社會關系網絡能促進新型農業(yè)經營主體流轉土地嗎？
——基于河北、安徽和山東三省的調查

王雨濛，張效榕，張清勇

（中國人民大學農業(yè)與農村發(fā)展學院，北京 100872）

1 引言

隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進程的加快以及第三產業(yè)的飛速發(fā)展，農村勞動力大規(guī)模向城鎮(zhèn)和非農部門轉移。大規(guī)模的勞動力轉移緩解了中國“人多地少”和小農經營的矛盾，但也引發(fā)了對土地資源重新配置的要求。近年來，中央多次強調加快培育聯(lián)戶經營、專業(yè)大戶、家庭農場等新型農業(yè)經營主體，加大對他們的扶持力度。據(jù)此，本文對通過農地流轉、實行規(guī)?；洜I而形成的新型農業(yè)經營主體，受社會關系網絡的影響而進行土地流轉決策的問題進行分析，以期促進農地合理有序流轉和規(guī)?；洜I及新型農業(yè)經營主體發(fā)展。

2013年中央一號文件明確指出，“鼓勵和支持承包土地向專業(yè)大戶、家庭農場、農民合作社流轉，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經營”；2014年中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《關于引導農村土地經營權有序流轉發(fā)展農業(yè)適度規(guī)模經營的意見》，也強調“鼓勵各地整合涉農資金建設連片高標準農田，并優(yōu)先流向家庭農場、專業(yè)大戶等規(guī)模經營農戶”。截至2016年底，全國家庭承包耕地流轉面積達到4.7×108畝，占家庭承包經營耕地面積的35.1%[1]，但是，總體上，小規(guī)模分散經營仍是中國農業(yè)經營方式的主體。與世界上一些工業(yè)化國家，甚至與非洲的一些國家相比，中國的耕地流轉仍處于相對較低的水平。美國1992年的農地流轉率為43%，烏干達1999年的農地流轉率為36%[2]。為此，要推進中國農業(yè)向更高水平發(fā)展，進一步培育新型農業(yè)經營主體，必須正視土地流轉及合理配置問題，特別是影響土地流轉的因素問題。

現(xiàn)有關于農地流轉的文獻多從農地流轉過程中新型農業(yè)經營主體的福利變化[3]、新型農業(yè)經營主體的兼業(yè)程度和農地流轉的關系[4]、農村土地流轉的區(qū)域差異和影響因素[5]等方面來探討。社會關系網絡是由多個社會行動者及他們之間的關系組成的集合，是社會成員獲取信息、權力、財富、聲望等社會資源和進行信息傳遞的重要渠道，必然會影響社會成員的行動和決策。據(jù)此，本文引入社會關系網絡這一影響人們行為和決策的綜合因素，來研究其對新型農業(yè)經營主體農地流轉的影響。目前學界對于社會關系網絡的研究主要集中在社會網絡與職業(yè)流動[6]、社會網絡資源的收入效應[7]、市場化改革與社會網絡資本收入分層效應[8]等方面，關于社會關系網絡對農地流轉的影響的研究大多數(shù)是定性的[9-11]，只有極少數(shù)進行了定量分析[12-13]。因此，本文基于河北、安徽和山東3省11個縣456個新型農業(yè)經營主體的調查，采用Heckman模型分析方法，實證探究社會關系網絡影響農地流轉的機理，并提出促進農地有序流轉的建議。

2 模型構建與分析框架

農地流轉是兩階段決策過程的有機結合。在第一階段，新型農業(yè)經營主體決定是否轉入土地；在第二階段，新型農業(yè)經營主體對流轉農地的面積大小做出決策。由于新型農業(yè)經營主體的土地流轉決策具有較強的自選擇性，一些影響他們是否流轉土地的不可觀測因素（如性格、能力等），也會對他們流轉土地面積大小的決策產生影響。因此，僅基于已經流轉了土地的新型農業(yè)經營主體的樣本，研究社會網絡關系及其他控制變量對新型農業(yè)經營主體土地流轉決策的影響，將會造成估計結果有偏。對此，Heckman提出的兩階段模型能對樣本可能存在的選擇性偏差問題進行驗證并予以糾正[14]。具體而言，首先，建立Probit模型，估計新型農業(yè)經營主體是否流轉土地的二元選擇方程，對每個樣本都估算出其次，基于流轉了農地的新型農業(yè)經營主體樣本，運用OLS方法估計其農地流轉面積的方程，而這一階段作為修正項與其他變量一起納入方程。如果的估計結果顯著，則樣本的確存在選擇性偏差，應使用Heckman兩階段模型進行糾正；否則，可直接使用OLS方法進行估計。

新型農業(yè)經營主體是否流轉土地的Probit模型為：

式（1）中，y為新型農業(yè)經營主體是否流轉土地的二元變量，S1為衡量社會網絡關系的變量（包括強關系、弱關系和人情支出占當年總收入的比例），Xi為其他控制變量向量，包括新型農業(yè)經營主體的個人特征、家庭生活特征、家庭經營特征以及外部環(huán)境特征等，α0—αi為待估系數(shù)。從Probit模型估計結果中測算Mills-Ratio的公式為：

式（2）中，分子φ（·）為標準正態(tài)分布的密度函數(shù)，Φ（·）分母為相應的累計分布函數(shù)。將引入農地流轉的方程中，建立新型農業(yè)經營主體農地流轉的方程如下：

式（3）中，Tj為第j個樣本的農地流轉面積，Zj為影響新型農業(yè)經營主體農地流轉的其他控制變量向量，β0—βj為社會關系網絡和其他控制變量的待估系數(shù)，ω是的估計系數(shù)，εj為隨機誤差項。另外，為了消除農業(yè)勞動時間的非正態(tài)分布問題，本文對樣本新型農業(yè)經營主體的土地流轉面積進行了取對數(shù)處理。需要說明的是，Heckman兩階段模型要求Zj是Xi的一個嚴格子集。也就是說，應該至少存在一個影響新型農業(yè)經營主體農地流轉的可能性，但對其農地流轉面積沒有偏效應的變量。本文將通過對剔除不同變量后模型的擬合效果進行對比來選擇最終的變量組合。

3 數(shù)據(jù)來源與變量描述

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自中國人民大學“變化市場中農產品價值鏈轉型及價格、食品安全的互動關系”課題組于2016年7—9月進行的調查。調查選定了河北省橋西縣、清河縣、臨城縣、平鄉(xiāng)縣，山東省臨沭縣、莒南縣、沂源縣、沂水縣，安徽省寧國縣、廣德縣、郎溪縣，共3省11個縣（區(qū)、市）作為調查的主要區(qū)域。樣本框涵蓋的范圍主要分布在魯東南、冀東、皖南3個地區(qū)，勞動力轉移、經濟收入結構、農作模式及耕種作物基本相同。

根據(jù)2016年中央1號文件精神，新型農業(yè)經營主體包括家庭農場、專業(yè)大戶、農民合作社、農業(yè)產業(yè)化龍頭企業(yè)。課題組在設計問卷時將新型經營主體作為專門的統(tǒng)計類型，由被調查人員填寫以及調查員審核。課題組采取二階段的抽樣方法，首先在每個省選取具有代表性和同質性的地區(qū)抽取5個鎮(zhèn)，然后根據(jù)每個鎮(zhèn)的規(guī)模，在每個鎮(zhèn)選取10—15個新型農業(yè)經營主體作為調查樣本。具體調查過程中，調查員先將問卷交給擬調查的經營主體，由其家庭內部充分討論后確定某個成年家庭成員作為受訪者（主要為戶主或其配偶），所以可以認為最終受訪者提供的信息是綜合考慮其他家庭成員意見、家庭資源稟賦和收入情況后做出的“家庭層面”的一致性選擇。

調查共得到有效問卷481份。調查員均參與了課題的前期討論、問卷設計及預調查后的問卷修改等工作，從而保證了問卷的數(shù)據(jù)質量。在剔除有數(shù)據(jù)缺失的樣本后，最終得到456個有效樣本。

3.2 變量選取

本文從社會關系網絡、戶主個人特征、家庭生活特征、家庭生產經營特征、外部環(huán)境特征和其他因素6個方面，研究社會關系網絡對于農業(yè)新型經營主體流入土地的影響。

表1列出了變量類型、變量名稱以及子變量的名稱及定義。變量選取控制了影響收入的變量，如家庭特征、戶主個人特征、戶主政治資本、外部環(huán)境特征變量等[15]。其中，農業(yè)經營收入為從事農林牧漁產業(yè)獲得的收入，當年總收入為當年農業(yè)經營收入、打工或工資收入、自營工商業(yè)收入、財產性收入（租金等）、轉移性收入（饋贈等）等收入的總和。

表1 變量及其解釋Tab.1 Variables and definition

社會關系網絡。已有研究指出擁有較高社會資本的家庭更傾向于投入農業(yè)生產要素[16-17]。本文使用3個維度的社會關系網絡來細化社會資本，即強關系、弱關系和人情支出。其中，強關系為家庭是否擁有村干部的親友、是否擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)以上政府官員的親友。如果一個新型農業(yè)經營主體創(chuàng)辦者有這兩類親友在村里或政府部門工作，一般能夠在化解農地流轉糾紛以及維護農村穩(wěn)定中起到重要作用[18]。調研中，新型農業(yè)經營主體的創(chuàng)辦者均在日常生活中與其保持緊密聯(lián)系、交往頻繁且具有強烈的情感因素，因此本文將其列入強關系。另外，本文將農業(yè)經營主體的創(chuàng)辦者與私營企業(yè)主、商販、企業(yè)管理和普通人員、銀行工作人員、事業(yè)單位人員以及從事相關產業(yè)的親友關系列為弱關系，這類親友或與新型農業(yè)經營主體的創(chuàng)辦者有競爭關系，或與其從事不同的行業(yè)而聯(lián)系交往較少，新型經營主體的創(chuàng)辦者在社會關系網絡中與這類親友呈現(xiàn)異質性的特點，在其土地流轉中并不起多大作用，即弱關系。此外，人情支出是維持社會關系的重要方式，社會關系越多，其人情支出就會越高，在商討問題時擁有更多話語權，因此本文將其列入社會關系網絡。是否擁有強、弱關系的社會資本，僅是從橫向維度考察社會關系網絡，而關系通道數(shù)、人情支出占當年總收入的比例等則從縱向上反映了受訪者與各類關系聯(lián)系的深度，因測度的角度不同，這幾個變量之間并不存在相關關系。模型計算中，本文定義強關系、弱關系為子變量的必要不充分條件。存在村干部親友、鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部親友或兩者兼有，則強關系的數(shù)值為1。弱關系的計算方式同上。表2中，52%的新型農業(yè)經營主體創(chuàng)辦者擁有強關系，88%有弱關系。

戶主個人特征。戶主個人特征包括戶主的年齡、受教育程度以及戶主政治資本。樣本中戶主平均年齡為47歲，最年輕的是35歲。相比不轉入土地的新型農業(yè)經營主體，轉入土地的新型農業(yè)經營主體創(chuàng)辦者平均年齡較輕（表3）。從年齡與租入土地面積看，隨著年齡的提高，戶主受健康狀況的約束，農業(yè)生產能力逐漸下降，進而會影響其土地租入意愿；年輕的戶主更傾向于轉入土地，擴大生產規(guī)模[13]。戶主受教育程度大多為初中畢業(yè)。此外，戶主政治資本中的子變量為創(chuàng)辦者的個人特征，擁有村干部、黨員兩種身份后，其自身有更多機會接觸到更多的社會關系，具體計算方式同強關系與弱關系。

家庭特征。包括家庭參與農業(yè)生產經營的人數(shù)、新型農業(yè)經營主體的收入以及家庭承包土地面積。其中，新型農業(yè)經營主體創(chuàng)辦者家庭成員中，平均有2人參與農業(yè)生產經營，而其隨禮的金額平均為8.32×104元。新型農業(yè)經營主體的收入平均為1.67×106元，最低收入為1.20×104元，最高收入為8.00×106元。此外，家庭經營特征還包括新型農業(yè)經營主體的農業(yè)經營收入以及家庭所經營的土地面積。其中，農戶經營的土地規(guī)模越大，獲得規(guī)模收益的可能性越大[19]，因此轉入土地的意愿也越強。樣本中，新型農業(yè)經營主體的家庭經營土地面積平均為449.19畝。

外部環(huán)境特征。外部環(huán)境特征中包括自然地貌、所在縣中人均土地面積以及轉入土地租金等變量。從自然地貌的均值可以看出，大多數(shù)新型經營主體所在地理位置為平原，所在縣的人均土地面積平均為2.33畝。

表2 變量的描述統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of variables

如前所述，農地流轉是兩階段決策過程，新型農業(yè)經營主體先后決定是否轉入土地和流轉農地的面積大小。調查發(fā)現(xiàn)，不轉入的主體在強關系、戶主受教育程度、家庭中農業(yè)生產經營人數(shù)等方面，平均值均低于轉入土地的新型農業(yè)經營主體。轉入土地的新型農業(yè)經營主體強關系為0.54，不轉入土地主體的強關系僅有0.35，轉入土地的新型農業(yè)經營主體的戶主年齡均值低于不轉入的主體，平均為46歲，而不轉入土地的農業(yè)經營主體的戶主年齡平均為52歲（表3）。

4 結果分析

Heckman模型第一階段估計結果如表4所示。其中，新型農業(yè)經營主體的強關系、戶主教育程度、農業(yè)生產經營人數(shù)、取對數(shù)的農業(yè)經營收入、土地租金、戶主年齡等變量影響該主體是否轉入土地的決策。

表3 轉入與不轉入主體各變量的平均值對比Tab.3 The comparison of the average values of the variables

表4 Heckman模型一階段回歸結果Tab.4 The first stage regression results of Heckman model

其中，強關系在5%的水平顯著，呈正向相關關系，其系數(shù)為1.27，說明在其他條件不變的情況下，擁有強關系的新型農業(yè)經營主體轉入土地的可能性越大。戶主教育程度在5%的水平顯著，呈正向相關關系，說明新型農業(yè)經營主體個體的受教育水平越高，其轉入土地的概率越大。農業(yè)生產經營人數(shù)在10%的水平顯著，呈正向相關關系，說明家庭從事農業(yè)生產的人數(shù)越多，農戶更傾向于轉入土地。轉入土地租金在1%的水平顯著，呈正向相關關系，系數(shù)為0.002，說明土地租金雖然會影響農戶是否轉入土地的決策，但不是重要影響因素。取對數(shù)后的農業(yè)經營主體家庭農業(yè)經營收入在1%的水平顯著，呈正向相關關系，說明農戶擁有較好的農業(yè)生產經營技術及經營，經營農業(yè)的效益好，所從事農業(yè)生產經營收入越高，農戶更傾向于轉入更多的土地以擴大經營規(guī)模化經營。此外，戶主年齡在5%的水平上顯著，呈負相關關系，說明年齡越大的戶主越不愿意轉入土地。

從回歸結果可以看出，新型農業(yè)經營主體的人情支出占當年總收入的比例在1%的水平上顯著，并呈正向相關，說明在其他條件不變的情況下，新型農業(yè)經營主體家庭人情支出會影響其轉入土地的面積，其系數(shù)為2.76。戶主受教育程度在1%的水平上顯著，正向相關，系數(shù)為0.07，說明戶主受教育程度越高，會轉入越多的土地。新型農業(yè)經營主體的家庭農業(yè)經營收入變量在1%的水平上顯著，符號為正，說明農業(yè)收入的高低對其擴大生產規(guī)模有影響。個人土地面積在1%水平顯著，正向相關，但其系數(shù)為0.0051，對農戶轉入土地量的決策影響較小。

表5 Heckman回歸模型二階段回歸結果Tab.5 The second stage regression results of Heckman model

5 結論

通過對3省11縣（市、區(qū)）共456個新型農業(yè)經營主體樣本進行Heckman模型分析，得出社會關系確實促進了新型農業(yè)經營主體的土地轉入。主要結果如下：

第一，強關系影響新型農業(yè)經營主體是否流入土地的決策。具有強關系的新型農業(yè)經營主體更傾向于投入土地資本，擴大生產規(guī)模，驗證了以往研究所指出的擁有較高社會資本的家庭更傾向于投入農業(yè)生產要素的觀點。此外，戶主受教育年限、家庭從事農業(yè)生產經營人數(shù)、戶主年齡也影響新型農業(yè)經營主體是否轉入土地。在控制住其他變量的情況下，具有強關系、戶主具有高教育水平、家庭從事農業(yè)生產人數(shù)越多、戶主年齡越小的新型農業(yè)經營主體更傾向于轉入土地。

第二，人情支出占當年總收入的比例影響新型農業(yè)經營主體流入土地量的決策。新型農業(yè)經營主體在做出轉入土地決策后，人情支出占當年總收入的比例越高，其轉入的土地面積越大。這主要是因為，在其他變量不變的條件下，新型農業(yè)經營主體的人情支出占當年總收入的比例越高，說明其在社會關系網絡中的社會資本充實，與網絡中其他成員交往多，獲得的信息及社會資本也相對較多，故會決策轉入更多的土地和實現(xiàn)規(guī)?；洜I。

第三，土地租金影響新型農業(yè)經營主體是否轉入土地及土地轉入量的程度較小。在Heckman兩階段模型中，土地租金變量均顯著，但系數(shù)較小。在新型農業(yè)經營主體是否轉入土地的決策中，系數(shù)為0.002；在新型農業(yè)經營主體轉入土地量的決策中，土地租金不再是影響其決策的主要因素。產生這一結果的原因在于，雖然土地租金在一定程度上會影響新型農業(yè)經營主體是否轉入土地以及轉入多少數(shù)量的土地的決策，但可能是因為土地租金水平的增減量占土地本身價值量和可創(chuàng)造的價值量的比重過小，從而并不是影響是否轉入土地以及轉入多少土地的重要因素。

第四，在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農村勞動力大量轉移的背景下，土地流轉是重新配置土地資源、提高其利用效率的重要方面。而社會關系網絡對農戶，特別是新型農業(yè)經營主體的土地流轉決策具有顯著影響。為此，要特別注意農村社會關系網絡的建設和完善，營造健康向上的社會文化環(huán)境，促進和諧社會的發(fā)展。

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