農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定與農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型
——基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)

仇童偉 羅必良 何勤英

(1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，廣東 廣州 510642；2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 國家農(nóng)業(yè)制度與發(fā)展研究院，廣東 廣州 510642)

一、引言

發(fā)展農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場是降低土地細碎化程度的重要舉措[1]。特別是對于像中國這樣的發(fā)展中國家，嚴重的土地細碎化已經(jīng)成為抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高的主要障礙之一。已有研究表明，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系。因此，中國政府希望通過改革土地制度、鼓勵農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移、發(fā)展農(nóng)村信貸市場等措施，來發(fā)展和活躍農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場。

在影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的因素中，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)已被廣泛討論。例如，Ma等研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定且健全的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)降低了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易成本，進而激勵農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)[2]。此外，部分研究也提出，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)激勵了農(nóng)村勞動力進行非農(nóng)轉(zhuǎn)移[3][4]，進而促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展[5]。穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)還能夠激勵農(nóng)戶對農(nóng)地進行生產(chǎn)性投資，進而提高土地生產(chǎn)率[6]。因此，穩(wěn)定農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對于發(fā)展農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率至關(guān)重要。

然而，已有研究在分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響時，并沒有對熟人間的流轉(zhuǎn)給予足夠的重視[7][8]。眾所周知，熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)在我國農(nóng)村具有普遍性[9]。一方面，農(nóng)業(yè)部經(jīng)管司數(shù)據(jù)顯示，在2006年，發(fā)生在同村農(nóng)戶之間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積占比為67.33%，到了2016年，這一比例仍高達55.18%。另一方面，熟人間的流轉(zhuǎn)廣泛使用口頭合約[10]。此外，Wang等的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在2000年的中國，發(fā)生在村莊內(nèi)部的農(nóng)地流轉(zhuǎn)占總流轉(zhuǎn)量的96.65%，到2008年，這一數(shù)據(jù)仍高達85.47%[11]。有研究指出，熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅無益于降低農(nóng)地細碎化程度，甚至?xí)?dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率下降[12]。實際上，熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的最大問題在于，其并不是根據(jù)市場原則進行資源再分配，價格在其中所起到的作用有限。這與Feng等所提出的，農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于促進農(nóng)地要素從低效率農(nóng)戶向高效率農(nóng)戶轉(zhuǎn)移的邏輯是不一致的[7]，且與通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的政策目標(biāo)相悖。

不過，利用全國29省調(diào)查數(shù)據(jù)的最新研究顯示，2014年全國同村農(nóng)戶間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)有超過50%伴隨著較高的農(nóng)地租金，且超過半數(shù)的流轉(zhuǎn)戶是出于營利性動機參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)[13][14]。盡管在這些農(nóng)地流轉(zhuǎn)中依然較少簽訂書面合同，但流轉(zhuǎn)價格的增加本身就說明市場運行狀況良好。Kreps認為，價格是市場作用發(fā)揮的關(guān)鍵，具有優(yōu)化要素配置和收入再分配的作用[15](P123-140)。2000年之后，我國農(nóng)村勞動力就開始出現(xiàn)大規(guī)模非農(nóng)轉(zhuǎn)移，這不僅有效促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，也加大了農(nóng)村經(jīng)濟的開放程度，并導(dǎo)致更多的市場因素進入農(nóng)村要素市場?；谏鲜霭l(fā)現(xiàn)和基本事實，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中的熟人交易也許正在發(fā)生深刻轉(zhuǎn)型。

進一步探討的問題是，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)在其中扮演著怎樣的角色？盡管各類文獻都提出農(nóng)地產(chǎn)權(quán)通過影響交易成本，進而影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)。但新制度經(jīng)濟學(xué)主張，產(chǎn)權(quán)的作用在于賦予產(chǎn)權(quán)所有者更多的自由，使他們能夠運用產(chǎn)權(quán)以實現(xiàn)最大化利潤，并最終減少租金耗散[16][17]。由此可以推測，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)可以通過改善排他性從而提高農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的交易價值，進而促使熟人之間的交易更多地向營利性交易轉(zhuǎn)變。從邏輯上說，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)還會降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易費用，進而促進非熟人間交易的發(fā)生。而非熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)中出現(xiàn)的高租金，則對熟人間交易起到了示范效應(yīng)，并為其提供了參照系，進而誘致熟人間交易的轉(zhuǎn)變。Dixit的研究顯示，熟人網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的個體一旦獲得合適的外部機會，關(guān)系型治理的基礎(chǔ)就會被削弱，市場型交易和營利性動機都會相繼出現(xiàn)[18](P59-96)。Hart和Moore提出的參照系理論則表明，市場中其他交易構(gòu)成了本交易的參照系，任何偏離參照系的行為，都會導(dǎo)致履約的困難[19]。

從現(xiàn)有研究來看，較少涉及中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)中熟人交易的市場化問題。關(guān)于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系的研究，則著重探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)生與規(guī)模，而忽視了市場轉(zhuǎn)型問題。本文的目的在于，考察農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化的影響，即本文所界定的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型。同時，探討農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)對象的選擇是否通過農(nóng)地租金發(fā)揮作用，從而揭示產(chǎn)權(quán)影響交易的路徑。相關(guān)實證研究數(shù)據(jù)來自2015年中國家庭金融調(diào)查。剩余部分安排如下：第二部分為分析線索；第三部分介紹了數(shù)據(jù)、變量和計量模型選擇；第四部分是計量結(jié)果分析與穩(wěn)健性檢驗；第五部分為結(jié)論與思考。

二、分析線索

產(chǎn)權(quán)本質(zhì)上是一種排他性的權(quán)利，就是除開一個主體外，其他主體或團體都被排除在外[20]。Hayek認為，秩序其實本質(zhì)上就是賦予主體一系列的“自由權(quán)項”，即行為主體按照社會行動規(guī)則自由制定計劃并實施，而不受其他主體強制性干預(yù)的行為空間[17]。無疑，產(chǎn)權(quán)是在建構(gòu)一種社會行動規(guī)則，通過賦予主體一定程度的自由行動空間，使其運用自己的信息優(yōu)勢或稟賦優(yōu)勢最大化比較收益。Alchian指出，經(jīng)濟人只干兩件事，一是獲得使用價值，二是將自己擁有物品的使用價值最大化[21](P52-68)。如果缺乏行動空間，或穩(wěn)定的生產(chǎn)或交易預(yù)期，物品使用價值會因租值耗散而下降，交易價值則由于使用價值衰減而下降，從而抑制生產(chǎn)和交易的發(fā)生。產(chǎn)權(quán)通過界定和區(qū)分“權(quán)利束”，從而決定行為人的自由空間。這種結(jié)構(gòu)性既可以由人們的實踐加以界定，又可以通過政府等權(quán)威組織加以規(guī)制。不管規(guī)則的來源如何，秩序自由的擴展都被視為產(chǎn)權(quán)作用發(fā)揮的基本方式。即產(chǎn)權(quán)作用的變化不是一個量的問題，而是一個結(jié)構(gòu)性問題[22]。

但在農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的作用發(fā)揮方面，邊際概念占據(jù)主導(dǎo)地位[23]。已有研究一方面認為，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的作用釋放殆盡，是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增量下降的關(guān)鍵；另一方面，新一輪確權(quán)的微弱作用源于前期充分的“賦權(quán)還能”。換言之，當(dāng)充分界定產(chǎn)權(quán)之后，其作用的邊際貢獻將消失。上述邏輯是違背產(chǎn)權(quán)理論基本內(nèi)涵的。目前討論農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的諸多研究，均將產(chǎn)權(quán)明晰后的交易費用降低、產(chǎn)權(quán)公共域縮小等作為其基本作用路徑。按照該邏輯，可以有效解釋我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的增幅持續(xù)下降，卻無法解釋為何新一輪農(nóng)地確權(quán)可以激勵更多農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。尤其是本文所討論的主題，沒有理由認為在中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)持續(xù)發(fā)展的過程中，產(chǎn)權(quán)對熟人交易和非熟人交易會存在差異化效果。但問題在于，在流轉(zhuǎn)總量基本維持穩(wěn)定的階段，熟人交易出現(xiàn)典型的市場化趨勢[3]。

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)激勵熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)趨于非人格化和高租金化的理論邏輯在于：首先，我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)主要包含使用、收益和處分三類權(quán)能。其中，使用權(quán)和收益權(quán)是實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制之后就被逐漸賦予的。伴隨著改革的深入，國家對農(nóng)作物種植類型和糧食征購的管制不斷放松，加之農(nóng)業(yè)稅的取消，農(nóng)地的使用價值得到有效提高。問題的關(guān)鍵在于，產(chǎn)權(quán)價值的實現(xiàn)很大一部分由處分權(quán)(即交易權(quán))所決定。缺乏進入市場交易的權(quán)利，必然造成產(chǎn)權(quán)租值的無謂耗散。隨著《農(nóng)村土地承包法》的實施，農(nóng)戶被賦予了完全的農(nóng)地流轉(zhuǎn)權(quán)。此時，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)可以自由進入市場交易，從而有效釋放了其交易價值，也由此拓寬農(nóng)戶借助農(nóng)地產(chǎn)權(quán)實現(xiàn)最大化利益的行為空間。然而，Dixit的研究表明，對于處于熟人網(wǎng)絡(luò)中的主體，賦予其獲利的外部機會，那么市場型交易將替代關(guān)系型交易，進而催生營利性動機的普遍出現(xiàn)[18]。這表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)權(quán)的賦予，在促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)的同時，也會激發(fā)熟人間交易的市場化和高租金化。其次，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的完善具有擴大交易范圍的作用，即促使農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給外來的租戶，以獲得更高的農(nóng)地租金。同時，由非熟人交易形成的高租金構(gòu)成熟人交易合約擬定和議價的參照系。根據(jù)Hart和Moore的理論，合約為交易雙方提供了一個參照系，即交易雙方都會根據(jù)合約來判斷自己的權(quán)益是否受損，進而決定采取違約行為還是履約[19]。然而，參照系并不一定取決于合約本身，也取決于市場中其他主體的擬約情況和交易價格，即農(nóng)地租金和交易動機具有“同群效應(yīng)”①。那么隨著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強化帶來了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)外部交易的活躍，村莊內(nèi)部的交易也會根據(jù)外部合約進行相機調(diào)整。否則，一方面農(nóng)戶不會選擇與村莊內(nèi)部的其他農(nóng)戶發(fā)生農(nóng)地交易。另一方面，也可能在交易之后采取違約行為來干擾合約的實施或損害對方的經(jīng)營績效。因此，為保證合約的可執(zhí)行性和穩(wěn)定性，熟人間的交易，尤其是出于營利性動機的交易，其租金水平必然更為接近外部交易價格②。

綜上所述，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的完善和穩(wěn)定，通過提高農(nóng)地的可交易性，增加了其交易價值，誘發(fā)熟人網(wǎng)絡(luò)中市場交易的出現(xiàn)；外部交易的活躍則為熟人交易提供了參照系，進一步引致熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場化。然而，只有賦予農(nóng)戶更為自由的行為決策空間，農(nóng)地的交易價值才會顯現(xiàn)，外部交易主體才會出現(xiàn)，局部市場交易對熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的示范作用才會發(fā)揮。因此，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的作用不僅在于誘發(fā)流轉(zhuǎn)總量的增加，更在于通過促成人格化交易向非人格化交易的轉(zhuǎn)型，進而誘導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的內(nèi)涵式發(fā)展。下文將采用實證分析檢驗理論推斷。

三、數(shù)據(jù)、變量與計量模型選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究采用2015年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)。CHFS是自2011年以來在全國范圍內(nèi)開展的一項專門針對家庭層面金融信息的調(diào)查。在第一次調(diào)查之后，分別于2013年和2015年進行的第二次和第三次調(diào)查的樣本量都顯著增加，具有省級代表性。該數(shù)據(jù)的抽樣過程分為三個階段：(1)將中國各縣按人均GDP分為10個等級，然后在每一等級中隨機抽取縣。(2)從樣本縣隨機抽取社區(qū)或村莊。(3)從樣本社區(qū)或村莊隨機抽取住戶。在農(nóng)村樣本中，從每個樣本村隨機抽取20戶農(nóng)戶。2015年CHFS數(shù)據(jù)的總樣本包括29個省(不包括新疆和西藏)、353個縣、1373個社區(qū)或村莊的37341個樣本家庭。農(nóng)村樣本包括11635戶農(nóng)戶，占樣本總量的31.2%。考慮到本文關(guān)注的是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，分析對象被設(shè)定為發(fā)生農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶。本文最終使用的樣本包括1348戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶。

(二)變量選擇

1.因變量(Y和R)。本研究的因變量為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型，采用流轉(zhuǎn)對象(Y)和流轉(zhuǎn)租金(R)共同刻畫。參照現(xiàn)有研究，可以采用交易對象即熟人或親戚來衡量非正式農(nóng)地流轉(zhuǎn)[11]。同時，本文也采用農(nóng)地租金來衡量農(nóng)地流轉(zhuǎn)的非正式特征。與農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象相比，農(nóng)地租金反映了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中價格機制是否有效運行。實際上，價格作為實現(xiàn)市場功能的重要手段已經(jīng)被學(xué)界普遍認可[22]。從理論上講，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)減少了產(chǎn)權(quán)管制和租值耗散，有利于提高農(nóng)地的使用和交易價值，繼而增加農(nóng)地租金。此外，考慮到熟人和非熟人間交易可能均存在正式和非正式的交易特征，利用農(nóng)地租金更能識別農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場化程度。關(guān)于熟人的界定，本文沿用仇童偉的做法[14]：在2015年CHFS問卷中，農(nóng)地轉(zhuǎn)入的來源被區(qū)分為本村普通農(nóng)戶、非本村普通農(nóng)戶、專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)/農(nóng)民合作社、村集體、公司或企業(yè)，以及中介機構(gòu)。本研究將本村普通農(nóng)戶設(shè)置為熟人，其余主體設(shè)置為非熟人。其理由在于，中國農(nóng)村是一個基于地緣和血緣關(guān)系構(gòu)建的熟人社會，村莊內(nèi)部的主體都是較為熟悉的群體。對于包括村集體、專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)/農(nóng)民合作社等存在于本村或可能存在于本村的組織，本研究將其歸為非熟人。其理由在于，與普通農(nóng)戶不同，經(jīng)濟組織往往是出于營利性動機或經(jīng)營性目的而轉(zhuǎn)入農(nóng)地，不存在普通農(nóng)戶之間基于人情關(guān)系免費使用農(nóng)地的情況。為了區(qū)分市場交易和基于人情關(guān)系的交易，將它們歸為非熟人一組是合理的。考慮到部分農(nóng)地流轉(zhuǎn)的租金形式為實物，如稻谷，本研究按照當(dāng)?shù)卦擃愞r(nóng)作物的農(nóng)戶出售價格(即省級農(nóng)作物收購價格)進行折算，并平攤到畝均農(nóng)地租金之中。

表1 變量定義與描述

2.核心自變量(X)。本研究的主要自變量為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)，我們采用農(nóng)地承包合同給予刻畫。已有研究將農(nóng)地承包合同和農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書作為兩類衡量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的指標(biāo)[2][25]。但相對而言，農(nóng)地承包合同的表征更為準(zhǔn)確。其理由在于，我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的實施很大程度上依賴于地方法規(guī)或社會安排[2]，國家賦權(quán)需要通過地方行政機構(gòu)或村干部來實施。換言之，土地法律的頒布并不能說明實際中的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)已經(jīng)穩(wěn)定或安全。農(nóng)地承包合同表征了村集體與農(nóng)戶之間的農(nóng)地發(fā)包關(guān)系，可以較好地識別村莊層面的農(nóng)地承包關(guān)系以及產(chǎn)權(quán)實施狀況。此外，在2007年物權(quán)法頒布后，村委會與農(nóng)民簽訂承包合同就意味著承包經(jīng)營權(quán)的獲取，無需登記即可取得物權(quán)。因此，簽訂農(nóng)地承包合同可以較好地體現(xiàn)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性。

3.控制變量(D)。參照現(xiàn)有文獻[2][7]，本文引入家庭特征、土地特征和村莊特征等控制變量。家庭特征包括農(nóng)戶是否從事商業(yè)、是否擁有汽車、活期存款和定期存款數(shù)額、非農(nóng)勞動力占比、農(nóng)業(yè)機械價值、宗族網(wǎng)絡(luò)，以及是否有家庭成員為村干部。土地特征包括家庭經(jīng)營地塊數(shù)和家庭承包地面積。村莊特征包括村莊農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況、村莊道路狀況和村莊勞動力市場非農(nóng)轉(zhuǎn)移狀況。需要指出的是，村莊農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況和村莊勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移狀況是根據(jù)同村其他農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的比例，以及村莊其他農(nóng)戶非農(nóng)勞動力占比的均值進行的替代[26]。村莊道路狀況則根據(jù)農(nóng)戶對本村道路交通建設(shè)的滿意度進行衡量，將非常滿意、滿意、一般、不滿意和非常不滿意分別賦予非常好、比較好、一般、比較差、非常差的含義。此外，各省(區(qū))的區(qū)域虛擬變量也被引入估計模型。

(三)計量模型選擇

本研究的目的是分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)如何影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型。需要檢驗的內(nèi)容包括三個部分:

首先，為檢驗農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象的影響，設(shè)置如下模型：

Yi=β0+β1Xi+Diβ2+εi

(1)

其次，為分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地租金的影響，估計如下模型：

Ri=ξ0+ξ1Xi+Diξ2+εi

(2)

最后，為進一步檢驗農(nóng)地租金是否為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)作用發(fā)揮的中間路徑，本文也識別如下兩個方程，表達式如下：

Yi=γ0+γ1Ri+Diγ2+εi

(3)

Yi=δ0+δ1Xi+δ2Ri+Diδ3+εi

(4)

式(1)～(4)中，Yi表示農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象，Ri表示農(nóng)地租金，Xi表示農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性，Di表示由控制變量組成的矩陣，包括家庭特征、農(nóng)地特征和村莊特征等。εi表示誤差項，并假設(shè)滿足標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

需要指出的是，農(nóng)地租金與農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象之間存在自選擇問題。為此，本文利用村莊其他農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶獲得的平均租金作為工具變量。其理由在于，利用村莊層面的租金水平可以較好地預(yù)測農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的價格。根據(jù)Hart和Moore(2008)的理論，外部價格是擬定合約的重要參照系。一旦合約雙方覺得自己的權(quán)益受到損害，那么合約的穩(wěn)定性將會受到破壞[18]。因此，在村莊內(nèi)部，信息傳遞較為充分的特點會促使農(nóng)地轉(zhuǎn)出價格趨同。

此外，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變量的引入會引起內(nèi)生性問題。特別考慮到，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響往往容易被遺漏變量問題所干擾，內(nèi)生性問題較難避免。根據(jù)Ma等的研究，村莊層面的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)指標(biāo)可以被用來充當(dāng)農(nóng)戶個體產(chǎn)權(quán)特征的工具變量(即將村莊其他農(nóng)戶對土地調(diào)整預(yù)期的均值作為農(nóng)戶個體的土地調(diào)整預(yù)期的工具變量)[2]。此外，Jacoby等利用村干部是否召開調(diào)整土地的會議作為農(nóng)戶是否經(jīng)歷農(nóng)地調(diào)整的工具變量[27]。參考他們的做法，本研究利用村集體農(nóng)地發(fā)包情況作為農(nóng)地承包合同的工具變量，即村莊其他農(nóng)戶獲得農(nóng)地承包合同的比例。

需要指出的是，農(nóng)地承包合同是二輪承包時村集體與農(nóng)戶簽訂的農(nóng)地發(fā)包合同，距今近20年。即使部分地區(qū)的農(nóng)地發(fā)包時間延后，距今也能達到10多年。這首先表明，反向因果關(guān)系不存在于式(1)到式(4)的估計中。其次，遺漏變量是一個并不確定的因素。從邏輯上說，當(dāng)前的社會經(jīng)濟狀況和農(nóng)戶特征不可能影響發(fā)生于10多年前的農(nóng)地承包合同簽訂。但是，既然農(nóng)地承包合同是村集體與農(nóng)戶簽訂的發(fā)包合同，那么作為農(nóng)地發(fā)包方代理人的村干部和農(nóng)戶的關(guān)系就成為了農(nóng)地承包合同簽訂的一個關(guān)鍵因素。這類關(guān)系因素可能涉及農(nóng)戶在村莊中的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會地位、家庭稟賦特征等，且具有較強的時間穩(wěn)定性，以至于可能影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，采用村莊層面的農(nóng)地承包合同簽訂情況作為工具變量可以解決該問題。另外，村莊一些不變特征也可能影響當(dāng)年的農(nóng)地承包合同簽訂與當(dāng)前的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育狀況，例如村莊地形或區(qū)位特征。囿于相關(guān)村莊變量缺失，本文構(gòu)建了村莊農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況、村莊勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移狀況和道路狀況的變量。其原因在于，這些變量反映了村莊和區(qū)域某些不變因素對村莊要素市場的影響及基礎(chǔ)設(shè)施狀況?？刂屏诉@些因素，意味著村莊層面農(nóng)地承包合同簽訂與農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為之間的自選擇問題得到了一定程度的緩解。此外，村莊層面的農(nóng)地發(fā)包必須通過影響農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)安全，才能作用于他們的生產(chǎn)或交易行為?？傮w而言，本文認為村莊的農(nóng)地發(fā)包對當(dāng)前農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響受到內(nèi)生性干擾的可能性不大。

考慮式(1)、式(3)和式(4)中的因變量為二元變量，且本文的內(nèi)生變量為二元變量，故參考Blundell和Powell的做法[28]，使用擴展的Probit模型(Eprobit)來估計式(1)、式(3)和式(4)；參考Maitra和Rao的做法[29]，使用擴展的線性回歸模型(Eregress)來估計式(2)。

(四)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況：基于宏觀數(shù)據(jù)的描述

表2匯報了2006～2016年期間我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的整體狀況。數(shù)據(jù)顯示，全國農(nóng)戶擁有的農(nóng)地承包合同量從2006年的213.849百萬份，增至2016年的219.277百萬份。類似的，全國農(nóng)戶擁有的農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書則從2006年的199.812百萬份，增至2016年的203.002百萬份，這表明我國的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)正變得更為穩(wěn)定。盡管部分研究認為，中國農(nóng)地調(diào)整引發(fā)了地權(quán)的不穩(wěn)定，但Deininger和Jin發(fā)現(xiàn)，中國地區(qū)80%以上的農(nóng)戶在2004年就已經(jīng)擁有農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書[25]。特別是在《土地管理法》(1998)、《農(nóng)村土地承包法》(2002)和《物權(quán)法》(2007)相繼頒布和實施之后，我國的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)無論在法律層面，還是實施層面，都已經(jīng)較為穩(wěn)定。

表2 中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)發(fā)展趨勢(2006～2016年) 單位：百萬份

注：數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》(農(nóng)業(yè)農(nóng)村部經(jīng)管司，2006～2016年)。

表3給出了我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場2006～2016年的發(fā)展趨勢。結(jié)果顯示，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)率已從2006年的4.74%上升到了2016年的35.14%。這表明，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)在總量上已經(jīng)達到了較高水平。同時，發(fā)生在同村農(nóng)戶間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例已從2006年的67.33%下降至2016年的55.18%。這表明，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的范圍正在不斷擴大。但應(yīng)該注意的是，近年來，發(fā)生在村莊內(nèi)部的流轉(zhuǎn)比例幾乎停止下降，僅從2014年的55.36%降至2016年的55.18%。這表明，村莊內(nèi)部的農(nóng)地流轉(zhuǎn)仍是我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的主要組成部分。

表3 中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展趨勢(2006～2016年) 單位：%

注：數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》(農(nóng)業(yè)農(nóng)村部經(jīng)管司，2006～2016年)。需要說明的是，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計數(shù)據(jù)并未按照交易雙方所處地域區(qū)分農(nóng)地流轉(zhuǎn)，本文將轉(zhuǎn)包、轉(zhuǎn)讓、互換界定為同村農(nóng)戶間的流轉(zhuǎn)。這是因為根據(jù)《農(nóng)村土地承包法》，這三類土地流轉(zhuǎn)方式只能發(fā)生于同一村集體農(nóng)戶之間，而出租、股份合作等方式則指不同地域主體或農(nóng)戶與經(jīng)濟組織之間的流轉(zhuǎn)關(guān)系，有別于同村農(nóng)戶之間的交易。

四、計量結(jié)果分析

(一)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響

表4匯報了式(1)和式(2)的模型估計結(jié)果。首先，Durbin-Wu-Hausman(DWH)檢驗的結(jié)果顯示，表4的估計確實面臨內(nèi)生性問題。其次，弱工具變量檢驗(Weak IV test)和識別不足檢驗(Under-identification test)表明，本研究所采用的工具變量不存在弱工具變量和識別不足的問題。

表4 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，以下表同。

首先，估計1的結(jié)果顯示，擁有農(nóng)地承包合同的農(nóng)戶更可能將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人。已有研究表明，村莊內(nèi)部的交易(即熟人間交易)往往伴隨著較低的租金、更不規(guī)范的流轉(zhuǎn)合同和更短的流轉(zhuǎn)期限[17][18]。同時，熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)確實更少出于營利性動機，且伴隨更低的農(nóng)地租金。這些證據(jù)均說明，當(dāng)熟人間的交易面臨較低的租金水平時，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)會促使農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人，以獲得更高的租金收益。

其次，估計2的結(jié)果表明，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)有助于提高農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的交易價值。其原因在于，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)賦予了農(nóng)戶更多自由使用和處置農(nóng)地的權(quán)利，這有助于減少因產(chǎn)權(quán)管制而造成的租值耗散，進而提高農(nóng)地的使用價值。同時，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性也有助于降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易成本和促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同的有效實施[2][25]。這里的實證研究還表明，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)還有利于提高農(nóng)地的交易價值。而且，隨著農(nóng)地租金水平的提高，也將有更多的農(nóng)戶參與到農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場之中。

最后，估計3的結(jié)果進一步表明，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)也會提高熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的租金水平。顯然，強化地權(quán)穩(wěn)定性可以有效釋放農(nóng)地的使用價值和交易價值，進而提高農(nóng)地的生產(chǎn)和交易效率。尤其是伴隨著農(nóng)村要素市場的開放和市場交易逐步替代傳統(tǒng)的熟人交易，村莊內(nèi)部的流轉(zhuǎn)交易也會不斷地向非人格化和市場化轉(zhuǎn)變。這與Dixit所表達的理論邏輯相一致[18]。換句話說，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場正發(fā)生著深刻變革，而地權(quán)改革則是其發(fā)生的重要推動因素。

控制變量的影響方面，是否從事商業(yè)活動和是否擁有汽車對農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象的影響不顯著。原因在于，從事商業(yè)或擁有汽車表明家庭對農(nóng)地經(jīng)營或交易的依賴性下降，農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給誰并不顯著影響家庭收入；活期存款越多的農(nóng)戶越可能將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人，這意味著富裕的農(nóng)戶更可能選擇市場型交易；農(nóng)業(yè)機械的投入意味著沉沒成本提高，那么農(nóng)戶可能將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人以獲得更高的租金；宗族網(wǎng)絡(luò)給予農(nóng)戶更大的談判能力和合約執(zhí)行的穩(wěn)定性，使得他們更青睞于與外來承租戶交易；越細碎的農(nóng)地，使得本村的農(nóng)戶經(jīng)營成本越高，相反，外村租戶由于成片租賃，更可能轉(zhuǎn)入細碎的地塊；越大的農(nóng)地面積意味著越低的細碎化程度，有利于提高農(nóng)地租金；村莊勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移有助于農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人。

(二)農(nóng)地租金是否是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)作用發(fā)揮的中間路徑

為識別農(nóng)地租金對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)作用的中介效應(yīng)，在表4中估計1的基礎(chǔ)上，表5分別匯報了農(nóng)地租金對農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象的影響，以及同時引入農(nóng)地承包合同和農(nóng)地租金的模型，即模型(3)和模型(4)的估計結(jié)果。首先，從估計1的結(jié)果來看，農(nóng)地租金水平提高，會使得農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人。實際上，已有研究已經(jīng)表明，非熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)伴隨著更高的農(nóng)地租金[13]。那么很顯然，農(nóng)地租金水平提高，尤其是村莊層面租金水平提高，往往意味著村莊非熟人交易更為頻繁。在這種情形下，農(nóng)戶往往會因為高租金而將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給外村農(nóng)戶或其他主體。估計2同時引入農(nóng)地承包合同和農(nóng)地租金兩個變量，二者均在1%水平上顯著促進將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人。結(jié)合表4中估計1與表5中估計1的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地租金是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)作用發(fā)揮的重要路徑(部分中介效應(yīng))。進一步的，當(dāng)表4中的估計1僅引入農(nóng)地承包合同時，其對農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象的邊際影響為-0.135。再引入農(nóng)地租金變量后(表5中第2列)，農(nóng)地承包合同對農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象的邊際影響變?yōu)?0.062③。這表明，農(nóng)地租金至少可解釋農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地交易對象50%以上的作用效果。

表5 農(nóng)地租金對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)作用發(fā)揮的中介效應(yīng)分析

注：限于篇幅，控制變量的估計結(jié)果未呈現(xiàn)，以下表同。

在尋求流轉(zhuǎn)收益最大化的前提下，農(nóng)地租金水平越接近，轉(zhuǎn)出戶就更可能在熟人和非熟人之間進行無差異的選擇。一旦熟人間和非熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金趨同，那么農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的差異化影響也會收斂。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的提高會進一步誘發(fā)熟人間農(nóng)地租金水平增加，有理由認為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場將逐漸由原先的“二元結(jié)構(gòu)”，逐漸演變?yōu)橐惑w化的市場。

(三)穩(wěn)健性檢驗1：替換樣本的再估計

上文的估計將轉(zhuǎn)出戶作為全樣本，使得我們無法識別農(nóng)地產(chǎn)權(quán)是否可以有效激勵熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)。為此，本研究將無流轉(zhuǎn)戶與那些將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給熟人的農(nóng)戶合并為新的分析樣本。熟人交易又區(qū)分為三類樣本：(1)與熟人交易的轉(zhuǎn)出戶；(2)出于營利性動機與熟人交易的轉(zhuǎn)出戶；(3)出于非營利性動機與熟人交易的轉(zhuǎn)出戶。在2015年CHFS問卷中，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出耕地的原因包括收入因素、居住地轉(zhuǎn)移、其他村民帶動、村集體推動、家庭不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及其他。在其他選項中，存在大量農(nóng)戶將農(nóng)地贈予親戚或熟人免費耕種，本文將這類農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)動機歸為非營利性動機。由于居住地轉(zhuǎn)移和家庭不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難以識別農(nóng)戶動機，故對照租金水平，將獲取接近于零租金的農(nóng)戶的動機歸為非營利性動機，此外則全部歸為營利性動機。三類樣本對應(yīng)的因變量設(shè)置見表6。考慮到因變量和農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變量均為二元變量，本研究使用拓展的Probit模型進行估計。

首先，估計1表明，與無流轉(zhuǎn)農(nóng)戶相比，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)并不會促使農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給熟人。正如仇童偉等的研究所描述的，熟人間的流轉(zhuǎn)有接近50%是出于非營利性動機，且伴隨著接近于0的農(nóng)地租金[4]。這使得穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)所賦予農(nóng)戶的處置權(quán)無法得到有效利用。其次，估計2表明，與無流轉(zhuǎn)農(nóng)戶相比，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)會激勵農(nóng)戶出于營利性動機將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給熟人。最后，估計3顯示，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對無流轉(zhuǎn)農(nóng)戶與出于非營利性動機將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給熟人的農(nóng)戶無差異化影響。這再次表明，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的作用在于激勵出于營利性動機的農(nóng)地流轉(zhuǎn)，而對于那些以饋贈或無償贈予形式發(fā)生的農(nóng)地流轉(zhuǎn)無顯著影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗1：基于流轉(zhuǎn)戶與無流轉(zhuǎn)戶的比較

(四)穩(wěn)健性檢驗2：利用傾向匹配得分法的再估計

這里利用傾向匹配得分法(PSM)重新估計農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對非正式農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。PSM建立在反事實框架之上，使用PSM的關(guān)鍵是構(gòu)建合適的控制組和實驗組。為此，使用表1中的控制變量匹配控制組和實驗組，將擁有農(nóng)地承包合同的農(nóng)戶設(shè)定為實驗組，不擁有農(nóng)地承包合同的農(nóng)戶設(shè)定為控制組。同時采用Nearest Neighbor、Kernel和Stratification三種匹配策略估計了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的平均處理效應(yīng)(ATT)。與村莊層面的工具變量不同，表7中的分組變量為農(nóng)戶是否持有農(nóng)地承包合同，這有助于識別農(nóng)地承包合同是否是一個內(nèi)生變量。如果個體層面變量的估計系數(shù)與采用村莊層面工具變量的估計系數(shù)一致，可以說明遺漏變量問題并不嚴重。

表7匯報了利用PSM的模型估計結(jié)果。結(jié)果顯示，擁有農(nóng)地承包合同的農(nóng)戶在1%的顯著性水平上更可能將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人，這與表4中估計1的結(jié)果保持一致。同時，擁有農(nóng)地承包合同的轉(zhuǎn)出戶獲得更高的農(nóng)地租金。由上述兩方面發(fā)現(xiàn)可以推出，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給非熟人的農(nóng)戶更可能獲得更高的農(nóng)地租金，這一推論與表4中的統(tǒng)計結(jié)果保持一致。進一步的分析表明，對于熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)，擁有農(nóng)地承包合同的農(nóng)戶更可能獲得更高的農(nóng)地租金，這與表4中估計3的結(jié)果一致。上述估計表明，農(nóng)地承包合同對農(nóng)地租金和農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象的影響并未受到遺漏個體層面變量的嚴重影響。

表7 穩(wěn)健性檢驗2：利用PSM的再估計

(五)穩(wěn)健性檢驗3：替換農(nóng)地租金的再估計

實證檢驗中另一個內(nèi)生性的來源為測量誤差。農(nóng)地租金的測量可能受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟水平、農(nóng)作物種植類型以及調(diào)查員計算等因素的干擾，進而產(chǎn)生偏差。為此，本文采用營利性動機指標(biāo)(1=營利性動機，0=非營利性動機)給予替換。由于新古典經(jīng)濟學(xué)模型的基本假設(shè)為利潤最大化，那么任何出于非營利性動機的交易都不應(yīng)該被歸為市場交易范疇。表8匯報了替換農(nóng)地租金變量的模型估計結(jié)果。

表8估計1的結(jié)果表明，擁有農(nóng)地承包合同的農(nóng)戶更可能出于營利性動機而轉(zhuǎn)出農(nóng)地。估計2的結(jié)果則表明，擁有農(nóng)地承包合同的農(nóng)戶，即使將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給熟人，也更可能是出于營利性動機。上述發(fā)現(xiàn)分別與表4中的估計1和估計3的結(jié)果保持一致。此外，估計3匯報了營利性動機對農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象的影響④。結(jié)果表明，出于營利性動機轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶更可能與非熟人達成交易。進一步地，估計4同時引入農(nóng)地承包合同和農(nóng)地租金兩個變量，二者均對農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象存在顯著影響。這表明，營利性動機也是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)影響農(nóng)地交易對象的重要路徑。上述結(jié)果與農(nóng)地租金的分析保持一致，說明本文不存在測量誤差問題。

表8 穩(wěn)健性檢驗3：用營利性動機替換農(nóng)地租金

(六)進一步分析：基于2019年廣州南沙區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)

本文面臨的另一個挑戰(zhàn)在于，熟人交易是以發(fā)生在同村農(nóng)戶之間的流轉(zhuǎn)加以表征的。但是，CHFS數(shù)據(jù)中村莊是行政村，易高估親友或朋友間流轉(zhuǎn)的市場化程度。為此，本文利用一套2019年調(diào)研完成的數(shù)據(jù)描述了不同流轉(zhuǎn)對象對應(yīng)的特征。從2018年12月到2019年7月，課題組對廣州南沙區(qū)的萬頃沙鎮(zhèn)、東涌鎮(zhèn)、大崗鎮(zhèn)、欖核鎮(zhèn)、橫瀝鎮(zhèn)、黃閣鎮(zhèn)的農(nóng)戶進行了入戶調(diào)查。最終，課題組獲取了6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，87個行政村，1792戶農(nóng)戶的信息。其中，農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的樣本量為718。統(tǒng)計結(jié)果見表9。

統(tǒng)計結(jié)果顯示：第一，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給親友、本村農(nóng)戶和其他主體的農(nóng)戶占比分別為27.09%、48.47%和27.44%；第二，租出給親友的農(nóng)地，69.94%被用于種植經(jīng)濟作物。租出給本村農(nóng)戶和其他主體的農(nóng)地，分別有79.89%和87.31%被用于種植經(jīng)濟作物。這表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)“差序格局”造成了程度不斷提高的農(nóng)地非糧化；第三，親友、本村農(nóng)戶和其他主體對應(yīng)的農(nóng)地租金分別為1022.44元/畝、1205.29元/畝和1898.36元/畝。這一方面驗證了農(nóng)地流轉(zhuǎn)“差序格局”的存在，另一方面也表明熟人之間的租金水平已達到較高水平。如果剔除親友間零租金的樣本，那么熟人間與非熟人間的農(nóng)地租金將趨同。

此外，表9也匯報了不同流轉(zhuǎn)對象對應(yīng)的流轉(zhuǎn)合同類型和流轉(zhuǎn)期限。已有研究普遍認為，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有口頭合約普遍、流轉(zhuǎn)期限短期化等特征。表9顯示，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給親友、本村農(nóng)戶和其他主體的轉(zhuǎn)出戶，分別有50.29%、62.07%和80.71%與對方簽訂了書面合同。這與已有研究的結(jié)論具有一致性，但熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的書面合同比例大幅增加。此外，與親友發(fā)生的農(nóng)地交易中，僅有35.84%的流轉(zhuǎn)期限為1年或不定期。與本村農(nóng)戶和其他主體發(fā)生的農(nóng)地交易，分別有18.39%和14.21%的流轉(zhuǎn)期限為1年或不定期。這說明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同的規(guī)范化程度在提高，空合約的占比也在下降。

表9 農(nóng)地轉(zhuǎn)出對象對應(yīng)的經(jīng)濟特征(N=718)

注：數(shù)據(jù)來源于作者調(diào)查；流轉(zhuǎn)農(nóng)地種植類型分為經(jīng)濟作物(賦值1)和糧食作物(賦值0)；農(nóng)地租金為每畝農(nóng)地的年租金；農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同分為書面合同(賦值1)和非書面合同(賦值0)；農(nóng)地流轉(zhuǎn)期限分為小于一年或不定期(賦值1)和大于1年(賦值0)。

五、結(jié)論與討論

本文利用2015年CHFS數(shù)據(jù)實證檢驗了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型的影響。實證結(jié)果表明，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)將促進非熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)。其原因在于，非熟人間的交易往往伴隨著更高的農(nóng)地租金。進一步的證據(jù)顯示，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)也會激勵熟人間營利性交易的發(fā)生。我們還發(fā)現(xiàn)，擁有農(nóng)地承包合同的轉(zhuǎn)出戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中獲得了更高的租金，該結(jié)論對于熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)依然成立。農(nóng)地租金是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)作用發(fā)揮的重要路徑，可以解釋農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地交易對象50%以上的影響。本文研究表明，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場已經(jīng)處于結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要階段，伴隨著新一輪地權(quán)改革的實施，更多發(fā)生于熟人網(wǎng)絡(luò)中的農(nóng)地流轉(zhuǎn)將呈現(xiàn)非人格化和市場化趨勢。

這對于理解我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的現(xiàn)狀和可能的發(fā)展趨勢具有重要意義。它表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場具有典型的階段性特征。雖然以往研究多以農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的非人格化特征普遍為依據(jù)，提出應(yīng)該更多地引入外部主體，以提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場化程度。但事實表明，當(dāng)前的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，尤其是熟人間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)已經(jīng)具備典型的市場化特征。熟人間交易呈現(xiàn)的營利性動機、較高的農(nóng)地租金，正在使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場從原來的“二元結(jié)構(gòu)”朝“一元結(jié)構(gòu)”轉(zhuǎn)型。值得注意的是，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模增長在近年趨于平緩，試圖通過新一輪地權(quán)改革持續(xù)刺激農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模增加可能難有起色。在上述背景下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展更應(yīng)該注重結(jié)構(gòu)調(diào)整，秉持“總量穩(wěn)定，結(jié)構(gòu)調(diào)整”的總體思路，加大對熟人網(wǎng)絡(luò)中交易的扶持，拓寬農(nóng)地市場的發(fā)展思路。通過進一步強化農(nóng)地的抵押、使用等權(quán)能，提高農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的交易價值和市場的交易活力。

但是，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的潛在風(fēng)險也是明顯存在的。其一，強化農(nóng)地交易權(quán)，將關(guān)系型交易卷入市場，一定程度上意味著鄉(xiāng)村的關(guān)系治理和德治等傳統(tǒng)秩序?qū)⒉粩嗤呓狻Ｅc城市的法制治理不同，我國的鄉(xiāng)村分散，法律執(zhí)行的成本和難度都相對較高。傳統(tǒng)鄉(xiāng)村之所以能保持穩(wěn)定，很大程度上得益于村莊內(nèi)部的熟人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和非市場秩序。因此，如何既推進地權(quán)改革，又保留鄉(xiāng)村的自我治理傳統(tǒng)，是農(nóng)村改革面臨的一大難題。其二，地權(quán)改革推動熟人交易的租金水平提高，一定程度上提高了農(nóng)業(yè)經(jīng)營成本。當(dāng)前，我國已進入農(nóng)業(yè)經(jīng)營高成本階段。伴隨地權(quán)改革和農(nóng)地交易市場的活躍，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的交易價值會不斷提高，進而干擾農(nóng)業(yè)經(jīng)營的可持續(xù)性。這不僅會降低市場對農(nóng)地資源的配置效率，也不利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的健康發(fā)展。其三，本研究雖然認為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)有利于提高農(nóng)地的使用價值及其可交易性，但是，產(chǎn)權(quán)作用發(fā)揮是具有情景依賴性的。對于那些質(zhì)量好、區(qū)位條件優(yōu)越的地塊，其經(jīng)營價值會帶動交易的發(fā)生，促進市場化交易和規(guī)?；?jīng)營。但是，對于那些稟賦條件較差的農(nóng)地，其在市場化的過程中將不可避免地被撂荒或閑置，這對于耕地資源本就緊張的我國而言，可能造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的破壞。

綜上所述，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的確呈現(xiàn)出市場化的趨勢。尤其是熟人間的交易，其租金水平和規(guī)范化程度已有較大程度的提高，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)改革則對這一趨勢的發(fā)展起到了推動作用。但正如上文所言，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的轉(zhuǎn)型是一把雙刃劍，既可能在農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模增長乏力的情況下，通過調(diào)整農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的結(jié)構(gòu)，挖掘市場潛力，又可能造成農(nóng)村治理秩序被市場因素所取代。而且，這一趨勢在目前已經(jīng)相當(dāng)明顯。因此，如何審慎看待通過產(chǎn)權(quán)改革提高農(nóng)村要素的可交易性和市場化特征，是農(nóng)村改革決策者所面臨的重要命題。需要指出的是，本文僅僅是列舉了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型可能面臨的風(fēng)險，尚需要更多的研究對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型的邏輯、特征、趨勢，以及正在或?qū)a(chǎn)生的社會影響進行系統(tǒng)性考察。這不僅對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展具有重要意義，對我國農(nóng)村正在實施的其他政策改革同樣具有啟示作用。

本文也為深化交易發(fā)展理論提供了新的證據(jù)。熟人交易作為人類社會最原始的交易形式，其具有較低的交易費用，但其效率及產(chǎn)生的經(jīng)濟效益則顯著低于市場交易。隨著產(chǎn)權(quán)改革的深入和人們對要素配置權(quán)利的加強，價格的決定性作用將不斷顯現(xiàn)，但這一過程是相對漫長的。中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展了近20年，仍然保留著大量非營利性交易。很顯然，規(guī)范化的市場建構(gòu)和組織實施需要付出巨大成本，由此證明了經(jīng)典交易發(fā)展理論的推斷。但同時也應(yīng)該看到事物的另一面，即非市場交易并沒有徹底消失，也不會徹底消失。其原因在于，市場交易并非維系人類發(fā)展的唯一交易形式。人們需要通過熟人間的互動，維系信任關(guān)系，強化關(guān)系產(chǎn)權(quán)，防止由市場和政策造成的不確定性。更進一步，關(guān)系型交易一定程度上也是人類情感傳遞和交流的媒介。因此，區(qū)分不同交易的性質(zhì)及其獨立性，平衡經(jīng)濟發(fā)展目標(biāo)和文化傳統(tǒng)訴求，以及發(fā)揮后者對前者的支持作用，將是人類追求經(jīng)濟增長過程中不得不解決的關(guān)鍵問題。

注釋：

①關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中租金形成的參照系特性，作者的前期研究通過借鑒Hart的理論，構(gòu)建了理論模型并進行了實證檢驗。結(jié)果表明，Hart的參照系理論在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中依然成立。

②這里不考慮熟人間出于非營利性動機進行的農(nóng)地流轉(zhuǎn)，因為那部分交易并不具備實現(xiàn)農(nóng)地市場價值最大化的特點。

③這兩個系數(shù)通過求邊際影響得出，即利用STATA中的margins命令。

④與農(nóng)地租金的處理類似，為克服內(nèi)生性問題，我們也采用了村莊出于營利性動機轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶比例作為農(nóng)戶營利性動機的工具變量。