姚 志 鄭志浩

(中國農業(yè)大學 經濟管理學院，北京 100083)

一、引言與相關文獻綜述

人情租(1)本文所分析的人情租借鑒陳奕山等(2017)的界定，指我國在2006年1月1日全面取消農業(yè)稅后的土地流轉過程中不收取實物和貨幣租的情形，即農地的完全無償流轉，因此本文中的人情租、無償流轉內涵一致。需要特別說明的是，本文所指的土地流轉包含承包地流轉，只涉及農村耕地經營權的轉包、出租、租賃、代耕等。流轉在我國農村土地流轉市場中一直大量存在，不容忽視。早期的一些學者開展的小范圍調查提及了租賃費用較低甚至無償?shù)耐恋亓鬓D現(xiàn)象(張照新，2002)。此后，一系列區(qū)域性的大型調查隨即展開。黃季焜等(2012)對2008年冀、陜、遼、浙、川、鄂六省2000戶流轉農地的農戶的調查數(shù)據顯示，無償流轉的比重為61.05%，其中，四川省人情租形式流轉的農地比重甚至高達98.73%。隨著正規(guī)租賃市場的不斷完善，早年高比率的人情租流轉會不會減少甚至逐步消失呢？葉劍平等(2010)對我國17省1656個村1773個農戶的抽樣調查結果表明，平均每個省份的非實物和現(xiàn)金補償形式的農地流轉占比為38.6%，這說明人情租流轉現(xiàn)象仍然大量存在。王亞輝等(2018)基于2003—2013年農業(yè)部農村固定觀察點系統(tǒng)169511個住戶樣本數(shù)據的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)：人情租流轉率超過了50%；山區(qū)、丘陵、平原的人情租流轉率分別為62.8%、54.6%、45.6%。錢忠好等(2016)2013年對蘇、桂、鄂和黑4省的調查數(shù)據顯示，仍然有超過30%的土地流轉屬于人情租形式。2015年第3次中國家庭金融調查顯示，有42.5%的流轉屬于“無償”交易(何欣 等，2016)?？梢?，無論是早期的調查還是新近的研究，不論是山區(qū)、平原、片區(qū)還是全國總體范圍，我國農地租賃市場均表現(xiàn)出了“非正規(guī)流轉市場”的特征。

問題在于，人們?yōu)槭裁磿x擇人情租流轉呢？早期學者將產生人情租流轉行為的原因歸結為交易費用，并認為其阻礙了正規(guī)農地流轉市場發(fā)展。一些研究調查表明，交易成本與農產品價格是導致地租無償?shù)脑?陳曜 等，2004)，這也與鄧大才(2007)的研究結論一致。過高的農地交易費用對于農戶以及經濟組織的農地轉入需求甚至對可流轉農地供給的增加都會產生負面影響，最終影響交易效率，導致租賃市場發(fā)育不良(Deininger et al.，2006；黃祖輝 等，2014)。降低交易費用最直接的方式是對契約對象進行選擇和控制。Gao et al.(2012)認為人情租流轉的對象更多是以零租金的價格并采取非正規(guī)流轉方式，轉給了“?！痹谵r村的鄰里親友。人情租農地流轉行為大部分發(fā)生在農村“熟人社會”內部(高名姿 等，2015)，因此其不僅是經濟合約，更是“社會性”合約(田先紅 等，2013)，顯然僅僅采用交易費用還遠不能完全詮釋。

近年來，人情租流轉行為發(fā)生的社會學原因被大量探討。如賀雪峰(2013)研究認為農戶無償流轉農地并非為了收益，農民天然對土地存在著濃厚的情感依賴(Pierce et al.，2003)。農村親戚社會存在的專有性血緣、地緣關系(馬元 等，2009)，使得土地交易更多體現(xiàn)為人情，無償意味著人情換租金(王亞楠 等，2015)，傳統(tǒng)的人情規(guī)則已然是農村土地流轉的基本規(guī)則(王倩 等，2018)。人們出于對親情、人情的考慮(楊華，2015)，土地交易也必然講感情、講人情、講面子，并受到鄉(xiāng)土倫理規(guī)范的約束。陳奕山等(2017)將人情租流轉行為的原因歸納為租入戶的照看老弱、節(jié)日送禮、生產幫扶等，并認為人情租是我國農地流轉中的一種特殊土地租賃形式。無償流轉是人情“互惠”而非經濟“交易”，能夠確保事關轉出戶“生存”的土地產權安全(胡霞 等，2019)，以便其在“需要”時可以及時收回。劉芬華(2011)認為非農就業(yè)的農戶更多選擇進行無償流轉是因為存在控制權偏好，偏好越強烈，越可能達成無償契約，且在經濟不發(fā)達地區(qū)達成契約的概率更高(錢龍 等，2018)。

已有研究多從經濟、社會、情感與政策制度等方面解釋人情租流轉行為，對人情與風險變量的考察明顯不足。同時，嘗試解釋人情租流轉的已有文獻多是“重結果、輕機理”，也未在統(tǒng)一的理論框架下對比分析人情租流轉與貨幣租流轉的差異。不同于此，本文將人情、風險變量與生產決策系統(tǒng)相結合，在分析人情租流轉、貨幣租流轉、半耕半農、自我耕種等四種農戶生產決策選擇行為理論基礎上建立統(tǒng)一的理論框架，重點實證研究人情租流轉與貨幣租流轉的差異，以為農地租賃市場的完善建言獻策。

二、人情租流轉行為的發(fā)生機理

人情租流轉行為是農戶在權衡整體利益最大化后的生產決策。為分析人情租流轉行為發(fā)生原因，首先構造農戶收益基準理論模型。假設農戶生產函數(shù)為如下柯布道格拉斯(C-D)形式：

F(K，L，T)=AKαLβTγ

(1)

其中：F為產量；A為全要素生產率指數(shù)；K為投資；L為勞動投入；T為農戶擁有土地資源的初始稟賦；設產出價格為單位1，則農業(yè)經營收入為F；α、β、γ分別為投資、勞動、土地的產出彈性。農戶的農業(yè)純收益FAR為：

FAR=F-Mk×K-ML×L

(2)

其中，Mk為單位投資價格，ML為單位勞動投入價格。在考慮人情租、貨幣租、就業(yè)沖擊、兼業(yè)就業(yè)以及土地流轉市場價格之后，繼續(xù)假設：非農就業(yè)凈工資或者就業(yè)的機會成本與兼業(yè)報酬分別為Wall、Wpart，兩種就業(yè)方式在一年內只能擇其一，且Wall>Wpart；T0為人情租流轉土地量(T0

RHRR=(Wall+HRR)-(FAR×(T-T0)+Mt×T0+Wpart)

(3)

由于本研究不涉及農戶土地拋荒行為，因而農戶在土地上的生產選擇行為包括：人情租形式轉給他人耕種、貨幣租形式轉給他人耕種、半耕半農、完全自我耕種。為此，可以分別推導出四種行為發(fā)生的基準條件：

第一，當滿足Wall+HRR>FAR×(T-T0)+Wpart+T0×Mt時，農戶會選擇“人情租流轉”。農戶的生產決策是將全部土地流轉給親朋好友且放棄貨幣租流轉租金收入，此時生產函數(shù)滿足F(K，L，T0)=0，F(xiàn)=0，K=L=0，農戶總收益為RHRR=Wall+HRR(即非農就業(yè)凈工資與人情收入總和的價值形式)。

第二，當滿足 Wall+T×Mt-FAR×T>HRR+Wpart時，農戶會選擇“貨幣租流轉”。農戶的生產決策是將全部土地出租，獲取租金，此時生產函數(shù)滿足F(K，L，T)=0，F(xiàn)=0，K=L=0，農戶總收益為RTRA=Wall+T×Mt-FAR×T(即非農就業(yè)收入與租金收入總和的價值形式)。

第三，當滿足FAR×T+Wpart>Wall+HRR+T×Mt時，農戶會選擇“半耕半農”。農戶的生產決策是在不放棄農業(yè)時大量兼業(yè)，此時生產函數(shù)滿足F(K，L，T)>0，農戶的總收益為RHPR=F-ML×L-Mk×K+Wpart(即農業(yè)經營收入與兼業(yè)報酬之和去除生產成本之后的剩余價值形式)。

第四，當滿足FAR×T>Wall( Wpart)+HRR+T×Mt時，農戶為純農戶，會選擇“自己耕種”。此時生產函數(shù)滿足F(K，L，T)>0，農戶的總收益為RFAR=F-ML×L-Mk×K-Wall( Wpart)-HRR-T0×Mt(即農業(yè)經營純收入去除非農就業(yè)機會成本、人情收入、潛在的租金收入之后的剩余)。

由于人情租流轉體現(xiàn)人情，人情內涵豐富，人情價值往往很難評估，具有“隱蔽性”，因此假設人情租所獲得的收益不低于貨幣租金。通過對比分析四種行為的收益，一般情況下，可以得出RHRR>RTRA>RHPR>RFAR，即選擇人情租時整體收益最大，而自我耕種收益最小。但農戶四種生產行為選擇還會受到產權風險收益、被征地后的補償預期收益等因素影響(王亞楠 等，2015)。不追求租金的流出戶往往更加惜地，有研究顯示將農地無償轉給親朋好友耕種是一種保墑行為(郭熙保 等，2016)，也是一種在相對穩(wěn)定的“地權在握”下對土地的長期投資。

為此，考慮風險-收益因素，在基準模型的基礎之上，建立風險收益下農戶生產決策行為模型。為簡化分析，假設產權風險損失的價值形式為PR，θ為風險系數(shù)，產權與老年就業(yè)保障收益的價值形式為PE，農地肥力收益的價值形式為LF，征地預期收益為LE。那么，可將基準模型(3)轉變?yōu)椋?/p>

RHRR*=(Wall+HRR)-(

FAR×(T-T0)+Mt×T0+Wpart)+θ×(PE+LF+LE)=Wall+HRR+θ×(PE+LF+LE)-(T0×(Mt-FAR)+FAR×T+Wpart)(0≤θ≤1)

(4)

進一步分解式(4)，可以得到人情租流轉、貨幣租流轉、半耕半農、自我耕種等四種情形下的整體收益與潛在損失(見表1)。

表1 四種生產行為的整體收益與潛在損失估計

依據前景理論(Prospect Theory)，人們在獲得收益時是風險規(guī)避的，而在面臨損失時是風險偏好的(Tversky，1979)，易知：相比貨幣租流轉，人情租可以得到一個確定的更大的整體收益，因此部分農戶會選擇人情租流轉；在人情租流轉與半耕半農、自我耕種的收益損失對比中，也易得出相似的結論。總之，當農戶更加關心土地的產權穩(wěn)定、被征用預期收益、失業(yè)保障、農地地力可持續(xù)和維系社會關系時，往往會放棄貨幣租流轉機會而承擔損失，選擇人情租流轉；當農戶擁有穩(wěn)定的“全業(yè)”而不是兼業(yè)的工作且更加注重租金收益時，往往會規(guī)避選擇人情租流轉帶來的損失，進而選擇貨幣租農地流轉。

三、數(shù)據來源、描述性統(tǒng)計與變量選擇

(一)數(shù)據來源與說明

本文所使用的數(shù)據來源于CHIP 2013，該數(shù)據庫包括三種住戶類型，分別為城鎮(zhèn)住戶、農村住戶和外來務工住戶；樣本覆蓋我國14個省(市)126個城市234個縣區(qū)抽選出的18948個住戶，包括7175個城鎮(zhèn)住戶、11013個農村住戶和760個外來務工住戶?？紤]到只有“擁有土地”的農村居民與外出務工戶才能進行土地流轉，因此剔除城鎮(zhèn)住戶，并按人情租流轉發(fā)生的面積數(shù)進行統(tǒng)計。為體現(xiàn)樣本的地域代表性，將北京、遼寧、江蘇、浙江、福建和廣東劃為東部地區(qū)，將山西、安徽、河北、河南、湖北和湖南劃為中部地區(qū)，將重慶、四川、云南和甘肅劃為西部地區(qū)。

(二)數(shù)據描述性統(tǒng)計

第一，人情租流轉情況。整體來看，樣本中平均每省(市)有418.3畝屬于人情租流轉，占比為29.1%，與王亞輝等(2018)按面積統(tǒng)計的結果38.8%存在顯著的差異，原因是“轉給村集體”中存在部分無償行為，故進行修正，修正后的人情租流轉面積占比提高到33.2%。就省域來看，人情租流轉發(fā)生最普遍的區(qū)域是中部的山西省和西部的重慶市，占比分別高達68.4%和62.0%；東部的北京、江蘇人情租流轉面積的比重最小，分別為4.6%與7.4%。第二，貨幣租流轉情況。按照轉出對象主要可以分為個人、企業(yè)、村集體等，可以看出北京和安徽流轉給村集體的比重較高，村集體統(tǒng)一流轉、統(tǒng)一經營、集中談判是未來農地流轉的趨勢。第三，全國流轉面積整體情況。對我國14省(市)的統(tǒng)計表明，省(市)均耕地面積為15984.2畝，戶均7.1畝，轉出面積為1229.9畝/省(市)，流轉率為13.8%。按面積統(tǒng)計的流轉率呈現(xiàn)出了東、中、西逐步降低的趨勢，東部地區(qū)的流轉率最高，為18.7%，西部省域最低，為7.7%。流轉面積最大的省域為安徽，2013年流出面積高達3863.0畝，而流轉率最高的為北京，占到總耕地面積的34.4%。雖然甘肅的流轉面積達到1082.0畝，但僅占總耕地面積的2.5%，為統(tǒng)計省域最低(見表2)。

表2 2013年全國農戶選擇人情租流轉的情況統(tǒng)計(按面積統(tǒng)計)

(三)變量選擇

1.被解釋變量

本文分別選取“是否發(fā)生流轉(否=0，是=1)”“是否人情租流轉(令無償流轉面積大于0畝=1，否則為0)”“是否貨幣租流轉(令有償流轉面積大于0畝=1，否則為0)”等三個離散變量作為被解釋變量(見表3)。描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，按照戶數(shù)統(tǒng)計，34.6%的農戶發(fā)生了土地流轉行為，19.9%的農戶選擇了貨幣租流轉，16.7%的農戶選擇了人情租流轉。值得注意的是，由于部分農戶往往會同時選擇人情租與貨幣租流轉，故兩類流轉率之和大于整體的流轉率。

表3 變量賦值與描述性統(tǒng)計

2.核心解釋變量

依據前文理論推導，核心解釋變量包括人情變量與風險變量。(1)人情變量，用鄰里幫工天數(shù)、親朋好友信任度以及生病負債進行衡量。近年來，農村勞動力人均價格大幅上漲到150～200元/天，親朋鄰里在農事與生活上的幫扶會消耗農戶寶貴的兼業(yè)勞動時間，多數(shù)轉出戶為“還”人情而選擇承包地的人情租流轉。親朋好友信任度可以衡量農戶所在村莊的鄰里社會關系(胡霞 等，2019)，可信度越高，雙方的社會關系越好，越容易締結“人情合約”，選擇人情租。生病負債之所以能一定程度上體現(xiàn)人情，是因為熟人社會下，因病負債中的債務多來自親戚、好友、鄰居，因病缺乏勞動力的家庭為“報恩與還債”，往往以無償?shù)淖饨饘⑼恋亓鬓D給親友鄰居。(2)風險變量，農戶在作出流轉決策時往往會考慮風險，包括就業(yè)風險、養(yǎng)老風險(采用是否參加養(yǎng)老保險來衡量)、醫(yī)療風險(采用是否參加醫(yī)療保險來衡量)以及保持地力長期投資風險。就業(yè)風險來自農戶在外務工容易發(fā)生經常性失業(yè)與老年失業(yè)。養(yǎng)老與醫(yī)療保險能夠較好地保障農民的基本生活與應對生病風險，一定程度上減弱了擁有土地的農戶對高額土地租金的向往。對于轉出戶而言，在其流轉承包地之前，從事農事生產必然需要投入機械、水渠等固定資產，流轉土地后部分固定資產面臨閑置而承擔折舊損失。不僅如此，轉出戶還對自家承包地的地力因轉入戶掠奪式經營而下降存在擔憂。對于轉入戶而言，轉入土地進行規(guī)模經營，不可避免地要進行一部分長期投資。追求產量的轉入戶為保持地力以獲得穩(wěn)定的產量促進增收，進而選擇進行深耕深松、秸稈粉碎還田、打井等長期的固定投資。當糾紛發(fā)生時，流轉契約就會發(fā)生相應的變化，由此轉入戶也面臨長期投資帶來的損失風險。

3.控制變量

依據前文理論分析，生產決策還取決于農戶家庭的資本、勞動力、土地等要素配給情況。首先，資本要素。農業(yè)比較收益低下是農地流轉的根本制約因素(鐘懷宇，2009)，農戶選擇擺脫土地束縛外出務工，正是由于農業(yè)生產的比較效益低，因此采用農業(yè)收入占比(農業(yè)收入/家庭可支配收入)衡量農戶對土地的依賴性。對于轉入戶來講，以極低租金流入土地，可以降低租金成本而獲得大部分土地耕作的相對增值收益，因此租金影響農戶的流轉決策。表3顯示，農業(yè)收入占比最大值為0.990，表明農戶家庭可支配收入基本依靠農業(yè)收入的情況仍然存在；均值為0.647，表明64.7%的家庭可支配收入源于農業(yè)收入；兼業(yè)與打工收入占35.3%，這可能是因為CHIP 2013的樣本數(shù)據多來源于農村的傳統(tǒng)小農戶，所以農業(yè)收入占比較高。對發(fā)生了貨幣租流轉的成交價格進行統(tǒng)計后發(fā)現(xiàn)，地租為98～1500元/畝，均價為248.309元/畝。事實上，存在較大差異的流轉決策受到租金的顯著影響，往往高租金與正式的書面合約相對應，而低租金對應非正式的人情合約。

其次，勞動力要素。家庭人數(shù)能反映一個家庭的勞動力數(shù)量，人數(shù)越多，越有可能選擇自己耕種，但近些年的機械化普及代替了大量的勞動力，因此家庭勞動力數(shù)量多的家庭要么選擇租入土地擴大規(guī)模，要么選擇兼業(yè)或全業(yè)外出獲得收益更高的工資性收入。在知識經濟時代，勞動力的質量也顯得尤為重要，因此本文還將選擇農戶身體健康狀況與受教育年限的交互項作為衡量勞動力質量的指標。

再次，土地要素。農戶流轉決策以及租金形式的選擇受到土地要素本身的限制：家庭人均承包地面積越小、細碎化越嚴重、地塊質量越差，越容易選擇人情租流轉，而承包地面積越大、地塊越大且地塊質量越好的農戶越傾向于選擇規(guī)模化的貨幣租流轉。遺憾的是，CHIP 2013并未統(tǒng)計土地質量與地塊指標，通常來講，山區(qū)地塊破碎、地塊地力差，平原則相反，因此本文加入省域虛擬變量對土地質量進行一定程度上的控制。隨著勞動力的大量外出，農地除了流轉之外還存在拋荒，農戶家庭人均閑置面積體現(xiàn)了拋荒程度，拋荒地域往往存在大量的人情租流轉。

此外，確權政策是穩(wěn)定與固化農戶地權的重要手段，一定程度上能提升產權預期，提高租金價格(程令國 等，2016)，因此影響流轉決策。由于CHIP 2013并無直接的確權指標，故依據農業(yè)農村部文件(2)農業(yè)農村部2013年3月1日《農業(yè)部財政部國土資源部中農辦國務院法制辦國家檔案局關于確定2013年全國農村土地承包經營權登記試點地區(qū)的通知》(農經發(fā)〔2013〕1號)。確定的北京市平谷區(qū)等105個縣(市、區(qū))確權試點區(qū)域構建確權指標。最終選擇CHIP 2013數(shù)據庫中14省(市)中的51個試點縣市(3)北京市的平谷區(qū)，山西省的潞城市、孝義市、平魯區(qū)，遼寧省的清原縣、新民市、東港市、彰武縣，江蘇省的高淳縣、興化市、銅山區(qū)、昆山市，安徽省的金安區(qū)、潛山縣、黟縣、含山縣、渦陽縣，山東省的肥城市、滕州市、樂陵市、沂水縣、沂南縣，河南省的通許縣、民權縣、永城市、平橋區(qū)，湖北省的建始縣、黃陂區(qū)、通城縣、漢南區(qū)，湖南省的岳陽縣、溆浦縣、雙峰縣、桃江縣，廣東省的高要市，重慶市的梁平縣，四川省的江油市、安縣、米易縣、瀘縣、廣安區(qū)、巴州區(qū)、劍閣縣，云南省的彌勒縣、劍川縣、開遠市、沾益縣，甘肅省的寧縣、麥積區(qū)、紅古區(qū)、臨夏縣等51個縣。作為已確權縣(包含1448個農戶)，剩余200個未確權的縣(包括36707農戶)作為對照組。由于CHIP 2013是2014年年底開展的調查，因此這里假設2013年的105個試點縣基本完成確權。參考已有文獻(孫光林 等，2019)的常規(guī)做法，選擇農戶的性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、非農就業(yè)經歷等衡量農戶個體特征。

四、研究方法與實證結果

(一)研究方法

人情租流轉在整個農戶生產行為決策中遵循了分步決策過程：首先，決定是否要流轉承包地；其次，選擇具體的流轉形式，人情租流轉還是貨幣租流轉。因此，本文研究的問題可以分為兩步：一是探析風險與人情變量對農戶選擇承包地流轉可能的影響；二是風險與人情變量對農地流轉形式(人情租或貨幣租)的影響。直接估計農戶對承包地流轉形式選擇的影響可能存在“注重結果而忽視選擇”的樣本偏誤，為避免樣本選擇帶來的內生性問題，因此本文采用Heckman(1979)兩步法進行分析。

第一階段，由于兩個因變量都具有二值屬性，因此采用二值Probit模型分析農戶是否進行承包地的流轉，表示如下：

Y1i=α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i

(5)

其中：X1i為第i個體的核心變量，包括人情和風險；Z1i為第i個體的控制變量；D為地區(qū)虛擬變量；ε1i為誤差項；Y1i是由可觀測的變量X1i和Z1i以及不可觀測的變量α共同決定的，如果農戶選擇進行承包地流轉，則Y1i=1，否則Y1i=0。通過式(5)計算逆米爾斯比率：

λi=Φ(α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i)/

φ(α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i)

(6)

其中，Φ(·)與φ(·)分別表示標準正態(tài)分布的密度函數(shù)和累計密度函數(shù)。

第二階段，利用農村承包地流轉選擇的不同形式的樣本，加入逆米爾斯比率，修正樣本選擇偏差，進行如下線性回歸：

R1i=β0+β1iX1i+β2iZ1i+β3iD+ρλi+μ1i

(7)

其中：R1i是第二階段回歸模型的被解釋變量，即人情租流轉或貨幣租流轉；λi是由式(6)計算得到的第i個樣本的逆米爾斯比率；μ1i是誤差項。

(二)人情租、貨幣租流轉行為的實證分析

1.人情租、貨幣租流轉行為影響因素的兩步法回歸結果

為考察人情租、貨幣租流轉行為的影響因素，采取Heckman兩步法進行回歸，同時采用極大似然估計(MLE)法進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表4。Wald檢驗與逆米爾斯系數(shù)在1%的置信水平下顯著，說明樣本確實存在選擇偏差，利用Heckman兩步法進行回歸具有科學性。

表4 人情租流轉行為發(fā)生的影響因素“兩步法”回歸結果

(續(xù)表4)

(1)就核心解釋變量來講，衡量人情變量的鄰里幫工天數(shù)、親朋好友信任度并不影響農戶的農地流轉選擇，但是一旦發(fā)生流轉，會正向影響農地流轉的形式與結果，對人情租流轉的結果產生正向影響。表明流轉締結雙方之間的可信度越高，相互之間的生產幫扶時間越長，越容易發(fā)生人情租流轉。這說明，“人情”或熟人社會(費孝通，2013)是維系人情租土地流轉的紐帶，而貨幣租土地流轉關系的締結是“貨幣”。生病負債在1%的水平下對人情租流轉產生顯著影響，這說明生病負債的農戶家庭急需向親朋好友無息借取貨幣以支付醫(yī)療，容易因“錢債”而產生“情債”，為還“情債”在農地流轉選擇中更容易發(fā)生人情租形式的流轉行為。就風險變量來講，就業(yè)風險對流轉選擇與結果均不產生影響，與初期不符，可能的原因是與該變量的定義中并未包含哪些不可預測或未預料到的就業(yè)風險因素有關。養(yǎng)老風險在10%的顯著性水平下對農戶是否流轉以及人情租流轉產生正向影響，不影響農戶的貨幣租流轉，這說明鼓勵農戶參加養(yǎng)老保險促進了人情租流轉。醫(yī)療風險不影響農戶流轉選擇，但在1%的顯著性水平下負向影響人情租流轉行為，這說明鼓勵農戶參加或者完善農村醫(yī)療保險，能夠降低人情租流轉的發(fā)生率。這是因為當農戶家庭成員或戶主產生健康風險時，人情租流轉能夠利用農地流轉中的“人情”獲得資金借貸，一定程度上降低醫(yī)療風險。而當農村醫(yī)療保障水平逐步提高時，農戶面臨的醫(yī)療風險下降，因此人情租流轉會減少。保持地力長期投資風險對人情租、貨幣租流轉選擇分別產生正向、負向影響，這印證了“選擇人情租流轉行為是農戶進行地力保墑的一種投資行為”的觀點，也一定程度上從側面解開了“為什么貨幣租流轉后的土地肥力更容易下降”的疑惑。調研訪談中發(fā)現(xiàn)，貨幣租流轉(尤其是短期契約下的貨幣租流轉行為)導致地力下降，具有天然的合理性：多數(shù)農作物的農業(yè)生產周期為一年甚至半年、幾個月，貨幣租轉出戶可以依據農產品價格調整下一年度地租價格，并不“關心地力保護”；貨幣租轉入戶則可以依據上一年度的農產品價格帶來的“利潤盈虧與否”靈活調整生產經營規(guī)模，為實現(xiàn)利潤最大化，盡可能地“掠奪式經營”。

(2)就生產要素來看，地租在1%的顯著性水平下對農戶是否流轉的影響為正，但對人情租、貨幣租流轉結果影響為負、對貨幣租流轉結果影響為正，這說明提高土地租賃市場流轉價格可以提高農戶選擇正規(guī)農地流轉方式的積極性。農業(yè)收入占比對農戶是否流轉產生負向影響，農戶在土地上獲取的農業(yè)生產收入占家庭可支配收入的比重越高，即土地依賴性越強，越不容易發(fā)生流轉行為。農業(yè)收入占比分別正向、負向影響人情租、貨幣租流轉結果，表明出于對貨幣的追求，農戶有可能會降低人情租流轉面積而增加貨幣租流轉面積。家庭人數(shù)對是否選擇農地流轉影響為負，對人情租流轉形式產生負向影響，表明農戶家庭人口數(shù)量越大，勞動力越充裕，越能夠實現(xiàn)土地的自我耕種與管理，即使貨幣租流轉需求大也因為“勞動力束縛”而很難發(fā)生流轉行為。勞動力質量的系數(shù)不顯著，這是因為當前我國農業(yè)依然是傳統(tǒng)的小農戶占主導，土地能夠滿足大量低質量勞動的就業(yè)需求，即使因勞動力缺乏而轉出土地，也對勞動力質量并無太高的要求。人均承包面積與人均閑置面積的顯著性表明，人均家庭耕地面積越大，越不會選擇轉出承包地，而當家庭閑置的土地越多，就越容易發(fā)生人情租流轉。

(3)就政策變量來講，相比未確權的農戶，確權顯著促進了農戶土地流轉，這與程令國等(2016)的研究結果保持一致。確權政策正向影響農戶選擇貨幣租流轉形式，相比未確權的農戶，確權后的貨幣租形式的農地流轉率增加了約3.8%，也說明確權政策促進了正規(guī)化農地流轉，這與羅必良(2017)的研究結論不謀而合。采用極大似然估計(MLE)法對模型進行實證分析，回歸結果的顯著性、系數(shù)大小基本上與兩步法結果相同，因此結果是穩(wěn)健的。

2.人情租流轉、貨幣租流轉的邊際回歸結果

由于對核心變量的邊際回歸能夠直接反映邊際效果，因此采用邊際二值回歸(Dprobit)法分別對人情租、貨幣租流轉進行回歸，兩個模型的沃爾德(Wald)檢驗值滿足Prob>chi2=0.000，表明模型運行結果在統(tǒng)計上有效，具體回歸結果見表5。

表5 人情租流轉行為發(fā)生的影響因素邊際回歸結果

總體而言，核心解釋變量與生產要素變量的顯著性、符號與兩步法回歸結果類似。就風險變量來看，養(yǎng)老風險、醫(yī)療風險對人情租流轉行為的邊際影響系數(shù)分別為0.011、-0.019，表明：養(yǎng)老保險水平每提高1%，則人情租流轉會提高1.1%；失去醫(yī)療保險的風險每增加1%，人情租流轉行為會降低1.9%。保持地力長期投資風險每增加1%，則貨幣租流轉率降低0.4%，人情租流轉率增加0.3%。保持地力長期投資對貨幣租流轉行為產生負向影響，這說明農戶的貨幣租流轉選擇行為受到對土地長期投資的顯著制約，但人情租流轉具有“動態(tài)調整”性質可以及時終止長期投資并隨時收歸經營權而受到較小制約。就人情變量來看，鄰里幫工天數(shù)每增加1天，人情租流轉行為會增加0.1%；親朋好友信任度每提高1%，則人情租流轉行為增加0.7%；農戶生病負債每提高1%，則人情租流轉率提高2.6%。地租每提高1%，則人情租、貨幣租流轉分別提高-1.8%、1.5%，這說明提高土地的市場租賃價格，可以減少非正式的人情租流轉行為，增加正規(guī)性的貨幣租流轉行為。

3.穩(wěn)健性檢驗與異質性分析

(1)穩(wěn)健性檢驗。前文的Heckman兩步法往往關注的是可觀察的方程，通過逆米爾斯比率糾正樣本選擇偏差。對比而言，內生轉換回歸(ESR)模型可以對那些不可觀測的選擇偏誤進行校正而被廣為應用(Adamchik et al.,2000)。因此，采用內生轉換回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表6。獨立模型Wald檢驗都至少在10%水平上顯著拒絕了方程獨立估計的原假設，說明將選擇方程和結果方程進行聯(lián)合估計是合適的，ESR模型設定合理。

表6 ESR模型估計結果

通過對比ESR模型與Heckman兩步法的結果，鄰里幫工天數(shù)、親朋好友信任度、生病負債、醫(yī)療風險、保持地力長期投資風險等核心變量以及地租、農業(yè)收入占比、家庭人數(shù)、家庭人均面積等控制變量的估計符號均保持了較高程度的一致性，進一步論證了前文結論的可靠性。值得說明的是，核心變量中的就業(yè)風險正向顯著影響人情租流轉，與理論預期相符，表明ESR模型確實糾正了就業(yè)風險中一些未觀測到的因素；而養(yǎng)老風險并不影響人情租流轉行為，對貨幣租流轉的選擇方程產生正向影響，與前文所得結論不同，這是因為前文將顯著性放松到10%，如果嚴格到5%或者1%，則可以得出類似結論，也就是說ESR模型使我們得到了更為穩(wěn)健的標準誤。是否確權能夠促進農戶選擇貨幣租流轉形式，與前文結論一致，負向影響人情租流轉行為，也就是農地確權能夠減少無固定交易期限、無契約和低租金的民間流轉行為。

(2)異質性分析。雖然前文采用ESR模型進行了穩(wěn)健性檢驗，但不同群體之間可能仍然存在異質性，如不同年齡階段的農戶存在不同的流轉決策，因人口遷移而發(fā)生戶籍變化(仍然擁有承包地)的樣本很可能與仍未發(fā)生戶籍變動的農戶樣本在人情租、貨幣租流轉行為存在一定的差異。因此，依據代際分工理論，將樣本分為“農一代”外出務工群體(33～60歲(4)需要說明的是，33歲的選取原則是數(shù)據來源于2013年，則33～60歲階段的樣本代表出生于“80后”之前的“農一代”樣本，“農二代”樣本則包含了“80后、90后”，年齡最小者16歲，也即1997年出生，因此不包含“00后”。)、農二代外出務工群體(33歲及以下)、老齡群體(60歲及以上)，采用Heckman兩步法進行估計，結果見表7的列(5)～(10)。同時，將全部樣本分為農業(yè)戶籍群體、非農戶籍群體進行異質性分析，結果見表7列(1)～(4)。

表7 分群體的異質性檢驗結果

可以看出，不同群體間存在一定的行為差異。首先，對于人情租流轉行為而言，相比“農二代”和老齡群體，更加注重保持地力投資、鄰里之間幫扶的“農一代”群體更容易發(fā)生人情租流轉行為。人情與風險變量對于“農二代”群體的影響相對較小，原因在于這部分群體多是進城安家落戶的“90后”與“80后”。養(yǎng)老風險、醫(yī)療風險和親朋好友信任度對非農群體選擇人情租流轉行為產生顯著影響。保持地力長期投資、鄰里幫工天數(shù)、生病負債等對農業(yè)戶籍群體選擇人情租流轉的正向影響更為顯著。老齡群體出于對健康的重視，會在10%的顯著性水平下正向促進人情租流轉。其次，對于貨幣租流轉而言，在農地確權后，對養(yǎng)老風險、醫(yī)療風險的重視會促進“農二代”群體選擇貨幣租流轉，而“農一代”群體同樣在獲得穩(wěn)定的地權后，如果就業(yè)風險弱化、親朋好友信任度提高，會傾向于選擇貨幣租流轉。無論戶籍狀況如何，農地確權均能夠促進農戶的貨幣租流轉行為。在非農戶籍群體中，保持地力的長期投資風險越大，則越不容易發(fā)生貨幣租流轉；在農業(yè)戶籍群體中，生病負債會負向影響貨幣租流轉，親朋好友信任度越高越容易發(fā)生貨幣租流轉。這說明，熟人社會的“信譽機制”也是影響農戶選擇貨幣租流轉土地的重要因素。

五、基本結論與政策建議

本文利用CHIP 2013數(shù)據，在人情與風險視角下，運用Heckman兩步法和邊際二值回歸法，實證分析了人情、風險等變量對人情租流轉與貨幣租流轉的影響差異，并采用ESR模型進行了穩(wěn)健性檢驗。主要得出以下幾點結論：

第一，熟人社會中的“人情”是維系人情租土地流轉的紐帶，而貨幣租土地流轉關系的締結是“貨幣”。鄰里幫工天數(shù)每增加1天，親朋好友信任度每提高1%，人情租流轉行為分別會增加0.1%、0.7%。生病負債的顯著性表明，農戶在農地流轉中容易因“錢債”而產生“情債”，為還“情債”更容易發(fā)生人情租形式的流轉行為。

第二，養(yǎng)老風險正向顯著影響人情租流轉選擇與結果。養(yǎng)老保險水平每提高1%，則人情租流轉會提高1.1%。醫(yī)療風險不影響農戶是否選擇流轉，但負向影響人情租流轉。保持地力長期投資風險對人情租、貨幣租流轉分別產生正、負向影響，其每增加1%，則人情租流轉率增加0.3%，貨幣租流轉率降低0.4%。

第三，地租對農戶是否流轉影響為正，對人情租流轉形式影響為負而對貨幣租形式的影響為正：地租每提高1%，則人情租、貨幣租流轉分別提高-1.8%、1.5%。

第四，是否確權正向影響農戶選擇貨幣租流轉形式，與未確權的農戶相比，確權后的貨幣租流轉率增加了約3.8%，即農地確權有利于農地流轉的正規(guī)化。

上述結論在深化對我國農地租賃市場的認識的同時，可以為規(guī)范農地流轉、完善租賃市場、推進農地適度規(guī)模經營提供決策參考。第一，建立村級農地流轉交易中心，成立承包地經營權的抵押貸款專柜，為農地流轉、生病負債家庭提供農地的抵押貸款等服務，提高熟人社會交易的市場化程度，推動非正規(guī)農地市場逐步轉型，逐步實現(xiàn)“人情”換“貨幣”。第二，通過“以地養(yǎng)老”“以地換社?！钡刃履Ｊ脚c承包權有償退出相結合，逐步強化與完善農村養(yǎng)老、醫(yī)療保險體系，通過權益置換，實現(xiàn)農村居民在醫(yī)療、養(yǎng)老服務方面就地同城均等化。推行有差別的地力保護補貼政策，鼓勵小農戶的短期投資與規(guī)模戶的長期投資，同時成立地力保護小組，構建地力評價體系，對規(guī)模戶耕種的耕地進行流轉前后的地力測算，依據測算結果，征收地力保護稅，完善獎懲制度，逐步改善地力，帶動綠色生產。第三，建立健全地價信息定期公布制度和農用土地價格評估制度，科學確定各地農地租賃市場基準地租，提高農戶轉出農地的積極性，逐步推動小農戶選擇正規(guī)的貨幣租流轉。鼓勵開創(chuàng)村鎮(zhèn)新業(yè)態(tài)，增加非農就業(yè)機會，并推行土地流轉風險保障金和履約保險雙軌運行機制，完善土地流轉風險防范機制，讓農戶“有信心”參與正規(guī)化流轉。