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杨 融,张永峰,路 瑶
(南京大学 经济学院,江苏 南京 210093)
中国农村土地流转面积增速持续下滑是不争的事实。根据农业农村部数据显示,2013 年中国农村土地流转面积为3.41 亿亩,同比增长22.66%;然而到了2019 年,在农地流转面积仅占全国耕地面积1/3 的情形下,土地流转面积的增长速度却下降到4.71%,与2013 年相比降低了17.95 个百分点。对农户而言,土地不仅仅是最重要的生产资料,更是农户稳定就业的保障,同时还承载着经济增长功能和民生保障功能[1]。因此,从理论上看,在农村剩余劳动力大量脱离农业转移到非农产业的背景下,制约农地转出的关键因素也从农户个人特征和家庭特征等内部因素转变到社会保障水平和地权稳定性等外部环境方面。实际上,中国社会保障制度建设尽管起步较晚但发展迅速,尤其是到2020 年,全国基本养老保险、失业保险、工伤保险参保人数分别达到9.67 亿人、2.05 亿人、2.54 亿人,医疗保险参保人数更是达13.54 亿人,参保覆盖面稳定超过95%。与此同时,得益于农地“三权分置”改革,在土地承包权上分离出来的土地经营权也为农地流转创造了条件,尤其是在2013 年开启的新一轮农地确权颁证工作,进一步强化了农村土地地权的稳定性。由此需要思考的是,为何在社会保障水平不断提升和地权稳定性不断强化的情境下,中国农村土地流转进程仍然出现增速持续下降的现实困境。
事实上,在信息不完全和信息不对称的条件下,农村土地在流转过程中以及流转后必然产生各种风险。首先是失地和失业风险[2-3]。如果土地流转后的经营收入小于预期收入,农户将在一定时期失去经营权并可能永久失去依附在土地上的固定资产[4];更重要的是,当农民的生存与发展需求不能在社会保障与就业上得到满足时,流转带来的土地过度集中必然会损害农民的生存权[5]。其次是耕地质量下降风险[5-6]。土地经营者出于利润最大化考虑,有动机不顾农户的长远利益改变土地的用途,用高回报率的经济作物代替粮食生产,由此导致土壤肥力下降,甚至无法复耕[1]。最后是机会主义行为风险[1,7]。土地经营权流转会产生由制度安排本身引发的机会主义行为,使土地经营权流转存在土地投机的风险[1]。此外,土地经营权流转过程中存在农民主体性缺失,多方逐利刺激下的“合谋”必然会损害农户的利益[7]。而土地流转作为一种市场行为,由土地流转引致的土地纠纷、耕地质量下降等风险很大程度上由农村居民自身承担。王倩等[8]基于河南、山东、安徽、河北、江苏5 省的面板数据证实了风险规避态度对农户土地转入决策及转入规模均具有显著的抑制作用。
农户风险认知水平受到自身有限理性的影响[9],加上收入渠道单一,抵抗风险冲击的能力较弱,而教育经历不足进一步削弱了农村居民识别风险的能力。因此,与一般的经济主体相比,农民的风险规避倾向更强[10-12]。为了减轻风险冲击所带来的不利影响,农户往往采用基于社会网络的非正规风险分担机制,通过集体行动实现风险分担、降低风险冲击的不利影响[13-14]。特别需要指出的是,中国乡土社会的基层结构是一种“差序格局”,即“社会关系是逐渐从一个人一个人推出去的,是私人联系的增加,社会关系是一根根私人联系所构成的网络”[15]。因此,在正规风险应对机制缺失的背景下,中国农户在很大程度上依靠基于社会网络而形成的集体行动来应对收入波动风险[16]。社会资本参与组织情况、社会网络、集体行动、团结程度等维度都对农户风险的非正规分担额度有正向影响[17-18]。也就是说,对于识别风险和抵抗风险能力弱的农户来说,集体行动通过塑造利益共同体,可以有效分摊土地流转风险,提高农户土地流转意愿,是促进农村土地流转效率提升的重要途径。
与既有的研究相比,本文的贡献在于:第一,从集体行动这一非正式制度的视角分析了集体行动通过分摊土地流转风险进而促进土地转出的逻辑关系。已有对土地流转影响因素的研究大多集中在农户的个人和家庭特征、社会保障水平和地权稳定性等方面。但社会保障水平不断提高、地权稳定性不断强化仍然未能扭转中国农村土地大面积闲置的困境。究其原因在于,中国农村居民天然具有风险厌恶的倾向抑制了土地高效流转[19]。因此,从农村居民风险偏好类型出发,研究集体行动如何规避农地流转风险进而促进农村土地流转行为显得尤为重要,然而已有的文献未能对此给予足够的重视。本文基于中国家庭金融调查微观数据弥补了这一点,同时为理解中国农村土地流转效率低下提供了新的视角。第二,通过选取治安环境作为集体行动的工具变量有效解决了模型可能存在的内生性问题。实际上,在集体行动显著影响土地流转的同时,土地流转可能通过示范效应反过来影响农村居民是否参与集体行动。当土地流转收益高时,其他农村居民会跟随流转;反过来,当土地流转收益低时,其他农村居民则会拒绝土地流转。为了解决反向因果导致的内生性问题,借鉴Keele[20]的设定,本文选取治安环境作为集体行动的工具变量进行了稳健性检验,有效提高了基准模型估计结果的可靠性。第三,本文证实了集体行动在促进农村土地流转中可能存在“搭便车”行为,由此导致集体行动尽管对农地流转具有促进作用,但也提高了农村土地流转的交易时间成本,更有可能出现协商失灵。由此得到的政策启示是,充分发挥集体行动在促进农村土地流转中正面作用的同时,需要建立健全集体协商机制。
集体行动包括以下几个要点:个体构成的集团、共同利益、集体决策、制度安排[21]。其中,个体构成的集团指的是集体行动由存在相互依赖关系的个体组成的团体;共同利益是集体行动的动因,也是集团形成的目的;集体决策指个体成员就共同利益的实现而进行的协商;制度安排则是集体行动实现的具体执行方式[21-23]。首先,就个体构成的集团来看,由于农户个体力量无法有效应对市场竞争,更无法防范市场风险和摆脱小农思想的束缚,农户在市场中往往处于弱势地位[24]。通过将农户个体塑造成集团,可以提高农村居民的市场竞争力和抗风险能力。其次,就集体决策和共同利益而言,建立在共同利益基础上的集体组织,在决定是否流转土地时,为了尽可能降低土地流转风险对组织成员带来的冲击,往往采取集体表决的形式作出最终决定。集体决策通过将农户个体信息集中形成信息束,一定程度上克服了信息不完全导致的决策失误。最后,集体行动中的制度安排为进一步规避土地流转风险提供了制度保障。实际上,土地流转中的失地风险、耕地质量下降风险以及利润分配风险很大程度上是由土地流转中的制度安排不健全引起的。例如,田先红等[25]研究发现,风险分担市场缺失和管理成本过高会降低农地大规模流转的绩效。而赵雪雁等[6]认为,非正规风险分担机制是甘南高原农户应对风险的最重要手段,提高社会网络紧密度与支持能力可以增加农户非正规风险分担行为的发生概率。因此,健全高效的制度安排是降低土地流转风险的重要保障。基于上述分析,提出假说H1:
H1:集体行动通过分摊土地转出风险,促进农村土地流转。
刘易斯[26]认为,发展中国家农业生产率远低于工业生产率,存在现代化工业和传统农业并存的二元经济结构。在中华人民共和国成立初期,为加快积累工业发展资金,国家有意抬高工业品价格并降低农产品价格,形成工农产品价格剪刀差。工农产品不等价交易使农业生产剩余长期遭受不公平定价,进一步导致工农业之间形成长期巨大的工资差异,外出非农就业和农业生产之间也存在巨大收入差距,且这种情况还在持续扩大[27]。根据国家统计局公布的数据,2000 年中国城镇居民和农村居民人均可支配收入分别为0.62 万元和0.22 万元,二者差额为0.40 万元。到了2020 年,城镇居民人均可支配收入为4.38 万元,农村居民人均可支配收入为1.71 万元,二者的差距扩大到2.67 万元。在城乡收入分化的宏观背景下,小农户转入土地从事纯农业生产的意愿逐步消退。更多的农户倾向转包土地以期在获得土地财产性收入的同时,通过转移就业获得工资性收入,实现收入来源的多元化,以平滑单一收入来源波动引致的风险冲击。因此,在城乡收入差距持续扩大的背景下,尽管集体行动有助于规避农地流转中可能存在的风险,但无法抑制农户转移就业以寻求更高的货币性收入。基于上述分析,提出假设H2:
H2:集体行动在促进土地转出的同时可能会抑制农村土地转入。
一方面,处于不同生命周期的农户对土地的依赖程度并不相同,衰退期的农户由于缺乏足够的养老支持,对兼具生计功能的土地依赖程度更高。特别是超过60 岁的农户大多经历过大饥荒时代,对土地表现出更加珍视的情感,长期以来的劳动习惯也致使他们无法赋闲,在超过“退休”年龄之后仍然保持着耕作土地的传统。因此,集体行动对处于衰退期农户土地转出决策的边际影响相对更微弱。另一方面,从事非农工作的农业转移人口大部分时间居住在城市,无法对流转后的土地进行有效监管,土地违约使用和过度开发的风险更大。为了避免土地流转后的失地风险、违约风险和利润分配风险,农业转移人口大多选择将土地闲置。在集体行动的条件下,尽管农业转移人口自身不能对流转后的土地进行监管,但其共同行动人可以弥补农业转移人口监管的缺失,规避土地流转后土地承包方的机会主义行为,保障流转后的土地按合约使用。因此,集体行动程度越高,越有利于促进农业转移人口的土地转出行为。基于上述分析,提出假说H3:
H3:集体行动对处于成长期和稳定期农户以及转移就业农户土地转出意愿更加显著。
(一)数据来源
本文使用的数据来自西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心组织管理的“中国家庭金融调查”项目(CHFS)。CHFS 最早的数据是2011 年,目前可公开使用的最新年份数据是2019 年,考虑到2019 年CHFS 数据中部分变量的不可获得性,因而本文使用的是2015 年数据。2015 年CHFS 涵盖全国29 个省(自治区、直辖市)、172 个市、1 396 个村(居)委会,具有较好的代表性。
(二)变量选取
1.被解释变量。由于农户风险规避倾向主要抑制了农户的土地转出意愿[8,28],而集体行动更多的是通过塑造利益共同体规避土地转出风险,进而促进农地转出,因此,本文的核心被解释变量为土地转出。土地转出为虚拟变量,假定农户转出了承包地则虚拟变量土地转出等于1,否则等于0。
2.核心解释变量。目前学术界对如何衡量农村居民集体行动尚未形成统一的定论。本文用172个地级市“土地转出对象”为“专业大户”“家庭农场”“农民合作社”“村集体”“公司或企业”“中介机构”等市场主体占全部土地转出农户比例衡量。与将土地流转给普通农户不同,如果土地流转对象为“专业大户”“家庭农场”“农民合作社”“村集体”“公司或企业”“中介机构”,说明有较多的农村居民将土地流转给同一主体,那么将土地流转给同一主体的农村居民事实上形成了利益共同体,共同承担土地流转风险,产生风险规避效应[29]。此外,为了进一步增加估计结果的客观性,本文同时用“转出土地的主要原因”中选择“其他村民带动”和“村集体推动”占全部转出土地农户比例重新构造集体行动的代理变量。“其他村民带动”和“村集体推动”是一种比较明显的集体行为,因而选其作为农村集体行动的代理变量具有较高的合理性。
3.控制变量。农户的土地流转决策受农户个人特征、土地特征以及劳动特征等多重因素影响。有鉴于此,本文的解释变量还包括农户个人特征控制变量、土地特征控制变量和劳动特征控制变量。其中农户个人特征控制变量包括是否担任村干部、性别、年龄、婚姻、健康水平、教育程度、政治面貌和工作性质;土地特征控制变量包括土地质量、土地是否适用机械化操作;劳动特征控制变量包括农业劳动人数和农业劳动时间。此外,农地确权强化了土地的产权稳定性,因而会对农户的土地流转行为产生显著影响;农户经历的土地征地次数同样影响农户的权属意识,频繁的土地征收会弱化地权稳定性,影响农户土地流转决策;养老保险具有替代土地流转后的保障功能,对土地流转具有促进作用。考虑到以上方面,本文在模型中进一步控制了三组变量:农地确权、征地经历和养老保险。
表1 报告了变量的描述性统计分析。可以看出,土地转出的均值为0.127,表明全部样本中仅有不到两成农户将自己的土地转包出去,即中国当前土地流转发生率仍然偏低。集体行动的均值为0.192,即在所有进行土地转出的农户中,仅有19.2%的农村居民通过集体行动进行,绝大部分仍然是农户自身单独进行流转。在个人特征中,村干部的均值为0.029,即大部分为普通农户;性别的均值为0.507,男性样本略多于女性样本;年龄的均值为45.961 岁,根据第七次全国人口普查结果显示,中国人口的平均年龄为38.8 岁,低于农村居民年龄均值,表明农村老龄化程度大于城市;健康水平的均值为2.576,介于一般和好之间;教育程度的均值为2.869,接近初中水平;婚姻状况的均值为0.844,即大部分农村居民已婚;工作性质的均值为0.239,即全部样本中纯农户占比在30%左右。养老保险的均值为0.670,表明大部分农户具有养老保险。土地质量的均值为2.661,机械化操作的均值为0.390,征地经历的均值为0.131,农地确权的均值为0.337。
表1 描述性统计分析
(三)模型设定
1.基准回归模型。基准回归采用OLS 估计,基准回归模型设定如下:
式(1)中tdzc表示土地转出,jtxd代表集体行动程度,X代表农村居民个人特征控制变量,Y代表土地特征控制变量,Z代表农村居民劳动特征控制变量,ui代表误差项。
2.三阶段最小二乘法的进一步检验。为了确保基准回归结果的客观性,本文进一步采用三阶段最小二乘法进行稳健性检验,三阶段最小二乘法模型构建如下:
式(2)用集体行动来解释农户土地转出决策的边际影响,其中tdzc表示土地转出,jtxd代表集体行动程度,Xi是控制变量,ui代表误差项;式(3)以集体行动为被解释变量,其中jtxd代表集体行动程度,Xi是控制变量,ui代表误差项。
(一)基准回归
表2 报告了基准回归估计结果,其中结果第1列是未添加控制变量情形下集体行动对土地转出行为的估计值,结果第2 列、第3 列和第4 列分别是相继增加个人特征控制变量、土地特征控制变量和农业劳动特征控制变量情形下集体行动对土地转出的边际影响。
从表2 可以看出,在未添加控制变量的情形下,集体行动对农地转出的系数估计值为0. 071,在1%水平下显著,即集体行动显著促进了农户的土地转出决策;同时,相继添加个人特征、土地特征和劳动特征等控制变量后,集体行动对土地转出的估计值均在1%水平下显著为正。因此,不论是否增加控制变量,集体行动程度的提高均显著促进了农户的土地转出倾向,提高了农村土地流转效率。其中的原因在于,农户的土地转出决策本身是一种市场行为,农户在转出土地获得股权性或者货币性收入的同时,必须承担土地转出后的失地、耕地质量下降以及土地转入方出于自身利益最大化动机的各种机会主义行为等市场风险。正是出于对土地转出风险的顾虑与担忧,农村居民宁愿将土地闲置也不愿意将土地转出,由此导致中国农村土地存在大面积撂荒。作为规避风险的重要渠道,集体行动塑造的利益共同体不仅能够提高农户的议价能力,一定程度克服土地转入与转出方的信息不对称,更有助于形成监管合力,确保转出后的土地按契约使用,将土地转出风险最小化。由此,集体行动表现出对农户土地转出决策的显著促进作用。
表2 基准回归
基准回归采用的逐步回归法为检验模型中是否存在遗漏变量从而导致估计结果有偏提供了证据。借鉴Altonji et al.[30]和Oster[31]的方法,通过估计系数值的变化来间接估算模型的偏误多大程度来自参数估计偏误。具体思路是,通过建立包含不同控制变量的回归方程得到核心解释变量的估计系数,然后计算遗漏变量偏误系数。首先,估计仅含有核心解释变量和被解释变量的方程,得到核心解释变量的系数估计值,假定等于βA;其次,进一步加入所有可观测控制变量进行回归,得到核心解释变量的系数估计值,假定等于βB;最后,根据Altonji et al.给出的公式σ=|βB/(βA-βB)|计算得出遗漏变量偏误系数σ。该公式中(βA-βB)值越小,说明在控制尽可能多的控制变量之后,加入所有可观测控制变量后的估计系数与仅含有核心解释变量的估计系数差别越小,这样由于遗漏变量导致的系数估计误差就越小。理论上,若σ＞1,则由不可观测因素导致的影响较小。从表2 中的基准回归可知,结果第1 列是未增加控制变量下集体行动对土地流转的估计值为0.071,即βA=0.071;增加征控制变量后,集体行动对土地流转的估计值为0. 169,即βB=0.169。由此可知,σ=|βB/(βA-βB)|=|0.169/(0.071-0.169)|=1.72,因而遗漏变量偏误系数σ大于1。也就是说,基准回归中由于遗漏变量导致估计结果有偏的可能性较小,即基准回归的结果是稳健的。
(二)稳健性检验
1.内生性问题。需要指出来的是,农地流转在农村催生了新的农民阶层和新的农民经济组织方式,并显著改善了农村社会生态系统中行动者参与集体行动的条件,由此提高了农村集体行动能力[21]。农村中广泛存在的邻里效应致使通过集体行动促进的农地流转产生示范作用。也就是说,集体行动与农地转出可能互为因果,即集体行动在促进土地流转的同时,反过来集体行动本身也会受到农地流转影响。考虑到模型可能存在反向因果的内生性问题,本文选取村集体治安环境作为集体行动的工具变量重新进行估计,治安环境用“对社区治安管理满意度”衡量。通常来讲,集体行动程度越高的地区,居民往往更加团结,治安环境也更好,即集体行动显著影响当地的治安环境。此外,已有的研究大多表明土地流转受农户个人及家庭特征[32-33]、社会保障因素[34-35]和地权稳定性[36]等因素影响,与当地治安环境无关。因此,选取治安环境作为集体行动的工具变量满足相关性和排他性的要求,具有较高的合理性。同时,本文用AndersonLM统计值来检验所选取的工具变量是否存在识别不足,用Cragg-DonaldWaldF统计值检验是否存在弱工具变量,用Sargan统计值检验工具变量是否存在过度识别。表3 报告了考虑工具变量的稳健性检验结果。
表3 考虑工具变量的稳健性检验
从表3 的AndersonLM统计值、Cragg-Donald WaldF统计值、Sargan统计值可以看出,选取治安环境作为集体行动的工具变量不存在弱工具变量、识别不足和过度识别问题,即选取治安环境作为工具变量是合理的。同时,不论是用“土地转出对象”为“专业大户”“家庭农场”“农民合作社”“村集体”“公司或企业”“中介机构”等市场主体占全部转出土地农户比例作为核心解释变量,还是用“转出土地的主要原因”中选择“其他村民带动”和“村集体推动”占全部转出土地农户比例作为集体行动的代理变量,集体行动对农户土地转出行为的估计值均在1%水平下显著为正。因此,在解决内生性问题后,估计结果同样支持基准回归的结论。
2.替换解释变量。替换核心解释变量有两种方式:一是用“转出土地的主要原因”中选择“其他村民带动”和“村集体推动”占全部转出土地农户比例代替“土地转出对象”为“专业大户”“家庭农场”“农民合作社”“村集体”“公司或企业”“中介机构”等市场主体占全部土地转出农户比例。“其他村民带动”和“村集体推动”同样可以有效衡量农户土地流转是否是集体行为,因而选其作为农村集体行动的代理变量具有较高的合理性。二是将“家庭农场”在集体行动中排除。由于“家庭农场”并不一定是集体行动的结果,因而本文进一步将土地转出至“家庭农场”的样本剔除在集体行动之外重新进行稳健性检验。表4报告了替换核心解释变量后的稳健性检验结果。从表4 可以看出,不论是重新定义集体行动,还是将“家庭农场”排除,集体行动对土地转出的估计值均显著为正,与基准回归结果一致,即集体行动程度的提高可以显著促进农村土地转出这一结论具有较高的可信度。
表4 替换解释变量的稳健性检验
3.替换估计方法。在大样本条件下,使用Bootstrap 自助法能以更快的速度收敛到真实值;单一方程往往忽略不同方程扰动项之间可能存在的相关性,而三阶段最小二乘法(3SLS) 可以避免这一问题。因此,本文同时使用 Bootstrap 自助法和 3SLS重新估计集体行动对农户土地转出的边际影响,估计结果如表5 所示。从表5 可以看出,不论使用Bootstrap 自助法,还是用三阶段最小二乘法,集体行动对农户土地转出意愿的边际影响均显著为正。由此表明,替换估计方法的稳健性检验进一步证实了基准回归结果的客观性,即集体行动显著促进了农户的土地转出行为。
表5 替换估计方法的稳健性检验
(三)异质性检验
由于基准回归结果反映的是集体行动对全体农户土地转出决策的平均效应,而这种平均效应很可能会掩盖集体行动对不同农户的异质性影响,从而干扰对集体行动与农户土地转出决策因果关系的正确认识。有鉴于此,本文进一步检验集体行动对不同生命周期和不同工作性质农户的异质性影响。
1.生命周期异质性。处于不同生命周期的农户对土地的依赖程度并不相同,尤其是在城乡收入分化的背景下,新生代农民工从事农业相关工作的意愿几近消失。有鉴于此,本文检验了集体行动对成长期(30 岁以下)、稳定期(30～60 岁)和衰退期(60 岁以上)农户的异质性影响,检验结果如表6 所示。从表6 可以看出,在OLS 估计方法中,集体行动对成长期农户和稳定期农户土地转出决策的系数估计值均大于其对衰退期农户的系数估计值,3SLS 估计方法显示出同样的结论。由此表明,与处于衰退期的农户相比,集体行动更有可能促进成长期和稳定期农户的土地转出决策。其中的原因在于,对处于衰退期的农户而言,自身积累的财富水平不足以支撑长远的养老规划,因而对兼具生计功能和保障功能的土地依赖程度更高;特别是部分农村老龄人口经历过大饥荒时代,土地由于被物化而产生的“禀赋效应”更加强烈;同时,长期以来的劳动习惯也使他们无法在“退休”后进入赋闲状态,“退而不休”在农村老龄人口中表现尤为明显。因此,集体行动对处于衰退期农户土地转出决策的边际影响相对更微弱。
表6 生命周期异质性检验
2.工作性质异质性。根据国家统计局发布的《2019 年农民工监测调查报告》显示,2019 年全国农民工总量达到2.90 亿。与2009 年的2.29 亿相比,10 年间中国农民工数量增长了6 099 万人。同时,国务院在2014 年印发的《国家新型城镇化规划(2014—2020)》中提出“实现1 亿左右农业转移人口和其他常住人口在城镇落户”的目标,进一步推动了农业人口转移。农业人口大规模向城市转移,致使农村土地大量闲置,严重弱化了农村土地资源配置效率。能否有序推进农业人口转移后土地高效流转,成为制约农业规模化经营和现代化发展的关键之一。有鉴于此,本文检验了集体行动对纯农户和转移就业农户土地转出决策的差异影响,检验结果如表7 所示。
表7 工作性质异质性检验
从表7 可以看出,不论是OLS,还是3SLS,集体行动对转移就业农村居民土地转出决策的系数估计值均大于其对纯农户土地转出决策的系数估计值。也就是说,集体行动程度的提高更加有助于提升转移就业农户群体的土地流转行为。实际上,从事非农工作的农业转移人口大部分时间居住在城镇,人地分离导致转移就业农户无法对流转后的土地进行有效监管,转出土地面临土地违约使用和过度开发的风险更大。为了避免土地流转后的失地风险、违约风险和利润分配风险,农户在转移就业后大多选择将土地闲置,由此导致农村土地撂荒。然而,在集体行动的条件下,尽管农业转移人口自身不能对流转后的土地进行监管,但其共同行动人可以弥补农业转移人口监管的缺失,降低土地流转风险,保障流转后的土地按合约使用。因此,集体行动程度越高,越有利于提高农业转移人口的土地转出行为。
(四)作用机制
1.失地风险。理论上讲,集体行动促进农村土地转出的关键在于实现风险分担,平滑土地流转风险冲击带来的收入波动。为了验证这一作用机制,本文用“未转出土地的主要原因”中的“担心流转风险(如承包方不能按时支付租金或无法按期收回)”作为衡量土地流转后失地风险的代理变量进行检验。假定“未转出土地的主要原因”中选择“担心流转风险”则虚拟变量失地风险等于1,否则等于0。表8 报告了集体行动对失地风险的影响以及失地风险对农户土地转出决策的估计值。
表8 失地风险的中介作用
从表8 可以看出,结果第1 列中,集体行动对失地风险的估计值为-0.005,在1%水平下显著,即在未添加控制变量的情形下,农村居民集体行动的提高显著降低了农村土地流转风险。同时,进一步增加个人特征、土地特征和劳动特征等控制变量后,集体行动对失地风险的系数估计值仍然显著为负。也就是说,集体行动确实起到了实现风险分担,降低土地流转风险的作用。同时,表8 第3 列和第4列的估计结果表明,失地风险对农户土地转出决策的系数估计值显著为负,即失地风险显著抑制了农户土地转出意愿。这意味着,通过集体行动塑造的利益共同体提高了农户的议价能力,显著降低了土地转出后的失地风险,而失地风险越低,农户土地转出意愿越强烈。因此,“集体行动—失地风险下降—土地转出增加”的作用路径得到验证。
2.土地质量下降风险。同样需要指出来的是,土地转出后,承包方为了实现自身利益最大化,有过度使用农药、化肥的动机,而农药和化肥的过度使用在短期提高农产品产量的同时,也给土地质量带来了难以逆转的损害。根据世界银行数据显示,2018 年中国每公顷耕地化肥消费量为393.2kg,同一时期美国、日本和印度每公顷耕地化肥消费量为128.8kg、253.7kg 和175.0kg,即中国每公顷耕地化肥消费量不仅远高于同为发展中国家的印度,同样远高于美国和日本等发达国家。过高的化肥消费量不仅侵蚀了土地质量,同时也造成了农业面源污染。有鉴于此,本文使用化肥支出作为土地质量下降风险的代理变量,检验“集体行动—土地质量损耗风险下降—土地转出意愿提升”的作用机制,检验结果如表9 所示。
表9 土地质量损耗风险的中介作用
从表9 可以看出,集体行动对化肥支出的系数估计值显著为负,即集体行动显著降低了土地转出后土地转包方的化肥支出,对土地转包后的土地质量损耗风险具有显著的规避作用。与此同时,在结果第3 列和第4 列,化肥支出对土地转出的边际影响显著为负,即化肥支出越高,农户土地转出意愿越微弱。由此可知,通过集体行动形成的监管合力显著降低了由化肥过度支出引起的土地质量损耗风险,而土地质量损耗风险的下降进一步促进了农户的土地转出决策。由此,“集体行动—土地质量损耗风险下降—土地转出增加”的作用机制得到验证。
(五)拓展性讨论
1.集体行动如何影响农户土地转入? 除了关注集体行动对农户土地转出决策的边际影响外,分析集体行动对农户土地转入决策的边际效用有助于全面理解集体行动在农村土地流转中的客观作用。基于此,本文进一步检验集体行动对农户土地转入决策的边际影响,检验结果如表10所示。
表10 集体行动对农户土地转入决策的影响
从表10 可以看出,不论采用OLS 还是3SLS 以及不论是否添加控制变量,集体行动对农户土地转入决策的系数估计值均显著为负,即集体行动可能对农户的土地转入决策表现出显著的抑制作用。可能的解释是,土地转入和土地转出代表两种不同的就业倾向,其背后蕴含的农业生产风险也截然不同。农户转出土地不仅可以获得财产性收入,同时可以通过非农就业获取工资性收入,实现收入来源的多元化,以避免单一收入波动带来的风险冲击。与土地转出相比,土地转入尽管在一定程度上可以推进土地的规模化经营,但农户经营的土地规模越大,受自然灾害和农产品价格波动等自然风险和市场风险冲击而带来的损害也就更加显著。尤其是在城乡绝对收入差距持续扩大的背景下,农户转入土地的意愿更低。因此,集体行动表现出对农户土地转入决策的抑制作用。实际上,在农业现代化发展要求下,传统的种田能手已经无法适应农业集中化和规模化生产的需要,因而政府层面更加倾向鼓励土地向农业企业、专业大户、家庭农场、农民合作社等新型农业经营主体流转,而集体行动情境下农户的土地转入方向正是这一类新型农业经营主体。因此,集体行动表现出对农户土地转入决策的阻抑作用暗含着土地转入方向已经从传统的种田能手转变为各类新型农业经营主体,这本身也是农业现代化的必然要求。
2.集体行动存在“搭便车”行为吗? 正如奥尔森[37]所说,尽管集体行动有效维护了集体成员的共同利益,但在理性人假定下,出于追求自身效用最大化的目的,自利的集体成员可能并不会积极主动地发起集体行动,由此导致集体行动会诱发集体成员的“搭便车”行为,一个突出表现是集体组织达成集体共识需要的时间成本相对个人单独行动而言更高。具体来说,集体行动促进的土地转出以及由土地转出推进的工商资本下乡使得农村中传统的乡土关系受到冲击甚至被经济关系替代,导致村民之间信任与关系网络被破坏,由此不断削弱农户对村庄的归属感,最终提高了农村居民达成集体行动的交易成本[22,38]。有鉴于此,本文用“从有流转意愿到最终签订流转合同,您家花费了多长时间?”作为土地流转交易时间成本的代理变量,以检验集体行动在促进农村土地转出中是否存在“搭便车”行为,检验结果如表11 所示。
表11 集体行动对土地流转交易时间成本的边际影响
从表11 可以看出,在OLS 和3SLS 两种不同的估计方法中,集体行动对土地转出交易时间的系数估计值均显著为正。土地流转交易时间数值“1”表示“签订流转合同”时间“少于1 个月”,数值“6”表示“签订流转合同”时间“大于24 个月”,即土地流转交易时间数值越大代表达成交易的时间越长。由此表明,集体行动显著提高了农村土地转出的交易时间成本。可能的解释是,不论是两个人的“囚徒困境”,还是三个人的“三个和尚没水吃”,出于共同目标而成立的集团组织难以避免集团成员由于追求自身利益而出现的“搭便车”行为,由此导致集体行动在促进农地转出中出现协商失灵,并提升土地转出的交易时间成本。
本文基于农户风险厌恶的视角,利用2015 年中国家庭金融调查数据检验了集体行动对农村土地流转的影响,研究结果表明:集体行动程度的提高显著促进了农户土地转出决策,但对农户土地转入行为存在抑制作用。此外,集体行动对农户土地转出决策的促进作用对处于成长期和稳定期的农户以及农业转移人口群体表现更加明显。具体的作用机制有两条:“集体行动—失地风险下降—土地转出意愿提升”和“ 集体行动—土地质量损耗风险下降—土地转出意愿提升”。进一步研究发现,集体行动提高了农村土地转出的交易时间成本,意味着集体行动在促进农村土地转出中可能存在“搭便车”行为。
农村土地大面积撂荒严重制约了农业现代化发展。为了进一步促进农村土地流转,推动农业规模化经营和现代化生产,基于本文的研究结论,应当作好如下几点:一是充分发挥村集体的引导作用,提高农村居民土地流转集体行动程度。目前中国农村地区集体行动程度仍然偏低,未能有效发挥村集体在组织引导土地流转过程中的作用。根据2015 年中国家庭金融调查数据显示,在172 个被调查的地级市中,仅有不到两成的农村居民通过集体行动进行土地流转,绝大部分仍然是农户自身单独进行土地流转。因此,需要充分发挥村集体的引导作用,提高农村土地流转效率。二是积极推进农业转移人口市民化,减少土地撂荒面积。本文的研究表明,集体行动对农业转移人口土地流转行为具有更高的促进作用。因此,应当进一步深化户籍制度改革,逐步放宽城市尤其是中小城市落户条件,加强农业转移人口就业服务和职业技能培训,提高农业转移人口融入城镇的能力,推进农业转移人口市民化,通过农业转移人口市民化减少农村土地撂荒面积,提高农村土地流转效率。三是健全集体行动协商机制。本文的研究结果表明,集体行动在分担土地流转风险促进农地流转的同时,提高了农地流转的交易时间成本。因此,需要建立健全集体行动协商机制,降低土地流转的时间成本,提高农村土地流转效率。
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