集體行動、風險分擔與土地流轉

楊 融,張永峰,路 瑤

(南京大學 經濟學院,江蘇 南京 210093)

一、引言

中國農村土地流轉面積增速持續下滑是不爭的事實。根據農業農村部數據顯示,2013 年中國農村土地流轉面積為3.41 億畝,同比增長22.66%;然而到了2019 年,在農地流轉面積僅占全國耕地面積1/3 的情形下,土地流轉面積的增長速度卻下降到4.71%,與2013 年相比降低了17.95 個百分點。對農戶而言,土地不僅僅是最重要的生產資料,更是農戶穩定就業的保障,同時還承載著經濟增長功能和民生保障功能[1]。因此,從理論上看,在農村剩余勞動力大量脫離農業轉移到非農產業的背景下,制約農地轉出的關鍵因素也從農戶個人特征和家庭特征等內部因素轉變到社會保障水平和地權穩定性等外部環境方面。實際上,中國社會保障制度建設盡管起步較晚但發展迅速,尤其是到2020 年,全國基本養老保險、失業保險、工傷保險參保人數分別達到9.67 億人、2.05 億人、2.54 億人,醫療保險參保人數更是達13.54 億人,參保覆蓋面穩定超過95%。與此同時,得益于農地“三權分置”改革,在土地承包權上分離出來的土地經營權也為農地流轉創造了條件,尤其是在2013 年開啟的新一輪農地確權頒證工作,進一步強化了農村土地地權的穩定性。由此需要思考的是,為何在社會保障水平不斷提升和地權穩定性不斷強化的情境下,中國農村土地流轉進程仍然出現增速持續下降的現實困境。

事實上,在信息不完全和信息不對稱的條件下,農村土地在流轉過程中以及流轉后必然產生各種風險。首先是失地和失業風險[2-3]。如果土地流轉后的經營收入小于預期收入,農戶將在一定時期失去經營權并可能永久失去依附在土地上的固定資產[4];更重要的是,當農民的生存與發展需求不能在社會保障與就業上得到滿足時,流轉帶來的土地過度集中必然會損害農民的生存權[5]。其次是耕地質量下降風險[5-6]。土地經營者出于利潤最大化考慮,有動機不顧農戶的長遠利益改變土地的用途,用高回報率的經濟作物代替糧食生產,由此導致土壤肥力下降,甚至無法復耕[1]。最后是機會主義行為風險[1,7]。土地經營權流轉會產生由制度安排本身引發的機會主義行為,使土地經營權流轉存在土地投機的風險[1]。此外,土地經營權流轉過程中存在農民主體性缺失,多方逐利刺激下的“合謀”必然會損害農戶的利益[7]。而土地流轉作為一種市場行為,由土地流轉引致的土地糾紛、耕地質量下降等風險很大程度上由農村居民自身承擔。王倩等[8]基于河南、山東、安徽、河北、江蘇5 省的面板數據證實了風險規避態度對農戶土地轉入決策及轉入規模均具有顯著的抑制作用。

農戶風險認知水平受到自身有限理性的影響[9],加上收入渠道單一,抵抗風險沖擊的能力較弱,而教育經歷不足進一步削弱了農村居民識別風險的能力。因此,與一般的經濟主體相比,農民的風險規避傾向更強[10-12]。為了減輕風險沖擊所帶來的不利影響,農戶往往采用基于社會網絡的非正規風險分擔機制,通過集體行動實現風險分擔、降低風險沖擊的不利影響[13-14]。特別需要指出的是,中國鄉土社會的基層結構是一種“差序格局”,即“社會關系是逐漸從一個人一個人推出去的,是私人聯系的增加,社會關系是一根根私人聯系所構成的網絡”[15]。因此,在正規風險應對機制缺失的背景下,中國農戶在很大程度上依靠基于社會網絡而形成的集體行動來應對收入波動風險[16]。社會資本參與組織情況、社會網絡、集體行動、團結程度等維度都對農戶風險的非正規分擔額度有正向影響[17-18]。也就是說,對于識別風險和抵抗風險能力弱的農戶來說,集體行動通過塑造利益共同體,可以有效分攤土地流轉風險,提高農戶土地流轉意愿,是促進農村土地流轉效率提升的重要途徑。

與既有的研究相比,本文的貢獻在于:第一,從集體行動這一非正式制度的視角分析了集體行動通過分攤土地流轉風險進而促進土地轉出的邏輯關系。已有對土地流轉影響因素的研究大多集中在農戶的個人和家庭特征、社會保障水平和地權穩定性等方面。但社會保障水平不斷提高、地權穩定性不斷強化仍然未能扭轉中國農村土地大面積閑置的困境。究其原因在于,中國農村居民天然具有風險厭惡的傾向抑制了土地高效流轉[19]。因此,從農村居民風險偏好類型出發,研究集體行動如何規避農地流轉風險進而促進農村土地流轉行為顯得尤為重要,然而已有的文獻未能對此給予足夠的重視。本文基于中國家庭金融調查微觀數據彌補了這一點,同時為理解中國農村土地流轉效率低下提供了新的視角。第二,通過選取治安環境作為集體行動的工具變量有效解決了模型可能存在的內生性問題。實際上,在集體行動顯著影響土地流轉的同時,土地流轉可能通過示范效應反過來影響農村居民是否參與集體行動。當土地流轉收益高時,其他農村居民會跟隨流轉;反過來,當土地流轉收益低時,其他農村居民則會拒絕土地流轉。為了解決反向因果導致的內生性問題,借鑒Keele[20]的設定,本文選取治安環境作為集體行動的工具變量進行了穩健性檢驗,有效提高了基準模型估計結果的可靠性。第三,本文證實了集體行動在促進農村土地流轉中可能存在“搭便車”行為,由此導致集體行動盡管對農地流轉具有促進作用,但也提高了農村土地流轉的交易時間成本,更有可能出現協商失靈。由此得到的政策啟示是,充分發揮集體行動在促進農村土地流轉中正面作用的同時,需要建立健全集體協商機制。

二、理論分析與研究假說

集體行動包括以下幾個要點:個體構成的集團、共同利益、集體決策、制度安排[21]。其中,個體構成的集團指的是集體行動由存在相互依賴關系的個體組成的團體;共同利益是集體行動的動因,也是集團形成的目的;集體決策指個體成員就共同利益的實現而進行的協商;制度安排則是集體行動實現的具體執行方式[21-23]。首先,就個體構成的集團來看,由于農戶個體力量無法有效應對市場競爭,更無法防范市場風險和擺脫小農思想的束縛,農戶在市場中往往處于弱勢地位[24]。通過將農戶個體塑造成集團,可以提高農村居民的市場競爭力和抗風險能力。其次,就集體決策和共同利益而言,建立在共同利益基礎上的集體組織,在決定是否流轉土地時,為了盡可能降低土地流轉風險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。集體決策通過將農戶個體信息集中形成信息束,一定程度上克服了信息不完全導致的決策失誤。最后,集體行動中的制度安排為進一步規避土地流轉風險提供了制度保障。實際上,土地流轉中的失地風險、耕地質量下降風險以及利潤分配風險很大程度上是由土地流轉中的制度安排不健全引起的。例如,田先紅等[25]研究發現,風險分擔市場缺失和管理成本過高會降低農地大規模流轉的績效。而趙雪雁等[6]認為,非正規風險分擔機制是甘南高原農戶應對風險的最重要手段,提高社會網絡緊密度與支持能力可以增加農戶非正規風險分擔行為的發生概率。因此,健全高效的制度安排是降低土地流轉風險的重要保障。基于上述分析,提出假說H1:

H1:集體行動通過分攤土地轉出風險,促進農村土地流轉。

劉易斯[26]認為,發展中國家農業生產率遠低于工業生產率,存在現代化工業和傳統農業并存的二元經濟結構。在中華人民共和國成立初期,為加快積累工業發展資金,國家有意抬高工業品價格并降低農產品價格,形成工農產品價格剪刀差。工農產品不等價交易使農業生產剩余長期遭受不公平定價,進一步導致工農業之間形成長期巨大的工資差異,外出非農就業和農業生產之間也存在巨大收入差距,且這種情況還在持續擴大[27]。根據國家統計局公布的數據,2000 年中國城鎮居民和農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,城鎮居民人均可支配收入為4.38 萬元,農村居民人均可支配收入為1.71 萬元,二者的差距擴大到2.67 萬元。在城鄉收入分化的宏觀背景下,小農戶轉入土地從事純農業生產的意愿逐步消退。更多的農戶傾向轉包土地以期在獲得土地財產性收入的同時,通過轉移就業獲得工資性收入,實現收入來源的多元化,以平滑單一收入來源波動引致的風險沖擊。因此,在城鄉收入差距持續擴大的背景下,盡管集體行動有助于規避農地流轉中可能存在的風險,但無法抑制農戶轉移就業以尋求更高的貨幣性收入。基于上述分析,提出假設H2:

H2:集體行動在促進土地轉出的同時可能會抑制農村土地轉入。

一方面,處于不同生命周期的農戶對土地的依賴程度并不相同,衰退期的農戶由于缺乏足夠的養老支持,對兼具生計功能的土地依賴程度更高。特別是超過60 歲的農戶大多經歷過大饑荒時代,對土地表現出更加珍視的情感,長期以來的勞動習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。因此,集體行動對處于衰退期農戶土地轉出決策的邊際影響相對更微弱。另一方面,從事非農工作的農業轉移人口大部分時間居住在城市,無法對流轉后的土地進行有效監管,土地違約使用和過度開發的風險更大。為了避免土地流轉后的失地風險、違約風險和利潤分配風險,農業轉移人口大多選擇將土地閑置。在集體行動的條件下,盡管農業轉移人口自身不能對流轉后的土地進行監管,但其共同行動人可以彌補農業轉移人口監管的缺失,規避土地流轉后土地承包方的機會主義行為,保障流轉后的土地按合約使用。因此,集體行動程度越高,越有利于促進農業轉移人口的土地轉出行為。基于上述分析,提出假說H3:

H3:集體行動對處于成長期和穩定期農戶以及轉移就業農戶土地轉出意愿更加顯著。

三、研究設計

(一)數據來源

本文使用的數據來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調查”項目(CHFS)。CHFS 最早的數據是2011 年,目前可公開使用的最新年份數據是2019 年,考慮到2019 年CHFS 數據中部分變量的不可獲得性,因而本文使用的是2015 年數據。2015 年CHFS 涵蓋全國29 個省(自治區、直轄市)、172 個市、1 396 個村(居)委會,具有較好的代表性。

(二)變量選取

1.被解釋變量。由于農戶風險規避傾向主要抑制了農戶的土地轉出意愿[8,28],而集體行動更多的是通過塑造利益共同體規避土地轉出風險,進而促進農地轉出,因此,本文的核心被解釋變量為土地轉出。土地轉出為虛擬變量,假定農戶轉出了承包地則虛擬變量土地轉出等于1,否則等于0。

2.核心解釋變量。目前學術界對如何衡量農村居民集體行動尚未形成統一的定論。本文用172個地級市“土地轉出對象”為“專業大戶”“家庭農場”“農民合作社”“村集體”“公司或企業”“中介機構”等市場主體占全部土地轉出農戶比例衡量。與將土地流轉給普通農戶不同,如果土地流轉對象為“專業大戶”“家庭農場”“農民合作社”“村集體”“公司或企業”“中介機構”,說明有較多的農村居民將土地流轉給同一主體,那么將土地流轉給同一主體的農村居民事實上形成了利益共同體,共同承擔土地流轉風險,產生風險規避效應[29]。此外,為了進一步增加估計結果的客觀性,本文同時用“轉出土地的主要原因”中選擇“其他村民帶動”和“村集體推動”占全部轉出土地農戶比例重新構造集體行動的代理變量。“其他村民帶動”和“村集體推動”是一種比較明顯的集體行為,因而選其作為農村集體行動的代理變量具有較高的合理性。

3.控制變量。農戶的土地流轉決策受農戶個人特征、土地特征以及勞動特征等多重因素影響。有鑒于此,本文的解釋變量還包括農戶個人特征控制變量、土地特征控制變量和勞動特征控制變量。其中農戶個人特征控制變量包括是否擔任村干部、性別、年齡、婚姻、健康水平、教育程度、政治面貌和工作性質;土地特征控制變量包括土地質量、土地是否適用機械化操作;勞動特征控制變量包括農業勞動人數和農業勞動時間。此外,農地確權強化了土地的產權穩定性,因而會對農戶的土地流轉行為產生顯著影響;農戶經歷的土地征地次數同樣影響農戶的權屬意識,頻繁的土地征收會弱化地權穩定性,影響農戶土地流轉決策;養老保險具有替代土地流轉后的保障功能,對土地流轉具有促進作用。考慮到以上方面,本文在模型中進一步控制了三組變量:農地確權、征地經歷和養老保險。

表1 報告了變量的描述性統計分析。可以看出,土地轉出的均值為0.127,表明全部樣本中僅有不到兩成農戶將自己的土地轉包出去,即中國當前土地流轉發生率仍然偏低。集體行動的均值為0.192,即在所有進行土地轉出的農戶中,僅有19.2%的農村居民通過集體行動進行,絕大部分仍然是農戶自身單獨進行流轉。在個人特征中,村干部的均值為0.029,即大部分為普通農戶;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,根據第七次全國人口普查結果顯示,中國人口的平均年齡為38.8 歲,低于農村居民年齡均值,表明農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,即大部分農村居民已婚;工作性質的均值為0.239,即全部樣本中純農戶占比在30%左右。養老保險的均值為0.670,表明大部分農戶具有養老保險。土地質量的均值為2.661,機械化操作的均值為0.390,征地經歷的均值為0.131,農地確權的均值為0.337。

表1 描述性統計分析

(三)模型設定

1.基準回歸模型。基準回歸采用OLS 估計,基準回歸模型設定如下:

式(1)中tdzc表示土地轉出,jtxd代表集體行動程度,X代表農村居民個人特征控制變量,Y代表土地特征控制變量,Z代表農村居民勞動特征控制變量,ui代表誤差項。

2.三階段最小二乘法的進一步檢驗。為了確保基準回歸結果的客觀性,本文進一步采用三階段最小二乘法進行穩健性檢驗,三階段最小二乘法模型構建如下:

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

四、實證分析

(一)基準回歸

表2 報告了基準回歸估計結果,其中結果第1列是未添加控制變量情形下集體行動對土地轉出行為的估計值,結果第2 列、第3 列和第4 列分別是相繼增加個人特征控制變量、土地特征控制變量和農業勞動特征控制變量情形下集體行動對土地轉出的邊際影響。

從表2 可以看出,在未添加控制變量的情形下,集體行動對農地轉出的系數估計值為0. 071,在1%水平下顯著,即集體行動顯著促進了農戶的土地轉出決策;同時,相繼添加個人特征、土地特征和勞動特征等控制變量后,集體行動對土地轉出的估計值均在1%水平下顯著為正。因此,不論是否增加控制變量,集體行動程度的提高均顯著促進了農戶的土地轉出傾向,提高了農村土地流轉效率。其中的原因在于,農戶的土地轉出決策本身是一種市場行為,農戶在轉出土地獲得股權性或者貨幣性收入的同時,必須承擔土地轉出后的失地、耕地質量下降以及土地轉入方出于自身利益最大化動機的各種機會主義行為等市場風險。正是出于對土地轉出風險的顧慮與擔憂,農村居民寧愿將土地閑置也不愿意將土地轉出,由此導致中國農村土地存在大面積撂荒。作為規避風險的重要渠道,集體行動塑造的利益共同體不僅能夠提高農戶的議價能力,一定程度克服土地轉入與轉出方的信息不對稱,更有助于形成監管合力,確保轉出后的土地按契約使用,將土地轉出風險最小化。由此,集體行動表現出對農戶土地轉出決策的顯著促進作用。

表2 基準回歸

基準回歸采用的逐步回歸法為檢驗模型中是否存在遺漏變量從而導致估計結果有偏提供了證據。借鑒Altonji et al.[30]和Oster[31]的方法,通過估計系數值的變化來間接估算模型的偏誤多大程度來自參數估計偏誤。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系數,然后計算遺漏變量偏誤系數。首先,估計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估計值,假定等于βA;其次,進一步加入所有可觀測控制變量進行回歸,得到核心解釋變量的系數估計值,假定等于βB;最后,根據Altonji et al.給出的公式σ=|βB/(βA-βB)|計算得出遺漏變量偏誤系數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系數與僅含有核心解釋變量的估計系數差別越小,這樣由于遺漏變量導致的系數估計誤差就越小。理論上,若σ＞1,則由不可觀測因素導致的影響較小。從表2 中的基準回歸可知,結果第1 列是未增加控制變量下集體行動對土地流轉的估計值為0.071,即βA=0.071;增加征控制變量后,集體行動對土地流轉的估計值為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σ大于1。也就是說,基準回歸中由于遺漏變量導致估計結果有偏的可能性較小,即基準回歸的結果是穩健的。

(二)穩健性檢驗

1.內生性問題。需要指出來的是,農地流轉在農村催生了新的農民階層和新的農民經濟組織方式,并顯著改善了農村社會生態系統中行動者參與集體行動的條件,由此提高了農村集體行動能力[21]。農村中廣泛存在的鄰里效應致使通過集體行動促進的農地流轉產生示范作用。也就是說,集體行動與農地轉出可能互為因果,即集體行動在促進土地流轉的同時,反過來集體行動本身也會受到農地流轉影響。考慮到模型可能存在反向因果的內生性問題,本文選取村集體治安環境作為集體行動的工具變量重新進行估計,治安環境用“對社區治安管理滿意度”衡量。通常來講,集體行動程度越高的地區,居民往往更加團結,治安環境也更好,即集體行動顯著影響當地的治安環境。此外,已有的研究大多表明土地流轉受農戶個人及家庭特征[32-33]、社會保障因素[34-35]和地權穩定性[36]等因素影響,與當地治安環境無關。因此,選取治安環境作為集體行動的工具變量滿足相關性和排他性的要求,具有較高的合理性。同時,本文用AndersonLM統計值來檢驗所選取的工具變量是否存在識別不足,用Cragg-DonaldWaldF統計值檢驗是否存在弱工具變量,用Sargan統計值檢驗工具變量是否存在過度識別。表3 報告了考慮工具變量的穩健性檢驗結果。

表3 考慮工具變量的穩健性檢驗

從表3 的AndersonLM統計值、Cragg-Donald WaldF統計值、Sargan統計值可以看出,選取治安環境作為集體行動的工具變量不存在弱工具變量、識別不足和過度識別問題,即選取治安環境作為工具變量是合理的。同時,不論是用“土地轉出對象”為“專業大戶”“家庭農場”“農民合作社”“村集體”“公司或企業”“中介機構”等市場主體占全部轉出土地農戶比例作為核心解釋變量,還是用“轉出土地的主要原因”中選擇“其他村民帶動”和“村集體推動”占全部轉出土地農戶比例作為集體行動的代理變量,集體行動對農戶土地轉出行為的估計值均在1%水平下顯著為正。因此,在解決內生性問題后,估計結果同樣支持基準回歸的結論。

2.替換解釋變量。替換核心解釋變量有兩種方式:一是用“轉出土地的主要原因”中選擇“其他村民帶動”和“村集體推動”占全部轉出土地農戶比例代替“土地轉出對象”為“專業大戶”“家庭農場”“農民合作社”“村集體”“公司或企業”“中介機構”等市場主體占全部土地轉出農戶比例。“其他村民帶動”和“村集體推動”同樣可以有效衡量農戶土地流轉是否是集體行為,因而選其作為農村集體行動的代理變量具有較高的合理性。二是將“家庭農場”在集體行動中排除。由于“家庭農場”并不一定是集體行動的結果,因而本文進一步將土地轉出至“家庭農場”的樣本剔除在集體行動之外重新進行穩健性檢驗。表4報告了替換核心解釋變量后的穩健性檢驗結果。從表4 可以看出,不論是重新定義集體行動,還是將“家庭農場”排除,集體行動對土地轉出的估計值均顯著為正,與基準回歸結果一致,即集體行動程度的提高可以顯著促進農村土地轉出這一結論具有較高的可信度。

表4 替換解釋變量的穩健性檢驗

3.替換估計方法。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值;單一方程往往忽略不同方程擾動項之間可能存在的相關性,而三階段最小二乘法(3SLS) 可以避免這一問題。因此,本文同時使用 Bootstrap 自助法和 3SLS重新估計集體行動對農戶土地轉出的邊際影響,估計結果如表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,集體行動對農戶土地轉出意愿的邊際影響均顯著為正。由此表明,替換估計方法的穩健性檢驗進一步證實了基準回歸結果的客觀性,即集體行動顯著促進了農戶的土地轉出行為。

表5 替換估計方法的穩健性檢驗

(三)異質性檢驗

由于基準回歸結果反映的是集體行動對全體農戶土地轉出決策的平均效應,而這種平均效應很可能會掩蓋集體行動對不同農戶的異質性影響,從而干擾對集體行動與農戶土地轉出決策因果關系的正確認識。有鑒于此,本文進一步檢驗集體行動對不同生命周期和不同工作性質農戶的異質性影響。

1.生命周期異質性。處于不同生命周期的農戶對土地的依賴程度并不相同,尤其是在城鄉收入分化的背景下,新生代農民工從事農業相關工作的意愿幾近消失。有鑒于此,本文檢驗了集體行動對成長期(30 歲以下)、穩定期(30～60 歲)和衰退期(60 歲以上)農戶的異質性影響,檢驗結果如表6 所示。從表6 可以看出,在OLS 估計方法中,集體行動對成長期農戶和穩定期農戶土地轉出決策的系數估計值均大于其對衰退期農戶的系數估計值,3SLS 估計方法顯示出同樣的結論。由此表明,與處于衰退期的農戶相比,集體行動更有可能促進成長期和穩定期農戶的土地轉出決策。其中的原因在于,對處于衰退期的農戶而言,自身積累的財富水平不足以支撐長遠的養老規劃,因而對兼具生計功能和保障功能的土地依賴程度更高;特別是部分農村老齡人口經歷過大饑荒時代,土地由于被物化而產生的“稟賦效應”更加強烈;同時,長期以來的勞動習慣也使他們無法在“退休”后進入賦閑狀態,“退而不休”在農村老齡人口中表現尤為明顯。因此,集體行動對處于衰退期農戶土地轉出決策的邊際影響相對更微弱。

表6 生命周期異質性檢驗

2.工作性質異質性。根據國家統計局發布的《2019 年農民工監測調查報告》顯示,2019 年全國農民工總量達到2.90 億。與2009 年的2.29 億相比,10 年間中國農民工數量增長了6 099 萬人。同時,國務院在2014 年印發的《國家新型城鎮化規劃(2014—2020)》中提出“實現1 億左右農業轉移人口和其他常住人口在城鎮落戶”的目標,進一步推動了農業人口轉移。農業人口大規模向城市轉移,致使農村土地大量閑置,嚴重弱化了農村土地資源配置效率。能否有序推進農業人口轉移后土地高效流轉,成為制約農業規模化經營和現代化發展的關鍵之一。有鑒于此,本文檢驗了集體行動對純農戶和轉移就業農戶土地轉出決策的差異影響,檢驗結果如表7 所示。

表7 工作性質異質性檢驗

從表7 可以看出,不論是OLS,還是3SLS,集體行動對轉移就業農村居民土地轉出決策的系數估計值均大于其對純農戶土地轉出決策的系數估計值。也就是說,集體行動程度的提高更加有助于提升轉移就業農戶群體的土地流轉行為。實際上,從事非農工作的農業轉移人口大部分時間居住在城鎮,人地分離導致轉移就業農戶無法對流轉后的土地進行有效監管,轉出土地面臨土地違約使用和過度開發的風險更大。為了避免土地流轉后的失地風險、違約風險和利潤分配風險,農戶在轉移就業后大多選擇將土地閑置,由此導致農村土地撂荒。然而,在集體行動的條件下,盡管農業轉移人口自身不能對流轉后的土地進行監管,但其共同行動人可以彌補農業轉移人口監管的缺失,降低土地流轉風險,保障流轉后的土地按合約使用。因此,集體行動程度越高,越有利于提高農業轉移人口的土地轉出行為。

(四)作用機制

1.失地風險。理論上講,集體行動促進農村土地轉出的關鍵在于實現風險分擔,平滑土地流轉風險沖擊帶來的收入波動。為了驗證這一作用機制,本文用“未轉出土地的主要原因”中的“擔心流轉風險(如承包方不能按時支付租金或無法按期收回)”作為衡量土地流轉后失地風險的代理變量進行檢驗。假定“未轉出土地的主要原因”中選擇“擔心流轉風險”則虛擬變量失地風險等于1,否則等于0。表8 報告了集體行動對失地風險的影響以及失地風險對農戶土地轉出決策的估計值。

表8 失地風險的中介作用

從表8 可以看出,結果第1 列中,集體行動對失地風險的估計值為-0.005,在1%水平下顯著,即在未添加控制變量的情形下,農村居民集體行動的提高顯著降低了農村土地流轉風險。同時,進一步增加個人特征、土地特征和勞動特征等控制變量后,集體行動對失地風險的系數估計值仍然顯著為負。也就是說,集體行動確實起到了實現風險分擔,降低土地流轉風險的作用。同時,表8 第3 列和第4列的估計結果表明,失地風險對農戶土地轉出決策的系數估計值顯著為負,即失地風險顯著抑制了農戶土地轉出意愿。這意味著,通過集體行動塑造的利益共同體提高了農戶的議價能力,顯著降低了土地轉出后的失地風險,而失地風險越低,農戶土地轉出意愿越強烈。因此,“集體行動—失地風險下降—土地轉出增加”的作用路徑得到驗證。

2.土地質量下降風險。同樣需要指出來的是,土地轉出后,承包方為了實現自身利益最大化,有過度使用農藥、化肥的動機,而農藥和化肥的過度使用在短期提高農產品產量的同時,也給土地質量帶來了難以逆轉的損害。根據世界銀行數據顯示,2018 年中國每公頃耕地化肥消費量為393.2kg,同一時期美國、日本和印度每公頃耕地化肥消費量為128.8kg、253.7kg 和175.0kg,即中國每公頃耕地化肥消費量不僅遠高于同為發展中國家的印度,同樣遠高于美國和日本等發達國家。過高的化肥消費量不僅侵蝕了土地質量,同時也造成了農業面源污染。有鑒于此,本文使用化肥支出作為土地質量下降風險的代理變量,檢驗“集體行動—土地質量損耗風險下降—土地轉出意愿提升”的作用機制,檢驗結果如表9 所示。

表9 土地質量損耗風險的中介作用

從表9 可以看出,集體行動對化肥支出的系數估計值顯著為負,即集體行動顯著降低了土地轉出后土地轉包方的化肥支出,對土地轉包后的土地質量損耗風險具有顯著的規避作用。與此同時,在結果第3 列和第4 列,化肥支出對土地轉出的邊際影響顯著為負,即化肥支出越高,農戶土地轉出意愿越微弱。由此可知,通過集體行動形成的監管合力顯著降低了由化肥過度支出引起的土地質量損耗風險,而土地質量損耗風險的下降進一步促進了農戶的土地轉出決策。由此,“集體行動—土地質量損耗風險下降—土地轉出增加”的作用機制得到驗證。

(五)拓展性討論

1.集體行動如何影響農戶土地轉入? 除了關注集體行動對農戶土地轉出決策的邊際影響外,分析集體行動對農戶土地轉入決策的邊際效用有助于全面理解集體行動在農村土地流轉中的客觀作用。基于此,本文進一步檢驗集體行動對農戶土地轉入決策的邊際影響,檢驗結果如表10所示。

表10 集體行動對農戶土地轉入決策的影響

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,集體行動對農戶土地轉入決策的系數估計值均顯著為負,即集體行動可能對農戶的土地轉入決策表現出顯著的抑制作用。可能的解釋是,土地轉入和土地轉出代表兩種不同的就業傾向,其背后蘊含的農業生產風險也截然不同。農戶轉出土地不僅可以獲得財產性收入,同時可以通過非農就業獲取工資性收入,實現收入來源的多元化,以避免單一收入波動帶來的風險沖擊。與土地轉出相比,土地轉入盡管在一定程度上可以推進土地的規模化經營,但農戶經營的土地規模越大,受自然災害和農產品價格波動等自然風險和市場風險沖擊而帶來的損害也就更加顯著。尤其是在城鄉絕對收入差距持續擴大的背景下,農戶轉入土地的意愿更低。因此,集體行動表現出對農戶土地轉入決策的抑制作用。實際上,在農業現代化發展要求下,傳統的種田能手已經無法適應農業集中化和規模化生產的需要,因而政府層面更加傾向鼓勵土地向農業企業、專業大戶、家庭農場、農民合作社等新型農業經營主體流轉,而集體行動情境下農戶的土地轉入方向正是這一類新型農業經營主體。因此,集體行動表現出對農戶土地轉入決策的阻抑作用暗含著土地轉入方向已經從傳統的種田能手轉變為各類新型農業經營主體,這本身也是農業現代化的必然要求。

2.集體行動存在“搭便車”行為嗎? 正如奧爾森[37]所說,盡管集體行動有效維護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積極主動地發起集體行動,由此導致集體行動會誘發集體成員的“搭便車”行為,一個突出表現是集體組織達成集體共識需要的時間成本相對個人單獨行動而言更高。具體來說,集體行動促進的土地轉出以及由土地轉出推進的工商資本下鄉使得農村中傳統的鄉土關系受到沖擊甚至被經濟關系替代,導致村民之間信任與關系網絡被破壞,由此不斷削弱農戶對村莊的歸屬感,最終提高了農村居民達成集體行動的交易成本[22,38]。有鑒于此,本文用“從有流轉意愿到最終簽訂流轉合同,您家花費了多長時間?”作為土地流轉交易時間成本的代理變量,以檢驗集體行動在促進農村土地轉出中是否存在“搭便車”行為,檢驗結果如表11 所示。

表11 集體行動對土地流轉交易時間成本的邊際影響

從表11 可以看出,在OLS 和3SLS 兩種不同的估計方法中,集體行動對土地轉出交易時間的系數估計值均顯著為正。土地流轉交易時間數值“1”表示“簽訂流轉合同”時間“少于1 個月”,數值“6”表示“簽訂流轉合同”時間“大于24 個月”,即土地流轉交易時間數值越大代表達成交易的時間越長。由此表明,集體行動顯著提高了農村土地轉出的交易時間成本。可能的解釋是,不論是兩個人的“囚徒困境”,還是三個人的“三個和尚沒水吃”,出于共同目標而成立的集團組織難以避免集團成員由于追求自身利益而出現的“搭便車”行為,由此導致集體行動在促進農地轉出中出現協商失靈,并提升土地轉出的交易時間成本。

五、結論與建議

本文基于農戶風險厭惡的視角,利用2015 年中國家庭金融調查數據檢驗了集體行動對農村土地流轉的影響,研究結果表明:集體行動程度的提高顯著促進了農戶土地轉出決策,但對農戶土地轉入行為存在抑制作用。此外,集體行動對農戶土地轉出決策的促進作用對處于成長期和穩定期的農戶以及農業轉移人口群體表現更加明顯。具體的作用機制有兩條:“集體行動—失地風險下降—土地轉出意愿提升”和“ 集體行動—土地質量損耗風險下降—土地轉出意愿提升”。進一步研究發現,集體行動提高了農村土地轉出的交易時間成本,意味著集體行動在促進農村土地轉出中可能存在“搭便車”行為。

農村土地大面積撂荒嚴重制約了農業現代化發展。為了進一步促進農村土地流轉,推動農業規模化經營和現代化生產,基于本文的研究結論,應當作好如下幾點:一是充分發揮村集體的引導作用,提高農村居民土地流轉集體行動程度。目前中國農村地區集體行動程度仍然偏低,未能有效發揮村集體在組織引導土地流轉過程中的作用。根據2015 年中國家庭金融調查數據顯示,在172 個被調查的地級市中,僅有不到兩成的農村居民通過集體行動進行土地流轉,絕大部分仍然是農戶自身單獨進行土地流轉。因此,需要充分發揮村集體的引導作用,提高農村土地流轉效率。二是積極推進農業轉移人口市民化,減少土地撂荒面積。本文的研究表明,集體行動對農業轉移人口土地流轉行為具有更高的促進作用。因此,應當進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,加強農業轉移人口就業服務和職業技能培訓,提高農業轉移人口融入城鎮的能力,推進農業轉移人口市民化,通過農業轉移人口市民化減少農村土地撂荒面積,提高農村土地流轉效率。三是健全集體行動協商機制。本文的研究結果表明,集體行動在分擔土地流轉風險促進農地流轉的同時,提高了農地流轉的交易時間成本。因此,需要建立健全集體行動協商機制,降低土地流轉的時間成本,提高農村土地流轉效率。