摘 要：为探究农村“空心化”表现形式之一的女性劳动力为主现象对农地流转的影响，本课题组对河南省5个代表地区的178名女性劳动力进行了调查，设置了女性劳动力个人特征、家庭特征和决策环境等3个方面的14个变量，通过构建Logistic 回归模型，对该倾向对农地流转决策影响进行了实证研究。根据研究结果，从培养专业化的新型农民队伍、加快培育新型农业经营主体、吸引优秀人才扎根农村、提升女性非农就业能力、充分发挥政府职能作用等方面提出了对策建议。
关键词：女性劳动力；农地流转；Logistic回归模型
20世纪80年代中期以来，家庭联产承包责任制的推行使不少农村劳动力从土地的束缚中解放出来，潮水般涌向城市。农村劳动力转移呈现出以下特征：一是只流动不迁移的“候鸟式”流动占比较大，二是转移的大多是农村优势劳动力，三是转移体呈现出明显的男性偏向。以家庭为单位来看，由于男性劳动力向城镇流动，家庭中便留存了女性劳动力、未成年子女和老年人。在这三大体中，留守妇女处于尴尬的“夹心层”位置。传统“男主外女主内”观念的影响，以及抚育子女、赡养老人等因素使她们无法离乡务工，她们在由“男耕女织”向“男工女耕”不得已的角转变中成为“空心化”农村的劳动力主力军，导致农业劳动力结构呈现女性化现象。该倾向如果与农业生产基本单位的细碎化小规模经营方式相结合，则会导致稀缺土地粗放经营甚至撂荒，在一定程度上将影响农地经营规模、效率甚至威胁到国家粮食安全。
作为“中原粮仓”，河南省拥有大量的优质耕地，但农村人均耕地面积较少，如果小块连片耕地能合理流
转到种植大户手中，采用机械化、专业化、规模化方式种植，往往会产生规模经济的效果，作为稀缺资源的耕地也得到了充分利用。但是，在针对河南省农村的调查中发现，平原地区耕地细碎化经营一定程度存在，至于丘陵与山地等不适合规模化种植的地区，土地流转率更低。
为了探究河南省农村女性劳动力对农地流转的影响，本文基于实地调查，构建Logistic回归模型（线性回归分析模型）探究农村女性劳动力如何影响农地流转决策，并根据分析结论，提出相应的对策建议。
一、数据来源及调查样本的描述性统计
（一）数据来源
本次调研活动时间选择在2023年1—2月，此时正值春节期间，样本选择较为方便。随机选取了河南省洛阳、信阳、周口、新乡和驻马店5个地区的178名农村女性劳动力进行调查。调查人员为课题组成员及经过视频会议培训的学生，调查方法包括问卷调查和访谈，在同一调查时间段进行。发放问卷112份，为对应编号的留置问卷，全部现场回收并审核；对66名女性劳动力进行了访谈，访谈主要针对无法或者不方便填写问卷的居民，由居民口述，调查人员代填或记录，访谈内容包括但不限于问卷涉及内容。以上两种调查方式共回收有效问卷112份，完成有效访谈66份，共计178份调查结果。
根据河南省农村实际情况，将女性劳动力定义为18—65岁的劳动力。
（二）变量设置
参考相似类型文献，并根据河南省实际情况，本研究选取了3种变量类别的14个解释变量作为农村女性劳动力影响农地流转意愿的因素，分别为：女性劳动力个人特征，包括年龄、年龄平方、受教育程度、有无副业、健康状况自评5个变量；女性劳动力家庭
河南省农村女性劳动力
对农地流转的影响研究
杨利平
（郑州职业技术学院电子商务学院）
基金项目：河南省高校人文社会科学研究一般项目（2022-ZZJH-287）
作者简介：杨利平（1974—），女，河南孟津人，讲师，硕士，研究方向：“三农”经济。
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特征，包括农业收入份额、家庭经济压力、人均耕地面积、是否有家庭拖累4个变量；决策环境，包括农业生产决策权、农业基础设施条件、种地成本评价、当地流转价格评价、当地土地流转率5个变量。
（三）变量定义及描述性统计
表1为河南省农村女性劳动力对农地流转决策影响实证分析所用变量的赋值情况，以及178份调查结果中除“年龄平方”变量以外的13个变量的描述性统计结果。
表1 河南省农村女性劳动力
对农地流转决策影响描述性统计
变量名称变量赋值平均值标准差假设影响
流转意愿愿意=1；不愿意=0
年龄30岁以下=1；
31—55岁=2；
56岁以上=3
2.0670.819+
受教育程度小学及以下=1；
初中=2；
高中或中专=3；
大专及以上=4
2.017 1.218+
有无副业无=1；有=0 1.5110.500+健康状况自评良好=1；较差=00.8790.533-
农业收入份额
2/3以上=1；
1/3到2/3=2；
1/3以下=3
1.997 1.031+
家庭经济压力较大=1；不大=00.7350.855+
人均耕地面积实际面积（亩）/人口数0.4120.222-
是否有家庭拖累有=1；无=00.7370.367-
农业生产决策权男=1；共同=2；女=3 2.309 1.337+
农业基础设施条件较好=1；较差=00.8990.374+
种地成本评价划算=1；不划算=00.2340.521+
当地流转价格评价不能接受=1；能接受=00.7530.466+
当地土地流转率较高=1；较低或一般=00.8120.543-
（注：表中假设影响的“+”“-”分别表示该变量对农地流转的正向或反向作用。）
根据调查结果，从女性劳动力个人特征看，她们总体上年龄偏大，文化程度不高，从事副业的情况不
多，健康状况一般；从家庭特征看，农业占家庭收入份额一半以下居多，家庭经济压力较大，人均耕地面积不到半亩（调查时，统计的是耕地总面积和家庭人口总数），常有家庭拖累；从决策环境看，农业生产决策权由夫妻共同掌握或女性掌握，农业基础设施条件基本满意，认为种地不划算的占多数，农地流转价格多能接受，农地流转率不高。
二、实证分析
（一）Logistic回归模型
实证分析所考察的被解释变量是农村女性劳动力是否会影响农地流转决策，结果有两个，即愿意流转或不愿意流转，属于二分类变量，Logistic回归模型是研究二分变量非常有效的应用工具之一。因此，本实证分析选用该模型。
（二）回归结果
由于自变量较多，先是进行多重共线性诊断，根据偏相关系数，零级相关系数均小于经验值0.8，可以判断自变量间相互独立。接着进行非条件Logistic回归，其中，年龄、是否有家庭拖累和家庭经济压力3个因素未通过显著性检验，其余11个因素均通过了显著性检验，且模型的拟合优度较好。除去上述不显著因素后的变量回归结果整理如表2所示。
表2 Logistic回归模型估计结果
影响因素B S.E，Wals Sig.Exp（B）
年龄平方 4.6310.031年龄平方（1） 1.1390.34211.0860.0010.824年龄平方（2） 1.9810.52814.0790 1.251
受教育程度 6.3620.023
受教育程度（1） 1.0090.279 5.0560.005 2.194
受教育程度（2） 1.6080.748 4.6260.031 3.993
受教育程度（3） 1.3540.769 3.1030.078 4.872有无副业0.6990.351 3.9720.046 2.011健康状况自评-2.2650.836 2.3450.007 1.633
农业收入份额9.790.02
农业收入份额（1） 1.952 1.41 1.9170.066 2.044
农业收入份额（2）0.979 1.0840.8160.066 2.663人均耕地面积-1.2780.487 6.8890.0090.588农业生
产决策权9.790.02
农业生产决策权（1） 1.790 1.324 1.5670.023 1.644
农业生产决策权（2） 2.309 1.0610.3350.016 3.063
农业基础设施条件 1.2780.487 6.8890.009 1.588种地成本评价 1.5560.31524.4240 4.738
当地流转价格评价 1.1780.335 5.0120.009 3.261当地土地流转率-1.3640.4598.8330.0030.612
（注：表中所有变量均以赋值为1组为参照组。）
从回归结果看，自变量的影响方向均与假设一致。综合比较来看，受教育程度、有无副业、农业收入份额、种地成本评价、当地流转价格评价、当地土地流转率等因素对农地流转决策有显著影响。
女性劳动力个人特征变量方面，年龄因素未通过显著性检验，原因可能与女性劳动力年龄范围较大有关。从年龄平方看，以18—30岁为参照组，31—55岁女性劳动力的流转意愿是参照组的0.824倍，56岁以上女性劳动力的流转意愿是参照组的1.251倍，说明年龄越大，流转意愿越强，但18—30岁女性劳动力的流转意愿高于31—55岁女性劳动力，原因可能是后者是农村劳动力的主力。受教育程度越高，农地流转的可能性越大，这是因为受教育程
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度在很大程度上反映了劳动力的人力资本质量，质量越高，禁锢在耕种上的可能性越小。其中，大专及以上文化程度的女性劳动力的流转意愿是小学及以下文化程度的女性劳动力的4.872倍。有副业的女性劳动力的流转意愿是无副业的女性劳动力的2.011倍，这是因为有了副业，一方面无精力耕种，另一方面认为农业收入较低，投入大量的人力、物力、财力不值得，流转出去还可以获得一些收益，一举多得。健康状况自评较差的女性劳动力更倾向于流转农地。
女性劳动力家庭特征变量方面，农业收入份额越低，农地流转的可能性越大，其中，农业收入份额小于1/3的家庭农地流转可能性是农业收入份额超过2/3家庭的2.663倍；人均耕地面积越多，农地流转可能性越小；家庭经济压力显著性不强，可能与该变量会双向影响农地流转决策有关；是否有家庭拖累显著性也不强，这可能与家庭拖累有的是暂时的、有的是长期的有关。
决策环境变量方面，家庭生产决策权由女性掌握农地流转可能性是男性的3倍，因为毕竟女性劳动力是留守方，且是种地者，她们会根据自己的实际情况决定是否有必要流转农地；农业基础设施条件较差的可能会流转农地，因为农业受灌溉条件、收割难度等的影响；认为种地成本偏高、不划算者流转农地的可能性是参照方的4.738倍，因为农民会考虑成本与收益；能接受当地流转价格者流转农地可能性
是不能接受者的3.261倍，后者往往选择自己耕种而不转出；当地土地流转率越高，更多人会随大流选择转出。
三、对策建议
（一）培养专业化的新型农民队伍
农业现代化离不开农业专业化，只有专业化才能实现效率化，进而加快粮食生产的产业化进程。农业专业化除了需要金融支持、专业技术支持以及低产耕地的优先承包权等政策保障，更重要的是促进耕种者队伍专业化。要着力培养相应数量的“勤种田、善种田、会种田、‘惠’种田”的新型农民。
（二）加快培育新型农业经营主体
借鉴标杆示范地区的“公司+基地”“公司+基地+农户”“公司+专业合作社+农户”等产业化经营模式，推动农业经营主体多元化。加快培育如家庭农场、种养大户、农业合作社等主体，政府要切实履行职能，从信息服务、技术咨询、政策指导、信贷、农业保险等方面给予全方位扶持。
（三）吸引优秀人才扎根农村
可以制定农业院校毕业生到农村经营农业的优惠政策，同时要吸引有志于服务乡村振兴的非农专业大
学生扎根农村和外出务工人员“凤还巢”。在收入上，这些人才的工资应不低于同等条件下本地区工资的中位数；在待遇上，子女入学、中考、高考、入伍、考研、考公等要适当照顾；加强农村基础设施建设，让他们无教育、就医、养老等后顾之忧。
（四）提升女性非农就业能力
加强培训机构与高校之间的合作，专门培育妇女人才。可以采用面对面教学、短期培训、网络课堂等方式，提供包括育婴、家政、营养、婚姻家庭、亲子关系、新媒体运营、自媒体创作、直播电商等职业技能培训，提升她们的非农就业能力。同时，要深入细致地进行市场调研及科学预测分析，挑选适合农村女性经营的市场潜力较大、投资风险较小的小型创业项目；加强与农村女性之间的交流互动，了解她们的创业意向和兴趣；每个村培养一名巾帼创业标兵，树立创业标杆，激发农村女性的创业兴趣和热情。
（五）充分发挥政府职能作用
改革土地产权制度，确保土地所有权的安全性；积极培育农地流转市场，合理引导各类农业企业和资本下乡，同时发挥好农地流转价格机制的作用；促进农地流转与劳动力转移的良性互动；在风险可控原则下，允许和鼓励各地积极探索农地流转创新实践模式；明确地方政府的责任和义务，并对其工作情况进行监管和评估；加强立法，对农地流转的相关细则进行明确和完善等。
参考文献：
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[责任编辑：王芳玲]
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