韓 琨，楊 燕

（山西農業(yè)大學 農業(yè)經濟管理學院，山西 晉中 030801）

土地作為一種較為稀缺且重要的自然資源，如何盡可能有效地利用土地資源，使有限的土地資源發(fā)揮最大的效用，既是現(xiàn)階段農村經濟發(fā)展的現(xiàn)實需要，也是促進國內農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的必然要求。2020年農業(yè)農村部印發(fā)的《新型農業(yè)經營主體和服務主體高質量發(fā)展規(guī)劃(2020—2022年)》通知中指出，“發(fā)展多種形式適度規(guī)模經營、帶動農民就業(yè)增收、培育新型農業(yè)經營主體，是建設現(xiàn)代農業(yè)的前進方向和必由之路”［1］?？梢?，積極發(fā)展適度規(guī)模經營具有重要意義。通過調研發(fā)現(xiàn)，影響農戶土地流轉行為的相關因素比較復雜，存在著農戶土地流轉過程中流轉行為與意愿失諧等問題，許多農戶的流轉意愿并沒有真正地轉化為流轉行為，為此，有關學者進行了一些有意義的探討。

關于土地流轉意愿的影響因素方面，要使農地經營權有序流轉，就必須對農地進行確權。明晰且穩(wěn)定的產權制度更有利于提升農戶轉出土地的意愿，加強農地的流轉集聚［2］。然而在土地確權后，土地租金及交易成本的提升，可能會增強轉出戶轉出土地的意愿及促進流轉行為，但也會對轉入戶轉入土地的行為產生抑制作用［3］，同時，農地確權制度的可信度也會對土地轉出意愿產生不可忽視的影響。除了產權因素的影響外，在個人因素方面，針對農戶老齡化問題，多數(shù)學者認為，隨著農戶年齡的增大，其體力和接受新生事物的愿意都在逐步減弱，對于土地的轉出意愿要高于轉入［4-6］，但也有學者認為，農村老年人對土地具有深厚的感情，其中部分人可能會選擇維持現(xiàn)狀［7］。在性別方面，男性作為從事農業(yè)生產活動的主要群體，其轉入土地的意愿要高于女性。也有學者認為，由于女性對土地的依賴程度較高，其轉入意愿要高于男性［5］，并且隨著人口素質的不斷提高，許多具有較高文化水平農戶的管理能力較強，所以更愿意轉入土地，同樣，文化素質較高的農戶選擇非農就業(yè)的空間也大，在一定程度上也可增強其轉出意愿［5,8］。對于受教育程度較低的農戶，影響其流轉意愿的主要還是收益問題［6］。因為農戶參與土地流轉的最終目的還是為了提高自身的經濟收益，增加家庭收入［41］。對于主要從事農業(yè)經營活動的農戶來說，土地規(guī)模的擴大有利于形成規(guī)模經營，從而使其轉入土地的可能性更大，另外，非農收入在家庭純收入的占比大小也會顯著影響農戶的轉出意愿，而農業(yè)補貼可能會對農戶轉入土地產生一定的抑制作用，對轉出土地起到促進作用。但也有學者發(fā)現(xiàn)，農業(yè)補貼并不會對土地流轉產生促進作用，這是因為農業(yè)補貼會形成土地租金的轉嫁，也會使有意愿轉入土地的農戶降低轉入概率［4,7,10-12］。

對于土地流轉意愿與流轉行為的失諧，如果土地轉出后，農戶擁有穩(wěn)定且多樣化的收入來源，那么流轉土地將有利于提高農戶的生活水平。但如果農戶是由于生活壓力或社會群體性壓力而被迫轉出土地，那么其行為可能并不是其真實意愿的體現(xiàn)［13］。由于經濟落后地區(qū)的農民仍然存在著惜地如金的觀念，并且其非農工資收入較低等因素均影響著其流轉意愿，從而阻礙了土地流轉行為的產生［14］。還有學者通過研究發(fā)現(xiàn)，農戶的土地流轉行為并不是一定受其意愿所控制，它們之間互有聯(lián)系但又相互獨立［15］。

從歷史研究來看，有關農戶土地流轉意愿的議題更受關注，而對實際流轉行為關注得較少，并且研究區(qū)域較少關注山西省沿黃河地區(qū)。山西沿黃河流域的土地轉出行為現(xiàn)狀如何？其主要影響因素有哪些等都有待進一步研究。在鄉(xiāng)村振興背景下，為提高山西沿黃地區(qū)的土地流轉水平，并為政府有關部門今后開展土地流轉相關工作提供一定的參考和借鑒，本文基于山西沿黃地區(qū)539戶的樣本數(shù)據(jù)，運用二元Logistic模型對該地區(qū)農戶土地流轉行為的影響因素展開深入的研究。

1 理論框架構建

由于農戶參與土地流轉的最終目的還是為了提高自身的經濟收益，增加家庭收入。那么作為理性經濟人，農戶通過評估自身的家庭、社會經濟狀況，并以比較利益作為是否進行土地流轉的驅動力，從而最終決定其流轉行為。在這個過程中，“低成本、高收益”是其遵守的主要原則［16］?；诖耍瑢⑥r戶土地流轉行為的影響因素分為6個一級指標和15個二級指標。

（1）農戶家庭經濟特征。本文選取農戶家庭年收入(X1)、農業(yè)經營收入比重(X2)、農業(yè)補貼收入比重(X3)3個變量來體現(xiàn)。農戶的家庭年收入越高，在某種程度上說明其收入來源更加多樣化，而不是僅僅依靠農業(yè)生產來提高其收入水平，因此家庭年收入較高的農戶轉出意愿更高［17］。而農業(yè)經營性收入作為農戶家庭收入的重要組成部分，尤其是在一些具有產業(yè)特色的村莊，由于農業(yè)生產的比較效益高，從而導致農業(yè)經營性收入顯著地抑制了土地轉出行為［11］。關于農業(yè)補貼收入，學術界至今仍未達成共識。有觀點認為，農業(yè)補貼收入會促進土地流轉行為的發(fā)生，比如存在流動性約束的農戶在獲取農業(yè)補貼收入后的經營耕地面積會得到增加［18］；但也有觀點認為，農業(yè)補貼并不會對土地流轉產生促進作用，原因是農業(yè)補貼會形成土地租金的轉嫁，會使有意愿轉入土地的農戶降低轉入概率，同時，由于土地租金的上漲，出租者也不愿意簽訂長期的流轉合同，從而抑制了土地轉入或轉出意愿行為的發(fā)生［19-21］。

（2）戶主個人特征。本文選取戶主性別(X4)、年齡(X5)、戶主文化水平(X6)、戶主健康水平(X7)等4個變量來體現(xiàn)。通常來看，男性作為從事農業(yè)生產活動的主要群體，其轉入土地意愿要高于女性，但從另一個角度看，男性作為一家之主，其信息政策收集的能力要強于女性，所以其轉出意愿更高［5,22］。農戶年齡越大，自身的體力和接受新事物的能力都在逐步減弱，對于土地的轉出意愿要高于轉入［4-6］。具有較高文化水平的農戶，由于其管理能力較強，所以更愿意轉入土地，同樣，文化素質較高的農戶，其選擇非農就業(yè)的空間也大，在一定程度上也可增強其轉出意愿［5,8,23］。戶主的健康水平越高，其轉入土地的意愿也越強，因為經營大面積的土地需要良好的身體素質，以便更好地從事農業(yè)生產活動［24］。

（3）戶主家庭特征。本文選取勞動力人數(shù)(X8)、家中是否有村干部(X9)2個變量來體現(xiàn)。當從事農業(yè)生產的勞動力數(shù)量越多，農戶開展規(guī)模經營的能力也就越強，轉入土地的可能性也就越大，而當勞動力較少時，經營規(guī)模也將縮減，其土地轉出意愿更強［25］。如果農戶家庭成員中有村干部或黨員，由于其具有較為豐富的社會關系網絡，在一定程度上可以協(xié)調各種社會矛盾，保持農地經營權的穩(wěn)定，促進土地流轉［26-27］。

（4）社會保障特征。本文選取是否繳納養(yǎng)老保險(X10)、是否繳納醫(yī)療保險(X11)、是否繳納農業(yè)保險(X12)3個變量來體現(xiàn)。養(yǎng)老保險(新型農村社會養(yǎng)老保險)可以在一定程度上緩解農民對未來生活的憂慮，持續(xù)且穩(wěn)定的現(xiàn)金流能增加農戶土地轉出的意愿［28］。由于醫(yī)療保險(新型農村合作醫(yī)療保險)可起到保障疾病的作用，所以能起到分解土地保障功能的作用，從而對土地流轉意愿起到強化作用。由于新型農村合作醫(yī)療保險，其參保要求屬地參與，這就可能會對農民從事非農產業(yè)工作產生阻礙作用，從而使農民“困”在農業(yè)生產之中，限制了土地流轉行為的產生［28-30］。農業(yè)保險作為重要的農業(yè)生產保障措施，當其保障水平較高時，可以促進土地流入行為的產生；而當其保障水平不高時，則不會促進土地流入行為的發(fā)生。如果農業(yè)保險價格過高且缺乏保障，參保的農戶就會減少，更多的農戶會選擇維持現(xiàn)狀，從而導致其轉出土地的概率沒有發(fā)生明顯的變化［31］。

（5）家庭耕地特征。本文選取耕地質量(X13)、經營耕地面積(X14)2個變量來體現(xiàn)。耕地質量的高低在很大程度上影響著土地的使用價值，耕地質量越高的土地，農戶轉出土地的預期租金也越高，從而使其土地轉出的概率也越大［32］。農戶擁有的耕地面積越大，使之形成規(guī)模經營的可能性也越大，農業(yè)經營收入占比也更高，從而土地轉出的概率也更高［7］。但也有可能是由于耕地面積的增大，土地的細碎化程度也更高，農戶的土地轉出意愿也更高［33-35］。

（6）所在地區(qū)(X15)。本文按由北到南的順序對調研地區(qū)設置地區(qū)虛擬變量，以探求各地區(qū)間的差異。

2 試驗設計

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本基本情況

2.1.1 數(shù)據(jù)來源 黃河山西段長約965 km，流經其境4市19縣，習近平總書記曾強調：“黃河流域是我國重要的生態(tài)屏障和重要的經濟地帶，在我國經濟社會發(fā)展和生態(tài)安全方面具有十分重要的地位”，同時，沿黃河流域的發(fā)展，對縮小山西省東西部與南北部的發(fā)展差距將起到重要的促進作用。本文研究的樣本地區(qū)(偏關縣、石樓縣、吉縣、平陸縣、垣曲縣)都是山西沿黃經濟帶重要組成地區(qū)，而且是打造特色農產品的優(yōu)勢產區(qū)。綜合來看，選取這5個縣作為調研區(qū)，分析農戶土地轉出行為的影響因素具有一定的代表性。本文所使用的實證數(shù)據(jù)全部來自本課題組在山西沿黃地區(qū)組織的農戶問卷調查。2021年7月，調研團隊在山西省沿黃河流域的5個縣進行了實地抽樣調查，共組織發(fā)放問卷635份，收回問卷635份，回收率為100%。剔除無效問卷后最終得到有效問卷539份，問卷有效率為84.88%。

2.1.2 樣本基本情況 在調研地區(qū)分布占比上，偏關縣占比22.4%、石樓縣占比22.8%、吉縣占比20.6%、平陸縣占比20.8%、垣曲縣占比13.4%，其中，有137戶發(fā)生了土地轉入行為，占比25.4%；49戶發(fā)生了土地轉出行為，占比9.1%；360戶未發(fā)生流轉行為，占比65.5%。在農戶家庭收入結構方面，調研區(qū)戶均家庭全年總收入為5.01萬元，戶均農業(yè)經營性收入為3.50萬元，戶均農業(yè)補貼收入為2392.8元，戶均非農工資收入為1.2萬元，其中，農業(yè)經營性收入和農業(yè)補貼收入約占家庭全年總收入的74%。在受訪戶主性別方面，戶主為女性的共有140人，占比26.0%，戶主為男性的共有399人，占比74.0%。在受訪戶主年齡方面，全部農戶的平均年齡為58歲，其中51~60、61歲及以上的占比最多，分別為41.7%、36.0%。在戶主文化水平方面，小學與初中學歷的人數(shù)最多，其中，小學文化程度的共有173人，占比32.1%；初中文化程度的共有230人，占比42.7%。在戶主健康水平方面，戶主健康水平為“好”的共有360人，占比66.8%；健康水平為“一般”的戶主共有126人，占比23.4%；健康水平“差”的戶主共有53人，占比9.8%。在農戶耕地特征方面，戶均經營耕地面積為2.24 hm2，自有和租種他人耕地面積總共不超過3.33 hm2的種植散戶共有441戶，占比82%。在調研區(qū)內，約有41%的土地為山地、丘陵及坡地。在種植作物種類方面，主要包括糧食和經濟作物兩大類，糧食作物包括玉米、小麥、谷子、高粱等，經濟作物主要包括蘋果、桃、核桃、花椒等經濟果樹，除此之外，還有個別農戶種植煙葉、柴胡等經濟作物。

綜合來看，調查樣本較為真實地反映了調研地區(qū)農村的基本情況，符合抽樣調查的基本要求，可以進行下一步的統(tǒng)計分析。調查樣本地區(qū)詳見表1。

表1 樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取情況表

2.2 變量的設定

因變量為農戶是否發(fā)生土地轉出行為。根據(jù)理論分析與研究假設，在農戶土地轉出行為影響因素的實證模型中選取6類共15個自變量，對農戶參與土地轉出行為的水平、積極性進行解釋，具體內容如表2所示。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計

2.3 自變量的多重共線性診斷

為了確保實證分析結果穩(wěn)定，通過方差膨脹因子(VIF)及容差值(1/VIF)對自變量進行多重共線性檢驗。結果顯示，VIF最大值為6.139，最小值為1.022，平均值為2.007；1/VIF容差值最大值為0.978，最小值為0.163。由此可見，模型所有自變量的VIF值均小于10，1/VIF容差值均大于0.1，表明模型自變量之間基本不存在嚴重的多重共線性問題(表3)。

表3 自變量方差膨脹因子

2.4 模型的構建

筆者從農戶是否產生土地轉出行為及影響其行為的相關因素出發(fā)，構建實證模型。以農戶是否發(fā)生土地轉出行為作為被解釋變量，發(fā)生土地轉出行為的用Y=1表示，未發(fā)生土地轉出行為的用Y=0表示。由于該實證模型是一個二分類變量，所以適宜采用二元Logistics模型進行回歸分析［36］，其相應的回歸模型為：

式(1)中，p是農戶發(fā)生土地轉出行為的概率，1-p是農戶未發(fā)生土地轉出行為的概率是農戶土地轉出行為發(fā)生的概率比值(odds)，α是常數(shù)項，Xn是解釋變量，包括農戶家庭經濟特征、戶主個人特征、戶主家庭特征、社會保障特征、家庭耕地特征、所在地區(qū)，βn是解釋變量的系數(shù)，反映了解釋變量對農戶發(fā)生土地轉出行為的影響方向及程度，ε是隨機擾動項。

3 實證結果與影響因素分析

筆者使用STATA 16.0軟件對調研數(shù)據(jù)進行二元Logistic回歸分析。回歸分析結果表明，模型對數(shù)似然函數(shù)值(log likelihood)為-98.796，偽R2(Pseudo R2)為0.398，LR卡方檢驗值為130.81，且P值為0.000，擬合效果較好?；貧w結果見表4。

表4 農戶土地轉出行為的二元Logistic模型回歸結果

3.1 農戶家庭經濟特征的影響

農業(yè)經營收入比重(X2)對農戶土地轉出行為有極顯著的負向影響，表明農戶從事農業(yè)生產所得收入越多，則發(fā)生土地轉出的行為就越低。綜合上文分析可知，樣本農戶的戶均農業(yè)經營性年收入為3.50萬元，占戶均家庭全年總收入的70%，土地轉出行為參與率為9.1%。所以，從總體上可以看出，農業(yè)經營性收入是該地區(qū)農戶家庭收入的主要構成部分，但從各縣的具體情況來看，不同地區(qū)之間也有一定的差異。樣本農戶中，偏關縣、石樓縣、吉縣農業(yè)經營收入占比分別為79.0%、73.2%、85.6%，農戶土地轉出行為占比(土地轉出戶/土地流轉戶)分別為22.6%、20.7%、0%；而平陸縣、垣曲縣農業(yè)經營性收入占比分別為42.0%和53.3%，農戶土地轉出行為占比分別為42.5%和39.0%。據(jù)此可知，在樣本農戶中，偏關縣、石樓縣、吉縣這3個縣的農業(yè)經營性收入占比很高，是其家庭收入的最主要來源，因此也導致了其土地轉出行為的發(fā)生概率也很低，比如吉縣，沒有農戶參與土地轉出的行為，而平陸縣和垣曲縣的農戶兼業(yè)程度較高，農戶參與土地轉出行為的概率也明顯較高。調研樣本地區(qū)都是山西省特色農產品的優(yōu)勢產區(qū)，產業(yè)特色明顯，種植小雜糧及經濟果樹的專業(yè)村較多，農業(yè)生產比較效益高，農民對土地的依賴程度很高，惜地如金。加之農民非農業(yè)就業(yè)機會少，非農收入不穩(wěn)定，最終導致農戶土地轉出意愿較低，這與張會文［37］得到的結論相似。農戶家庭年收入(X1)對農戶土地轉出行為有極顯著的負向影響，這與農戶農業(yè)經營性收入占比過高有直接聯(lián)系，較為單一的家庭收入來源，使農戶轉出土地的動力較弱。農戶農業(yè)補貼收入比重(X3)對農戶土地轉出行為有極顯著的負向影響，從2016年開始，農業(yè)“三項補貼”改革開始在全國范圍內推行，補貼發(fā)放以土地經營權為依據(jù)，從而強化了土地流轉動力。從調研樣本地區(qū)實際情況看，農業(yè)補貼并沒有促進土地轉出，這在很大程度上是因為農業(yè)補貼導致了土地租金的轉嫁，影響了農戶參與土地轉入行為的積極性，從而也抑制了農戶土地轉出行為的產生，這與張莉琴等［12］得到的結果一致。

3.2 戶主個人特征的影響

戶主性別(X4)、文化水平(X6)對農戶土地轉出行為的影響不顯著，樣本農戶中絕大部分農戶長期從事農業(yè)生產活動，男性是從事生產勞動的主要群體，受制于自身知識技能的限制，其獲取非農就業(yè)的機會較少，并且已經形成了固有的生產生活習慣，維持現(xiàn)狀可能是更多農戶的選擇。戶主年齡(X5)對農戶土地轉出行為有極顯著的正向影響，隨著農戶年齡的不斷增長，其體力和精力也在不斷衰減，因此發(fā)生土地轉出行為的可能性也就越大。此外，戶主健康水平(X7)對農戶土地轉出行為的影響并不顯著。

3.3 戶主家庭特征的影響

農戶家庭勞動力人數(shù)(X8)對農戶土地轉出行為的影響不顯著，樣本農戶中從事農業(yè)生產活動的勞動力數(shù)量約占家庭總人口數(shù)的70%，可見農戶對土地的依賴程度較高，更希望通過務農來提高自身的生活水平，因此轉出土地的積極性并不高。農戶家中是否有村干部(X9)對農戶土地轉出行為的影響不顯著，在土地轉出樣本農戶中，家中有村干部的農戶為6個，占比12.2%，雖然調研區(qū)內的村民與村干部之間關系總體較好，但村民的土地流轉積極性并不高，可能的原因是大部分村民受教育程度不高，他們面對土地流轉所產生的租金問題時存在“搭便車”的心理，村民們都希望可以坐享其成其他村民們爭取過來的“公共服務”，因此幾乎沒有人愿意帶頭去與村干部協(xié)商，從而使得大部分村民參與土地流轉相關事務的積極性并不高，這與李志浩等［38］得到的結論相似。

3.4 社會保障特征的影響

農戶是否繳納養(yǎng)老保險(X10)對農戶土地轉出行為的影響不顯著，養(yǎng)老保險(新型農村社會養(yǎng)老保險)可以在一定程度上緩解農民對未來生活的憂慮，持續(xù)且穩(wěn)定的現(xiàn)金流能增加農戶參與土地轉出行為的概率［28］，但如前文所述，農業(yè)經營性收入是該地區(qū)農戶家庭的主要收入來源，且樣本農戶的“戀地情節(jié)”較為嚴重，而土地作為該地區(qū)農戶重要的生計保障，具有較高的養(yǎng)老保障價值，家庭養(yǎng)老和土地養(yǎng)老仍是該地區(qū)農戶主要的養(yǎng)老方式，這也從側面反映了樣本地區(qū)的養(yǎng)老保險保障水平不高，對土地養(yǎng)老保障功能的替代性不強，因此農戶并沒有太高的土地轉出意愿。農戶是否繳納醫(yī)療保險(X11)(新型農村合作醫(yī)療保險)對農戶土地轉出行為有顯著的負向影響，結果表明：農戶醫(yī)療保險參保率越高，土地轉出行為發(fā)生的概率就越低。由于新農保不可以異地參保，且報銷程序較為復雜、繁瑣，農戶需要在參保地和就醫(yī)點之間反復奔波，付出了一定的時間金錢成本，從而把農民“束縛”在了農業(yè)生產之中，而樣本農戶大多為中老年農戶，其本身獲得非農就業(yè)的機會較少，加之在“落葉歸根”思鄉(xiāng)情懷的綜合因素影響之下，農戶不傾向于轉出土地。農戶是否繳納農業(yè)保險(X12)對農戶土地轉出行為有顯著的負向影響，結果表明：農業(yè)保險參保率越高，土地轉出的概率就越低，可能的原因是樣本地區(qū)的農業(yè)保險價格較為合理且為農戶規(guī)避了生產風險，農戶的生產收益得到了相應的保障，轉出土地的可能性就會下降，這與梁超等［31］得到的結論一致。

3.5 家庭耕地特征的影響

耕地質量(X13)對農戶土地轉出行為有極顯著的正向影響，結果表明：耕地質量越高，轉出土地的可能性越大，調研樣本地區(qū)地處黃河之邊，土層深厚，土質質量高，其中，一般及以上土質的占比為77%，土地質量及其使用價值較高，農戶預期可以獲得較為理想的租金收入，加之營利性動機的驅使，農戶轉出土地的可能性較大。農戶經營耕地面積(X14)對農戶土地轉出行為有極顯著的正向影響，表明隨著農戶經營耕地面積越大，農戶轉出土地的概率也就越大，而經營面積較小的農戶需要保證其口糧田來維持生計，所以并不愿意轉出土地。

所在地區(qū)的影響。農戶所在地區(qū)(X15)對農戶土地轉出行為有極顯著的正向影響，表明調研樣本農戶所在地區(qū)越靠近晉南方向，轉出土地的概率就越大。如平陸縣、垣曲縣毗鄰“務工大省”河南，農戶所獲得的非農就業(yè)機會較多，因此其兼業(yè)程度也高于偏關縣、石樓縣、吉縣，農戶參與土地轉出行為的概率也明顯較高。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

本文基于山西省沿黃地區(qū)5個縣共539份農戶的調查數(shù)據(jù)，運用Logistic回歸分析法實證檢驗了山西沿黃地區(qū)農戶土地轉出行為的主要影響因素。結論如下：

（1）9.1%的樣本農戶參與了土地轉出活動，25.4%的農戶參與了土地轉入活動，34.5%的農戶發(fā)生了土地流轉行為，低于全國土地流轉比例(36.2%)，山西沿黃地區(qū)農戶的土地轉出積極性較低。

（2）農戶家庭年收入(X1)、農業(yè)經營收入比重(X2)、農業(yè)補貼收入比重(X3)、農戶是否繳納醫(yī)療保險(X11)、是否參與農業(yè)保險(X12)這5個因素對農戶土地轉出行為有顯著或極顯著的負向影響，其影響程度大小依次為：農業(yè)補貼收入比重＞農業(yè)經營收入比重＞農戶家庭年收入＞農戶是否繳納醫(yī)療保險＞農戶是否繳納農業(yè)保險。戶主年齡(X5)、耕地質量(X13)、農戶經營耕地面積(X14)、調研區(qū)域(X15)對農戶的土地轉出行為有極顯著的正向影響，其影響程度大小依次為農戶經營耕地面積＞耕地質量＞調研區(qū)域＞戶主年齡。

（3）戶主性別、戶主文化水平、戶主健康水平、家庭勞動力人數(shù)、家中是否有村干部、是否繳納養(yǎng)老保險這些變量對農戶土地轉出行為的影響不顯著。

4.2 政策啟示

（1）立足于地區(qū)特色產業(yè)，大力發(fā)展第二、三產業(yè)。山西沿黃河地區(qū)是山西省特色農產品的優(yōu)勢產區(qū)，產業(yè)特色明顯，是山西省重要的優(yōu)質雜糧及經濟果樹產區(qū)，農業(yè)生產的比較效益高，針對該地區(qū)第二、三產業(yè)的發(fā)展動力不足及種植散戶較多的問題，要進一步強化農業(yè)基礎設施建設，改善沿黃河流域水利條件，為推動該地區(qū)經濟發(fā)展，壯大規(guī)模經濟打下堅實基礎。大力發(fā)展第二、三產業(yè)，通過以發(fā)展特色產業(yè)為基礎，以市場需求為導向，聚焦產業(yè)集群，提升精加工水平，推進小雜糧、優(yōu)質水果、中藥材、肉制品等農產品的精深加工產業(yè)集群建設，延長農業(yè)產業(yè)鏈，創(chuàng)建就業(yè)崗位，轉移農村剩余勞動力。在此基礎上，規(guī)劃建設“一村一品”示范村鎮(zhèn)、美麗休閑鄉(xiāng)村等，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游業(yè)，從而加快三產融合發(fā)展。

（2）強化農業(yè)補貼配套措施，激發(fā)農戶土地流轉積極性。由于農業(yè)“三項補貼”改革所給予農業(yè)經營者的補貼基本上被土地出租者強加在土地租金中，導致地租價格上漲，尤其影響了小農戶的土地轉入積極性，再加之許多農戶土地經營規(guī)模小且細碎化現(xiàn)象嚴重，農村勞動力非農就業(yè)機會少，土地對農民的養(yǎng)老、醫(yī)療等社會保障功能仍十分重要，對此，一定要加快探索和完善農地承包權的有償退出機制，創(chuàng)造非農就業(yè)崗位，提升非農就業(yè)水平，從而盡可能地增加農村土地市場的供給，為促進土地轉出創(chuàng)造有利條件。

（3）積極開展農民職業(yè)技能培訓，提升非農就業(yè)水平。從實際調研數(shù)據(jù)可以看出：調研樣本地區(qū)農戶從事非農產業(yè)的比例較小，只有在平陸縣和垣曲縣的兼業(yè)比例較高，這除了與其毗鄰河南省，外出打工的就業(yè)機會較多外，也從側面說明了有一技之長的農民獲取非農就業(yè)機會的較高。所以，針對此現(xiàn)象要大力開展農民職業(yè)技能培訓，根據(jù)農民的現(xiàn)實情況、自身意愿、科學合理、計劃有序地廣泛開展有個體針對性的職業(yè)技能培訓教育，使更多農民掌握一技之長，增強非農就業(yè)能力，為轉出土地提供一定的前提條件。

（4）提高農村社會保障水平，轉變農民惜地觀念。首先，在現(xiàn)有基礎上，進一步提高新型農村社會養(yǎng)老保險的普及力度，尤其是要著力關注貧困地區(qū)農民的普及水平，因為貧困地區(qū)農戶的養(yǎng)老保障方式主要是土地養(yǎng)老和家庭養(yǎng)老，國家可以通過財政轉移等政策，盡可能地使這部分人群妥善參保。其次，要逐步提升農戶養(yǎng)老金水平，完善個人繳費制度，增強其參保積極性。對于新型農村合作醫(yī)療保險不可以異地參保，且報銷程序較為復雜繁瑣等問題，可以建立更為合理、更為人性化、更具綜合性的新型農村合作醫(yī)療保險制度，簡化報銷程序，使農民不再受相關制度政策束縛于農業(yè)生產，從而使其順心轉出土地。

（5）強化生態(tài)保護，構筑沿黃生態(tài)屏障。黃河干流山西段總長約965 km，流經4市19縣(市)，流域面積、人口、經濟總量分別占到山西全省的73.1%、73.5%和75.6%。2017年以來，山西提出全面落實黃河流域生態(tài)保護和高質量發(fā)展戰(zhàn)略，推動沿黃地區(qū)在保護中開發(fā)、在開發(fā)中保護。截至2022年，山西將完成了年度造林任務33萬hm2，使沿黃河4市19縣(市)實現(xiàn)基本綠化，目前，山西黃河流經的市縣林草覆蓋率已達約60%，沿黃地區(qū)實現(xiàn)從“黃”到“綠”，由生態(tài)脆弱區(qū)變?yōu)橹匾鷳B(tài)屏障。當然，生態(tài)脆弱區(qū)環(huán)境的改善離不開土地流轉的貢獻，隨著政策宣傳以及行為引導力度的不斷加大，農戶棄耕坡梁地的行為對于緩解地區(qū)水土流失，風沙侵蝕等生態(tài)環(huán)境問題具有積極作用，對于生態(tài)脆弱區(qū)的保護具有特殊意義。