關系網絡、農戶分化與農地轉出行為研究

李華，夏顯力，蔡潔

（1. 西北農林科技大學經濟管理學院，陜西 楊凌 712100；2. 長安大學公共管理與法學院，陜西 西安 710064）

隨著農業生產要素價格上漲，農業收益逐年下降[1]，小農戶越來越難以適應農業現代化發展的需要[2]。加快農地流轉，發展適度規模經營，既是促進小農戶銜接現代農業的必然要求，也是農村社會分化背景下促進農戶家庭資源優化配置的必然選擇。如何在保護農戶利益前提下，找出影響農戶農地流出的關鍵因素并穩步推進農地大規模流轉，對降低耕地細碎化、提高經營規模、保障國家糧食安全和促進農戶家庭城鎮化等具有重要的現實意義[3-4]。

實踐中，由于受土地產權殘缺[5]、市場機制不完善[6]、中介服務組織匱乏和地域差異等因素的影響，我國農地流轉市場發育一直較為緩慢，供需對接不夠流暢。基于以上困境，當前很多地區已經初步建成了具備土地流轉信息資源庫、服務中心和信息員的市場服務體系，但大多數農戶在農地流轉中仍選擇私下交易，農地多在親朋好友和左鄰右舍之間流通，農地租賃市場演變為依靠關系網絡的“人情市場”[7]。關系網絡由行動者在互動博弈中創立的關系組成[8]，可看作行動者為了獲得某些稀缺資源而建立的一系列社會聯系[9-11]。中國是一個傳統的關系型社會，基于地緣、血緣和親緣等形成的關系網絡具有“橋梁”和“黏合劑”的作用[12]。現有研究表明，關系網絡有利于促進信息交流、降低交易成本、增加雙方互信和規避農業生產經營風險，從而能助推土地流轉[13-14]。但也有學者發現，由于市場化進程和信息化發展，以關系網絡為基礎的“熟人”信任被以市場聯系為基礎的“契約型”信任有效替代了，關系網絡在農地轉入或轉出中未能發揮有效作用[15]。

我國農業從傳統小農經濟向適度規模化方向發展的過程中，農戶群體形成以新型農業經營主體、傳統小農戶和非農就業農戶等為代表的多元分化，引發了農村土地資源在不同群體間的重新配置。國外研究表明，職業是劃分階層和階級的關鍵性因素[16]，但關于我國農戶分化的深入分析較少；國內學者大多認為，農戶分化是影響農地流轉行為的重要因素[17-18]，分化使得農戶經濟社會地位產生差異，必然造成農戶土地效用認知、土地產權偏好和土地依賴程度的不同[19]，進一步影響到他們的農地流轉意愿認知和行為決策。

綜上所述，關系網絡對農戶農地轉出行為的影響研究尚未形成一致性結論，同時隨著農戶分化程度的加深，以關系網絡為基礎的熟人社會差序格局發生改變，農戶可能會重新計算關系網絡在農地流轉中的交易得失，此種農戶分化差異勢必會引起關系網絡對于農地轉出行為的作用變化，而現有研究忽視了農戶分化與關系網絡之間的交互效應。鑒于此，本文基于關系網絡、農戶分化和農地轉出行為的分析線索，利用陜南3個地市456個農戶的抽樣調查數據，深入挖掘農戶關系網絡和農戶分化的內涵，采用Double-Hurdle模型，分析關系網絡和農戶分化對農戶農地轉出行為的影響，探討農戶分化在關系網絡對農地轉出行為影響中的調節作用，為農戶農地流轉相關政策優化提供參考依據。

1 理論分析與研究假設

1.1 關系網絡對農戶農地轉出行為的影響

關系網絡通過降低農地流轉的事前交易費用促進農地轉出。關系網絡是一種具有信息傳遞和信息擴散功能的資源與媒介[20]，可以顯著減少信息搜尋費用和擴大市場范圍，從而能夠有效增強土地供需市場匹配，促進農戶農地轉出行為發生。關系網絡越廣泛，農地轉出的信息越容易傳遞給更多的農戶，同時信息接收端的農戶越多，這有利于有轉入意愿的農戶及時獲取流轉信息，降低市場交易的搜尋成本。相對于關系網絡狹小的個體，擁有廣泛關系網絡的農戶能夠以較低的信息費用來發出流轉信號或獲取有效信息，達到擴大市場范圍的效果[21]，從而更有助于農地流轉交易的達成。同時，關系網絡建立在熟人社會基礎上，既有助于農戶在農地轉出數量、價格、時間和支付方式等問題達成一致，也能夠有效緩解道德風險和降低談判成本[22]。

關系網絡通過降低農地流轉的事后交易費用促進農戶農地轉出。關系網絡是一種隱性的契約監督機制和執行機制[23]，能夠提升農戶農地轉出契約自我履約率，從而助力農戶農地轉出。以關系為根基形成的信任邊界是個天然封閉圈，圈內的農戶雖然受制于人際關系上的差序性和圈層結構，但網絡成員之間的關系對成員個體存在潛在的監督與約束作用。相對強制執行的合同，這種自我履約的合同執行費用更低[24]，留給雙方的合作剩余也更多。關系網絡越廣泛，受到“熟人”的監督越多，農戶在農地轉出中違約的聲譽損害越重，因而可以降低監督和執行成本，從而有利于達成農地流轉交易，提高農戶農地轉出的可能性與農地轉出規模。基于上述分析，關系網絡越廣泛，農戶轉出農地的可能性越大，轉出戶的農地轉出規模也越大。

1.2 農戶分化對家庭農地轉出行為的影響

農戶分化是指一定區域內的農戶由同質性的經營農業戶分化為經營農工商等異質性農戶的過程[25]，可分為淺分化農戶和深分化農戶。農戶農業收入占家庭總收入越高，其農戶分化程度越淺，為淺分化農戶；農業收入占家庭總收入越低，其農戶分化程度越深，為深分化農戶。農戶作為理性人，其農地轉出行為追求效用最大化。農業勞動機會成本的提高在改變工農業部門間要素相對價格的同時也改變了農業內部生產要素的相對價格，理性的農戶必然會在要素價格的誘導下重新配置家庭擁有的農地資源[26]。根據農地功能的不同，農地效用可劃分為保障效用和資產效用兩類，但這兩大效用無法同時得到[27]，因此農戶農地轉出行為取決于其保障效用與資產效用的差序。對于深分化農戶，擁有較多穩定的非農收入，對農地的生存依賴逐步減小，農地的保障效用弱化而資產效用逐漸增強，在兩大效用無法兼得的硬約束下，為了實現效用最大化，深分化農戶會選擇農地的資產效用，這會促成農戶對農地轉出行為的積極態度。

就農戶對農地產權的認知與偏好而言，隨著城鎮化與經濟轉型，農戶分化程度日漸加深，農戶對農地產權不同權力束的偏好可能不同，理性農民會更加重視農地的處分權[28]。深分化農戶在綜合考慮自身職業、收入水平等稟賦約束后，效用最大化的農地產權安排是選擇行使處分權，而作為處分權重要組成的轉讓權也會被納入其最優行為之中。此外，從農地效用差序重構的角度討論，隨著分化程度加深，農戶傾向于選擇農地的資產效用，這也會影響他們對農地產權的偏好向處分權轉變，進而促進農戶的農地轉出行為（圖1）。基于以上分析，農戶分化程度越深，農戶轉出農地的可能性越大，轉出戶的農地轉出規模也越大。

圖1 農戶分化對家庭農地轉出行為作用機理Fig. 1 Action mechanism of rural-household differentiation on farmers’ farmland transfer behaviors

1.3 關系網絡、農戶分化對農地轉出行為的交互影響

對于淺分化農戶，其以農業為主的生產和生活離不開傳統的差序格局明顯的熟人社會，而熟人社會的交往、交易往往遵循“關系為先，利益為次”的規則。淺分化農戶通過關系網絡達成農地交易，能夠獲得農戶生活和生產幫助（如紅白喜事）等諸多難以通過市場交易或商品契約來滿足的超市場契約機會。而且農戶所獲得的超市場契約價值難以通過公開市場來估計，其帶來的心理效用抵消了讓渡控制權所產生的心理損失，使得農地流轉報酬（包括物質報酬和非物質報酬）帶來的收益遠高于讓渡農地控制權的市場價值[29]。因此淺分化農戶更容易發揮關系網絡在農地轉出行為中的促進作用。

對于深分化農戶，家庭勞動力多外出打工，農戶無法獲得超市場契約，只能獲得讓渡農地控制權的租金，農戶必然衍生強烈的損失厭惡感。同時深分化農戶外出就業使得關系網絡在農地交易中的情感聯結變得不穩定，由此帶來更高的交易成本和交易風險。很可能使得農戶認為“農地流轉價格遠不能夠彌補讓渡農地控制權和放棄超市場契約的損失”，進而加劇了農戶損失規避的反應，抑制關系網絡對農地轉出行為的促進作用。由此可得，農戶分化程度的加深，會削弱關系網絡對農戶轉出農地的可能性及轉出戶農地轉出規模的影響，農戶分化在關系網絡對農戶農地轉出行為的影響中起著“削弱劑”的作用（圖2）。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文數據來源于本課題組2017年12月對陜南地區的實地調查。為了保障調查的嚴謹性，課題組根據研究區農地流轉情況，采用隨機抽樣法從陜南地區隨機抽取3個市，每個市隨機選取1個縣，每個縣隨機選取9～10個自然村，每個自然村隨機選取10～20戶進行調查。從樣本覆蓋范圍看，樣本具有代表性，能夠充分反映陜南地區土地流轉總體情況。

調研內容包括農戶特征、家庭基本情況、家庭經營承包地情況和村莊基礎設施與經濟情況等。此次調研共發放問卷500份，在問卷錄入、生成數據庫后，課題組對數據進行了邏輯檢查和區間檢查，剔除了存在信息不真實、核心變量數據缺失等部分，同時對部分存在疑問的樣本進行電話回訪，最終共獲取456個有效樣本，有效率達91.2%，樣本特征統計見表1。

圖2 農戶分化調節效應對家庭農地轉出行為作用機理Fig. 2 Action mechanism of regulating effect of rural-household differentiation on farmers’ farmland transfer behaviors

表1 樣本基本情況Table 1 Basis statistics of the sample

2.2 變量選取

1）被解釋變量：農戶農地轉出行為。農地轉出行為包括農戶是否轉出和轉出規模[30]。參考已有的關于農地轉出行為的文獻[31]，本文采用兩個指標度量農戶農地轉出行為，一是農戶是否轉出農地，二是農戶土地轉出規模，以農地轉出率來表示，用來衡量農戶農地轉出的相對規模。

2）核心解釋變量：關系網絡和農戶分化。關系網絡可分為強連接網絡和弱連接網絡[32]。強連接網絡指的是同質性較強，交往的人群、從事的工作和掌握的信息等趨同的親緣關系網絡，而弱連接網絡指的是同質性較弱，交往面廣，交往對象可能跨行業的友緣關系網絡[33]。參考蔡起華等[12]的研究，本文采用樣本農戶家庭擁有的親戚數量來表征強連接網絡，采用樣本農戶家庭擁有的朋友數量來表征弱連接網絡。農戶分化以職業分化衡量，本文借鑒劉炎周等[34]的分類方法，同時參考中國社會科學院農村發展所2002年的研究，以農戶家庭農業收入比重作為劃分標準，即農業收入占家庭總收入90%以上為純農業型，賦值為1；農業收入比重在50%～90%之間的為農業兼業型，賦值為2；農業收入比重在10%～50%之間的為非農兼業型，賦值為3；農業收入比重在10%以下的為非農業型，賦值為4，賦值越高意味著農戶分化程度越深。

3）控制變量。考慮其他可能影響農戶農地轉出行為的因素，選取以下控制變量：戶主年齡、戶主受教育年限、家庭勞動力占比、家庭結構、家庭成員健康狀況、農地細碎化、農地確權、風險意識、村莊經濟發展水平和村莊交通便利性。此外，還引入了地區虛擬變量以觀察不同地區之間的差異。上述各變量的定義、賦值與描述性統計見表2。

2.3 模型設定

調查樣本中存在相當數量未轉出農地的個體，針對這一問題，學界多采用Tobit模型來處理[35]。然而，由于本文將農戶農地轉出行為分為是否轉出和轉出規模兩個階段，而Tobit模型不能解決兩階段問題，故本文構建雙欄模型來處理[36]。首先，考慮農戶是否轉出土地，可建立如下方程：

式（1）表示農戶未轉出土地，式（2）表示農戶轉出土地；φ(·)為標準正態分布的累積分布函數，yi為農戶是否轉出土地，X1i為關系網絡等自變量，α為相應的待估系數，i為第i個觀測樣本。

其次，考慮農戶土地轉出的規模，可建立如下方程：

式中：E(·)為條件期望，表示農戶土地轉出的規模，λ(·)為逆米爾斯比率，X2i為關系網絡等一組自變量，β為相應的待估系數，δ為截取正態分布的標準差，其他符號含義同前所述。

基于式（1）～式（3），可建立對數似然函數為：

表2 變量說明和描述性統計Table 2 Variable def nitions and descriptive statistics of variables

式中：lnL為對數似然函數值。利用極大似然估計，可求得本文實證研究所需的相關參數。

3 結果與分析

3.1 描述性統計分析

調查農戶中發生農地轉出行為的有198戶，占樣本總量的43.4%，但轉出戶的農地轉出規模相對較大，平均每戶的農地轉出率為65.9%（表2）。農戶強連接網絡和弱連接網絡的均值分別為11.952和12.445，表明農戶的強連接網絡比弱連接網絡小0.493，可能的原因是強連接網絡本身較為固定，而弱連接網絡是可塑的，所以強連接網絡稍弱于農戶的弱連接網絡。農戶分化的均值為3.605，表明農戶的職業分化程度較深。戶主的平均受教育年限為6.761年，文化程度偏低；家庭結構的平均值為3.412，介于中老年家庭與老年家庭之間，老齡化問題嚴重，主要原因是人口的城鄉流動。

3.2 關系網絡和農戶分化對農戶農地轉出行為的影響分析

由表3和表4可知，四個實證模型的Wald卡方檢驗值都通過了1%的顯著性水平檢驗，表明模型在整體上具有適用性。將強連接網絡、弱連接網絡和農戶分化各自單獨的估計結果分別與關系網絡和農戶分化的聯合估計結果相比，可以發現，同時加入3個核心解釋變量后，強連接網絡的平均邊際效應和回歸系數分別從0.0076和0.0040降低至0.0053和0.0024，弱連接網絡的平均邊際效應和回歸系數分別從0.0064和0.0052降低至0.0034和0.0035，農戶分化的平均邊際效應和回歸系數分別從0.1355和0.1434降低至0.1003和0.1252。以上對比說明，如果沒有控制農戶分化，強連接網絡和弱連接網絡的作用可能被高估；如果沒有控制強連接網絡，弱連接網絡和農戶分化的作用可能被高估；如果沒有控制弱連接網絡，強連接網絡和農戶分化的作用可能被高估。同時本文對解釋變量進行了多重共線性檢驗，結果顯示4個方程中解釋變量方差膨脹因子的平均值均遠小于10。這說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

關系網絡和農戶分化的估計結果顯示（表4）：首先，強連接網絡對農戶是否轉出農地和轉出戶的農地轉出規模的影響分別在1%和5%的水平上顯著，且方向為正；弱連接網絡對農戶是否轉出農地和轉出戶的農地轉出規模的影響均在10%的水平上顯著，且方向為正，這表明關系網絡能促進農地轉出行為。農戶分化對農戶是否轉出農地和轉出戶的農地轉出規模的影響均在1%的顯著性水平下通過檢驗，且方向為正，這表明農戶分化對農地轉出行為有正向影響。其次，平均邊際效應和回歸系數的結果表明，農戶的親戚數量平均每增加1個單位，農戶轉出農地的概率增加0.53個百分點，轉出戶的農地轉出規模平均擴大0.24%；“農戶的朋友數量”每增加1個單位，農戶轉出農地的概率增加0.34個百分點，轉出戶的農地轉出規模平均擴大0.35%；“農戶分化程度”每加深1個單位，農戶轉出農地的概率增加10個百分點，轉出戶的農地轉出規模平均擴大12.5%。

表3 關系網絡對農戶農地轉出行為影響的估計結果Table 3 Estimation results of the social network on farmers’ farmland transfer behaviors

表4 關系網絡和農戶分化對農地轉出行為影響的估計結果Table 4 Estimation results of social network and rural-household differentiation on farmers’ farmland transfer behaviors

為了比較強連接網絡、弱連接網絡和農戶分化對農戶農地轉出行為影響的異質性，本文對比了關系網絡和農戶分化估計結果中3個核心解釋變量的平均邊際效應和回歸系數（表4），結果表明，在第一階段是否轉出的估計結果中，強連接網絡、弱連接網絡和農戶分化的平均邊際效應為0.0053、0.0034和0.1003。可見，3個核心解釋變量中，農戶分化對農戶是否轉出農地的促進作用均最強，強連接網絡的促進作用次之，弱連接網絡的促進作用最弱，可能的原因是強連接網絡在建立信任方面優于弱連接網絡，因此強連接網絡更能決定農地轉出的發生。在第二階段轉出規模的估計結果中，強連接網絡、弱連接網絡和農戶分化的回歸系數分別為0.0024、0.0035和0.1252。可見，農戶分化對農戶農地轉出規模的促進作用最強，弱連接網絡的促進作用次之，強連接網絡的促進作用最弱，可能的原因是，農戶的強連接網絡是較為固定的，而弱連接網絡是靈活的、可塑造的，一旦農戶已發生農地轉出，此時弱連接網絡傳播信息的優勢能夠鏈接到更多的轉出對象，從而擴大農地轉出規模。

控制變量方面，由關系網絡和農戶分化的估計結果（表4）可知，家庭成員健康狀況和農地確權對農戶是否轉出農地有顯著正向影響，可能的原因是家庭成員健康狀況越好，其參與非農就業的能力越強，所以更容易轉出農地；而農地確權的落實賦予了農民更加正式、更加清晰和更加完整的土地承包經營權，能夠減少農戶轉出土地的顧慮并降低交易成本[37]，因此可以助力農地轉出。家庭結構對農戶是否轉出農地有顯著負向影響，原因是家庭結構越趨于老年化，其對耕地的情感依賴越深，因此轉出農地的概率小。農地細碎化程度越高的農戶越不易轉出農地，因為農地細碎化增加了交易頻率，使單位協商和合約實施成本升高，但農地細碎化程度的提高有利于農地轉出規模的擴大；風險意識越高的家庭越難以轉出農地，但風險意識高的家庭，農地轉出規模較大。

3.3 農戶分化與關系網絡交互項對農戶農地轉出行為的影響分析

為檢驗農戶分化在強連接網絡與弱連接網絡對農戶農地轉出行為影響中的調節作用，本文在引入強連接網絡、弱連接網絡和控制變量的基礎上，分別引入農戶分化與強連接網絡的交互項、農戶分化與弱連接網絡的交互項（表5）。在進行回歸前，為避免多重共線性，將強連接網絡變量、弱連接網絡變量與農戶分化變量的原始數據進行中心化處理后再引入模型。2個方程中解釋變量的方差膨脹因子均遠小于10，說明解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

農戶分化和強連接網絡的交互項對農戶是否轉出農地具有顯著影響，且方向為負（表5），這表明，農戶分化在強連接網絡對農戶是否轉出農地的正向影響中起到了削弱性的調節作用。農戶分化和強連接網絡的交互項對轉出戶農地轉出規模的影響沒有通過顯著性檢驗，表明農戶分化在強連接網絡對轉出戶的農地轉出規模的影響中并沒有起到調節作用。

表5 農戶分化與關系網絡的交互項對農戶農地轉出行為影響的估計結果Table 5 Estimation results of the interactive items of rural-household differentiation and social network on farmers’farmland transfer behaviors

農戶分化和弱連接網絡的交互項對農戶是否轉出農地影響的平均邊際效應為0.0017，但未通過顯著性檢驗（表5），表明農戶分化在弱連接網絡對農戶是否轉出農地的影響中作用不足。農戶分化和弱連接網絡的交互項對轉出戶的農地轉出規模具有顯著影響，且方向為正，表明農戶分化在弱連接網絡對轉出戶的農地轉出規模的正向影響中起到了增強性的調節作用，原因可能是隨著農戶分化程度的加深，非農工作自身的集體化作業性質相對于分散的農業生產具有更廣泛的人際接觸機會，而且非農工作經歷也會調整和改變個體拓展關系網絡的態度和能力[38]，弱連接網絡得以重建甚至擴大，因而農戶分化增強了弱連接網絡對轉出戶的農地轉出規模的正向影響。需要說明的是農戶分化和弱連接網絡的交互項估計結果中兩個階段的弱連接網絡的系數均不顯著，原因在于經過中心化處理后的變量，其零點發生了改變，移動到了原始數據的均值位置，所以該變量系數反映的是當調節變量（農戶分化）為均值時，該變量對轉出戶的農地轉出規模的影響，這就可能會改變弱連接網絡對轉出戶的農地轉出規模影響主效應的大小和顯著性，但中心化對調節效應檢驗結果沒有任何影響[39]。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

研究表明，關系網絡中的強連接網絡和弱連接網絡對農戶是否轉出農地及轉出戶農地轉出規模均有顯著正向影響；農戶分化對農戶是否轉出農地和轉出戶農地轉出規模促進作用要強于關系網絡。但是，農戶分化僅在強連接網絡狀態下發揮了削弱性的調節作用，抑制了強連接網絡對農戶是否轉出農地的促進作用，在弱連接網絡狀態下卻起到增強性的調節作用，提高了弱連接網絡對農地轉出規模的正向影響。由于關系網絡能夠降低交易費用，因此私下流轉農地的傳統方式在現階段農地流轉中依然扮演著重要角色；而分化程度的加深使得農戶在通過強連接網絡轉出農地時無法獲得超市場契約，產生失大于得的心理從而抑制農地轉出，但此時弱連接網絡促進農地轉出規模的作用卻得到增強。上述結論對于了解當前農地流轉人情市場的成因以及關系網絡在農戶不同分化程度下對農地轉出的作用變化具有重大意義。

此外，隨著城市化進程加深，農村由鄉土社會逐漸向市民社會過渡，新老兩代農民不僅在關系網絡的結構上有所不同，而且代際差異勢必會影響農戶農地流轉的契約選擇，這是一個值得進一步研究的問題。

4.2 政策啟示

1）在構建農村土地交易平臺過程中，應充分發揮關系網絡在信息共享與建立信任等方面的優勢，運用大數據識別親友網，同時簡化交易流程以此吸引農戶參與。

2）政府需要通過加大培訓力度、提供就業信息等促進農村勞動力非農就業，同時要注意到不同分化程度的農戶擁有不同的農地效應差序和農地產權偏好，盡可能實現多樣化的農地制度供給，保證制度供給與制度需求在結構上相互協調。

3）農戶分化程度的加深，一定程度上有利于關系型合約向規則型合約的轉變，但是轉變不能一蹴而就，我國的農地流轉正式制度必須建立在非正式制度基礎上，這樣才能降低制度創新過程中的摩擦成本。

4）政府應幫助農戶的生產經營活動走向開放并卷入社會化分工，從情感和認知上破除傳統農村經濟社會相對保守和閉塞的人際交流網絡，構建更為開放豐富的關系網絡，讓農戶分化后擴大的弱連接網絡與資本、企業家能力相連，讓有經營能力的行為主體進入農業，促進農地流轉集中與農業的規模經營。