村级产权干预对农户农地转出行为的影响——基于鲁豫湘川四省的调查

作者：孙小龙 郜亮亮 郭　沛  责任编辑：网络部  信息来源：《农业经济问题》2018年04期  发布时间：2018-10-20  浏览次数： 2228次

【摘　要】激励农户转出农地是增加农地流转市场供给活力的重要保证，对转出行为的影响因素进行分析具有理论和现实意义。现实中，村集体对农地进行调整或对农地流转进行管制是常见的产权干预，本文利用山东、河南、湖南和四川4省566个农户的调查数据实证分析了这种村级产权干预对农户农地转出行为的影响。研究表明，存在村级农地调整与流转管制使得农户转出农地的概率分别下降了8.4个百分点和9.0个百分点，同时只要存在农地调整与流转管制会使得农户农地转出的面积分别平均减少0.287亩和0.378亩，这是因为村级产权干预会造成农地产权的不完整，增加流转的交易费用，对农户的农地转出行为具有抑制作用。因此，为促进农地流转健康有序进行，应继续严格落实中央限制农地调整的政策，减少村级对农地流转行为的管制，进一步提高农地使用权、收益权和交易权的稳定性。

【关键词】村级产权干预；农户；农地转出；农地调整；流转管制

一、引言

农地流转是推进农业规模化经营和加速现代农业发展的基础，同时也是解决“三农”问题的关键手段。据农业部统计，截至2015年底，全国农地流转面积达4.47亿亩，占全国农户承包耕地总量的33.3%^①，比2008年底流转比例提高了24.4个百分点。尽管农地流转取得了显著成效，但总体而言，中国农地流转市场发育还不完善，部分地区依旧存在流转活力不足、流转规范性不高、结构不协调等问题（马贤磊等，2016）。而农地流转市场的发育主要取决于有效的农地供给和需求，但从农地流转的实际情况来看，总体上呈现需求大于供给的态势（钱忠好，2003；吴云青等，2016）。因此，研究农地转出方的行为及其影响因素更有现实意义。

那么，如何才能有效促进农地转出，增加农地供给？产权经济学家认为，稳定和清晰的农地产权是实现农地健康有序流转的基本前提。从宏观政策来看，自1978年实施家庭联产承包责任制以来，中国的农村土地政策一直沿着稳定土地承包关系、增强农民信心的方向前进（丰雷等，2013）。从1984年中央“一号文件”提出的“土地承包期一般应在15年以上”，1993年规定的“土地承包经营权再延长30年不变”，到1998年修订的《土地管理法》和2003年施行的《农村土地承包法》进一步强调了“二轮承包期30年不变”，2007年施行的《物权法》规定农地承包经营权作为用益物权，再到2008年中共十七届三中全会明确提出的“现有土地承包关系要保持稳定并长久不变”，农地产权的稳定性已逐步通过法律制度得以强化。然而，现实中农户的土地承包关系并不稳定，部分农村地区依旧存在土地频繁调整的现象。叶剑平等（2010）对中国2008年17省的土地调查发现，约有64%的样本村在二轮承包时进行了农地调整，部分样本村甚至在二轮承包之后还对农地进行了调整。村级层面的土地行政调整是村级组织干预农地产权、破坏地权稳定性的具体表现。一般认为，农村土地的频繁调整会导致农地产权的残缺和不稳定，进而提高农地流转的交易成本，从而制约农地流转市场的发育（邓大才，1997；钱忠好，2002；叶剑平等，2006）。从国内经验来看，赵阳（2007）借助Logit模型实证分析了农地流转市场发育的影响因素，发现突破小组界限的农地调整对农户之间的土地租赁行为有显著的负面影响。Jin等（2009）对中国9个省份农户调查数据进行了分析，研究发现村级农地调整显著抑制了农户参与农地流转市场的可能性。刘克春等（2006）的研究进一步指出，不稳定的农地产权会增加农地流转的交易费用，而交易费用的增加又会阻碍农户农地流转的行为。从国际经验来看，Macours等（2010）基于多米尼加共和国的调查数据研究发现，稳定的地权对农地流转有显著的正向影响，稳定的地权使得农户农地流转比例上升了21%。Deininger等（2003）对尼加拉瓜共和国1995年和1998年的调查数据研究同样发现，农地产权越稳定，农地所有者越有可能参与农地流转市场。

实际上，产权是一组由使用权、收益权和交易权等组成的权利束（Feder等，1991；埃格特森，2004）。对其中任何一个权利子集进行干预都会造成产权的不稳定性，进而影响到产权价值的实现。上述所引文献主要是强调村级组织对农地使用权和收益权的干预，如村级农地调整造成了农地使用权和收益权的不稳定，从而影响了农户的农地流转行为。然而，从实际情况看，村级组织还会对农地的交易用权进行干预^②，造成农地交易权的不稳定。叶剑平等（2000）利用中国1999年17个省份的农户调查资料发现，约有17%的农户认为只有得到村委会的批准才能把农地使用权进行转包或转租。郜亮亮等（2014）基于2000年和2008年6省1200户农户的追踪面板数据研究发现，2000年农地流转受到村级干预（管制）的农户比例约为20.61%；2008年，只有3.18%^③的农户在流转农地时受到村级干预。而对农地的交易权的干预或管制会扰乱农地交易市场，减少农户农地流转收益，进而减少农地市场供给，阻碍农地的合理流动（钱忠好，2002；张红宇，2002）。

现有研究成果对本文有重要的启示作用，但还存在一些改进的空间：一是已有研究主要考察村级组织对农地使用权和收益权的干预如何影响农户农地转出行为，从产权完整性的角度来看，对农地交易权干预的关注还不够，尽管有一些关于行政干预的报道性文章，但规范的实证研究文献不多；二是部分研究仅是个别省份的调查，而利用多省份随机调查数据进行实证分析的研究并不多。基于以上考虑，本文运用多省份随机抽样调查数据，深入分析村级产权干预对农户农地转出行为的影响，为有效增加农地供给，推动农地制度的改革增添微观经验数据。

二、村级产权干预对农户农地转出行为影响的理论分析

在“理性经济人”假设的前提下，农户都是在一定的经济环境约束下追求利润最大化的个体。无论是何种原因导致的农地流转，农户都是基于从事农业和非农业成本收益衡量后的理性选择。当农业收益期望值预期超过非农期望收益预期时，理性的农户将会扩大农地经营规模；反之将会缩小农地经营规模甚至有可能会放弃对农地的经营。

本文中的村级产权干预主要指村级组织以非市场化的调控方式对农户所拥有的农地使用权、交易（转让）权和收益权进行干预的行为。本文假定农地流转市场是一个完全竞争市场，农户农地流转的边际净收益为MR，单位农地流转的均衡价格是PL，MR与PL相交于均衡点E，在没有村级产权干预的情况下，农地转入方和转出方的行为主要依据的是农地流转的价格，此时农户农地经营的最优规模为L。当存在村级产权干预时，会造成农地产权的不完整，从而增加了农地流转的交易费用^④。假设交易费用（C）分别由农地转入方（C1）和农地转出方（C2）分别承担，C=C1 C2。假设在其他要素投入不变的情况下，对农地转入方而言（见图1），其预期的交易价格由PL上升至PL C1，均衡点由E点移动到E1点，此时理性的农地转入方所愿意租入的农地面积将从L0DL减少到L0DL1D；而对农地转出方来说，农户转出农地所获得的边际收益由PL下降至PL-C2，均衡点由E点移动到E2点，从节约成本的角度出发，农地转出方将会把流转面积从LL0S减少到L1SL0S。显然，村级产权干预造成了农地产权的不稳定，增加了农地流转的交易费用，对农户的农地供求行为具有抑制作用。

图1农地转入面积

图2农地转出面积

三、数据来源与描述性统计分析

（一）数据来源

本文所用的数据来自项目组于2013年在山东、河南、湖南和四川4省围绕土地和劳动力这一主题进行的入户实地调查。调查分为村级和农户两类问卷，分别在村干部和农户两个群体中进行调研。问卷内容涵盖了2012年样本村庄的社会经济情况以及村庄内样本农户的家庭人口特征和农地流转情况等。

在具体调查中，主要采用多阶段分层随机抽样的方法。首先，确定样本县，在每个样本省的内部按农民人均纯收入这一指标将各省所辖的县分为高、中、低3类，从每类中随机选取1个样本县，共选取12个样本县；其次，确定样本乡（镇），在选取的样本县内，每个县随机选取2个乡（镇），1个经济发展水平较高，1个经济发展水平较低，共选取24个乡（镇）；最后，确定样本村和样本农户，在所选取的每个样本乡（镇）中，随机选取2个样本村，每个样本村内按照等距抽样原则，再随机抽取12个农户进行入户调研，并通过访问村干部完成村级问卷^⑤，共计48个村576个农户。剔除无效样本^⑥后，最终得到566个有效样本，占调查总样本的98.26%。

为了考察村级产权干预对农户农地转出行为的影响，项目组在村级问卷中专门设置了如下问题：“二轮承包以来，村里面有没有调过地？”、“流转农地是否要征求村集体的同意？”^⑦分别考察村级对农户农地使用权、收益权和交易权的干预。需要说明的是，将“流转农地是否要征求村集体的同意？”视为管制，是目前较好衡量村级干预的变量，尽管存在测量误差。这个问题的含义是指农户在流转农地的时候是否要征得村里的同意。当然，从字面意思来看，征求意见可能是向村集体咨询或寻求村集体支持，但这种可能性更多是理论逻辑上的。据项目组调查，农户流转土地时不会去到村里寻求帮助，更多是征求同意。郜亮亮等（2014）和马贤磊等（2016）的研究也证实了如上情况。

（二）描述性统计分析

1.村级产权干预与农地转出行为。

表1的统计性描述分析表明，样本区域农户农地转出的比例为19.96%，农地转出的平均面积为0.57亩。此外，与没有村级产权干预的农户相比，有产权干预的农户农地转出参与率和转出面积都在降低或减少。从农地转出参与率来看，样本区域发生过农地调整的村庄中，农地转出的农户比例为18.70%，这比没有发生过农地调整村庄中的转出农户比例（22.07%）低3.37个百分点；在流转受管制的村庄中，农户农地转出率为17.18%，比不受流转管制村庄中的转出农户比例（22.37%）低5.19个百分点。从农地转出面积来看，在发生过农地调整的村庄中，农户农地转出的平均面积为0.54亩，比其他农户（没有发生农地调整村庄中的农地转出户）少0.09亩；流转受管制的农户组中，农地转出的平均面积为0.4亩，比不受管制的农地转出户少0.32亩。

表1村级产权干预与农户农地转出行为的关系

注：截至2012年底，全国土地流转面积占家庭承包耕地面积的21.5%

2.其他因素与农地转出行为。

基于现有文献，我们在考察村级产权干预对农户农地转出行为的影响时，还需考虑影响农地转出行为的其他因素。主要包括以下3个方面：

第一，户主个人特征变量，一般包括户主的年龄、受教育程度和非农就业经历^⑧等。因为户主是农业生产活动的决策者，所以其个人特征对农地流转可能有重要的影响。随着户主年龄的增长，其体能和精力不断衰退，越容易转出土地（Masterson，2007）；户主的受教育水平越高，获得非农就业机会的可能性也越大；而有非农就业经历的户主越有可能继续从事非农生产活动，因此，这样的农户越容易转出土地（Kung，2002）。

第二，家庭特征变量，具体包括家庭人口数量和农地资源禀赋等。家庭人口数量或家庭劳动力数量多的农户基于家庭正常生活的考虑，并不一定会把农地流转出去。家庭拥有的初始土地资源对农户是否流转土地也有重要影响（Yao，2000）。

第三，村庄特征变量，主要包括村庄的经济水平和地理环境。在经济越发达的村庄，土地流转将更为活跃（Lerman等，2007；程令国等，2016）。此外，村庄到中心城市的距离越近，地理环境越优越，获得非农就业信息的途径也越多，进城务工的交通成本也越低，农户租出土地从事非农生产活动的可能性就越大（李孔岳，2009；陈飞等，2015）。

综上所述，除村级产权干预外，以上3个方面的因素也可能会影响农户农地转出行为。我们将这些因素与农户农地转出行为的统计关系列于表2。从描述性统计上看，户主年龄、户主非农就业经历、家庭承包地面积和村到县城的距离等似乎与农户农地转出比例及农地转出面积呈一定的正（负）相关关系。例如，户主年龄越大、农户家庭承包地面积越大，其发生农地转出行为的比例越高，农地转出面积也越大；农户所在村庄离县城越远，其参与农地转出的比例越低，农地转出面积也越小。

表2其他因素与农地转出行为的关系

描述性统计分析的结果表明，农户的农地转出行为可能与村级产权干预、户主个人特征、农户家庭特征以及农户所在村庄特征有关系，但仅仅是做了单因素简单的相关分析，在分析某一因素对农户农地转出行为影响时，并没有控制其他因素的影响，因此很难将这一因素的影响单独分离出来。为此，需要借助计量经济学模型的方法，将各因素对农户农地转出行为的影响独立分解出来。

四、计量模型检验与分析

（一）模型设定

根据前面分析可知，农户的农地转出行为受多种因素的影响。因此，为考察村级产权干预对农户农地转出行为的影响，本文建立如下计量模型：

式中，Renti为因变量，代表第i个农户2012年的农地转出情况，采用两种方式进行衡量：（1）第i个农户是否发生农地转出行为（1=是；0=否），（2）第i个农户农地转出的具体面积（亩）。模型右侧的Is、Hh、Ff和Vv是一系列影响农户农地转出行为的自变量。其中，Is为模型的主要自变量，表示第i个农户的农地产权是否受村级干预，主要用农地是否调整和农地流转是否受管制两个变量来反映^⑨。Hh表示第i个农户家庭户主个人特征变量（年龄、受教育程度和非农就业经历）。Ff表示第i个农户家庭特征变量（家庭总人口和家庭承包地面积）。Vv表示第i个农户所在村庄特征变量（村级人均收入和村到县城的距离）。此外，为控制各省社会经济发展水平等无法直接观察但对农户农地转出行为有一定影响的因素，本文在模型中添加了3个省级虚拟变量，模型估计时以山东省作为对照省。模型中，α1是常数项，α0、βs、δh、γf和ηv是待估参数，εi是随机扰动项。计量模型中所包含变量的定义及描述性统计结果如表3所示。

表3变量的定义及描述性统计

（二）估计方法

考虑到农户农地转出行为是一个典型的两阶段决策行为：农户在第一个阶段主要考虑是否参与转出农地，在第二个阶段主要考虑农地转出的实际规模。因此，当检验村级产权干预对农户农地转出行为的影响时，设置了两个层面的估计方法。首先，检验村级产权干预对农户是否转出农地的影响，考虑到农户是否转出农地是离散选择行为（因变量是1和0变量），先用Logit模型对方程进行估计，并估计有关自变量标准化的边际概率；同时，为了考察估计结果的稳健性，用线性概率LPM模型进行再次估计。其次，检验村级产权干预对农户农地转出规模（农地转出的面积）的影响，考虑到很多农户没有发生农地转出行为，观察到的农地转出面积为0，若此时把农地转出规模简单地设定为线性方程，并运用OLS对方程进行回归，将会导致模型的估计结果出现偏差。为了得到一致估计，采用Tobit模型估计方程。然而，Tobit模型的直接估计结果并没有直观的经济学含义，为此，在估计出Tobit模型后，本文进一步估计了农地转出面积大于0的情况下相关自变量的条件边际效益（E（R|R>0，X））。

（三）估计结果

利用调查数据对以上模型进行回归，从总体上看，所有模型的Prob>F/Chi2=0.00（见表4），表明模型运行结果统计检验显著。更为重要的是，多数自变量系数的符号与理论预期一致，且统计检验比较显著，这表明模型运行较为稳定，能够较好地解释村级产权干预对农户农地转出行为的影响。根据模型估计结果，可以发现：

表4村级产权干预对农户农地转出行为的影响估计结果

注：括号内数字为稳健标准误；、和分别代表在1%、5%和10%的统计水平上显著

第一，无论运用哪种估计方法，主要自变量对农户农地转出行为的影响都显著为负，表明村级产权干预会显著抑制农户转出农地的可能性和农地转出规模。Logit模型的估计结果显示，在保持其他因素不变的情况下，村级农地调整与流转管制使得农户转出农地的概率分别下降了8.4个百分点和9.0个百分点，而Tobit模型的估计结果进一步表明，在控制其他特征变量后，村级农地调整与流转管制使得农户转出农地的面积分别减少了0.287亩和0.378亩。可能的原因是，村级组织对农地产权的干预会增加农地流转的交易费用，降低农户农地流转的期望效用，进而导致农户不敢流转或缩小农地流转的规模。这里的交易费用主要包括农地转出后的失地风险以及农户与村级组织打交道时所产生的信息成本和谈判签约成本等。具体而言，村级层面的农地调整提高了农地政策变化的不可预期性，降低了农地使用权和收益权的稳定性，一方面增加了农户农地转出后的失地风险，另一方面减少了农户农地流转的期望效用，进而使得农户不愿流转或不敢流转；而村级流转管制造成了农地“交易权”不完整，一方面增加了农地供给方为了解村级组织对农地流转的态度而产生的信息成本，另一方面增加了农地流转交易的链条，也就增加了农地谈判签约费用，从而提高了农地转出的启动成本，限制了农地转出的规模（罗必良等，2010）。即农地产权干预抑制了农户的农地转出行为。

第二，农户家庭资源禀赋也是影响农户农地转出行为的重要因素。农户家庭人口数量越多，土地转出的概率越低。因为农户家庭人口数量越多，劳动力数量也可能也多，从事农业生产有明显的比较优势，越有可能继续从事农业生产活动。此外，农户自家承包地较为充足，其农地转出的可能性相对较大。这在一定程度上说明，农地流转市场有利于实现农地资源配置的公平性，因为承包地充足的农户转出农地，相反承包地匮乏的农户可以通过农地流转市场转入相应的要素。

第三，农户所在村庄的经济特征同样会影响农户农地转出行为。村庄的非农经济越发达或外出务工的村民比例越高，农户转出土地从事非农生产活动的可能性越大。因为非农或务工人员收入的增加会在乡邻中产生强烈的示范效应，并通过邻里之间的交流为其他农户提供更多的就业信息和机会，从而带动更多的农户非农就业（陈飞等，2015）。而村级人均收入不仅能够较好地代表村庄的整体经济实力，而且能够基本反映村庄的非农经济情况。表4显示，村级人均收入对土地转出行为具有显著的正向影响。在村级层面，村庄收入水平越高，农地转出可能性也大，农地转出的面积也越多，这在一定程度上表明收入水平高的地区有着更高的农地资源配置效率。

此外，由于各省经济和社会发展与农业生产结构的不同，农户农地转出行为也存在一定的区域差异性，具体而言，与山东相比，河南和四川农户转出农地的概率更高。

五、结论与启示

本文从理论上分析了村级产权干预对农户农地转出行为的影响，并利用山东、河南、湖南和四川4省566个农户的调查数据实证检验了村级产权干预对农户是否参与农地转出市场和农地转出面积的影响。理论分析结果表明，村级产权干预会造成农地产权的不完整，增加农地流转的交易费用，对农户的农地转出行为具有反向作用。实证研究中，村级产权干预主要用农地是否调整和农地流转是否受管制两个变量来反映，分别考察村级对农户农地使用权、收益权和交易权的干预。计量模型估计结果表明，在保持其他条件不变的情况下，村级农地调整与流转管制都对农户转出农地的可能性有显著的负向影响，同时只要存在农地调整与流转管制会使得农户农地转出的面积分别平均减少0.287亩和0.378亩。

根据以上研究结论，可以得到如下重要的政策启示：第一，继续严格落实中央限制农地调整的政策，多措并举做好农地承包经营权确权登记颁证工作，进一步提高农地使用权和收益权的稳定性；第二，减少村级组织对农户农地流转行为的管制，保障农户充分自由地行使农地流转权利，进一步促进农地流转健康有序进行。

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注释：

1数据来源：农业部网站，http：//www.moa.gov.cn

2这里的干预主要指农户在流转农地时必须要得到村集体的批准或同意

3原文指出，浙江和陕西没有村级农地流转管制，而其他4个省的村级农地流转管制比例都在15%左右

4干预包括调整和管制，调整增加了不稳定预期，导致农户不敢流转；而管制增加了流转程序和环节，所以干预增加了交易费用

5村级问卷的回答者主要是村干部，如村支书、主任和会计等

6部分农户因各种原因没有回答问卷中的核心问题，导致关键变量缺失而成为无效样本

7下文统一用流转是否受管制来代替

8户主的非农就业经历在一定程度上也可以用来作为农户非农就业的识别变量

9这两个变量所代表的行为都是村级层面做出的决策，并不是某一农户能决定的事情，因此相对户级的决策行为来讲，基本可以认为是外生的变量