果可能有所不同。 另一种可能更为接近现实的解释是：地权稳定性与目前法律对土地转权的界定事实上与农 户土地流转意愿关系不大。这与现有的一些经验研究结果吻合，即我国农村现有的土地承 包经营权并不构成土地市场发展的障碍(张照新，2002;徐旭等，2002)。 外出打工是否有合同这一变量对农户土地流转意愿的影响也不显著。一般认为，订立合 同是度量雇佣关系是否规范的主要指标。并且，这通常是城市劳动力市场较为完善的信号。 合同中关于保险保障、薪金标准、工作时间等方面的规定往往能较好的保障雇员的权益。 因此，理论上讲，如果农民进城工作时与雇主订立过相对规范和标准的合同，则其在城市 中生存的保障将会增强，土地流转意愿应该增强。但事实上，由于农民工教育水平普遍较 低，其维权意识 较为淡薄，大量与雇主订立的合同形同虚设。在访谈中我们进一步了解到： 在雇主违约时，无论是否签订过合同，农民都很少想到通过法律手段去维护自己的权益。 此外，家庭流动人口所占比重对农户流转意愿的影响不显著。也就是说，随着家庭中外 出打工人员的增多，农户的土地流转意愿并没有显著提高。理论上说，随着农村劳动力向 城市的转移，农户对土地的依赖会降低，其流转意愿应该相应加强。这意味着， “量”上的 农民进城并不能显著的改变人们对土地的依附，只有“质”上的变化(如在城市找工作更加容 易，有城市里相应的保险保障等),才能最终使农民摆脱土地的束缚。由于在劳动就业、社 会保障、教育文化、医疗卫生等方面缺乏有效的制度安排，农民进城后无法形成在城市长 期稳定工作的预期，往往只能“年轻时外出打工，年老时回乡务农”。

例如，在李强(2003) 的一项调查中表明，超过80%的农民工认为自己以后肯定回到农村；这些农民工的家人则 有更大的比例认为外出打工者以后会回到农村。 (四)延伸性的讨论 1、子模型回归与极值分析 我们剔除了主模型中不显著的变量并再一次采用 Logistic 模型对 SS、INC、DIFF 三个变 量进行回归。

换句话说，在目前的年均收入水平上，有社会保障的人群比没有社会保障的人群愿意流 转土地的概率高了36.98%。

图1 Logistic 概率分布曲线及拐点

2、拐点分析 Logistic 概率分布函数为：

拐点用来说明收入增加带来的农户参与土地流转的概率所增加的幅度。在存在社会保障 制度下，随着 LnINC(人均年收入的对数)的增加，农户愿意流转土地的概率变化速度是不 同的，当收入低于拐点 X*时，即人均年收入为1212元左右时，收入的增加所带来的概率的 边际增加幅度(即速度)会越来越大，即“参与土地流转的意愿的增加率”是递增的；而当收 入高于拐点 X*=7.10(元),随着收入增加所带来的边际概率增幅就会越来越小，“参与土地 流转的意愿的增加率”递减。可见，拐点 X*是一个发生质变的点，在这一点，农户土地流 转意愿的变化速度最快。超过这一点后，人们的愿意流转土地的概率将大于0.5。其经济含 义是：与拐点相对应的、人均年收入水平越为1212元左右人群，其土地流转意愿最敏感。 同样的方法，我们可以得到在社会保障或其替代社会保障缺失的情况下，人均年收入水平

在超过了7785.36元后，其流转意愿的概率才会大于0.5。

两者间做一个简单的比较是十分有趣的，以0.5的农户土地流转意愿的概率(质变点)为参考点，在有社会保障和没有社会保障两种情况下，对应的人均年收入水平差距很大，分别为1212和7785元。换句话说，在社会保障缺失的情况下，人们的收入水平需要提高到7785元以上时，其土地流转意愿的概率才能突破质变点；而在有社会保障的情况下，人们的收入水平只需要到1211元以上时，就能够达到较高的土地流转意愿水平。

四、结 论

文章分析并检验了影响农户土地流转意愿的若干因素。农村土地在很大程度上承担了社会保障功能，因此对于大多数农户而言，除非具有了相对稳定的收入来源或其他保障措施，他们的“恋土情结”不会轻易缓解或者消除。只有在农户生存有了保障后，其经济理性才会得到体现。但是，由于社会保障缺失、法律对土地转让权的界定不清晰与不完整、城市劳动力市场不能提供较好的工作待遇等因素的存在，农户往往不能彻底离开土地，通常只能“年轻时外出打工，年老时回乡务农”。实证检验支持了以下理论假设：高收入人群的土地流转意愿也更高；同时，部分建立社会保障体系，能够显著提高农户土地流转意愿。对于有外出打工的农户家庭，如果能够在较短时间内找到工作，则他们对土地的依附性会降低，其流转意愿也相应加强。

在此基础上，我们剔除了不显著的影响因素再一次进行了回归，在对找工作天数恰当赋值后，我们量化了社会保障与人均年收入两个变量对于农户参与土地流转意愿的影响。通过极值分析我们得到：京郊农民的人均年收入水平已接近建立社会保障对农户流转意愿影响最优所对应的收入水平；同时，拐点分析表明：如果我们把目标定位在加强土地流转上，则寄希望于农户自身收入提高来加强其流转土地意愿十分困难；相反，完全或部分的建立农村社会保障体系，对农户流转意愿的影响要大得多。

由于样本量较为有限，以上结论可能仅对北京周边地区或发展情况较为相似的地区具有借鉴意义，但类似的分析方法却能推广到其他地区的实践中。

①见贺振华(2005)。

②半无产化主要是指农村多余劳动力但无法进行转移，暂时离开小农家庭的多余劳动力对小农经济心存眷恋，无法成为真正的“雇佣劳动者”。“拐杖逻辑”是指农户的非农收入只是一种必要的补充，而不可能代替农业收入，即使非农收入已经超过农业收入。

③这部分的解释了某些地区土地荒置的情况：虽然大量农民已经进城务工，但由于其收入来源不稳定，他们即使选择荒置土地也不会将其流转出去。

④见吴忠民(2006)。

⑤以2003年为例，城市居民享有卫生服务的占城市人口比重为57％，而农村居民享有卫生服务的占农村人口的比重只有18％；《国际统计年鉴—2004》，中国统计出版社，2004。 ⑥丧失劳动力的老人可以通过出租土地获得一定的收入，土地的养老保险功能得以体现。 ⑦第二章第五节共12项条款。

⑧我国《宪法》规定，国家为了公共利益的需要，可以依照法律规定的条件，对城乡土地和其他生产资料进行征购、征用或者收归国有。也就是说，农地所有权的转让是通过“有偿使用制度”从集体手中过渡到国家手中的；而农户本身不具有农地所有权转让的权利。 ⑨问卷涉及的问题为：一、您认为土地多久调整一次比较合适(3-50年不等)？二、您的土地是否可以流转给村集体？是否可以流转给本村任何人？是否可以流转绐外村人？

⑩子模型使用及结果的判定与 主模型相似，剔出不显著变量后的子模型回归结果与主模型拟合度大体相同，说明模型较为稳定。