王曉軒　張會(huì)萍

摘要：我國農(nóng)業(yè)正面臨規(guī)?；?jīng)營的轉(zhuǎn)變，然而我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的“虛位化”，導(dǎo)致農(nóng)地難以有效流轉(zhuǎn)，農(nóng)業(yè)的發(fā)展迫切需要解決農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題。以平羅縣土地信用社流轉(zhuǎn)中介制度為基礎(chǔ)，驗(yàn)證其對(duì)農(nóng)戶的滿意度問題。通過平羅縣土地信用社流轉(zhuǎn)的調(diào)研，利用多元線性回歸分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地信用社制度由于土地流轉(zhuǎn)期限合理、生產(chǎn)服務(wù)周到和村集體領(lǐng)導(dǎo)力強(qiáng)等導(dǎo)致土地信用社制度的滿意度比村委會(huì)流轉(zhuǎn)的滿意度強(qiáng)，但總體滿意度不高；契約的經(jīng)濟(jì)效果中，土地信用社制度下的租金滿意度也比村委會(huì)流轉(zhuǎn)高。

關(guān)鍵詞：土地信用社；制度滿意度；租金滿意度

中圖分類號(hào)： F301.3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A 文章編號(hào)：1002-1302（2015）10-0575-04

發(fā)達(dá)國家將土地流轉(zhuǎn)制度、土地產(chǎn)權(quán)制度與土地政策看作是土地制度的基礎(chǔ)，而在我國土地制度中，土地承包制度的出現(xiàn)，造成土地產(chǎn)權(quán)“虛位”，集體土地所有權(quán)與農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)分離，導(dǎo)致多中心主體，農(nóng)戶、村集體、當(dāng)?shù)卣c用地者形成了多重的利益博弈。

我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)核心資金供給能力不足，同時(shí)農(nóng)地資源利用低效、細(xì)碎化，資源配置不合理是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的本源性問題。以家庭為單位的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)格局必須在完善產(chǎn)權(quán)制度的同時(shí)提供流轉(zhuǎn)中介，這成為農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵[1]。Stiglitz等認(rèn)為，發(fā)展中國家農(nóng)地制度抑制了農(nóng)地市場(chǎng)，導(dǎo)致農(nóng)地市場(chǎng)為不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，政府應(yīng)該強(qiáng)制干預(yù)農(nóng)地制度，建設(shè)流轉(zhuǎn)中介，防止信息不對(duì)稱導(dǎo)致的市場(chǎng)失靈。

土地流轉(zhuǎn)中介抑制的長期性，導(dǎo)致農(nóng)村流轉(zhuǎn)制度效率低，難以達(dá)到農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營的要求。我國農(nóng)業(yè)中介抑制的主要原因是土地資產(chǎn)的融通性能差，無法抵押、質(zhì)押、買賣，這與農(nóng)業(yè)高風(fēng)險(xiǎn)低收益及預(yù)期收益不確定等無法相互匹配。如果不能夠盡早地解決我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)中介問題，農(nóng)地的低效將難以支撐現(xiàn)代化的要求，發(fā)展農(nóng)地中介已經(jīng)成為迫切的任務(wù)。

Deniz等認(rèn)為，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)所有權(quán)與使用權(quán)的分離使得產(chǎn)權(quán)具有了雙重性，農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度隨之必須進(jìn)行一定的衍生，以適應(yīng)強(qiáng)化的農(nóng)地使用權(quán)。在農(nóng)戶與大戶的直接流轉(zhuǎn)模式中，雙方的交易成本較高，農(nóng)戶與大戶之間的違約風(fēng)險(xiǎn)較高，近年來農(nóng)業(yè)訂單的違約率在80%左右[2]，直接承包的契約隨意性、不穩(wěn)定、契約不完全以及機(jī)會(huì)主義都導(dǎo)致違約率升高。而土地信用社制度搭建了大戶與“存地”農(nóng)戶之間的橋梁，穩(wěn)定的大規(guī)模交易降低了事前交易費(fèi)用，節(jié)省了信息成本、專用性投資等費(fèi)用，大戶承包者也減少了市場(chǎng)搜尋成本、談判成本。

1 平羅縣土地信用社制度滿意度分析

2006年寧夏石嘴山市平羅縣成立了30 個(gè)農(nóng)村土地信用合作社，平羅縣土地信用合作社把存貸模式引入農(nóng)地中，農(nóng)戶以耕地加入合作社并獲取“存地費(fèi)”，合作社再將耕地轉(zhuǎn)給經(jīng)營大戶并收取“貸地費(fèi)”[3]。平羅縣土地信用社以土地存貸業(yè)務(wù)為主，擁有土地承包經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶存入土地，土地信用社評(píng)估土地，確定土地儲(chǔ)存價(jià)格，經(jīng)過土地信用社對(duì)土地的積累，以規(guī)模化的方式貸給大戶[4]。土地信用社獲取“貸地費(fèi)”，扣除部分費(fèi)用后將土地價(jià)值兌現(xiàn)給農(nóng)戶，體現(xiàn)土地儲(chǔ)存價(jià)值[5]。

為了更好地對(duì)平羅縣土地信用社進(jìn)行評(píng)價(jià)，利用國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目組（農(nóng)村土地信用合作社創(chuàng)新模式：基于寧夏銀北地區(qū)）調(diào)查收集的問卷數(shù)據(jù)，該問卷通過李科特量表法來構(gòu)建受訪農(nóng)戶的綜合指標(biāo)。項(xiàng)目組對(duì)寧夏平羅縣7個(gè)村進(jìn)行了實(shí)地考察。

為了檢驗(yàn)問卷的可靠性和穩(wěn)定性，對(duì)土地信用社問卷的評(píng)價(jià)選項(xiàng)做信度檢驗(yàn)，采用詹克朗巴哈所創(chuàng)的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的結(jié)果表明，問卷項(xiàng)數(shù)為9個(gè)，克朗巴哈系數(shù)（Cronbachs Alpha）值較高，達(dá)到0.891，說明問卷評(píng)價(jià)測(cè)試項(xiàng)可靠且穩(wěn)定。

2 平羅縣土地信用社農(nóng)戶基本情況分析

由表1可知，選取參加信用社的61戶農(nóng)戶，農(nóng)戶對(duì)當(dāng)前土地信用社制度評(píng)價(jià)基本滿意，均值達(dá)到了6.89（滿分10），標(biāo)準(zhǔn)差較小，為2.17，表明農(nóng)戶態(tài)度一致性高；年齡變量選取農(nóng)戶戶主，可以看出農(nóng)戶的平均年齡偏大，達(dá)到了54歲，但是標(biāo)準(zhǔn)差較大，年齡分布范圍較廣；從農(nóng)地流轉(zhuǎn)自愿程度看，流轉(zhuǎn)自愿程度達(dá)到81.0%。

3 信用社制度滿意度的影響因素分析

張會(huì)萍等采用非條件Logit 回歸對(duì)農(nóng)村土地信用合作社滿意度的影響因素進(jìn)行分析[6]。為了判斷對(duì)土地信用社制度滿意度的影響因素，本研究利用國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目組2014年新調(diào)研的數(shù)據(jù)，選取了農(nóng)戶相關(guān)的一些因素，主要有農(nóng)戶個(gè)人基本特征、家庭勞動(dòng)力稟賦、農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)特征、土地稟賦、土地流轉(zhuǎn)特征和土地信用社因素。這些因素是對(duì)土地信用社制度評(píng)價(jià)的影響因素，衡量這些因素應(yīng)選取一些指標(biāo)，例如為了衡量農(nóng)戶基本特征，選取家庭人數(shù)、年齡、是否村干部、流轉(zhuǎn)是否自愿指標(biāo)進(jìn)行反映，將這些變量作為自變量，以土地信用社制度滿意度作為因變量，建立多元回歸模型。

農(nóng)戶對(duì)土地信用社制度滿意度=f（農(nóng)戶基本特征、農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)特征、土地稟賦、家庭勞動(dòng)力稟賦、村莊特征、其他因素）。

各變量之間的積差相關(guān)矩陣中，各變量之間的相關(guān)系數(shù)很低，大致的范圍在-0.088～0.415之間，表明這些變量之間的共線性關(guān)系較弱。利用SPSS軟件對(duì)以上多元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，逐步回歸剔除顯著性差的自變量，最終得到多元回歸模型為：

對(duì)土地信用社制度滿意度（Y）=2.31+0.159土地流轉(zhuǎn)合同期（X14）-0.945拖欠租金（X18）+0.475土地流轉(zhuǎn)期限評(píng)價(jià)（X19）+0.489生產(chǎn)服務(wù)評(píng)價(jià)（X24）-0.520監(jiān)管服務(wù)評(píng)價(jià)（X25）-0.548在外打工人數(shù)（X5）+0.379村集體的領(lǐng)導(dǎo)作用評(píng)價(jià)（X21）-0.044有土地?cái)?shù)量（X10）。

模型中DW統(tǒng)計(jì)量為2.221，回歸結(jié)果見表2。土地流轉(zhuǎn)合同期對(duì)土地信用社制度的滿意度的影響極顯著，對(duì)因變量的影響較大，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)達(dá)到0.412。標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)Beta因?yàn)槿コ龁挝坏挠绊?，可作為自變量間解釋力的比較。標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)的絕對(duì)值越大，表示自變量對(duì)因變量的影響越大。土地流轉(zhuǎn)合同期的均值是6.02年，土地耕種中土地使用權(quán)的穩(wěn)定性會(huì)影響大戶的投資，較長的土地流轉(zhuǎn)期限將有利于土地信用社制度。從結(jié)果看，土地流轉(zhuǎn)合同期正向影響滿意度。平羅縣土地信用社的農(nóng)戶與專業(yè)包地大戶希望將土地關(guān)系長期穩(wěn)定，以形成穩(wěn)定的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，土地信用社彈性土地流轉(zhuǎn)制度、差別化的土地經(jīng)營權(quán)出讓兼顧了雙方的利益，既避免了土地流轉(zhuǎn)終身的現(xiàn)象而損害農(nóng)戶的利益，也給予了包地大戶的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、農(nóng)地基礎(chǔ)設(shè)施的投資利益等。土地信用社彈性土地流轉(zhuǎn)制度影響到土地利用效率、農(nóng)地間的競(jìng)爭(zhēng)和土地后續(xù)續(xù)期等因素。endprint

“是否拖欠租金”回歸系數(shù)為負(fù)值，表明拖欠租金對(duì)土地信用社制度造成了負(fù)面影響，其均值為0.416，拖欠租金概率較高，是農(nóng)戶不滿意的主要因素之一，這對(duì)土地信用社制度形成了負(fù)面的沖擊。平羅縣土地信用社通過土地的“貸”“存”引入市場(chǎng)機(jī)制，從而獲取租金。土地信用社利用需求方和供給方，制定需求價(jià)格P1和供給價(jià)格Pd，P0是供給曲線與需求曲線交點(diǎn)的均衡價(jià)格。土地信用社獲取了P1-Pd的租金，其中P1- P0來自包地大戶，P0-Pd來自加入信用社的農(nóng)戶。如果在流轉(zhuǎn)自由化中，土地的均衡價(jià)格為P0，土地信用社將難以獲取租金。如果土地流轉(zhuǎn)完全自由，土地租金將消失，土地市場(chǎng)將成為完全市場(chǎng)化，因此土地信用社制度具有改變流轉(zhuǎn)抑制的機(jī)制。然而平羅縣土地信用社拖欠租金現(xiàn)象明顯，必然導(dǎo)致契約不完全有效，破壞完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，導(dǎo)致市場(chǎng)機(jī)制受到損害。拖欠租金將是土地信用社是否延續(xù)的關(guān)鍵。

“在外打工人數(shù)”對(duì)土地信用社制度評(píng)價(jià)影響為負(fù)值，在外打工人數(shù)多，將造成家庭收入增多，由于土地信用社流轉(zhuǎn)租金較低，均值只有8 605.5元/hm2，這與收入高的預(yù)期是有差異的。胡蘇云等認(rèn)為，在相對(duì)落后地區(qū)，外出打工只是農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)經(jīng)營欠缺的一種替代，對(duì)提高農(nóng)戶家庭收入優(yōu)勢(shì)并不明顯[7]。而本研究分析的結(jié)果說明，外出打工提高了農(nóng)戶的收入，形成了收入效應(yīng)，即收入越高對(duì)土地出讓的評(píng)價(jià)越低。

“土地?cái)?shù)量”也對(duì)土地信用社制度滿意度產(chǎn)生負(fù)面影響，規(guī)?；找孢f增要求土地?cái)?shù)量越多，使得農(nóng)戶收入將越高，而土地信用社流轉(zhuǎn)中并沒有體現(xiàn)規(guī)?；o信用社農(nóng)戶帶來的優(yōu)勢(shì)。土地信用社在評(píng)估土地確定存地費(fèi)方面還需要加大力度，增加農(nóng)戶的規(guī)?；娴厥找?。為了提高農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，必須吸引專業(yè)農(nóng)業(yè)經(jīng)營者，并保證足夠的土地經(jīng)營規(guī)模。土地信用社發(fā)展的關(guān)鍵在于規(guī)模經(jīng)營，平羅縣的規(guī)模經(jīng)營收益更多地體現(xiàn)在貸方大戶，而存地方農(nóng)戶沒有得到體現(xiàn)。

賀振華認(rèn)為，比較富有的農(nóng)戶寧愿選擇土地調(diào)整制度，而對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品自給自足的農(nóng)戶，土地產(chǎn)出彈性越大，越希望土地調(diào)整制度，土地?cái)?shù)量的方差越大，越傾向于土地調(diào)整制度；而西北地區(qū)土地貧瘠數(shù)量豐富，農(nóng)戶則傾向于穩(wěn)定的土地制度[8]。本研究檢測(cè)結(jié)果也說明了土地?cái)?shù)量與土地信用社制度呈反向關(guān)系，說明土地?cái)?shù)量越多對(duì)于土地制度調(diào)整的期望越小。

“村集體的領(lǐng)導(dǎo)作用評(píng)價(jià)”變量對(duì)土地信用社制度滿意度產(chǎn)生正向影響，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)Beta達(dá)到0.368，對(duì)信用社制度滿意度產(chǎn)生較大的影響。村集體領(lǐng)導(dǎo)是籌建農(nóng)地信用社的主要組織者，通過領(lǐng)導(dǎo)的推動(dòng)，有利于信息的溢出效應(yīng)，從而帶動(dòng)群眾流轉(zhuǎn)土地，加入信用社[6]。

“生產(chǎn)服務(wù)評(píng)價(jià)”對(duì)農(nóng)地信用社制度滿意度也產(chǎn)生較大的影響，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)Beta達(dá)到0.537。

“監(jiān)管服務(wù)評(píng)價(jià)”對(duì)土地信用社制度滿意度的影響系數(shù)為負(fù)值，表明監(jiān)管服務(wù)并沒有發(fā)揮保護(hù)流轉(zhuǎn)土地農(nóng)戶利益的作用。監(jiān)管服務(wù)變量對(duì)因變量的反向解釋力較大，平羅縣土地信用社土地流轉(zhuǎn)中，對(duì)土地流轉(zhuǎn)的監(jiān)督的主要內(nèi)容停留在合同的訂立和流轉(zhuǎn)的備案，側(cè)重事前和事中監(jiān)督，事后監(jiān)督缺失成為農(nóng)戶負(fù)面評(píng)價(jià)的主要因素。

4 2種不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)的租金滿意度分析

只要土地租賃市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)，在土地自由流轉(zhuǎn)的前提下，競(jìng)爭(zhēng)會(huì)導(dǎo)致流轉(zhuǎn)契約最有效率。土地信用社制度通過激勵(lì)機(jī)制，誘導(dǎo)貸地者和出地者之間的最優(yōu)契約，從而影響經(jīng)營績(jī)效。為了分析信用社模式契約的經(jīng)濟(jì)效果，選取租金滿意度作為衡量指標(biāo)，通過2種流轉(zhuǎn)中介進(jìn)行對(duì)比分析2種契約模式的經(jīng)濟(jì)效果。根據(jù)國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目組的調(diào)查數(shù)據(jù)，收集到了387份通過村委會(huì)流轉(zhuǎn)土地的問卷。作為對(duì)比，通過土地信用社流轉(zhuǎn)的61份問卷作為模型1，通過村委會(huì)流轉(zhuǎn)土地的387份問卷作為模型2。通過問卷分析2種流轉(zhuǎn)模式導(dǎo)致的租金滿意度的差異。模型2中，農(nóng)戶通過村委會(huì)流轉(zhuǎn)給專業(yè)合作社、家庭農(nóng)場(chǎng)、經(jīng)營者、企業(yè)（中糧集團(tuán)）、種糧大戶以及私人。模型1是土地流轉(zhuǎn)的信用社中介模式，模型2的流轉(zhuǎn)方式是村委會(huì)中介流轉(zhuǎn)模式。

將農(nóng)戶基本特征、經(jīng)濟(jì)特征、土地稟賦、家庭勞動(dòng)力稟賦等作為自變量，以土地租金滿意度作為因變量，建立多元回歸模型。農(nóng)戶對(duì)土地租金滿意度=f（農(nóng)戶基本特征、農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)特征、土地稟賦、家庭勞動(dòng)力稟賦、村莊特征、其他因素）。

利用SPSS軟件對(duì)以上多元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，逐步回歸剔除顯著性差的自變量，最終得到的多元回歸結(jié)果見表3。

分析信用社模式契約的經(jīng)濟(jì)效果，選取租金滿意度作為衡量的確定。模型1：對(duì)土地信用社租金滿意度（Y）=2.686+0.000 1每公頃地租金（X1）-0.838是否拖欠租金（X2）。模型2：對(duì)中介土地流轉(zhuǎn)租金滿意度（Y）=2.183+0.000 1 每公頃地租金（X1）-0.519租金是否增長（X2）+0.681 土地流轉(zhuǎn)是否自愿（X3）+0.013年齡（X4）。

模型1中，農(nóng)戶對(duì)租金的滿意度受到了“租金”和“是否拖欠租金”的顯著性影響，影響因素少，“租金”產(chǎn)生了正面影響，而“是否拖欠租金”產(chǎn)生了負(fù)面影響。土地信用社模式下的流轉(zhuǎn)，租戶對(duì)租金的滿意度考慮的更單一，表明租戶對(duì)這種模式更放心。信用社模型1中，對(duì)土地流轉(zhuǎn)租金的滿意度的均值為5.85，而村委會(huì)流轉(zhuǎn)模型2中均值為5.58。信用社模式下農(nóng)戶對(duì)租金的滿意度稍高于村委會(huì)流轉(zhuǎn)模式。模型1較少的解釋變量說明農(nóng)戶對(duì)信用社制度的租金肯定程度要高于村委會(huì)流轉(zhuǎn)的模式。是否拖欠租金中，信用社模式下均值為0.433 3、村委會(huì)流轉(zhuǎn)模式為0.296 9，信用社模式更能出現(xiàn)拖欠租金，概率更高。是否拖欠租金成了影響信用社模式下農(nóng)戶對(duì)租金滿意度的重要反向影響因素。模型2中，農(nóng)戶對(duì)租金的滿意度受到了“租金”“租金是否增長”“土地流轉(zhuǎn)是否自愿”“年齡”的顯著性影響，影響因素更加復(fù)雜，說明這種流轉(zhuǎn)模式農(nóng)戶需要考慮更多的因素。“租金是否增長”的回歸系數(shù)為負(fù)值，信用社模式下，租金是否增長的均值為0.416 7、村委會(huì)模式為0.359 4，信用社模式的概率更高。村委會(huì)模式下，租金增長的概率較低，導(dǎo)致該變量對(duì)租金的滿意度呈反向影響。信用社模式下的自愿流轉(zhuǎn)的概率達(dá)到0.816 7，而村委會(huì)流轉(zhuǎn)模式的概率達(dá)到了0.744 8。年齡也是影響中介模式下租金滿意度的重要因素，村委會(huì)流轉(zhuǎn)模式中農(nóng)戶的平均年齡是53.87歲，而信用社模式中平均年齡是54.62歲。隨著年齡越大，對(duì)租金滿意度將越高，年齡大、體能下降難以完成農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，對(duì)承包租金的滿意度將上升。endprint

5 結(jié)論與討論

農(nóng)戶對(duì)平羅縣土地信用社制度滿意度不高。平羅縣土地信用社制度滿意度影響因素中，拖欠租金、監(jiān)管服務(wù)不利、土地存入多卻難以體現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)的收益以及打工人數(shù)增多都對(duì)土地信用社制度形成了負(fù)面的影響，這些因素降低了農(nóng)戶對(duì)土地信用社的滿意度。然而土地流轉(zhuǎn)期限、生產(chǎn)服務(wù)、村集體領(lǐng)導(dǎo)則構(gòu)成了平羅縣土地信用社制度滿意的正面影響因素。改善平羅縣土地信用社制度需要從以上因素出發(fā)。

農(nóng)地信用社制度的價(jià)值不僅體現(xiàn)在社會(huì)資金內(nèi)化嵌入農(nóng)業(yè)，更重要的是解決農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營。農(nóng)戶的土地?cái)?shù)量變量反向影響土地信用社制度滿意度說明信用社農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地信用社規(guī)?；瘞淼氖找娌粷M意，規(guī)?；?jīng)營給貸地者帶來了優(yōu)勢(shì)，而土地信用社農(nóng)戶的存地費(fèi)中沒有體現(xiàn)出土地?cái)?shù)量的優(yōu)勢(shì)。這不利于農(nóng)地信用社的發(fā)展。

土地信用社綜合利用了我國土地產(chǎn)權(quán)的可分割性，建立了一種經(jīng)濟(jì)契約關(guān)系。本研究通過租金滿意度反映契約的經(jīng)濟(jì)效果，在2種流轉(zhuǎn)模式下租金的滿意度分析中，發(fā)現(xiàn)信用社模式下農(nóng)戶對(duì)契約更加放心，影響因素少，農(nóng)戶顧慮少，對(duì)租金滿意度也較村委會(huì)模式高。但是土地信用社制度契約中，拖欠租金成為很大的負(fù)面影響，反向影響信用社租金滿意度；而村委會(huì)流轉(zhuǎn)模式中，農(nóng)戶考慮因素更多，對(duì)租金的增長期望更高。

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