風險感知、風險態度對農村土地經營權流轉的影響研究
——以浙江省嘉興市農村土地經營權流轉為例

楊衛忠

（嘉興學院商學院，浙江 嘉興 314001）

1 引言

與不斷提高農村土地經營流轉規模和比例直接相關的一個關鍵性問題是，什么因素影響著中國農村家庭土地經營權流轉決策？對于這一問題的解答不僅有助于更好地理解農村土地經營權流轉的理論與實踐，而且也有利于農村土地制度的設計與完善。相關文獻對此給出了多種解釋。如，戀土情結、受教育年限、土地依賴程度、非農要素稟賦、勞動力年齡、農村基層政府、家庭非農收入、政治身份等[1-7]。本文主要關注風險感知、風險態度對農村土地經營權流轉的影響問題。

理論上，任何試圖解析主體決策行為的模型或者命題都很難繞開一個基本的要素，即關于決策者如何評價風險以及決策者的風險態度問題。農村土地經營權流轉某種程度上是土地權利的讓渡，既是利益得失的過程，也是矛盾產生的過程[8]。這就造成了農村土地經營權流轉中農戶不得不面臨諸多風險問題。穆瑞麗研究發現，農村土地經營權流轉存在政策風險、制度風險、合同風險、管理風險、市場風險和經營風險等[9]。李景剛等認為，中國土地經營權流轉存在失范，暗藏“隱形風險”，如失地、失業和失去生活保障風險、地力衰退風險、契約機會主義行為風險和貧富兩極分化風險等[10]。顯然，農村土地經營權流轉意味著生產及生活方式的轉變。這種轉變將導致農戶面臨各種各樣的風險事件，而農戶對這些風險事件的感知程度及其風險規避程度將影響到農戶對農村土地經營權流轉問題的反應。

因此，本文將通過理論分析以明晰風險感知、風險態度對農村土地經營權流轉的影響機理，并將通過實證檢驗以判斷風險感知、風險態度對農村土地經營權流轉的影響效應。

2 理論分析與研究假設

風險感知是用來描述主體對某類風險事件的直覺判斷的一個概念，包含了風險既具有損失性又具有收益性的雙重特征[11]。風險感知中的不確定性及其發生時后果的嚴重性將會給主體造成多方面影響，高程度的風險感知往往將人們置于沮喪和焦慮的狀態中[12]。農村土地經營權流轉對于農戶而言是新的、尚不明確的，潛在結果是無法預測且不可逆的，未來可能產生高風險的，其效應將導致農戶產生一系列情感和心理反應，如恐懼、焦慮、抵觸、逃避等。因此，感受到農村土地經營權流轉的風險越高，農戶越傾向于采取降低風險的應對措施以減緩高風險感知所造成的沮喪和焦慮狀態。

然而，有學者指出即使主體感知到更高風險，也不一定會做出規避風險的保守選擇[13]。就農戶來說，土地經營權流轉不僅受風險感知的影響，還同時受其風險態度的影響。Hillson等認為，風險態度是主體心理上對待風險的態度，是基于某類事實或狀體所能夠選擇的一種信智狀態、觀點或者傾向[14]。顯然，風險態度將影響農戶對農村土地經營權流轉問題的反應，即在既定的農村土地經營權流轉福利水平與風險程度下，風險規避程度越高的農戶參與農村土地經營權流轉的可能性就越低，反之亦然[15]。

事實上，風險感知涉及的是農戶對于農村土地經營權流轉所產生不確定性和危害性的評估，而風險態度涉及農戶對風險性質的理解及其對待風險問題的規避程度。為探析風險感知、風險態度對農村土地經營權流轉的影響機理，考察農戶效用函數u（ω），其中ω表示農戶稟賦（財富）水平，并假定土地經營權流轉的價值以隨機變量z表示，其方差為σ2。定義CE為確定性等價，即表示土地經營權流轉的價值與獲得數量為CE的確定性貨幣的效用無差異。換言之，CE可代表土地經營權流轉的貨幣價值。確定性當量意味著下列等式成立：

式（1）中：E（·）表示期望。對式（1）兩邊以ω為中心展開二級泰勒級數，得到：

聯合式（1）—式（3），整理簡化后可得：

式（2）—（4）中：R（ω）=-u（ω）/u′（ω）表示Arrow-Pratt期望效用框架下絕對風險規避系數；R（ω）大小表示風險規避程度。由于CE代表土地經營權流轉的貨幣價值，式（4）意味著土地經營權流轉的價值隨σ2和R（ω）增加而遞減。σ2代表了農戶對農村土地經營權流轉的風險感知程度，所以風險感知增加，意味著土地經營權流轉的價值下降，也因此流轉土地經營權的可能性下降。R（ω）越大同樣意味著土地經營權流轉的價值越小。Arrow-Pratt期望效用框架下，農村土地經營權流轉還受到風險感知和風險態度兩者交互作用的影響。這種交互作用意味著當農戶感知到農村土地經營權流轉具有大風險程度時，風險規避程度高的農戶不選擇流轉土地經營權的意愿會變得更為強烈和顯著。

基于此，提出以下研究假設。假設1：感知到土地經營權流轉存在較大風險的農戶，相對于感知到風險較小的農戶而言，流轉土地經營權的可能性較低。假設2：風險規避程度高的農戶，相對于風險規避程度低的農戶而言，流轉土地經營權的可能性較低。假設3：風險感知和風險態度的交互作用對農村土地經營權流轉產生顯著影響。圖1為風險感知、風險態度對農村土地經營權流轉影響的理論框架圖。

圖1 理論模型與研究假設Fig.1 Theoretical models and research hypotheses

3 實證研究

3.1 調查區域

嘉興市位于浙江省東北部、長江三角杭嘉湖平原腹心地帶，陸地總面積3 915 km2，下轄南湖區和秀洲區，平湖、海寧、桐鄉三個市，嘉善、海鹽兩個縣，共有44個鎮，246個城市社區，115個城鎮社區，809個行政村。隨著工業化、城市化的快速推進，嘉興市農村大批勞動力向二、三產業轉移。為促進農業適度規模經營，加快農業轉型升級和現代農業的發展，嘉興市在貫徹落實《農村土地承包法》，切實維護農民土地承包權益的基礎上，結合統籌城鄉綜合配套改革的實踐，多模式、全方位鼓勵和引導農民開展農村土地經營權流轉。截至2016年3月底，全市累計流轉農村土地經營權88.46萬畝，占全市承包土地面積的36.18%，累計建立土地股份合作社52家，入股土地面積2.55萬畝。

3.2 數據收集

研究數據采用實地調查的方式獲得，調查對象為18～70周歲的農戶家庭戶主。調查地點包括嘉興市秀洲區的洪合鎮、新塍鎮、王店鎮、王江涇鎮、油車港鎮，南湖區的大橋鎮、鳳橋鎮、七星鎮、新豐鎮、余新鎮。調查采用分層抽樣的方法確定具體樣本。首先，通過嘉興市各區鎮政府部門獲得目前、近期和計劃近期將推行農村土地經營權流轉的村集體信息，并陸續確定93個樣本村，共包括11 237戶農戶家庭。然后，按照12.00%樣本抽取比例確定每個樣本村所需要的樣本量，并由此確定了1 348戶農戶家庭為本次調查的樣本總量。最后，從不同樣本村中隨機抽取足量樣本，以形成調查的基礎樣本量，并完成數據收集工作。調查主要涉及土地經營權流轉、風險感知、風險態度、年齡、受教育年限、健康狀況、家庭有無小孩、家庭規模、職業類別、村莊人均存款（元）、離縣（區）域商業中心距離等變量的數據收集。調查涉及10個鎮93個樣本村的1 348戶農戶家庭，剔除不符合邏輯或者存在其他問題的149份數據（共占樣本總量的11.05%），取得有效樣本量1 199份。

表1 風險感知測量Tab.1 Measurement scale of risk perception

3.3 變量說明

3.3.1 被解釋變量：土地經營權流轉

用虛擬變量衡量土地經營權流轉，對即將發生、已經確定和有意向的土地經營權流轉記為1，否則記為0。

3.3.2 核心解釋變量：風險感知

借鑒Slovic和Greiner對風險感知測量的研究成果[11，16]，結合農村土地經營權流轉的實際情況，形成測量量表，見表1。測量風險感知之前，調查者按流程要求與農戶探討農村土地經營權流轉的風險問題，這些風險問題包括流轉補償問題、合同風險問題、地力衰退問題、利益訴求問題、生活方式面臨轉變問題和生計面臨轉型問題①流轉補償問題涉及土地經營權流轉補償標準及其合理性問題；合同風險問題涉及合同保障性以及流轉補償獲得性問題；地力衰退問題涉及地力衰退的可能性以及補償問題；利益訴求問題包含利益訴求能力和利益訴求渠道兩個方面；生活方式面臨轉變問題涉及田園勞動方式面臨放棄問題；生計面臨轉型問題涉及家庭非農就業能力問題。。獲得農戶對這些風險問題的明確答復后，調查者才能開展風險感知的度量工作②調查者按要求對談話內容進行了記錄和錄音工作，如果未獲得農戶明確答復的問卷被視為無效。。按要求完成數據的采集工作后，使用SPSS 19.0統計軟件進行了主成分分析，以達到度量風險感知的目的。檢驗結果表明，每個題項的因子負荷均大于0.50 的閾值標準，且方差解釋率達到55.19%，說明4個題項與潛變量間有足夠的線性等價關系，滿足單一維度的條件。此外，KMO值為0.545，巴特利特球體檢驗的統計值（102.224）的顯著性概率小于0.05（p= 0.001 2），且僅有一個大于1的χ2特征根（5.463）。由此可見，4個題項可進行降維，并由此得到風險感知的因子得分。

3.3.3 核心解釋變量：風險態度

將Holt等的彩票選擇方法變換為工作機會選擇來測定風險態度[17]。如表2所示，農戶需要分別對表中10對工作機會做出選擇A還是B的決定③在風險態度測量之前，調查者對測試規則進行了詳細的說明和示范工作，確保每位農戶理解10對工作機會中A選項與B選項的差異及其利弊。。工作機會A的收益為每月4 200元或2 710元，而工作機會B的收益為每月5 800元或1 310元，相對于B，A被稱為安全選項④由于10對工作機會中A選項的最低收益均高于B選項的最低收益，所以，相對于B選項，A選項為安全選項。。隨著獲得高收入工作機會的概率不斷增加，農戶可能在這個過程中由選擇A轉向選擇B。高度風險愛好者將從第一對工作機會中就選擇B；高度風險規避者則直到第十對工作機會才選擇B；而風險中性者將在第四對工作機會以后才開始選擇B，因為從第五對工作機會中B的期望收益大于A的期望收益。顯然，農戶選擇安全選項（工作機會A）的個數取決于其效用函數[18]。

當農戶選擇安全選項的個數為n（1≤n≤9）時，則其不可觀測的效用函數可表示為：

式（5）中：μ1和μ2為常數項。當農戶選擇安全選項的個數由n-1增加到n時，意味著農戶在第n+1對工作機會中由選擇A開始轉向B。假設從第n+1開始選擇B，則農戶每月可獲得的期望收入為xn+1，對應的效用函數為u（xn+1），則有如下不等式：

式（6）中：u（xn+1）可由冪函數和指數函數來計算。冪效用函數和指數效用函數的表達式分別為：

式（7）—式（8）中：γ和R分別為絕對風險規避系數和相對風險規避系數。γ和R越大，農戶越厭惡風險，其風險規避程度越高，反之亦然。γ和R小于0時，為風險愛好者；γ和R等于0時，為風險中性者；γ和R大于0時，為風險規避者。于是，令選擇安全選項個數為4的農戶（接近風險中性者）的γ和R取值范圍分別為-0.15＜γ≤0.15和-0.02＜R≤0.02，并分別代入式（7）和式（8）后，與式（6）建立恒等關系，并經式（5）計算出μ1和μ2值，由此計算出不同風險規避程度的γ和R的取值范圍，見表3。同時，為與式（4）邏輯一致，將R作為風險態度的替代變量，并為方便后續計量，將R取值范圍的中間值作為相對風險規避系數的數值。

表2 風險態度測量量表Tab.2 Measurement scale of risk attitude

表3 風險規避系數計算結果Tab.3 Results of risk aversion classification

3.3.4 控制變量

農戶戶主特征包括：年齡及年齡平方/100，年齡是戶主接受訪問時的周歲年齡；受教育程度，其是戶主接受學校正規教育的年數；健康狀況，其中，“不好”賦值為1、“一般”賦值為2、“良好”賦值為3。家庭特征包括：家庭有無小孩，其中，家里無18周歲以下小孩賦值為1、家里有18周歲以下小孩賦值為2；家庭規模，其是家庭成員數；家庭收入，其是從過去到受訪時的一年時間里的家庭總收入（104元）；職業類別，其中，“農業”賦值為1、“兼業”賦值為2、“非農業”賦值為3①按照農業收入占總收入比重將農戶家庭職業類別分為農業、兼業和非農業三種類型。農業收入占總收入比重大于等于90%的為農業農戶家庭，大于10%而小于90%的為兼業農戶家庭，小于等于10%的為非農業農戶家庭。。村莊特征：村莊人均存款（元）對數，其是村莊人均存款取對數的結果②樣本村的人均存款委托各村委指定具體人員負責完成數據統計和估算工作。；離縣（區）域商業中心距離，由調查者根據百度地圖計算直線距離。另外，考慮每個樣本村的土地經營權流轉政策和辦法的差異性和不同時間點上的變化，控制了樣本村和調查年月變量。

3.4 描述性統計

依據調查數據對主要變量進行描述性統計分析，見表4。樣本農戶的土地經營權流轉比例約為40.45%，而59.55%的樣本農戶表示不愿意流轉土地經營權。觀察1 157個樣本，風險態度平均接近于風險中性，表現出略微的風險規避。樣本農戶戶主年齡平均約44周歲；平均接受正規教育年限約為8年，略接近于初中文化水平；自評健康狀況平均處于“一般”水平。樣本農戶家庭中有18周歲以下小孩占比65.49%；家庭規模平均接近于3.51個家庭成員，以從事“兼業”的較多，約占43.61%，近31.83%的農戶家庭以“農業”為主，約24.56%的農戶家庭以“非農業”為主。村莊人均存款約57 345元/年，離縣（區）域商業中心距離平均約4.51 km。樣本其他變量的統計結果見表4所示。

表4 主要變量的描述性統計Tab.4 Descriptive statistics of the main variables

3.5 回歸結果與分析

建立風險感知、風險態度對農村土地經營權流轉的影響作用的Logit回歸模型：

式（9）中：i=1，2，…，n表示農戶戶主；p（yi=1）為農戶i選擇土地經營權流轉的條件概率；perceptioni表示風險感知；attitudei表示絕對風險規避系數；X1i表示影響農村土地經營權流轉的其他因素，包括年齡、年齡平方、受教育程度、健康狀況、家里有無小孩、家庭規模、家庭收入、職業類別、村莊人均存款（元/年）對數、離縣（區）域商業中心距離、樣本村和調查年月；α0為常數項；α1、α2、α3和jl為回歸系數；ε為殘差。

Logit模型估計結果（表5）。PseudoR2值呈現了遞增趨勢，表明4個回歸的擬合程度在逐步提高；同時，4個回歸的影響系數大小盡管發生略微變化，但系數方向和顯著性并未發生顯著變化，表現出良好的穩健性，分析結果如下：

（1）戶主特征變量對農村土地經營權流轉的影響。模型4中，戶主年齡系數為-0.006 9（p＜0.001），而戶主年齡平方系數為-0.060 5（p＜0.01），表明在18～70歲范圍內，戶主年齡對農村土地經營權流轉具有顯著負向影響。這主要是，年齡大的戶主思想較為守舊，接受新事物能力差，難以放棄現有土地經營權。戶主受教育程度系數0.034 7（p＜0.001），說明受教育程度對農村土地經營權流轉具有顯著正向影響。這主要是，受教育程度高的戶主具有相對豐富的見識與閱歷，更容易接受勞動方式的改變。

（2）家庭特征變量對農村土地經營權流轉的影響。模型4中，家里有無小孩、家庭規模和家庭收入均對農村土地經營權流的影響并不顯著。職業類別中，“非農業”農戶具有相對較高的土地經營權流轉率，而“農業”農戶相對較低，“兼業”農戶則居中。這主要是，相比較于“農業”農戶，“非農業”農戶對農業的依賴性不強，基本可以脫離土地的束縛，而“兼業”農戶處于兩者之間。

（3）村莊特征變量對農村土地經營權流轉的影響。模型4中，村莊人均存款（元）對數和離縣（區）域商業中心距離對農村土地經營權流轉均未產生顯著影響。

（4）風險感知變量對農村土地經營權流轉的影響。模型3在不考慮風險感知與風險態度交互項的影響效應時的回歸結果表明，風險感知對農村土地經營權流轉產生了顯著負向影響（-0.289 5，p＜0.001）。

表5 模型估計結果Tab.5 Model estimation results

（5）風險態度變量對農村土地經營權流轉的影響。模型3在不考慮風險感知與風險態度交互項的影響效應時的回歸結果表明，風險態度對農村土地經營權流轉也產生了顯著負向影響（-0.561 8，p＜0.001）。

（6）風險感知×風險態度對農村土地經營權流轉的影響。模型4在考慮風險感知與風險態度交互項的影響效應時的回歸結果表明，風險感知×風險態度對農村土地經營權流轉具有顯著負向影響（-0.248 6，p＜0.001），所以，相對風險規避系數在風險感知與農村土地經營權流轉之間的負向關系中起到了增強性的調節作用。

圖2為模型4的交互效應分析結果①交互效應分析方法參見楊衛忠于2017年發表在《中國土地科學》第4期的文章[19]。。當相對風險規避系數“中”，即農戶對待農村土地經營權流轉的風險態度處于“中立”狀態時，農村土地經營權流轉概率隨著風險感知的增加而降低②此時，相對風險規避系數取平均值。。當相對風險規避系數“低”，即農戶對待農村土地經營權流轉的風險態度處于“風險愛好”狀態時，農村土地經營權流轉概率隨著風險感知的增加而呈現相對較緩慢下降。這表明，“低”相對風險規避系數降低了風險感知對農村土地經營權流轉的負向影響。這表明，“低”相對風險規避系數降低了風險感知對農村土地經營權流轉概率的負向影響，導致即使風險感知程度較高的農戶流轉土地經營權流轉的可能性也增加。當相對風險規避系數“高”，即農戶對待農村土地經營權流轉的風險態度處于“風險規避”狀態時，農村土地經營權流轉概率隨著風險感知的增加而呈現相對較快速下降。這表明，“高”相對風險規避系數增強了風險感知對農村土地經營權流轉概率的負向影響，導致即使風險感知程度較小的農戶流轉土地經營權流轉的可能性也降低。綜上所述，假設1、2和3均得到了驗證。

圖2 交互效應分析Fig.2 Interaction effect analysis

4 結論

本文從理論上探索了風險感知和風險態度對農村土地經營權流轉的影響作用，提出研究假設，并通過浙江省嘉興市農戶的調查數據進行了實證分析。主要得出如下研究結果：（1）風險感知與農村土地經營權流轉之間呈顯著負相關關系，意味著感知到土地經營①權流轉存在更大風險的農戶，相對于感知到風險較小的農戶而言，流轉土地經營權的可能性較低；（2）風險態度與農村土地經營權流轉之間的負相關關系顯著，意味著風險規避程度高的農戶，相對于風險規避程度低的農戶而言，流轉土地經營權的可能性較低；（3）風險感知與風險態度的交互項與農村土地經營權流轉之間存在顯著負向關系，這意味著對風險規避程度高的農戶而言，風險感知與農村土地經營權流轉之間呈顯著的負相關關系，而對風險規避程度低的農戶而言，風險感知與農村土地經營權流轉之間的相關關系可能并不顯著。

基于以上研究結果，得出如下政策建議：（1）降低農村土地經營權流轉風險，建立糾紛調解制度，把農村土地經營權流轉中存在的問題、矛盾和不穩定因素化解在萌芽狀態，為農戶提供就業服務、公共服務、風險擔保和規劃統籌等以降低其風險感知程度；（2）完善農村土地經營權流轉信息溝通渠道，通過構建信息渠道和加強信息溝通力度，消除信息不對稱的影響，填補農戶對于農村土地經營權流轉政策信息中的缺漏，糾正其錯誤觀念，同時注意合理引導農戶建立理性的風險意識，以達到提高農村土地經營權流轉的目的；（3）建立不同風險態度的農村土地經營權流轉補償機制，針對不同風險規避程度的農戶提供相應的補償模式，為風險規避程度高的農戶提供可選擇的風險低、收益也相對低的農村土地經營權流轉項目，以實現最優的農村土地經營權流轉管理模式。