新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響機(jī)制研究
——來自中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)查的證據(jù)

朋文歡，李寒凝，傅琳琳，莫秋羽

（1.寧波大學(xué)商學(xué)院，浙江 寧波 315211； 2.杭州師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 311121；3.浙江省農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所，浙江 杭州 310021；4.浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院，浙江 杭州 310058）

1 引 言

農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)是現(xiàn)行制度下化解農(nóng)地小規(guī)模、分散化和低效率經(jīng)營格局的重要策略[1]。近年來，中央出臺(tái)了一系列政策探索建立統(tǒng)一的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，鼓勵(lì)農(nóng)地穩(wěn)定有序流轉(zhuǎn)。但截至目前，中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的總體進(jìn)程依然緩慢。2019年全國有7 321.08萬承包農(nóng)戶流轉(zhuǎn)出5.5億畝耕地，僅占承包農(nóng)戶總數(shù)的33.27%和耕地總面積的35.90%①數(shù)據(jù)源自《中國農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計(jì)年報(bào)（2019年）》。。在已發(fā)生的農(nóng)地流轉(zhuǎn)中，租約表現(xiàn)出明顯的非正式性、逆市場化特征[2-3]。農(nóng)戶以遠(yuǎn)低于市場水平的租金轉(zhuǎn)出土地，甚至出現(xiàn)“零租金”現(xiàn)象[3-4]。土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的關(guān)鍵要素，理應(yīng)根據(jù)要素回報(bào)分享經(jīng)濟(jì)剩余，合理的流轉(zhuǎn)租金是土地流轉(zhuǎn)市場化的重要信號(hào)[4]。農(nóng)地租金的低水平偏離不僅無益于農(nóng)地資源的合理配置，更是對(duì)農(nóng)民土地權(quán)益的侵蝕。因此，厘清農(nóng)地?zé)o償或有償流轉(zhuǎn)的誘因，探尋推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化轉(zhuǎn)型的路徑，對(duì)健全農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場、優(yōu)化稀缺資源配置、保障農(nóng)民權(quán)益具有重要價(jià)值。

已有對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)零租金的解釋主要基于“熟人社會(huì)”“鄉(xiāng)土性”這類中國社會(huì)特有的性質(zhì)。為了規(guī)避產(chǎn)權(quán)風(fēng)險(xiǎn)[5]、積累人情往來[6]、節(jié)約交易成本[7]，轉(zhuǎn)出戶傾向于將農(nóng)地出租給鄰居或親友，由此內(nèi)生出農(nóng)地流轉(zhuǎn)無償化或低租金現(xiàn)象[5-8]。但最新證據(jù)顯示，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)尚未突破地緣邊界前提下，有償流轉(zhuǎn)比例穩(wěn)步提高，熟人內(nèi)部交易也呈現(xiàn)明顯的市場化傾向[9]。2018年村內(nèi)流轉(zhuǎn)比例高達(dá)73.08%[10]，其中有償流轉(zhuǎn)比重接近六成，全國總體有償流轉(zhuǎn)比例超過七成②該數(shù)據(jù)是根據(jù)浙江大學(xué)中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)查（CRHPS）數(shù)據(jù)（2019年）計(jì)算得到。?；厮菀延醒芯浚疚恼J(rèn)為理論解釋與客觀事實(shí)不一致的根源是僅考慮了農(nóng)戶這一土地供給方。事實(shí)上，農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約的達(dá)成取決于有效的農(nóng)地需求與供給[11]，流轉(zhuǎn)租金是交易雙方在現(xiàn)行制度、市場條件及社會(huì)規(guī)范作用下，各自追求利益最大化時(shí)的決策耦合。因此，有必要將需求方?jīng)Q策納入考慮，尤其是圍繞農(nóng)地需求主體的結(jié)構(gòu)性變化剖析中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)無償或有償?shù)默F(xiàn)象。

在鼓勵(lì)多種形式規(guī)模經(jīng)營的政策引導(dǎo)下，中國農(nóng)地需求主體日漸多元化[12]。2013年中央一號(hào)文件首次提出“鼓勵(lì)和支持承包土地向?qū)I(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社流轉(zhuǎn)”。隨后，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部發(fā)布一系列文件，旨在推進(jìn)新型經(jīng)營主體成為農(nóng)地主要需求方[12]及實(shí)現(xiàn)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營的新主體。目前，學(xué)界就新型經(jīng)營主體促進(jìn)中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化轉(zhuǎn)型給予了肯定[13]，但相關(guān)研究以定性研究為主，且尚未明晰新型經(jīng)營主體在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化轉(zhuǎn)型中的角色定位。為數(shù)不多的定量研究，如李江一和秦范[12]發(fā)現(xiàn)新型經(jīng)營主體發(fā)育能促進(jìn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)，但遺憾的是，該文并未探討新型經(jīng)營主體對(duì)農(nóng)戶有償流轉(zhuǎn)決策的影響機(jī)制。而這恰恰是從需求側(cè)健全農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，實(shí)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化轉(zhuǎn)型亟需回答的核心問題。

作為對(duì)已有文獻(xiàn)的補(bǔ)充，本文圍繞農(nóng)地供給和需求兩個(gè)維度，探討新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響及其路徑，并采用中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)研數(shù)據(jù)和雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文的貢獻(xiàn)包括：一是為中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)特別是為熟人內(nèi)部非正式流轉(zhuǎn)的有償化趨勢提供邏輯自洽的解釋；二是雙重差分方法結(jié)合Heckman兩階段模型有效緩解了樣本選擇問題帶來的擬合結(jié)果偏誤；三是研究結(jié)論為進(jìn)一步厘清市場機(jī)制、非正式規(guī)范及正式制度在中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中扮演的角色，以及三者的關(guān)系提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，這將為推進(jìn)中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場化轉(zhuǎn)型提供決策依據(jù)。

2 理論分析與研究假說

在完備的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中，農(nóng)戶的租金決策取決于對(duì)直接租金收益、放棄自身經(jīng)營土地收益和風(fēng)險(xiǎn)損失之間的權(quán)衡[14]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格低廉甚至無償是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不完整前提下非正式規(guī)范與土地流轉(zhuǎn)市場不健全共同作用的結(jié)果。基于產(chǎn)權(quán)理論，產(chǎn)權(quán)明晰是農(nóng)地流轉(zhuǎn)形成合理價(jià)格機(jī)制的前提[15]。但長期以來，中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不清晰、產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性偏低，這不僅使農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格難以真正反映農(nóng)地的稀缺程度[15]，還導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在諸多風(fēng)險(xiǎn)[5,16]，最終抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的需求與供給。一方面，產(chǎn)權(quán)不清晰尤其是土地調(diào)整帶來的難以預(yù)見的投資風(fēng)險(xiǎn)，抑制了外部主體大規(guī)模投資農(nóng)業(yè)的意愿，導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)需求不足[17]。另一方面，為避免外部主體掠奪式經(jīng)營對(duì)土地產(chǎn)權(quán)價(jià)值造成的侵蝕，以及面臨糾紛時(shí)因產(chǎn)權(quán)殘缺造成的談判地位弱勢，轉(zhuǎn)出戶只能被動(dòng)選擇在熟人內(nèi)部交易[18]，并以低地租或零租金換取轉(zhuǎn)入方提供的“保護(hù)產(chǎn)權(quán)”的承諾[5]。

在習(xí)俗、鄉(xiāng)村倫理等非正式規(guī)范的作用下，農(nóng)戶決策還是出于經(jīng)濟(jì)收益和社會(huì)收益的雙重考量[19]。在基于親緣和地緣關(guān)系形成的非正式流轉(zhuǎn)中，“人情租”代替實(shí)物或貨幣租成為交易中衡量價(jià)格的工具，也是維系農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系的紐帶[20-21]。相比收取總額不高的實(shí)物或貨幣租，轉(zhuǎn)出戶更情愿通過無償轉(zhuǎn)包農(nóng)地“還人情”，或增加人情以備后用[6]。相反，向熟識(shí)的轉(zhuǎn)入方索要租金則意味著“有損情面”，這在農(nóng)戶的價(jià)值衡量體系中甚至比貨幣租的損失更嚴(yán)重。

農(nóng)地?zé)o償流轉(zhuǎn)還源于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場不健全引發(fā)的信息不完全不對(duì)稱[7]。目前，大部分地區(qū)缺乏農(nóng)地流轉(zhuǎn)中介服務(wù)組織[22]，農(nóng)地供需雙方在搜尋交易對(duì)象、談判契約條款、監(jiān)督契約執(zhí)行等環(huán)節(jié)需耗費(fèi)大量成本[8]。降低交易成本最直接的方式是在締約對(duì)象上進(jìn)行選擇與控制[8]。同時(shí)，外部需求主體缺失加劇了信息的不完全，農(nóng)戶缺乏合理的價(jià)格參照，這也造成農(nóng)戶對(duì)轉(zhuǎn)出土地價(jià)值的評(píng)價(jià)偏低[23]。綜上，農(nóng)戶偏好熟人內(nèi)部交易是地權(quán)不完整前提下流轉(zhuǎn)市場不健全的結(jié)果[5,7]，此時(shí)，人情關(guān)系、習(xí)俗等非正式規(guī)則成為流轉(zhuǎn)的補(bǔ)充性治理規(guī)則，并構(gòu)成農(nóng)地?zé)o償流轉(zhuǎn)的主因。

2.1 新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響及其機(jī)制

新型經(jīng)營主體作為外部農(nóng)地需求方進(jìn)入流轉(zhuǎn)市場，打破了原有農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場單一的需求格局。并且，新型經(jīng)營主體在轉(zhuǎn)入農(nóng)地時(shí)通常會(huì)引入第三方，如以村集體作為中介代表眾多農(nóng)戶與其談判簽約，并依靠權(quán)威或公信力監(jiān)督契約執(zhí)行[8]。這降低了供需雙方的搜尋匹配成本、一對(duì)一協(xié)商成本和后續(xù)土地利用中的監(jiān)督和糾紛調(diào)處成本。因此，原本將農(nóng)地交由親友或鄰居“暫管”的轉(zhuǎn)出戶可能改變策略，將農(nóng)地直接或間接地出租給新型經(jīng)營主體[24]。而轉(zhuǎn)出戶向新型經(jīng)營主體這一熟人網(wǎng)絡(luò)外部的承租方索要租金，并不會(huì)帶來情感或聲譽(yù)損失。

為了應(yīng)對(duì)熟人社會(huì)內(nèi)部普通轉(zhuǎn)入戶的競爭，獲得集中連片的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)，同時(shí)填補(bǔ)“人情租”的缺位，新型經(jīng)營主體也必須向轉(zhuǎn)出方提供市場化租金。并且，不同于普通轉(zhuǎn)入戶對(duì)土地的分散性需求和粗放型經(jīng)營特征，新型經(jīng)營主體租入土地是為了實(shí)現(xiàn)專業(yè)化規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營需求，在生產(chǎn)經(jīng)營過程中其往往會(huì)增加基礎(chǔ)設(shè)施、機(jī)械設(shè)備等投入[25]。為避免專用性投資受到轉(zhuǎn)出戶事后機(jī)會(huì)主義行為的套牢，新型經(jīng)營主體傾向于提供市場化租金來維持契約關(guān)系的穩(wěn)定，以便固定資產(chǎn)投資獲得應(yīng)有回報(bào)。

新型經(jīng)營主體發(fā)育還可能帶動(dòng)熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場化轉(zhuǎn)型[23]。新型經(jīng)營主體具有農(nóng)地價(jià)格釋放功能[26]，其與轉(zhuǎn)出戶達(dá)成的契約事實(shí)上是將市場交易規(guī)則和市場化的租金水平作為外部標(biāo)準(zhǔn)引入原本封閉、半封閉的熟人交易市場[12]，這能有效緩解農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的信息不對(duì)稱，并為熟人社會(huì)內(nèi)部的交易雙方認(rèn)定自身應(yīng)得權(quán)利提供示范[23]。這不僅激發(fā)了轉(zhuǎn)出戶向熟識(shí)承租方索租的動(dòng)機(jī)，也倒逼承租方改變租金策略，通過支付同等水平的租金來應(yīng)對(duì)來自新型經(jīng)營主體的競爭。

為此，本文提出以下假說：

假說1：新型經(jīng)營主體發(fā)育能顯著促進(jìn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)。

假說1a：新型經(jīng)營主體發(fā)育通過提供市場化承租對(duì)象的直接效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)。

假說1b：新型經(jīng)營主體發(fā)育通過競爭機(jī)制與示范效應(yīng)帶動(dòng)關(guān)系型流轉(zhuǎn)市場化轉(zhuǎn)型。

2.2 新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)決策的影響異質(zhì)性

清晰的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)內(nèi)生出產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的溢價(jià)效應(yīng)，為農(nóng)地流轉(zhuǎn)形成合理的價(jià)格預(yù)期提供制度基礎(chǔ)。同時(shí)，清晰的產(chǎn)權(quán)邊界不僅穩(wěn)定了新型承租方的收益預(yù)期，破解農(nóng)地流轉(zhuǎn)需求不足的困境，還弱化了轉(zhuǎn)出戶通過熟人間無償流轉(zhuǎn)規(guī)避農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)機(jī)，激勵(lì)其將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給外部主體[24,27]，以追求市場化租金。在這一過程中，非熟人交易引發(fā)的農(nóng)地競爭以及提供的價(jià)格信號(hào)構(gòu)成熟人交易合約擬定或議價(jià)的參考，此時(shí)熟人內(nèi)部的交易也會(huì)根據(jù)外部合約進(jìn)行調(diào)整[28]。因此，地權(quán)穩(wěn)定性是新型經(jīng)營主體發(fā)揮作用的前提。

在中國農(nóng)村這一典型的熟人社會(huì)中，地租的形成還受社會(huì)結(jié)構(gòu)和鄉(xiāng)土倫理規(guī)范的影響[19]。鄉(xiāng)村倫理、人際信任等非正式制度的作用越強(qiáng)，農(nóng)戶對(duì)非正式流轉(zhuǎn)規(guī)則的依賴和信任越高，在流轉(zhuǎn)交易中的非營利動(dòng)機(jī)和人情往來需求也更強(qiáng)[28]。即便部分轉(zhuǎn)出戶試圖調(diào)整承租對(duì)象尋求市場化租金，或參照市場化交易契約向熟識(shí)的承租方索要租金，其很可能因顧忌人情價(jià)值損失、個(gè)人聲譽(yù)貶值，以及熟人社會(huì)的輿論壓力等，被迫放棄上述決策。換言之，非正式制度的介入會(huì)削弱新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響，非正式制度介入程度越深，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)決策越以“關(guān)系、人情”為導(dǎo)向[8]，新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)其選擇農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響越弱。

對(duì)此，本文提出以下假說：

假說2a：農(nóng)地產(chǎn)權(quán)越穩(wěn)定，新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)促進(jìn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的作用越明顯。

假說2b：非正式規(guī)范的介入越深，新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)促進(jìn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的作用越弱。

3 數(shù)據(jù)、模型與變量設(shè)置

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自浙江大學(xué)提供的中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CRHPS）。該調(diào)查始于2011年，隨后每兩年跟蹤回訪一次，目前最新公布的數(shù)據(jù)截止到2019年。調(diào)查采用分層多階段和人口規(guī)模成比例抽樣方法，調(diào)查區(qū)域覆蓋了除新疆、西藏、香港、澳門、臺(tái)灣外全國29個(gè)省份?？紤]到問卷內(nèi)容的一致性和研究的時(shí)效性，本文僅采用2015年、2017年和2019年三期數(shù)據(jù)。在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配、合并、清洗基礎(chǔ)上，本文保留農(nóng)村村委會(huì)樣本及下轄家戶樣本，并剔除沒有農(nóng)業(yè)用地的社區(qū)樣本及少量沒有承包地的家戶樣本，最終獲得1 996個(gè)行政村樣本及下轄的33 295個(gè)家戶樣本。

3.2 模型設(shè)置與變量說明

3.2.1 基準(zhǔn)回歸模型

文中新型經(jīng)營主體包括專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)4類，新型經(jīng)營主體發(fā)育具體指農(nóng)戶所在村莊培育或引進(jìn)新型經(jīng)營主體。為緩解文獻(xiàn)中普遍提及的內(nèi)生性問題，本文將調(diào)查期間有新型經(jīng)營主體的村莊視為處理村莊，將始終沒有新型經(jīng)營主體的村莊視作對(duì)照村莊，采用雙重差分模型檢驗(yàn)新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響。參照ZHANG等[24]的研究，基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

式（1）中：i、v和t分別標(biāo)識(shí)農(nóng)戶、村莊和調(diào)查年份；y為農(nóng)地有償轉(zhuǎn)出決策；D為調(diào)查期間農(nóng)戶所在村是否有新型經(jīng)營主體，有=1，沒有=0；postvt為新型經(jīng)營主體形成前后虛擬變量，即若v村在2017年開始有新型經(jīng)營主體，則2017年和2019年的postvt賦值1，否則為0。由于社區(qū)問卷中未提及新型經(jīng)營主體的形成時(shí)間，本文將調(diào)查期間村莊首次有新型經(jīng)營主體的年份視作其形成年份。參照已有研究[3-5,7,12]，式（1）控制了戶主、家戶和村莊特征變量（Ziv），省份（σi）、年份（τt）虛擬變量，以及二者的交乘項(xiàng)。εi為隨機(jī)干擾項(xiàng)。α0為截距項(xiàng)，α1為待估參數(shù)，若α1顯著為正，假說1得到支持。

3.2.2 機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為檢驗(yàn)新型經(jīng)營主體發(fā)育是否促使轉(zhuǎn)出戶將農(nóng)地直接或間接出租給新型經(jīng)營主體，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)，本文構(gòu)建如下機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

式（2）中：w為轉(zhuǎn)出戶承租對(duì)象選擇決策，參考仇童偉等[9]、吉星等[16]的研究，若轉(zhuǎn)出戶將農(nóng)地出租給“本村普通農(nóng)戶”賦值為0，出租給其他主體則賦值為1；β0為截距項(xiàng)；β1為待估參數(shù)，若β1顯著為正，假說1a得到支持。

如前所述，新型經(jīng)營主體還將通過發(fā)揮競爭機(jī)制與示范效應(yīng)，刺激熟人間的非正式流轉(zhuǎn)向市場化流轉(zhuǎn)靠攏。為此，本文構(gòu)建如下模型：

式（4）和式（5）分別用來刻畫新型經(jīng)營主體引發(fā)的競爭機(jī)制與示范效應(yīng)。ratevt為新型經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積占v村總耕地面積的比重，pricevt為v村新型經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入耕地的租金（103元/（畝·a））。為了估計(jì)式（3）—式（5），本文構(gòu)造一個(gè)由尚未轉(zhuǎn)出農(nóng)地和將農(nóng)地出租給本村普通農(nóng)戶的家戶構(gòu)成的樣本（子樣本Ⅰ）。此外，本文還從轉(zhuǎn)入戶的視角考察新型經(jīng)營主體引發(fā)的競爭機(jī)制與示范效應(yīng)。參考式（3）—式（5），本文構(gòu)建式（6）—式（8）。

式（6）—式（8）中：yivt_in為轉(zhuǎn)入戶農(nóng)地有償轉(zhuǎn)入決策，若有償則yivt_in= 1，反之為0。本文首先構(gòu)造一個(gè)由尚未轉(zhuǎn)入農(nóng)地和從本村普通農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地的家戶構(gòu)成的樣本（子樣本Ⅱ）。由于無法判斷本村轉(zhuǎn)入戶是否為普通農(nóng)戶，本文隨后在子樣本Ⅱ中剔除經(jīng)營面積超過2 hm2的家戶樣本①剔除的依據(jù)是世界銀行（2010年）確定的小規(guī)模農(nóng)戶劃分標(biāo)準(zhǔn)。，形成子樣本Ⅲ，并用該樣本估計(jì)式（6）—式（8）。在式（3）—式（8）中：γ0、φ0、ζ0、ψ0、κ0、χ0為截距項(xiàng)；γ1、φ1、ζ1、ψ1、κ1、χ1為待估參數(shù)，若γ1、φ1、ζ1、ψ1、κ1、χ1顯著為正，假說1b得到支持。

3.2.3 異質(zhì)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

本文以農(nóng)戶所在村是否已完成農(nóng)地確權(quán)（titlvt）衡量地權(quán)穩(wěn)定性[4]，以農(nóng)戶所在村是否有大姓（relavt）反映非正式規(guī)范介入強(qiáng)度[29]，隨后，分別將兩個(gè)變量以及其與Dv×postvt的交乘項(xiàng)納入式（1），以考察新型經(jīng)營主體發(fā)育的影響異質(zhì)性。

δ0、λ0為截距項(xiàng)；δ1、λ1為待估參數(shù)，若δ1顯著為正，假說2a得到支持，若λ1顯著為負(fù)，假說2b得到支持。

要強(qiáng)調(diào)的是，由于有償流轉(zhuǎn)決策、承租對(duì)象選擇決策只有在農(nóng)戶選擇流轉(zhuǎn)農(nóng)地時(shí)才能被觀測到。而農(nóng)戶流轉(zhuǎn)農(nóng)地與否并非隨機(jī)，因此，若直接用轉(zhuǎn)出戶或轉(zhuǎn)入戶樣本估計(jì)式（1）—式（10），則可能因樣本選擇問題而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。本文借鑒ZHANG等[24]的研究，在DID模型的基礎(chǔ)上采用Heckman兩階段模型緩解樣本選擇偏誤問題。Heckman模型的第一階段為農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策模型，第二階段是有償流轉(zhuǎn)決策或承租對(duì)象選擇決策方程②若是從轉(zhuǎn)入戶的視角估計(jì)式（3）—式（5），則第一階段為是否轉(zhuǎn)入決策，第二階段為是否有償轉(zhuǎn)入決策。。該方法要求至少有一個(gè)變量直接影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策，但不影響第二階段決策。參考朱建軍等[27]的研究，本文選擇家庭勞動(dòng)力稟賦變量?？紤]到該變量的地域差異，文中對(duì)其做去中心化處理。

表1匯報(bào)了各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Variable descriptions and descriptive statistics

4 實(shí)證估計(jì)結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2匯報(bào)了式（1）的估計(jì)結(jié)果。其中，方程獨(dú)立性檢驗(yàn)系數(shù)在1%的水平上顯著，說明存在樣本選擇問題，需要采用Heckman模型以消除結(jié)果偏誤。在列（1）中，Dv×postvt顯著為正，即新型經(jīng)營主體發(fā)育顯著提高農(nóng)戶出租農(nóng)地的概率。這與李江一等[12]的研究結(jié)果一致，培育或引進(jìn)新型經(jīng)營主體是破解中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)需求不足困境的有效途徑。在列（2）中，Dv×postvt的估計(jì)系數(shù)為0.127，同樣顯著。說明新型經(jīng)營主體發(fā)育能夠促進(jìn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)，在村莊有新型經(jīng)營主體后，轉(zhuǎn)出戶有償出租農(nóng)地的概率將提高12.7%。鑒于調(diào)查期間有償轉(zhuǎn)出率為71.10%，故新型經(jīng)營主體發(fā)育能使有償出租土地的農(nóng)戶提高約17.86%（12.7/71.10）。至此，假說1得到支持。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Tab.2 The results for baseline regression

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 共同趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

應(yīng)用雙重差分模型的前提是共同趨勢假設(shè)。本文借鑒CAI等[30]的研究，以新型經(jīng)營主體形成當(dāng)年為參照，構(gòu)建新型經(jīng)營主體形成前和形成后兩個(gè)虛擬變量：和，替換式（1）中Dv×postvt后重新估計(jì)。圖1展示了基于不同樣本估計(jì)的共同趨勢假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果。可知，DID模型的共同趨勢假設(shè)總體上得到滿足，在新型經(jīng)營主體形成前，處理與對(duì)照村莊下轄農(nóng)戶的有償流轉(zhuǎn)決策并無顯著差異，且新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)有顯著正向影響。

圖1 共同趨勢假設(shè)檢驗(yàn)Fig.1 Common trend hypotheses

4.2.2 考慮遺漏變量的影響

基準(zhǔn)回歸結(jié)果還可能因忽視不可觀測因素，尤其是某些隨時(shí)間、地點(diǎn)變化的因素的影響而有偏。參照宋弘等[31]的思路，本文構(gòu)造一個(gè)理論上不會(huì)對(duì)結(jié)果變量產(chǎn)生影響的變量TreatF，并替換式（1）中的Dv×postvt。由于TreatF是隨機(jī)生成的，其實(shí)際政策效應(yīng)不存在。若TreatF的估計(jì)系數(shù)顯著不為零，即1≠0，則可以認(rèn)為基準(zhǔn)回歸結(jié)果是有偏的。本文對(duì)上述隨機(jī)過程重復(fù)500次，相應(yīng)得到500個(gè)。從圖2可知，在零的附近且服從正態(tài)分布，符合安慰劑檢驗(yàn)的預(yù)期，且其最大估計(jì)系數(shù)小于基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)0.127，說明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果不太可能會(huì)因?yàn)檫z漏變量而有偏。

4.2.3 調(diào)整估計(jì)樣本

不同于2017年和2019年調(diào)查，2015年農(nóng)戶有償流轉(zhuǎn)決策是根據(jù)轉(zhuǎn)出農(nóng)地獲得的收入是否大于0來判斷。但農(nóng)地轉(zhuǎn)出收入為0并不完全意味轉(zhuǎn)出戶事前選擇無償出租農(nóng)地，還可能是承租方事后違約所致。為消除解釋變量可能存在測量誤差，本部分僅用2017年和2019年兩期家戶數(shù)據(jù)擬合式（1）。表3的列（1）顯示，Dv×postvt的估計(jì)系數(shù)顯著為正。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 The results for robustness tests

農(nóng)地轉(zhuǎn)出用途不同，農(nóng)戶收租決策也可能有差異。相較而言，非農(nóng)用途轉(zhuǎn)出，農(nóng)戶收取租金的概率可能更高[3-4]。在轉(zhuǎn)出戶樣本中，農(nóng)業(yè)用途轉(zhuǎn)出樣本占94.70%，其中，有償轉(zhuǎn)出占70.10%。而在5.30%的非農(nóng)用途轉(zhuǎn)出戶樣本中，有償轉(zhuǎn)出高達(dá)90.41%。為了消除農(nóng)地轉(zhuǎn)出用途差異對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的干擾，本文剔除轉(zhuǎn)出用途為非農(nóng)用途的轉(zhuǎn)出戶樣本，重新估計(jì)式（1）后，Dv×postvt仍然顯著為正。

4.2.4 替換核心解釋變量

參照李江一等[12]的研究，本文以新型經(jīng)營主體的數(shù)量替換式（1）中的交乘項(xiàng)。若村莊沒有新型經(jīng)營主體，則賦值為0。表3的列（3）顯示，新型經(jīng)營主體數(shù)量顯著為正，村莊每新增一家新型經(jīng)營主體，農(nóng)戶有償流轉(zhuǎn)農(nóng)地的概率將提高0.3%。

5 機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析

5.1 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果分析

表4的列（1）匯報(bào)了式（2）的估計(jì)結(jié)果。其中，Dv×postvt的系數(shù)為0.087且顯著，即在村莊形成新型經(jīng)營主體后，轉(zhuǎn)出戶將農(nóng)地出租給其他主體的概率高8.7%。如前文所述，新型經(jīng)營主體作為外部農(nóng)地需求主體進(jìn)入流轉(zhuǎn)市場，不僅改變了農(nóng)村單一化、小規(guī)模、非正式的農(nóng)地需求格局，還顯著降低了轉(zhuǎn)出戶的交易成本，滿足其外出務(wù)工后農(nóng)地的保墑需求。而在雙方達(dá)成農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易時(shí)，雙方均具有足夠的動(dòng)機(jī)索租或支付市場化水平租金。因此，假說1a得到支持。

表4中列（2）—列（4）是從轉(zhuǎn)出戶視角以子樣本Ⅰ擬合的式（3）—式（5）的結(jié)果。其中，列（2）中的Dv×postvt系數(shù)為0.124，且顯著，即在新型經(jīng)營主體形成后，轉(zhuǎn)出戶向熟識(shí)承租方索租的概率將提高12.4%。列（3）—列（4）顯示，新型經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入農(nóng)地的比重每提高1%、流轉(zhuǎn)租金每提高1 000元，轉(zhuǎn)出戶選擇農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的概率將分別提高0.3%和3.7%。上述結(jié)果均符合前文預(yù)期，新型經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入農(nóng)地引發(fā)的需求方競爭效應(yīng)，以及提供市場化租金形成的示范效應(yīng)，能夠帶動(dòng)熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場化轉(zhuǎn)型。至此，假說1b得到支持。

表4中列（5）—列（7）是從轉(zhuǎn)入戶視角以子樣本Ⅲ擬合的式（6）—式（8）的結(jié)果?？芍?，在村莊形成新型經(jīng)營主體后，本村普通農(nóng)戶選擇有償租入農(nóng)地的概率將提高4.8%，并且新型經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入農(nóng)地的比重每提高1%，本村普通轉(zhuǎn)入戶選擇支付租金的概率將提高0.2%，但列（7）中刻畫示范效應(yīng)的租金水平變量并不顯著。說明新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)普通農(nóng)戶有償租入農(nóng)地的影響，主要是由于新型經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入農(nóng)地引發(fā)的競爭機(jī)制，而非示范效應(yīng)發(fā)揮作用。

表4 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 The results for influence mechanism test

上述發(fā)現(xiàn)為厘清市場機(jī)制與非正式規(guī)范在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中的作用提供了證據(jù)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，市場機(jī)制無法取代農(nóng)村社會(huì)人文制度環(huán)境而成為地租決定的主導(dǎo)機(jī)制[19]?！霸谑烊碎g的土地流轉(zhuǎn)中，轉(zhuǎn)出方不是為了獲取更高的經(jīng)濟(jì)利益，他們更傾向于將土地交予‘自己人’耕種。甚至有外人愿意出更高價(jià)格，他們也不愿把土地流轉(zhuǎn)給外人”[19]。另一種觀點(diǎn)表示，社會(huì)習(xí)俗、鄉(xiāng)土倫理等關(guān)系型治理規(guī)則填補(bǔ)了正式制度的缺位，是流轉(zhuǎn)的補(bǔ)充性治理規(guī)則。農(nóng)戶偏好熟人內(nèi)部交易并由此達(dá)成非正式契約是農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場不健全的結(jié)果[5]，一旦出現(xiàn)外部機(jī)會(huì)，關(guān)系型治理的基礎(chǔ)就會(huì)被削弱，熟人交易也會(huì)遵循市場原則[9,23]。本文支持了后者，即市場機(jī)制尚不完備，非正式規(guī)范代替市場機(jī)制主導(dǎo)要素配置，但隨著市場機(jī)制日漸完善，農(nóng)地流轉(zhuǎn)受非正式規(guī)范的支配程度將趨于弱化，租金的決定將以市場機(jī)制為主導(dǎo)。

5.2 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果分析

表5匯報(bào)了式（9）—式（10）的估計(jì)結(jié)果。其中，列（1）顯示，Dv×postvt不再顯著，但其與確權(quán)變量（titlvt）的交互項(xiàng)顯著為正。說明新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響，只有在地權(quán)穩(wěn)定清晰的前提下才會(huì)發(fā)揮作用。新一輪農(nóng)地確權(quán)降低了地權(quán)邊界模糊性和不穩(wěn)定風(fēng)險(xiǎn)，化解農(nóng)戶與非熟人交易的后顧之憂，在激活新型承租方農(nóng)地需求的同時(shí)，降低親友或鄰居提供的“保護(hù)地權(quán)”這一承諾的邊際收益。因此，在有更多承租對(duì)象可選情形下，轉(zhuǎn)出戶會(huì)將農(nóng)地出租給熟人網(wǎng)絡(luò)外部的農(nóng)地需求方以尋求市場化租金。此時(shí)，交易雙方達(dá)成的正式契約也將帶動(dòng)熟人交易雙方調(diào)整策略，引導(dǎo)其交易行為向市場化靠攏。因此，假說2a得到支持。

表5 異質(zhì)性分析檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 The results for heterogeneity analysis

就農(nóng)地確權(quán)對(duì)促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用，羅必良等[32]表示農(nóng)地確權(quán)并未有效推進(jìn)要素市場發(fā)育。本文則認(rèn)為，當(dāng)前中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)包含的大量非正式特征，尤其是熟人內(nèi)部流轉(zhuǎn)是農(nóng)地確權(quán)制度在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的作用不明顯的主因。誠如HEIDE[33]指出，熟人社會(huì)中的個(gè)體在長期交往中依慣例、人情等非正式制度對(duì)他人行為形成穩(wěn)定預(yù)期，發(fā)展出以協(xié)商和善意合作為主要機(jī)制的治理結(jié)構(gòu)，但熟人網(wǎng)絡(luò)外部的主體進(jìn)行交易則需要正式制度來保障。因此，要促使農(nóng)地流轉(zhuǎn)突破熟人邊界并向市場化轉(zhuǎn)型，實(shí)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)全覆蓋，穩(wěn)定農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)格外重要。

表5的列（2）顯示，Dv×postvt顯著為正，這與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致?？坍嫹钦揭?guī)范介入程度的變量（relavt）顯著為負(fù)，即非正式制度介入程度越深，轉(zhuǎn)出戶選擇農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的概率越低。這與賈晉等[29]的實(shí)證結(jié)果類似，并支持田先紅等[19]的觀點(diǎn)，即地租的形成還遵循熟人社會(huì)的情感邏輯。但和前文預(yù)期（假說2b）不符的是，Dv×postvt和大姓虛擬變量的交乘項(xiàng)不顯著，即新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響并不會(huì)因村莊的非正式規(guī)范而遭到削弱。

6 主要結(jié)論與啟示

本文從農(nóng)地供給方和需求方兩個(gè)維度剖析新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響及其路徑，并采用CRHPS 2015—2019年3期調(diào)查數(shù)據(jù)和DID模型對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)：（1）新型經(jīng)營主體發(fā)育能夠顯著促進(jìn)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)，在經(jīng)過一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，這一結(jié)論依然成立。（2）新型經(jīng)營主體打破了原有農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場單一的需求格局，促使轉(zhuǎn)出戶跳出“差序格局”，將農(nóng)地出租給新型經(jīng)營主體。此時(shí)，轉(zhuǎn)出戶索租或新型承租方支付市場化租金，均為各自追求利益最大化的考量。（3）盡管當(dāng)前中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)尚未突破地緣邊界，熟人內(nèi)部交易仍占主導(dǎo)，但新型經(jīng)營主體引入的農(nóng)地競爭機(jī)制與價(jià)格釋放效應(yīng)，將促使原本依賴地緣關(guān)系的非正式交易向市場化交易靠攏。（4）新型經(jīng)營主體發(fā)育對(duì)農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)的影響有賴于地權(quán)的穩(wěn)定，且不會(huì)因鄉(xiāng)村非正式規(guī)范的介入而被削弱。

上述發(fā)現(xiàn)為中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化轉(zhuǎn)型，尤其是熟人內(nèi)部的農(nóng)地流轉(zhuǎn)也趨向有償化提供了邏輯自洽的解釋。新型經(jīng)營主體發(fā)育不僅通過直接或間接轉(zhuǎn)入農(nóng)地?cái)U(kuò)大農(nóng)地有償流轉(zhuǎn)“增量”，還通過競爭機(jī)制或示范效應(yīng)優(yōu)化熟人內(nèi)部流轉(zhuǎn)交易的“存量”。這為厘清市場機(jī)制、非正式規(guī)范、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中扮演的角色，以及三者的關(guān)系提供了證據(jù)。農(nóng)戶偏好熟人內(nèi)部交易以及由此達(dá)成的非正式契約事實(shí)上是市場機(jī)制不完善的結(jié)果，此時(shí)習(xí)俗、鄉(xiāng)土倫理等非正式規(guī)范成為補(bǔ)充性治理規(guī)則。然而，農(nóng)地供給方一旦獲得合適的外部機(jī)會(huì)，熟人社會(huì)非正式制度治理的基礎(chǔ)將被削弱，營利性動(dòng)機(jī)和市場型交易會(huì)相繼出現(xiàn)，而這一轉(zhuǎn)型離不開完善的產(chǎn)權(quán)制度作為支撐。為了進(jìn)一步規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化轉(zhuǎn)型，本文建議著力培育或引進(jìn)專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型經(jīng)營主體。在穩(wěn)定農(nóng)戶家庭承包經(jīng)營權(quán)的基礎(chǔ)上，引導(dǎo)農(nóng)村土地向新型經(jīng)營主體集中；充分發(fā)揮新型經(jīng)營主體的價(jià)格釋放功能和農(nóng)地市場競爭機(jī)制，倒逼熟人間的非正式交易向正規(guī)的市場交易收斂；在建立靈活的市場機(jī)制的同時(shí)，賦予農(nóng)戶更加有保障的承包經(jīng)營權(quán)，通過農(nóng)地確權(quán)全覆蓋為農(nóng)村土地的市場化流轉(zhuǎn)提供強(qiáng)有力的法律保障。