鄭雯雪 張維泰

[摘要]基于中國家庭追蹤調(diào)查5722戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分logit估計(jì)和雙重差分（PSM-DID）相結(jié)合的計(jì)量方法，實(shí)證分析了參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶對政府的信任、社會(huì)的信任和社會(huì)問題主觀感受的影響效應(yīng)。研究結(jié)果：①參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠提升農(nóng)戶對地方政府的信任水平;②參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著降低了農(nóng)戶對鄰居的信任度;③參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠顯著減弱農(nóng)戶對住房問題、社會(huì)保障問題嚴(yán)重程度的主觀感受，增加貧富差距感受。

[關(guān)鍵詞]土地流轉(zhuǎn)社會(huì)信任

[中圖分類號(hào)]F321.1

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

進(jìn)入21世紀(jì)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)的持續(xù)發(fā)展激活和重建了農(nóng)村的各種利益關(guān)系，其中農(nóng)地流轉(zhuǎn)最為頻繁。在中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)發(fā)展的客觀需求下，有關(guān)農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題的系列政策法規(guī)也相繼出臺(tái)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)已然成為一項(xiàng)最重要的經(jīng)濟(jì)權(quán)益交易。國內(nèi)研究主要集中在土地現(xiàn)狀研究、土地流轉(zhuǎn)效率研究和土地流轉(zhuǎn)制度改革研究三個(gè)方面。對土地流轉(zhuǎn)行為效應(yīng)的研究也主要集中在土地流轉(zhuǎn)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、生態(tài)效應(yīng)、社會(huì)效應(yīng)和土地流轉(zhuǎn)的績效評(píng)價(jià)。信任關(guān)系是人類社會(huì)健康運(yùn)作的關(guān)鍵，更是市場經(jīng)濟(jì)得以高速發(fā)展的基礎(chǔ)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的本質(zhì)也是一場經(jīng)濟(jì)交易活動(dòng)，因此信任對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)運(yùn)行的重要性不容小覷。

1實(shí)證分析

1.1數(shù)據(jù)來源

本文運(yùn)用樣本量大和覆蓋范圍較廣的中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心進(jìn)行的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）來估計(jì)土地流轉(zhuǎn)的政治社會(huì)效應(yīng)。文章使用CFPS2014和CFPS2016中16歲及以上農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)來構(gòu)建平衡面板，只保留了2014年和2016年兩期都接受調(diào)查的對象。本文將2014年設(shè)置為千預(yù)發(fā)生前的初始期，只保留了2014年未參與土地流轉(zhuǎn)的樣本。最后，總樣本量為5722的兩期平衡面板數(shù)據(jù)。其中，處理組樣本數(shù)量為447，控制組樣本數(shù)量為5275。

1.2估計(jì)策略

本文采用PSM-D方法來探究土地流轉(zhuǎn)行為對政治、社會(huì)信任的影響效應(yīng)。本文設(shè)定2014年為初始期，2016年為干預(yù)期，處理組為2014年未將土地流出而2016年將土地流轉(zhuǎn)出去的樣本，控制組則為2014年未將土地流出且2016年仍未將土地流出的樣本。PSM-D方法通過以下三個(gè)步驟來執(zhí)行。

第一步，考慮到初始期特征能夠表現(xiàn)出個(gè)體未來某種行為的概率，本文通過2014年的特征變量來預(yù)測每個(gè)樣本在2016年進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的概率。基于Probit模型來建立土地流轉(zhuǎn)行為與各種個(gè)體特征之間的聯(lián)系，并利用這種估計(jì)結(jié)果來計(jì)算每個(gè)樣本進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)行為的傾向性分?jǐn)?shù)。Probit模型見（1）：

式中，Dixe代表第i個(gè)樣本2016年將土地流轉(zhuǎn)出去的虛擬變量，Xinu表示第i個(gè)樣本2014年個(gè)體、家庭及其他三個(gè)維度上的特征變量。

第二步，根據(jù)計(jì)算出的每個(gè)個(gè)體的傾向性分?jǐn)?shù)，為千預(yù)組的每個(gè)樣本匹配特征相近的對照組樣本。

第三步，基于PSM-DID的整個(gè)樣本平均處理效應(yīng)ATT通過（2）式估計(jì)：

式中，T和C分別指的是處理組和控制組，Yls和Yya分別指的是被解釋變量在2016年和2014年的取值，D代表了個(gè)體是否將土地流轉(zhuǎn)出去的虛擬變量，Xi2為第一步中計(jì)算傾向值中所控制的個(gè)體特征變量。

1.3變量設(shè)置

本文包含的被解釋變量有三類。第一類為農(nóng)戶對地方政府的信任程度，本文通過農(nóng)戶對地方政府干部的信任程度來衡量。第二類被解釋變量為農(nóng)戶的社會(huì)信任水平。本文采用4個(gè)變量依次反映農(nóng)戶對父母、鄰居、陌生人和醫(yī)生的信任程度。CFPS中要求被調(diào)查者使用0（完全不信任）到10（非常信任）之間的整數(shù)來衡量其對地方政府干部、社會(huì)的信任度。第三類被解釋變量為農(nóng)戶對社會(huì)問題嚴(yán)重程度的主觀感受。文章中通過7個(gè)變量來依次衡量農(nóng)戶對貧富差距、教育、醫(yī)療、就業(yè)、住房、社會(huì)保障和環(huán)境問題嚴(yán)重程度的主觀感受。衡量指標(biāo)同上。本文研究的解釋變量為農(nóng)戶是否將集體分配的士地出租給其他人，如果其回答為是，就定義該家庭的所有成員都參與了土地流轉(zhuǎn)。

2實(shí)證結(jié)果

2.1描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了被解釋變量在流轉(zhuǎn)組和未流轉(zhuǎn)組中的描述性統(tǒng)計(jì)及雙差分（DID）估計(jì)結(jié)果。政府信任方面：在2014年流轉(zhuǎn)組對地方政府干部的信任程度低于未流轉(zhuǎn)組，在2016年農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)后流轉(zhuǎn)組對地方政府的信任高于未流轉(zhuǎn)組。兩期之間對地方政府信任程度均值差分別是：流轉(zhuǎn)組為-0.150，未流轉(zhuǎn)組為-0.218，DID結(jié)果為0.068。該結(jié)果初步證明參與土地流轉(zhuǎn)行為有利于提升農(nóng)戶的政府信任度。

關(guān)于社會(huì)信任，流轉(zhuǎn)組和未流轉(zhuǎn)組的初步比較得出：2014年流轉(zhuǎn)組除對醫(yī)生的信任水平低于未流轉(zhuǎn)組，其余都不低于未流轉(zhuǎn)組;2016年流轉(zhuǎn)組對父母和陌生人、醫(yī)生的信任水平高于未流轉(zhuǎn)組，卻對鄰居的信任水平低于未流轉(zhuǎn)組。在兩期之間，流轉(zhuǎn)組對父母信任度提升，而對鄰居、陌生人和醫(yī)生的信任度卻下降了;同樣未流轉(zhuǎn)組對父母的信任度上升，對鄰居、陌生人和醫(yī)生的信任度下降。DID結(jié)果顯示，對鄰居信任程度DID效應(yīng)為負(fù)，對父母、鄰居、醫(yī)生信任程度DID效應(yīng)為正。因此農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)提升其對父母、陌生人、醫(yī)生信任程度，卻降低其對鄰居的信任。

對于社會(huì)問題嚴(yán)重程度的主觀感受，流轉(zhuǎn)組和未流轉(zhuǎn)組;之間的比較發(fā)現(xiàn)：無論是2014年還是2016年關(guān)于全部七類社會(huì)問題，流轉(zhuǎn)組對其嚴(yán)重性的主觀感受都高于流轉(zhuǎn)組。在兩期之間，流轉(zhuǎn)組和未流轉(zhuǎn)組，對七類社會(huì)問題嚴(yán)重程度的主觀感受都出現(xiàn)下降。此外，除對貧富感受差距問題嚴(yán)重程度的主觀感受DID為正，其余六類社會(huì)問題的四效應(yīng)均為負(fù)。因此，參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)增加農(nóng)戶對貧富差距問題的主觀感受，但會(huì)降低農(nóng)戶對教育、醫(yī)療、就業(yè)、住房、社會(huì)保障和環(huán)境問題嚴(yán)重程度的主觀感受。

2.2傾向得分估計(jì)及平衡性檢驗(yàn)

對農(nóng)戶的傾向得分估計(jì)是傾向得分匹配的第一步，因此確定匹配變量是最關(guān)鍵的一步，選取的變量要影響農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的同時(shí)，也不會(huì)因農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)而受到影響。結(jié)果顯戶主未婚、再婚、學(xué)歷在小學(xué)以下、土地征用、60歲以上老人數(shù)5個(gè)變量對農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)行為有顯著影響。60歲以上老人數(shù)在5%水平上顯著正相關(guān)，其余3個(gè)為5%水平上的顯著負(fù)相關(guān)。其中，戶主為女性的家庭參與率比男性戶主家庭高1.2%;家中60歲以上老人數(shù)量每增加一個(gè)，參與率增加1.2%;家庭征用的土地每多667m？，參與率減少1.2%;學(xué)歷為小學(xué)及以下時(shí)，多接受教育一年，參與率降低3.9%g結(jié)婚年限每多一年，參與率降低5.8%。

2.3匹配倍差結(jié)果分析

表1的DID效應(yīng)估計(jì)未考慮初始期的特征差異對樣本個(gè)體參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)表現(xiàn)出的影響，因此存在選擇性偏誤。綜合以上情況，本文采取PSM-DID模型來估計(jì)農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的政治社會(huì)效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果見表3?；谌繕颖镜暮似ヅ涔烙?jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)后，會(huì)提高對地方政府的信任度，但結(jié)果并不顯著。農(nóng)戶基于“人情信任”理論而轉(zhuǎn)出土地的行為會(huì)顯著降低其對鄰居的信任水平。參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)顯著降低農(nóng)戶對住，房問題、社會(huì)保障問題嚴(yán)重程度的主觀感受，增加貧富差距感受。

3結(jié)論與政策啟示

本文使用CFPS2014和CFPS2016農(nóng)村樣本構(gòu)成了面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSM-DID識(shí)別方法，評(píng)估了參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶政府信任、社會(huì)信任和社會(huì)問題嚴(yán)重程度主觀感受的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：①參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠提升農(nóng)戶對地方政府的信任水平;②參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)顯著降低農(nóng)戶對鄰居的信任程度;③參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠有效降低農(nóng)戶對住房、社會(huì)保障問題嚴(yán)重程度的主觀感受，顯著加重農(nóng)戶對貧富差距、就業(yè)問題嚴(yán)重程度的主觀感受。本文實(shí)證研究有以下兩個(gè)方面的政策建議。第一，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中地方政府必須保障農(nóng)戶主體的地位，維護(hù)農(nóng)戶利益，協(xié)調(diào)好農(nóng)戶之間的關(guān)系特別是鄰里關(guān)系;地方政府要加強(qiáng)管理和服務(wù)職能，不應(yīng)過度千預(yù)，相關(guān)優(yōu)惠政策要予以落實(shí)。第二，對于長期流轉(zhuǎn)承包經(jīng)營權(quán)的農(nóng)民就業(yè)以及平衡貧富差距等問題上，基層政府的服務(wù)職能仍然不夠。建立健全失地農(nóng)戶就業(yè)保障體系，將長期流轉(zhuǎn)承包經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶納人農(nóng)村就業(yè)保障體系，完善勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)助力機(jī)制、合理引導(dǎo)進(jìn)城目標(biāo)設(shè)定才能從根本上消除農(nóng)民的后顧之憂。且政府不能只推動(dòng)爐和企業(yè)主導(dǎo)的大規(guī)模的土地流轉(zhuǎn)，同時(shí)也要兼顧中小型農(nóng)戶，以農(nóng)民共同富裕為前提。

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