楊 融,張永峰,路 瑤

(南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江蘇 南京 210093)

一、引言

中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積增速持續(xù)下滑是不爭的事實(shí)。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部數(shù)據(jù)顯示,2013 年中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積為3.41 億畝,同比增長22.66%;然而到了2019 年,在農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積僅占全國耕地面積1/3 的情形下,土地流轉(zhuǎn)面積的增長速度卻下降到4.71%,與2013 年相比降低了17.95 個(gè)百分點(diǎn)。對農(nóng)戶而言,土地不僅僅是最重要的生產(chǎn)資料,更是農(nóng)戶穩(wěn)定就業(yè)的保障,同時(shí)還承載著經(jīng)濟(jì)增長功能和民生保障功能[1]。因此,從理論上看,在農(nóng)村剩余勞動(dòng)力大量脫離農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的背景下,制約農(nóng)地轉(zhuǎn)出的關(guān)鍵因素也從農(nóng)戶個(gè)人特征和家庭特征等內(nèi)部因素轉(zhuǎn)變到社會(huì)保障水平和地權(quán)穩(wěn)定性等外部環(huán)境方面。實(shí)際上,中國社會(huì)保障制度建設(shè)盡管起步較晚但發(fā)展迅速,尤其是到2020 年,全國基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)參保人數(shù)分別達(dá)到9.67 億人、2.05 億人、2.54 億人,醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)更是達(dá)13.54 億人,參保覆蓋面穩(wěn)定超過95%。與此同時(shí),得益于農(nóng)地“三權(quán)分置”改革,在土地承包權(quán)上分離出來的土地經(jīng)營權(quán)也為農(nóng)地流轉(zhuǎn)創(chuàng)造了條件,尤其是在2013 年開啟的新一輪農(nóng)地確權(quán)頒證工作,進(jìn)一步強(qiáng)化了農(nóng)村土地地權(quán)的穩(wěn)定性。由此需要思考的是,為何在社會(huì)保障水平不斷提升和地權(quán)穩(wěn)定性不斷強(qiáng)化的情境下,中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)進(jìn)程仍然出現(xiàn)增速持續(xù)下降的現(xiàn)實(shí)困境。

事實(shí)上,在信息不完全和信息不對稱的條件下,農(nóng)村土地在流轉(zhuǎn)過程中以及流轉(zhuǎn)后必然產(chǎn)生各種風(fēng)險(xiǎn)。首先是失地和失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)[2-3]。如果土地流轉(zhuǎn)后的經(jīng)營收入小于預(yù)期收入,農(nóng)戶將在一定時(shí)期失去經(jīng)營權(quán)并可能永久失去依附在土地上的固定資產(chǎn)[4];更重要的是,當(dāng)農(nóng)民的生存與發(fā)展需求不能在社會(huì)保障與就業(yè)上得到滿足時(shí),流轉(zhuǎn)帶來的土地過度集中必然會(huì)損害農(nóng)民的生存權(quán)[5]。其次是耕地質(zhì)量下降風(fēng)險(xiǎn)[5-6]。土地經(jīng)營者出于利潤最大化考慮,有動(dòng)機(jī)不顧農(nóng)戶的長遠(yuǎn)利益改變土地的用途,用高回報(bào)率的經(jīng)濟(jì)作物代替糧食生產(chǎn),由此導(dǎo)致土壤肥力下降,甚至無法復(fù)耕[1]。最后是機(jī)會(huì)主義行為風(fēng)險(xiǎn)[1,7]。土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)會(huì)產(chǎn)生由制度安排本身引發(fā)的機(jī)會(huì)主義行為,使土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)存在土地投機(jī)的風(fēng)險(xiǎn)[1]。此外,土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)過程中存在農(nóng)民主體性缺失,多方逐利刺激下的“合謀”必然會(huì)損害農(nóng)戶的利益[7]。而土地流轉(zhuǎn)作為一種市場行為,由土地流轉(zhuǎn)引致的土地糾紛、耕地質(zhì)量下降等風(fēng)險(xiǎn)很大程度上由農(nóng)村居民自身承擔(dān)。王倩等[8]基于河南、山東、安徽、河北、江蘇5 省的面板數(shù)據(jù)證實(shí)了風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策及轉(zhuǎn)入規(guī)模均具有顯著的抑制作用。

農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知水平受到自身有限理性的影響[9],加上收入渠道單一,抵抗風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力較弱,而教育經(jīng)歷不足進(jìn)一步削弱了農(nóng)村居民識別風(fēng)險(xiǎn)的能力。因此,與一般的經(jīng)濟(jì)主體相比,農(nóng)民的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向更強(qiáng)[10-12]。為了減輕風(fēng)險(xiǎn)沖擊所帶來的不利影響,農(nóng)戶往往采用基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的非正規(guī)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制,通過集體行動(dòng)實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)、降低風(fēng)險(xiǎn)沖擊的不利影響[13-14]。特別需要指出的是,中國鄉(xiāng)土社會(huì)的基層結(jié)構(gòu)是一種“差序格局”,即“社會(huì)關(guān)系是逐漸從一個(gè)人一個(gè)人推出去的,是私人聯(lián)系的增加,社會(huì)關(guān)系是一根根私人聯(lián)系所構(gòu)成的網(wǎng)絡(luò)”[15]。因此,在正規(guī)風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對機(jī)制缺失的背景下,中國農(nóng)戶在很大程度上依靠基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)而形成的集體行動(dòng)來應(yīng)對收入波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)[16]。社會(huì)資本參與組織情況、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、集體行動(dòng)、團(tuán)結(jié)程度等維度都對農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)的非正規(guī)分擔(dān)額度有正向影響[17-18]。也就是說,對于識別風(fēng)險(xiǎn)和抵抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱的農(nóng)戶來說,集體行動(dòng)通過塑造利益共同體,可以有效分?jǐn)偼恋亓鬓D(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn),提高農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿,是促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率提升的重要途徑。

與既有的研究相比,本文的貢獻(xiàn)在于:第一,從集體行動(dòng)這一非正式制度的視角分析了集體行動(dòng)通過分?jǐn)偼恋亓鬓D(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出的邏輯關(guān)系。已有對土地流轉(zhuǎn)影響因素的研究大多集中在農(nóng)戶的個(gè)人和家庭特征、社會(huì)保障水平和地權(quán)穩(wěn)定性等方面。但社會(huì)保障水平不斷提高、地權(quán)穩(wěn)定性不斷強(qiáng)化仍然未能扭轉(zhuǎn)中國農(nóng)村土地大面積閑置的困境。究其原因在于,中國農(nóng)村居民天然具有風(fēng)險(xiǎn)厭惡的傾向抑制了土地高效流轉(zhuǎn)[19]。因此,從農(nóng)村居民風(fēng)險(xiǎn)偏好類型出發(fā),研究集體行動(dòng)如何規(guī)避農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)行為顯得尤為重要,然而已有的文獻(xiàn)未能對此給予足夠的重視。本文基于中國家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù)彌補(bǔ)了這一點(diǎn),同時(shí)為理解中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率低下提供了新的視角。第二,通過選取治安環(huán)境作為集體行動(dòng)的工具變量有效解決了模型可能存在的內(nèi)生性問題。實(shí)際上,在集體行動(dòng)顯著影響土地流轉(zhuǎn)的同時(shí),土地流轉(zhuǎn)可能通過示范效應(yīng)反過來影響農(nóng)村居民是否參與集體行動(dòng)。當(dāng)土地流轉(zhuǎn)收益高時(shí),其他農(nóng)村居民會(huì)跟隨流轉(zhuǎn);反過來,當(dāng)土地流轉(zhuǎn)收益低時(shí),其他農(nóng)村居民則會(huì)拒絕土地流轉(zhuǎn)。為了解決反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,借鑒Keele[20]的設(shè)定,本文選取治安環(huán)境作為集體行動(dòng)的工具變量進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn),有效提高了基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果的可靠性。第三,本文證實(shí)了集體行動(dòng)在促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中可能存在“搭便車”行為,由此導(dǎo)致集體行動(dòng)盡管對農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有促進(jìn)作用,但也提高了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的交易時(shí)間成本,更有可能出現(xiàn)協(xié)商失靈。由此得到的政策啟示是,充分發(fā)揮集體行動(dòng)在促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中正面作用的同時(shí),需要建立健全集體協(xié)商機(jī)制。

二、理論分析與研究假說

集體行動(dòng)包括以下幾個(gè)要點(diǎn):個(gè)體構(gòu)成的集團(tuán)、共同利益、集體決策、制度安排[21]。其中,個(gè)體構(gòu)成的集團(tuán)指的是集體行動(dòng)由存在相互依賴關(guān)系的個(gè)體組成的團(tuán)體;共同利益是集體行動(dòng)的動(dòng)因,也是集團(tuán)形成的目的;集體決策指個(gè)體成員就共同利益的實(shí)現(xiàn)而進(jìn)行的協(xié)商;制度安排則是集體行動(dòng)實(shí)現(xiàn)的具體執(zhí)行方式[21-23]。首先,就個(gè)體構(gòu)成的集團(tuán)來看,由于農(nóng)戶個(gè)體力量無法有效應(yīng)對市場競爭,更無法防范市場風(fēng)險(xiǎn)和擺脫小農(nóng)思想的束縛,農(nóng)戶在市場中往往處于弱勢地位[24]。通過將農(nóng)戶個(gè)體塑造成集團(tuán),可以提高農(nóng)村居民的市場競爭力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力。其次,就集體決策和共同利益而言,建立在共同利益基礎(chǔ)上的集體組織,在決定是否流轉(zhuǎn)土地時(shí),為了盡可能降低土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)對組織成員帶來的沖擊,往往采取集體表決的形式作出最終決定。集體決策通過將農(nóng)戶個(gè)體信息集中形成信息束,一定程度上克服了信息不完全導(dǎo)致的決策失誤。最后,集體行動(dòng)中的制度安排為進(jìn)一步規(guī)避土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)提供了制度保障。實(shí)際上,土地流轉(zhuǎn)中的失地風(fēng)險(xiǎn)、耕地質(zhì)量下降風(fēng)險(xiǎn)以及利潤分配風(fēng)險(xiǎn)很大程度上是由土地流轉(zhuǎn)中的制度安排不健全引起的。例如,田先紅等[25]研究發(fā)現(xiàn),風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)市場缺失和管理成本過高會(huì)降低農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)的績效。而趙雪雁等[6]認(rèn)為,非正規(guī)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制是甘南高原農(nóng)戶應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)的最重要手段,提高社會(huì)網(wǎng)絡(luò)緊密度與支持能力可以增加農(nóng)戶非正規(guī)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)行為的發(fā)生概率。因此,健全高效的制度安排是降低土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)的重要保障。基于上述分析,提出假說H1:

H1:集體行動(dòng)通過分?jǐn)偼恋剞D(zhuǎn)出風(fēng)險(xiǎn),促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)。

劉易斯[26]認(rèn)為,發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率遠(yuǎn)低于工業(yè)生產(chǎn)率,存在現(xiàn)代化工業(yè)和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)并存的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。在中華人民共和國成立初期,為加快積累工業(yè)發(fā)展資金,國家有意抬高工業(yè)品價(jià)格并降低農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格,形成工農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格剪刀差。工農(nóng)產(chǎn)品不等價(jià)交易使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)剩余長期遭受不公平定價(jià),進(jìn)一步導(dǎo)致工農(nóng)業(yè)之間形成長期巨大的工資差異,外出非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間也存在巨大收入差距,且這種情況還在持續(xù)擴(kuò)大[27]。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù),2000 年中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入分別為0.62 萬元和0.22 萬元,二者差額為0.40 萬元。到了2020 年,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為4.38 萬元,農(nóng)村居民人均可支配收入為1.71 萬元,二者的差距擴(kuò)大到2.67 萬元。在城鄉(xiāng)收入分化的宏觀背景下,小農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地從事純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿逐步消退。更多的農(nóng)戶傾向轉(zhuǎn)包土地以期在獲得土地財(cái)產(chǎn)性收入的同時(shí),通過轉(zhuǎn)移就業(yè)獲得工資性收入,實(shí)現(xiàn)收入來源的多元化,以平滑單一收入來源波動(dòng)引致的風(fēng)險(xiǎn)沖擊。因此,在城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大的背景下,盡管集體行動(dòng)有助于規(guī)避農(nóng)地流轉(zhuǎn)中可能存在的風(fēng)險(xiǎn),但無法抑制農(nóng)戶轉(zhuǎn)移就業(yè)以尋求更高的貨幣性收入?；谏鲜龇治?提出假設(shè)H2:

H2:集體行動(dòng)在促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出的同時(shí)可能會(huì)抑制農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入。

一方面,處于不同生命周期的農(nóng)戶對土地的依賴程度并不相同,衰退期的農(nóng)戶由于缺乏足夠的養(yǎng)老支持,對兼具生計(jì)功能的土地依賴程度更高。特別是超過60 歲的農(nóng)戶大多經(jīng)歷過大饑荒時(shí)代,對土地表現(xiàn)出更加珍視的情感,長期以來的勞動(dòng)習(xí)慣也致使他們無法賦閑,在超過“退休”年齡之后仍然保持著耕作土地的傳統(tǒng)。因此,集體行動(dòng)對處于衰退期農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響相對更微弱。另一方面,從事非農(nóng)工作的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口大部分時(shí)間居住在城市,無法對流轉(zhuǎn)后的土地進(jìn)行有效監(jiān)管,土地違約使用和過度開發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)更大。為了避免土地流轉(zhuǎn)后的失地風(fēng)險(xiǎn)、違約風(fēng)險(xiǎn)和利潤分配風(fēng)險(xiǎn),農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口大多選擇將土地閑置。在集體行動(dòng)的條件下,盡管農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口自身不能對流轉(zhuǎn)后的土地進(jìn)行監(jiān)管,但其共同行動(dòng)人可以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口監(jiān)管的缺失,規(guī)避土地流轉(zhuǎn)后土地承包方的機(jī)會(huì)主義行為,保障流轉(zhuǎn)后的土地按合約使用。因此,集體行動(dòng)程度越高,越有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的土地轉(zhuǎn)出行為。基于上述分析,提出假說H3:

H3:集體行動(dòng)對處于成長期和穩(wěn)定期農(nóng)戶以及轉(zhuǎn)移就業(yè)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目(CHFS)。CHFS 最早的數(shù)據(jù)是2011 年,目前可公開使用的最新年份數(shù)據(jù)是2019 年,考慮到2019 年CHFS 數(shù)據(jù)中部分變量的不可獲得性,因而本文使用的是2015 年數(shù)據(jù)。2015 年CHFS 涵蓋全國29 個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)、172 個(gè)市、1 396 個(gè)村(居)委會(huì),具有較好的代表性。

(二)變量選取

1.被解釋變量。由于農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向主要抑制了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出意愿[8,28],而集體行動(dòng)更多的是通過塑造利益共同體規(guī)避土地轉(zhuǎn)出風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)地轉(zhuǎn)出,因此,本文的核心被解釋變量為土地轉(zhuǎn)出。土地轉(zhuǎn)出為虛擬變量,假定農(nóng)戶轉(zhuǎn)出了承包地則虛擬變量土地轉(zhuǎn)出等于1,否則等于0。

2.核心解釋變量。目前學(xué)術(shù)界對如何衡量農(nóng)村居民集體行動(dòng)尚未形成統(tǒng)一的定論。本文用172個(gè)地級市“土地轉(zhuǎn)出對象”為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機(jī)構(gòu)”等市場主體占全部土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶比例衡量。與將土地流轉(zhuǎn)給普通農(nóng)戶不同,如果土地流轉(zhuǎn)對象為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機(jī)構(gòu)”,說明有較多的農(nóng)村居民將土地流轉(zhuǎn)給同一主體,那么將土地流轉(zhuǎn)給同一主體的農(nóng)村居民事實(shí)上形成了利益共同體,共同承擔(dān)土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn),產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)[29]。此外,為了進(jìn)一步增加估計(jì)結(jié)果的客觀性,本文同時(shí)用“轉(zhuǎn)出土地的主要原因”中選擇“其他村民帶動(dòng)”和“村集體推動(dòng)”占全部轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例重新構(gòu)造集體行動(dòng)的代理變量?！捌渌迕駧?dòng)”和“村集體推動(dòng)”是一種比較明顯的集體行為,因而選其作為農(nóng)村集體行動(dòng)的代理變量具有較高的合理性。

3.控制變量。農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)決策受農(nóng)戶個(gè)人特征、土地特征以及勞動(dòng)特征等多重因素影響。有鑒于此,本文的解釋變量還包括農(nóng)戶個(gè)人特征控制變量、土地特征控制變量和勞動(dòng)特征控制變量。其中農(nóng)戶個(gè)人特征控制變量包括是否擔(dān)任村干部、性別、年齡、婚姻、健康水平、教育程度、政治面貌和工作性質(zhì);土地特征控制變量包括土地質(zhì)量、土地是否適用機(jī)械化操作;勞動(dòng)特征控制變量包括農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人數(shù)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間。此外,農(nóng)地確權(quán)強(qiáng)化了土地的產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性,因而會(huì)對農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生顯著影響;農(nóng)戶經(jīng)歷的土地征地次數(shù)同樣影響農(nóng)戶的權(quán)屬意識,頻繁的土地征收會(huì)弱化地權(quán)穩(wěn)定性,影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策;養(yǎng)老保險(xiǎn)具有替代土地流轉(zhuǎn)后的保障功能,對土地流轉(zhuǎn)具有促進(jìn)作用?？紤]到以上方面,本文在模型中進(jìn)一步控制了三組變量:農(nóng)地確權(quán)、征地經(jīng)歷和養(yǎng)老保險(xiǎn)。

表1 報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析?？梢钥闯?土地轉(zhuǎn)出的均值為0.127,表明全部樣本中僅有不到兩成農(nóng)戶將自己的土地轉(zhuǎn)包出去,即中國當(dāng)前土地流轉(zhuǎn)發(fā)生率仍然偏低。集體行動(dòng)的均值為0.192,即在所有進(jìn)行土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶中,僅有19.2%的農(nóng)村居民通過集體行動(dòng)進(jìn)行,絕大部分仍然是農(nóng)戶自身單獨(dú)進(jìn)行流轉(zhuǎn)。在個(gè)人特征中,村干部的均值為0.029,即大部分為普通農(nóng)戶;性別的均值為0.507,男性樣本略多于女性樣本;年齡的均值為45.961 歲,根據(jù)第七次全國人口普查結(jié)果顯示,中國人口的平均年齡為38.8 歲,低于農(nóng)村居民年齡均值,表明農(nóng)村老齡化程度大于城市;健康水平的均值為2.576,介于一般和好之間;教育程度的均值為2.869,接近初中水平;婚姻狀況的均值為0.844,即大部分農(nóng)村居民已婚;工作性質(zhì)的均值為0.239,即全部樣本中純農(nóng)戶占比在30%左右。養(yǎng)老保險(xiǎn)的均值為0.670,表明大部分農(nóng)戶具有養(yǎng)老保險(xiǎn)。土地質(zhì)量的均值為2.661,機(jī)械化操作的均值為0.390,征地經(jīng)歷的均值為0.131,農(nóng)地確權(quán)的均值為0.337。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

(三)模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型?；鶞?zhǔn)回歸采用OLS 估計(jì),基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下:

式(1)中tdzc表示土地轉(zhuǎn)出,jtxd代表集體行動(dòng)程度,X代表農(nóng)村居民個(gè)人特征控制變量,Y代表土地特征控制變量,Z代表農(nóng)村居民勞動(dòng)特征控制變量,ui代表誤差項(xiàng)。

2.三階段最小二乘法的進(jìn)一步檢驗(yàn)。為了確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的客觀性,本文進(jìn)一步采用三階段最小二乘法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),三階段最小二乘法模型構(gòu)建如下:

式(2)用集體行動(dòng)來解釋農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響,其中tdzc表示土地轉(zhuǎn)出,jtxd代表集體行動(dòng)程度,Xi是控制變量,ui代表誤差項(xiàng);式(3)以集體行動(dòng)為被解釋變量,其中jtxd代表集體行動(dòng)程度,Xi是控制變量,ui代表誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表2 報(bào)告了基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果,其中結(jié)果第1列是未添加控制變量情形下集體行動(dòng)對土地轉(zhuǎn)出行為的估計(jì)值,結(jié)果第2 列、第3 列和第4 列分別是相繼增加個(gè)人特征控制變量、土地特征控制變量和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)特征控制變量情形下集體行動(dòng)對土地轉(zhuǎn)出的邊際影響。

從表2 可以看出,在未添加控制變量的情形下,集體行動(dòng)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的系數(shù)估計(jì)值為0. 071,在1%水平下顯著,即集體行動(dòng)顯著促進(jìn)了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策;同時(shí),相繼添加個(gè)人特征、土地特征和勞動(dòng)特征等控制變量后,集體行動(dòng)對土地轉(zhuǎn)出的估計(jì)值均在1%水平下顯著為正。因此,不論是否增加控制變量,集體行動(dòng)程度的提高均顯著促進(jìn)了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出傾向,提高了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。其中的原因在于,農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策本身是一種市場行為,農(nóng)戶在轉(zhuǎn)出土地獲得股權(quán)性或者貨幣性收入的同時(shí),必須承擔(dān)土地轉(zhuǎn)出后的失地、耕地質(zhì)量下降以及土地轉(zhuǎn)入方出于自身利益最大化動(dòng)機(jī)的各種機(jī)會(huì)主義行為等市場風(fēng)險(xiǎn)。正是出于對土地轉(zhuǎn)出風(fēng)險(xiǎn)的顧慮與擔(dān)憂,農(nóng)村居民寧愿將土地閑置也不愿意將土地轉(zhuǎn)出,由此導(dǎo)致中國農(nóng)村土地存在大面積撂荒。作為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的重要渠道,集體行動(dòng)塑造的利益共同體不僅能夠提高農(nóng)戶的議價(jià)能力,一定程度克服土地轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出方的信息不對稱,更有助于形成監(jiān)管合力,確保轉(zhuǎn)出后的土地按契約使用,將土地轉(zhuǎn)出風(fēng)險(xiǎn)最小化。由此,集體行動(dòng)表現(xiàn)出對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的顯著促進(jìn)作用。

表2 基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸采用的逐步回歸法為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖谶z漏變量從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏提供了證據(jù)。借鑒Altonji et al.[30]和Oster[31]的方法,通過估計(jì)系數(shù)值的變化來間接估算模型的偏誤多大程度來自參數(shù)估計(jì)偏誤。具體思路是,通過建立包含不同控制變量的回歸方程得到核心解釋變量的估計(jì)系數(shù),然后計(jì)算遺漏變量偏誤系數(shù)。首先,估計(jì)僅含有核心解釋變量和被解釋變量的方程,得到核心解釋變量的系數(shù)估計(jì)值,假定等于βA;其次,進(jìn)一步加入所有可觀測控制變量進(jìn)行回歸,得到核心解釋變量的系數(shù)估計(jì)值,假定等于βB;最后,根據(jù)Altonji et al.給出的公式σ=|βB/(βA-βB)|計(jì)算得出遺漏變量偏誤系數(shù)σ。該公式中(βA-βB)值越小,說明在控制盡可能多的控制變量之后,加入所有可觀測控制變量后的估計(jì)系數(shù)與僅含有核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)差別越小,這樣由于遺漏變量導(dǎo)致的系數(shù)估計(jì)誤差就越小。理論上,若σ＞1,則由不可觀測因素導(dǎo)致的影響較小。從表2 中的基準(zhǔn)回歸可知,結(jié)果第1 列是未增加控制變量下集體行動(dòng)對土地流轉(zhuǎn)的估計(jì)值為0.071,即βA=0.071;增加征控制變量后,集體行動(dòng)對土地流轉(zhuǎn)的估計(jì)值為0. 169,即βB=0.169。由此可知,σ=|βB/(βA-βB)|=|0.169/(0.071-0.169)|=1.72,因而遺漏變量偏誤系數(shù)σ大于1。也就是說,基準(zhǔn)回歸中由于遺漏變量導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏的可能性較小,即基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題。需要指出來的是,農(nóng)地流轉(zhuǎn)在農(nóng)村催生了新的農(nóng)民階層和新的農(nóng)民經(jīng)濟(jì)組織方式,并顯著改善了農(nóng)村社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)中行動(dòng)者參與集體行動(dòng)的條件,由此提高了農(nóng)村集體行動(dòng)能力[21]。農(nóng)村中廣泛存在的鄰里效應(yīng)致使通過集體行動(dòng)促進(jìn)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生示范作用。也就是說,集體行動(dòng)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出可能互為因果,即集體行動(dòng)在促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)的同時(shí),反過來集體行動(dòng)本身也會(huì)受到農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響?？紤]到模型可能存在反向因果的內(nèi)生性問題,本文選取村集體治安環(huán)境作為集體行動(dòng)的工具變量重新進(jìn)行估計(jì),治安環(huán)境用“對社區(qū)治安管理滿意度”衡量。通常來講,集體行動(dòng)程度越高的地區(qū),居民往往更加團(tuán)結(jié),治安環(huán)境也更好,即集體行動(dòng)顯著影響當(dāng)?shù)氐闹伟箔h(huán)境。此外,已有的研究大多表明土地流轉(zhuǎn)受農(nóng)戶個(gè)人及家庭特征[32-33]、社會(huì)保障因素[34-35]和地權(quán)穩(wěn)定性[36]等因素影響,與當(dāng)?shù)刂伟箔h(huán)境無關(guān)。因此,選取治安環(huán)境作為集體行動(dòng)的工具變量滿足相關(guān)性和排他性的要求,具有較高的合理性。同時(shí),本文用AndersonLM統(tǒng)計(jì)值來檢驗(yàn)所選取的工具變量是否存在識別不足,用Cragg-DonaldWaldF統(tǒng)計(jì)值檢驗(yàn)是否存在弱工具變量,用Sargan統(tǒng)計(jì)值檢驗(yàn)工具變量是否存在過度識別。表3 報(bào)告了考慮工具變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 考慮工具變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從表3 的AndersonLM統(tǒng)計(jì)值、Cragg-Donald WaldF統(tǒng)計(jì)值、Sargan統(tǒng)計(jì)值可以看出,選取治安環(huán)境作為集體行動(dòng)的工具變量不存在弱工具變量、識別不足和過度識別問題,即選取治安環(huán)境作為工具變量是合理的。同時(shí),不論是用“土地轉(zhuǎn)出對象”為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機(jī)構(gòu)”等市場主體占全部轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例作為核心解釋變量,還是用“轉(zhuǎn)出土地的主要原因”中選擇“其他村民帶動(dòng)”和“村集體推動(dòng)”占全部轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例作為集體行動(dòng)的代理變量,集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的估計(jì)值均在1%水平下顯著為正。因此,在解決內(nèi)生性問題后,估計(jì)結(jié)果同樣支持基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。

2.替換解釋變量。替換核心解釋變量有兩種方式:一是用“轉(zhuǎn)出土地的主要原因”中選擇“其他村民帶動(dòng)”和“村集體推動(dòng)”占全部轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例代替“土地轉(zhuǎn)出對象”為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機(jī)構(gòu)”等市場主體占全部土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶比例?！捌渌迕駧?dòng)”和“村集體推動(dòng)”同樣可以有效衡量農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)是否是集體行為,因而選其作為農(nóng)村集體行動(dòng)的代理變量具有較高的合理性。二是將“家庭農(nóng)場”在集體行動(dòng)中排除。由于“家庭農(nóng)場”并不一定是集體行動(dòng)的結(jié)果,因而本文進(jìn)一步將土地轉(zhuǎn)出至“家庭農(nóng)場”的樣本剔除在集體行動(dòng)之外重新進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4報(bào)告了替換核心解釋變量后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。從表4 可以看出,不論是重新定義集體行動(dòng),還是將“家庭農(nóng)場”排除,集體行動(dòng)對土地轉(zhuǎn)出的估計(jì)值均顯著為正,與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致,即集體行動(dòng)程度的提高可以顯著促進(jìn)農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出這一結(jié)論具有較高的可信度。

表4 替換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.替換估計(jì)方法。在大樣本條件下,使用Bootstrap 自助法能以更快的速度收斂到真實(shí)值;單一方程往往忽略不同方程擾動(dòng)項(xiàng)之間可能存在的相關(guān)性,而三階段最小二乘法(3SLS) 可以避免這一問題。因此,本文同時(shí)使用 Bootstrap 自助法和 3SLS重新估計(jì)集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的邊際影響,估計(jì)結(jié)果如表5 所示。從表5 可以看出,不論使用Bootstrap 自助法,還是用三階段最小二乘法,集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿的邊際影響均顯著為正。由此表明,替換估計(jì)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的客觀性,即集體行動(dòng)顯著促進(jìn)了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為。

表5 替換估計(jì)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于基準(zhǔn)回歸結(jié)果反映的是集體行動(dòng)對全體農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的平均效應(yīng),而這種平均效應(yīng)很可能會(huì)掩蓋集體行動(dòng)對不同農(nóng)戶的異質(zhì)性影響,從而干擾對集體行動(dòng)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策因果關(guān)系的正確認(rèn)識。有鑒于此,本文進(jìn)一步檢驗(yàn)集體行動(dòng)對不同生命周期和不同工作性質(zhì)農(nóng)戶的異質(zhì)性影響。

1.生命周期異質(zhì)性。處于不同生命周期的農(nóng)戶對土地的依賴程度并不相同,尤其是在城鄉(xiāng)收入分化的背景下,新生代農(nóng)民工從事農(nóng)業(yè)相關(guān)工作的意愿幾近消失。有鑒于此,本文檢驗(yàn)了集體行動(dòng)對成長期(30 歲以下)、穩(wěn)定期(30～60 歲)和衰退期(60 歲以上)農(nóng)戶的異質(zhì)性影響,檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示。從表6 可以看出,在OLS 估計(jì)方法中,集體行動(dòng)對成長期農(nóng)戶和穩(wěn)定期農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的系數(shù)估計(jì)值均大于其對衰退期農(nóng)戶的系數(shù)估計(jì)值,3SLS 估計(jì)方法顯示出同樣的結(jié)論。由此表明,與處于衰退期的農(nóng)戶相比,集體行動(dòng)更有可能促進(jìn)成長期和穩(wěn)定期農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策。其中的原因在于,對處于衰退期的農(nóng)戶而言,自身積累的財(cái)富水平不足以支撐長遠(yuǎn)的養(yǎng)老規(guī)劃,因而對兼具生計(jì)功能和保障功能的土地依賴程度更高;特別是部分農(nóng)村老齡人口經(jīng)歷過大饑荒時(shí)代,土地由于被物化而產(chǎn)生的“稟賦效應(yīng)”更加強(qiáng)烈;同時(shí),長期以來的勞動(dòng)習(xí)慣也使他們無法在“退休”后進(jìn)入賦閑狀態(tài),“退而不休”在農(nóng)村老齡人口中表現(xiàn)尤為明顯。因此,集體行動(dòng)對處于衰退期農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響相對更微弱。

表6 生命周期異質(zhì)性檢驗(yàn)

2.工作性質(zhì)異質(zhì)性。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《2019 年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》顯示,2019 年全國農(nóng)民工總量達(dá)到2.90 億。與2009 年的2.29 億相比,10 年間中國農(nóng)民工數(shù)量增長了6 099 萬人。同時(shí),國務(wù)院在2014 年印發(fā)的《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020)》中提出“實(shí)現(xiàn)1 億左右農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口和其他常住人口在城鎮(zhèn)落戶”的目標(biāo),進(jìn)一步推動(dòng)了農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)移。農(nóng)業(yè)人口大規(guī)模向城市轉(zhuǎn)移,致使農(nóng)村土地大量閑置,嚴(yán)重弱化了農(nóng)村土地資源配置效率。能否有序推進(jìn)農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)移后土地高效流轉(zhuǎn),成為制約農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營和現(xiàn)代化發(fā)展的關(guān)鍵之一。有鑒于此,本文檢驗(yàn)了集體行動(dòng)對純農(nóng)戶和轉(zhuǎn)移就業(yè)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的差異影響,檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示。

表7 工作性質(zhì)異質(zhì)性檢驗(yàn)

從表7 可以看出,不論是OLS,還是3SLS,集體行動(dòng)對轉(zhuǎn)移就業(yè)農(nóng)村居民土地轉(zhuǎn)出決策的系數(shù)估計(jì)值均大于其對純農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的系數(shù)估計(jì)值。也就是說,集體行動(dòng)程度的提高更加有助于提升轉(zhuǎn)移就業(yè)農(nóng)戶群體的土地流轉(zhuǎn)行為。實(shí)際上,從事非農(nóng)工作的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口大部分時(shí)間居住在城鎮(zhèn),人地分離導(dǎo)致轉(zhuǎn)移就業(yè)農(nóng)戶無法對流轉(zhuǎn)后的土地進(jìn)行有效監(jiān)管,轉(zhuǎn)出土地面臨土地違約使用和過度開發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)更大。為了避免土地流轉(zhuǎn)后的失地風(fēng)險(xiǎn)、違約風(fēng)險(xiǎn)和利潤分配風(fēng)險(xiǎn),農(nóng)戶在轉(zhuǎn)移就業(yè)后大多選擇將土地閑置,由此導(dǎo)致農(nóng)村土地撂荒。然而,在集體行動(dòng)的條件下,盡管農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口自身不能對流轉(zhuǎn)后的土地進(jìn)行監(jiān)管,但其共同行動(dòng)人可以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口監(jiān)管的缺失,降低土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn),保障流轉(zhuǎn)后的土地按合約使用。因此,集體行動(dòng)程度越高,越有利于提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的土地轉(zhuǎn)出行為。

(四)作用機(jī)制

1.失地風(fēng)險(xiǎn)。理論上講,集體行動(dòng)促進(jìn)農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的關(guān)鍵在于實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān),平滑土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)沖擊帶來的收入波動(dòng)。為了驗(yàn)證這一作用機(jī)制,本文用“未轉(zhuǎn)出土地的主要原因”中的“擔(dān)心流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)(如承包方不能按時(shí)支付租金或無法按期收回)”作為衡量土地流轉(zhuǎn)后失地風(fēng)險(xiǎn)的代理變量進(jìn)行檢驗(yàn)。假定“未轉(zhuǎn)出土地的主要原因”中選擇“擔(dān)心流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)”則虛擬變量失地風(fēng)險(xiǎn)等于1,否則等于0。表8 報(bào)告了集體行動(dòng)對失地風(fēng)險(xiǎn)的影響以及失地風(fēng)險(xiǎn)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的估計(jì)值。

表8 失地風(fēng)險(xiǎn)的中介作用

從表8 可以看出,結(jié)果第1 列中,集體行動(dòng)對失地風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)值為-0.005,在1%水平下顯著,即在未添加控制變量的情形下,農(nóng)村居民集體行動(dòng)的提高顯著降低了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí),進(jìn)一步增加個(gè)人特征、土地特征和勞動(dòng)特征等控制變量后,集體行動(dòng)對失地風(fēng)險(xiǎn)的系數(shù)估計(jì)值仍然顯著為負(fù)。也就是說,集體行動(dòng)確實(shí)起到了實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān),降低土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)的作用。同時(shí),表8 第3 列和第4列的估計(jì)結(jié)果表明,失地風(fēng)險(xiǎn)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù),即失地風(fēng)險(xiǎn)顯著抑制了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿。這意味著,通過集體行動(dòng)塑造的利益共同體提高了農(nóng)戶的議價(jià)能力,顯著降低了土地轉(zhuǎn)出后的失地風(fēng)險(xiǎn),而失地風(fēng)險(xiǎn)越低,農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿越強(qiáng)烈。因此,“集體行動(dòng)—失地風(fēng)險(xiǎn)下降—土地轉(zhuǎn)出增加”的作用路徑得到驗(yàn)證。

2.土地質(zhì)量下降風(fēng)險(xiǎn)。同樣需要指出來的是,土地轉(zhuǎn)出后,承包方為了實(shí)現(xiàn)自身利益最大化,有過度使用農(nóng)藥、化肥的動(dòng)機(jī),而農(nóng)藥和化肥的過度使用在短期提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的同時(shí),也給土地質(zhì)量帶來了難以逆轉(zhuǎn)的損害。根據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)顯示,2018 年中國每公頃耕地化肥消費(fèi)量為393.2kg,同一時(shí)期美國、日本和印度每公頃耕地化肥消費(fèi)量為128.8kg、253.7kg 和175.0kg,即中國每公頃耕地化肥消費(fèi)量不僅遠(yuǎn)高于同為發(fā)展中國家的印度,同樣遠(yuǎn)高于美國和日本等發(fā)達(dá)國家。過高的化肥消費(fèi)量不僅侵蝕了土地質(zhì)量,同時(shí)也造成了農(nóng)業(yè)面源污染。有鑒于此,本文使用化肥支出作為土地質(zhì)量下降風(fēng)險(xiǎn)的代理變量,檢驗(yàn)“集體行動(dòng)—土地質(zhì)量損耗風(fēng)險(xiǎn)下降—土地轉(zhuǎn)出意愿提升”的作用機(jī)制,檢驗(yàn)結(jié)果如表9 所示。

表9 土地質(zhì)量損耗風(fēng)險(xiǎn)的中介作用

從表9 可以看出,集體行動(dòng)對化肥支出的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù),即集體行動(dòng)顯著降低了土地轉(zhuǎn)出后土地轉(zhuǎn)包方的化肥支出,對土地轉(zhuǎn)包后的土地質(zhì)量損耗風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的規(guī)避作用。與此同時(shí),在結(jié)果第3 列和第4 列,化肥支出對土地轉(zhuǎn)出的邊際影響顯著為負(fù),即化肥支出越高,農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿越微弱。由此可知,通過集體行動(dòng)形成的監(jiān)管合力顯著降低了由化肥過度支出引起的土地質(zhì)量損耗風(fēng)險(xiǎn),而土地質(zhì)量損耗風(fēng)險(xiǎn)的下降進(jìn)一步促進(jìn)了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策。由此,“集體行動(dòng)—土地質(zhì)量損耗風(fēng)險(xiǎn)下降—土地轉(zhuǎn)出增加”的作用機(jī)制得到驗(yàn)證。

(五)拓展性討論

1.集體行動(dòng)如何影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入? 除了關(guān)注集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響外,分析集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的邊際效用有助于全面理解集體行動(dòng)在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中的客觀作用?；诖?本文進(jìn)一步檢驗(yàn)集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的邊際影響,檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。

表10 集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的影響

從表10 可以看出,不論采用OLS 還是3SLS 以及不論是否添加控制變量,集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的系數(shù)估計(jì)值均顯著為負(fù),即集體行動(dòng)可能對農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入決策表現(xiàn)出顯著的抑制作用?？赡艿慕忉屖?土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出代表兩種不同的就業(yè)傾向,其背后蘊(yùn)含的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)也截然不同。農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地不僅可以獲得財(cái)產(chǎn)性收入,同時(shí)可以通過非農(nóng)就業(yè)獲取工資性收入,實(shí)現(xiàn)收入來源的多元化,以避免單一收入波動(dòng)帶來的風(fēng)險(xiǎn)沖擊。與土地轉(zhuǎn)出相比,土地轉(zhuǎn)入盡管在一定程度上可以推進(jìn)土地的規(guī)模化經(jīng)營,但農(nóng)戶經(jīng)營的土地規(guī)模越大,受自然災(zāi)害和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)等自然風(fēng)險(xiǎn)和市場風(fēng)險(xiǎn)沖擊而帶來的損害也就更加顯著。尤其是在城鄉(xiāng)絕對收入差距持續(xù)擴(kuò)大的背景下,農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的意愿更低。因此,集體行動(dòng)表現(xiàn)出對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的抑制作用。實(shí)際上,在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展要求下,傳統(tǒng)的種田能手已經(jīng)無法適應(yīng)農(nóng)業(yè)集中化和規(guī)?；a(chǎn)的需要,因而政府層面更加傾向鼓勵(lì)土地向農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體流轉(zhuǎn),而集體行動(dòng)情境下農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入方向正是這一類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。因此,集體行動(dòng)表現(xiàn)出對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的阻抑作用暗含著土地轉(zhuǎn)入方向已經(jīng)從傳統(tǒng)的種田能手轉(zhuǎn)變?yōu)楦黝愋滦娃r(nóng)業(yè)經(jīng)營主體,這本身也是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必然要求。

2.集體行動(dòng)存在“搭便車”行為嗎? 正如奧爾森[37]所說,盡管集體行動(dòng)有效維護(hù)了集體成員的共同利益,但在理性人假定下,出于追求自身效用最大化的目的,自利的集體成員可能并不會(huì)積極主動(dòng)地發(fā)起集體行動(dòng),由此導(dǎo)致集體行動(dòng)會(huì)誘發(fā)集體成員的“搭便車”行為,一個(gè)突出表現(xiàn)是集體組織達(dá)成集體共識需要的時(shí)間成本相對個(gè)人單獨(dú)行動(dòng)而言更高。具體來說,集體行動(dòng)促進(jìn)的土地轉(zhuǎn)出以及由土地轉(zhuǎn)出推進(jìn)的工商資本下鄉(xiāng)使得農(nóng)村中傳統(tǒng)的鄉(xiāng)土關(guān)系受到?jīng)_擊甚至被經(jīng)濟(jì)關(guān)系替代,導(dǎo)致村民之間信任與關(guān)系網(wǎng)絡(luò)被破壞,由此不斷削弱農(nóng)戶對村莊的歸屬感,最終提高了農(nóng)村居民達(dá)成集體行動(dòng)的交易成本[22,38]。有鑒于此,本文用“從有流轉(zhuǎn)意愿到最終簽訂流轉(zhuǎn)合同,您家花費(fèi)了多長時(shí)間?”作為土地流轉(zhuǎn)交易時(shí)間成本的代理變量,以檢驗(yàn)集體行動(dòng)在促進(jìn)農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出中是否存在“搭便車”行為,檢驗(yàn)結(jié)果如表11 所示。

表11 集體行動(dòng)對土地流轉(zhuǎn)交易時(shí)間成本的邊際影響

從表11 可以看出,在OLS 和3SLS 兩種不同的估計(jì)方法中,集體行動(dòng)對土地轉(zhuǎn)出交易時(shí)間的系數(shù)估計(jì)值均顯著為正。土地流轉(zhuǎn)交易時(shí)間數(shù)值“1”表示“簽訂流轉(zhuǎn)合同”時(shí)間“少于1 個(gè)月”,數(shù)值“6”表示“簽訂流轉(zhuǎn)合同”時(shí)間“大于24 個(gè)月”,即土地流轉(zhuǎn)交易時(shí)間數(shù)值越大代表達(dá)成交易的時(shí)間越長。由此表明,集體行動(dòng)顯著提高了農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的交易時(shí)間成本。可能的解釋是,不論是兩個(gè)人的“囚徒困境”,還是三個(gè)人的“三個(gè)和尚沒水吃”,出于共同目標(biāo)而成立的集團(tuán)組織難以避免集團(tuán)成員由于追求自身利益而出現(xiàn)的“搭便車”行為,由此導(dǎo)致集體行動(dòng)在促進(jìn)農(nóng)地轉(zhuǎn)出中出現(xiàn)協(xié)商失靈,并提升土地轉(zhuǎn)出的交易時(shí)間成本。

五、結(jié)論與建議

本文基于農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)厭惡的視角,利用2015 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了集體行動(dòng)對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響,研究結(jié)果表明:集體行動(dòng)程度的提高顯著促進(jìn)了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策,但對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入行為存在抑制作用。此外,集體行動(dòng)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的促進(jìn)作用對處于成長期和穩(wěn)定期的農(nóng)戶以及農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體表現(xiàn)更加明顯。具體的作用機(jī)制有兩條:“集體行動(dòng)—失地風(fēng)險(xiǎn)下降—土地轉(zhuǎn)出意愿提升”和“ 集體行動(dòng)—土地質(zhì)量損耗風(fēng)險(xiǎn)下降—土地轉(zhuǎn)出意愿提升”。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),集體行動(dòng)提高了農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的交易時(shí)間成本,意味著集體行動(dòng)在促進(jìn)農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出中可能存在“搭便車”行為。

農(nóng)村土地大面積撂荒嚴(yán)重制約了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。為了進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn),推動(dòng)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營和現(xiàn)代化生產(chǎn),基于本文的研究結(jié)論,應(yīng)當(dāng)作好如下幾點(diǎn):一是充分發(fā)揮村集體的引導(dǎo)作用,提高農(nóng)村居民土地流轉(zhuǎn)集體行動(dòng)程度。目前中國農(nóng)村地區(qū)集體行動(dòng)程度仍然偏低,未能有效發(fā)揮村集體在組織引導(dǎo)土地流轉(zhuǎn)過程中的作用。根據(jù)2015 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,在172 個(gè)被調(diào)查的地級市中,僅有不到兩成的農(nóng)村居民通過集體行動(dòng)進(jìn)行土地流轉(zhuǎn),絕大部分仍然是農(nóng)戶自身單獨(dú)進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)。因此,需要充分發(fā)揮村集體的引導(dǎo)作用,提高農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。二是積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化,減少土地撂荒面積。本文的研究表明,集體行動(dòng)對農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口土地流轉(zhuǎn)行為具有更高的促進(jìn)作用。因此,應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步深化戶籍制度改革,逐步放寬城市尤其是中小城市落戶條件,加強(qiáng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就業(yè)服務(wù)和職業(yè)技能培訓(xùn),提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入城鎮(zhèn)的能力,推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化,通過農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化減少農(nóng)村土地撂荒面積,提高農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。三是健全集體行動(dòng)協(xié)商機(jī)制。本文的研究結(jié)果表明,集體行動(dòng)在分擔(dān)土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的同時(shí),提高了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易時(shí)間成本。因此,需要建立健全集體行動(dòng)協(xié)商機(jī)制,降低土地流轉(zhuǎn)的時(shí)間成本,提高農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。