集體行動、風險分擔與土地流轉(zhuǎn)

楊 融,張永峰,路 瑤

(南京大學 經(jīng)濟學院,江蘇 南京 210093)

一、引言

中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積增速持續(xù)下滑是不爭的事實。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部數(shù)據(jù)顯示,2013 年中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積為3.41 億畝,同比增長22.66%;然而到了2019 年,在農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積僅占全國耕地面積1/3 的情形下,土地流轉(zhuǎn)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(nóng)戶而言,土地不僅僅是最重要的生產(chǎn)資料,更是農(nóng)戶穩(wěn)定就業(yè)的保障,同時還承載著經(jīng)濟增長功能和民生保障功能[1]。因此,從理論上看,在農(nóng)村剩余勞動力大量脫離農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的背景下,制約農(nóng)地轉(zhuǎn)出的關(guān)鍵因素也從農(nóng)戶個人特征和家庭特征等內(nèi)部因素轉(zhuǎn)變到社會保障水平和地權(quán)穩(wěn)定性等外部環(huán)境方面。實際上,中國社會保障制度建設(shè)盡管起步較晚但發(fā)展迅速,尤其是到2020 年,全國基本養(yǎng)老保險、失業(yè)保險、工傷保險參保人數(shù)分別達到9.67 億人、2.05 億人、2.54 億人,醫(yī)療保險參保人數(shù)更是達13.54 億人,參保覆蓋面穩(wěn)定超過95%。與此同時,得益于農(nóng)地“三權(quán)分置”改革,在土地承包權(quán)上分離出來的土地經(jīng)營權(quán)也為農(nóng)地流轉(zhuǎn)創(chuàng)造了條件,尤其是在2013 年開啟的新一輪農(nóng)地確權(quán)頒證工作,進一步強化了農(nóng)村土地地權(quán)的穩(wěn)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(quán)穩(wěn)定性不斷強化的情境下,中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)進程仍然出現(xiàn)增速持續(xù)下降的現(xiàn)實困境。

事實上,在信息不完全和信息不對稱的條件下,農(nóng)村土地在流轉(zhuǎn)過程中以及流轉(zhuǎn)后必然產(chǎn)生各種風險。首先是失地和失業(yè)風險[2-3]。如果土地流轉(zhuǎn)后的經(jīng)營收入小于預期收入,農(nóng)戶將在一定時期失去經(jīng)營權(quán)并可能永久失去依附在土地上的固定資產(chǎn)[4];更重要的是,當農(nóng)民的生存與發(fā)展需求不能在社會保障與就業(yè)上得到滿足時,流轉(zhuǎn)帶來的土地過度集中必然會損害農(nóng)民的生存權(quán)[5]。其次是耕地質(zhì)量下降風險[5-6]。土地經(jīng)營者出于利潤最大化考慮,有動機不顧農(nóng)戶的長遠利益改變土地的用途,用高回報率的經(jīng)濟作物代替糧食生產(chǎn),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(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)會產(chǎn)生由制度安排本身引發(fā)的機會主義行為,使土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)存在土地投機的風險[1]。此外,土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)過程中存在農(nóng)民主體性缺失,多方逐利刺激下的“合謀”必然會損害農(nóng)戶的利益[7]。而土地流轉(zhuǎn)作為一種市場行為,由土地流轉(zhuǎn)引致的土地糾紛、耕地質(zhì)量下降等風險很大程度上由農(nóng)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(shù)據(jù)證實了風險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策及轉(zhuǎn)入規(guī)模均具有顯著的抑制作用。

農(nóng)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(jīng)歷不足進一步削弱了農(nóng)村居民識別風險的能力。因此,與一般的經(jīng)濟主體相比,農(nóng)民的風險規(guī)避傾向更強[10-12]。為了減輕風險沖擊所帶來的不利影響,農(nóng)戶往往采用基于社會網(wǎng)絡(luò)的非正規(guī)風險分擔機制,通過集體行動實現(xiàn)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(xiāng)土社會的基層結(jié)構(gòu)是一種“差序格局”,即“社會關(guān)系是逐漸從一個人一個人推出去的,是私人聯(lián)系的增加,社會關(guān)系是一根根私人聯(lián)系所構(gòu)成的網(wǎng)絡(luò)”[15]。因此,在正規(guī)風險應對機制缺失的背景下,中國農(nóng)戶在很大程度上依靠基于社會網(wǎng)絡(luò)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(wǎng)絡(luò)、集體行動、團結(jié)程度等維度都對農(nóng)戶風險的非正規(guī)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(nóng)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(zhuǎn)風險,提高農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿,是促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)風險進而促進土地轉(zhuǎn)出的邏輯關(guān)系。已有對土地流轉(zhuǎn)影響因素的研究大多集中在農(nóng)戶的個人和家庭特征、社會保障水平和地權(quán)穩(wěn)定性等方面。但社會保障水平不斷提高、地權(quán)穩(wěn)定性不斷強化仍然未能扭轉(zhuǎn)中國農(nóng)村土地大面積閑置的困境。究其原因在于,中國農(nóng)村居民天然具有風險厭惡的傾向抑制了土地高效流轉(zhuǎn)[19]。因此,從農(nóng)村居民風險偏好類型出發(fā),研究集體行動如何規(guī)避農(nóng)地流轉(zhuǎn)風險進而促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)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(diào)查微觀數(shù)據(jù)彌補了這一點,同時為理解中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率低下提供了新的視角。第二,通過選取治安環(huán)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(nèi)生性問題。實際上,在集體行動顯著影響土地流轉(zhuǎn)的同時,土地流轉(zhuǎn)可能通過示范效應反過來影響農(nóng)村居民是否參與集體行動。當土地流轉(zhuǎn)收益高時,其他農(nóng)村居民會跟隨流轉(zhuǎn);反過來,當土地流轉(zhuǎn)收益低時,其他農(nóng)村居民則會拒絕土地流轉(zhuǎn)。為了解決反向因果導致的內(nèi)生性問題,借鑒Keele[20]的設(shè)定,本文選取治安環(huán)境作為集體行動的工具變量進行了穩(wěn)健性檢驗,有效提高了基準模型估計結(jié)果的可靠性。第三,本文證實了集體行動在促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中可能存在“搭便車”行為,由此導致集體行動盡管對農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有促進作用,但也提高了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的交易時間成本,更有可能出現(xiàn)協(xié)商失靈。由此得到的政策啟示是,充分發(fā)揮集體行動在促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中正面作用的同時,需要建立健全集體協(xié)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(gòu)成的集團、共同利益、集體決策、制度安排[21]。其中,個體構(gòu)成的集團指的是集體行動由存在相互依賴關(guān)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(xiàn)而進行的協(xié)商;制度安排則是集體行動實現(xiàn)的具體執(zhí)行方式[21-23]。首先,就個體構(gòu)成的集團來看,由于農(nóng)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(nóng)思想的束縛,農(nóng)戶在市場中往往處于弱勢地位[24]。通過將農(nóng)戶個體塑造成集團,可以提高農(nóng)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(chǔ)上的集體組織,在決定是否流轉(zhuǎn)土地時,為了盡可能降低土地流轉(zhuǎn)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(nóng)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(guī)避土地流轉(zhuǎn)風險提供了制度保障。實際上,土地流轉(zhuǎn)中的失地風險、耕地質(zhì)量下降風險以及利潤分配風險很大程度上是由土地流轉(zhuǎn)中的制度安排不健全引起的。例如,田先紅等[25]研究發(fā)現(xiàn),風險分擔市場缺失和管理成本過高會降低農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)的績效。而趙雪雁等[6]認為,非正規(guī)風險分擔機制是甘南高原農(nóng)戶應對風險的最重要手段,提高社會網(wǎng)絡(luò)緊密度與支持能力可以增加農(nóng)戶非正規(guī)風險分擔行為的發(fā)生概率。因此,健全高效的制度安排是降低土地流轉(zhuǎn)風險的重要保障?；谏鲜龇治?提出假說H1:

H1:集體行動通過分攤土地轉(zhuǎn)出風險,促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)。

劉易斯[26]認為,發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率遠低于工業(yè)生產(chǎn)率,存在現(xiàn)代化工業(yè)和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)并存的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。在中華人民共和國成立初期,為加快積累工業(yè)發(fā)展資金,國家有意抬高工業(yè)品價格并降低農(nóng)產(chǎn)品價格,形成工農(nóng)產(chǎn)品價格剪刀差。工農(nóng)產(chǎn)品不等價交易使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)剩余長期遭受不公平定價,進一步導致工農(nóng)業(yè)之間形成長期巨大的工資差異,外出非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間也存在巨大收入差距,且這種情況還在持續(xù)擴大[27]。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù),2000 年中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)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(zhèn)居民人均可支配收入為4.38 萬元,農(nóng)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(xiāng)收入分化的宏觀背景下,小農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地從事純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿逐步消退。更多的農(nóng)戶傾向轉(zhuǎn)包土地以期在獲得土地財產(chǎn)性收入的同時,通過轉(zhuǎn)移就業(yè)獲得工資性收入,實現(xiàn)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(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的背景下,盡管集體行動有助于規(guī)避農(nóng)地流轉(zhuǎn)中可能存在的風險,但無法抑制農(nóng)戶轉(zhuǎn)移就業(yè)以尋求更高的貨幣性收入?；谏鲜龇治?提出假設(shè)H2:

H2:集體行動在促進土地轉(zhuǎn)出的同時可能會抑制農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入。

一方面,處于不同生命周期的農(nóng)戶對土地的依賴程度并不相同,衰退期的農(nóng)戶由于缺乏足夠的養(yǎng)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(nóng)戶大多經(jīng)歷過大饑荒時代,對土地表現(xiàn)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(tǒng)。因此,集體行動對處于衰退期農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響相對更微弱。另一方面,從事非農(nóng)工作的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口大部分時間居住在城市,無法對流轉(zhuǎn)后的土地進行有效監(jiān)管,土地違約使用和過度開發(fā)的風險更大。為了避免土地流轉(zhuǎn)后的失地風險、違約風險和利潤分配風險,農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口大多選擇將土地閑置。在集體行動的條件下,盡管農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口自身不能對流轉(zhuǎn)后的土地進行監(jiān)管,但其共同行動人可以彌補農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口監(jiān)管的缺失,規(guī)避土地流轉(zhuǎn)后土地承包方的機會主義行為,保障流轉(zhuǎn)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(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的土地轉(zhuǎn)出行為?；谏鲜龇治?提出假說H3:

H3:集體行動對處于成長期和穩(wěn)定期農(nóng)戶以及轉(zhuǎn)移就業(yè)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿更加顯著。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調(diào)查”項目(CHFS)。CHFS 最早的數(shù)據(jù)是2011 年,目前可公開使用的最新年份數(shù)據(jù)是2019 年,考慮到2019 年CHFS 數(shù)據(jù)中部分變量的不可獲得性,因而本文使用的是2015 年數(shù)據(jù)。2015 年CHFS 涵蓋全國29 個省(自治區(qū)、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(nóng)戶風險規(guī)避傾向主要抑制了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出意愿[8,28],而集體行動更多的是通過塑造利益共同體規(guī)避土地轉(zhuǎn)出風險,進而促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出,因此,本文的核心被解釋變量為土地轉(zhuǎn)出。土地轉(zhuǎn)出為虛擬變量,假定農(nóng)戶轉(zhuǎn)出了承包地則虛擬變量土地轉(zhuǎn)出等于1,否則等于0。

2.核心解釋變量。目前學術(shù)界對如何衡量農(nóng)村居民集體行動尚未形成統(tǒng)一的定論。本文用172個地級市“土地轉(zhuǎn)出對象”為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機構(gòu)”等市場主體占全部土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶比例衡量。與將土地流轉(zhuǎn)給普通農(nóng)戶不同,如果土地流轉(zhuǎn)對象為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機構(gòu)”,說明有較多的農(nóng)村居民將土地流轉(zhuǎn)給同一主體,那么將土地流轉(zhuǎn)給同一主體的農(nóng)村居民事實上形成了利益共同體,共同承擔土地流轉(zhuǎn)風險,產(chǎn)生風險規(guī)避效應[29]。此外,為了進一步增加估計結(jié)果的客觀性,本文同時用“轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例重新構(gòu)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(nóng)村集體行動的代理變量具有較高的合理性。

3.控制變量。農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)決策受農(nóng)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(nóng)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(nóng)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(zhì);土地特征控制變量包括土地質(zhì)量、土地是否適用機械化操作;勞動特征控制變量包括農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)和農(nóng)業(yè)勞動時間。此外,農(nóng)地確權(quán)強化了土地的產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性,因而會對農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生顯著影響;農(nóng)戶經(jīng)歷的土地征地次數(shù)同樣影響農(nóng)戶的權(quán)屬意識,頻繁的土地征收會弱化地權(quán)穩(wěn)定性,影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策;養(yǎng)老保險具有替代土地流轉(zhuǎn)后的保障功能,對土地流轉(zhuǎn)具有促進作用?？紤]到以上方面,本文在模型中進一步控制了三組變量:農(nóng)地確權(quán)、征地經(jīng)歷和養(yǎng)老保險。

表1 報告了變量的描述性統(tǒng)計分析。可以看出,土地轉(zhuǎn)出的均值為0.127,表明全部樣本中僅有不到兩成農(nóng)戶將自己的土地轉(zhuǎn)包出去,即中國當前土地流轉(zhuǎn)發(fā)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(zhuǎn)出的農(nóng)戶中,僅有19.2%的農(nóng)村居民通過集體行動進行,絕大部分仍然是農(nóng)戶自身單獨進行流轉(zhuǎn)。在個人特征中,村干部的均值為0.029,即大部分為普通農(nóng)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(jù)第七次全國人口普查結(jié)果顯示,中國人口的平均年齡為38.8 歲,低于農(nóng)村居民年齡均值,表明農(nóng)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(nóng)村居民已婚;工作性質(zhì)的均值為0.239,即全部樣本中純農(nóng)戶占比在30%左右。養(yǎng)老保險的均值為0.670,表明大部分農(nóng)戶具有養(yǎng)老保險。土地質(zhì)量的均值為2.661,機械化操作的均值為0.390,征地經(jīng)歷的均值為0.131,農(nóng)地確權(quán)的均值為0.337。

表1 描述性統(tǒng)計分析

(三)模型設(shè)定

1.基準回歸模型?；鶞驶貧w采用OLS 估計,基準回歸模型設(shè)定如下:

式(1)中tdzc表示土地轉(zhuǎn)出,jtxd代表集體行動程度,X代表農(nóng)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(nóng)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?；鶞驶貧w結(jié)果的客觀性,本文進一步采用三階段最小二乘法進行穩(wěn)健性檢驗,三階段最小二乘法模型構(gòu)建如下:

式(2)用集體行動來解釋農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響,其中tdzc表示土地轉(zhuǎn)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(jié)果,其中結(jié)果第1列是未添加控制變量情形下集體行動對土地轉(zhuǎn)出行為的估計值,結(jié)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(nóng)業(yè)勞動特征控制變量情形下集體行動對土地轉(zhuǎn)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(nóng)地轉(zhuǎn)出的系數(shù)估計值為0. 071,在1%水平下顯著,即集體行動顯著促進了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出傾向,提高了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。其中的原因在于,農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策本身是一種市場行為,農(nóng)戶在轉(zhuǎn)出土地獲得股權(quán)性或者貨幣性收入的同時,必須承擔土地轉(zhuǎn)出后的失地、耕地質(zhì)量下降以及土地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出風險的顧慮與擔憂,農(nóng)村居民寧愿將土地閑置也不愿意將土地轉(zhuǎn)出,由此導致中國農(nóng)村土地存在大面積撂荒。作為規(guī)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(nóng)戶的議價能力,一定程度克服土地轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出方的信息不對稱,更有助于形成監(jiān)管合力,確保轉(zhuǎn)出后的土地按契約使用,將土地轉(zhuǎn)出風險最小化。由此,集體行動表現(xiàn)出對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)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(jié)果有偏提供了證據(jù)。借鑒Altonji et al.[30]和Oster[31]的方法,通過估計系數(shù)值的變化來間接估算模型的偏誤多大程度來自參數(shù)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(shù),然后計算遺漏變量偏誤系數(shù)。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(shù)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(shù)估計值,假定等于βB;最后,根據(jù)Altonji et al.給出的公式σ=|βB/(βA-βB)|計算得出遺漏變量偏誤系數(shù)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(shù)與僅含有核心解釋變量的估計系數(shù)差別越小,這樣由于遺漏變量導致的系數(shù)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(jié)果第1 列是未增加控制變量下集體行動對土地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(shù)σ大于1。也就是說,基準回歸中由于遺漏變量導致估計結(jié)果有偏的可能性較小,即基準回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題。需要指出來的是,農(nóng)地流轉(zhuǎn)在農(nóng)村催生了新的農(nóng)民階層和新的農(nóng)民經(jīng)濟組織方式,并顯著改善了農(nóng)村社會生態(tài)系統(tǒng)中行動者參與集體行動的條件,由此提高了農(nóng)村集體行動能力[21]。農(nóng)村中廣泛存在的鄰里效應致使通過集體行動促進的農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生示范作用。也就是說,集體行動與農(nóng)地轉(zhuǎn)出可能互為因果,即集體行動在促進土地流轉(zhuǎn)的同時,反過來集體行動本身也會受到農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響?？紤]到模型可能存在反向因果的內(nèi)生性問題,本文選取村集體治安環(huán)境作為集體行動的工具變量重新進行估計,治安環(huán)境用“對社區(qū)治安管理滿意度”衡量。通常來講,集體行動程度越高的地區(qū),居民往往更加團結(jié),治安環(huán)境也更好,即集體行動顯著影響當?shù)氐闹伟箔h(huán)境。此外,已有的研究大多表明土地流轉(zhuǎn)受農(nóng)戶個人及家庭特征[32-33]、社會保障因素[34-35]和地權(quán)穩(wěn)定性[36]等因素影響,與當?shù)刂伟箔h(huán)境無關(guān)。因此,選取治安環(huán)境作為集體行動的工具變量滿足相關(guān)性和排他性的要求,具有較高的合理性。同時,本文用AndersonLM統(tǒng)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(tǒng)計值檢驗是否存在弱工具變量,用Sargan統(tǒng)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(wěn)健性檢驗結(jié)果。

表3 考慮工具變量的穩(wěn)健性檢驗

從表3 的AndersonLM統(tǒng)計值、Cragg-Donald WaldF統(tǒng)計值、Sargan統(tǒng)計值可以看出,選取治安環(huán)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(huán)境作為工具變量是合理的。同時,不論是用“土地轉(zhuǎn)出對象”為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機構(gòu)”等市場主體占全部轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例作為核心解釋變量,還是用“轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例作為集體行動的代理變量,集體行動對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的估計值均在1%水平下顯著為正。因此,在解決內(nèi)生性問題后,估計結(jié)果同樣支持基準回歸的結(jié)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出土地農(nóng)戶比例代替“土地轉(zhuǎn)出對象”為“專業(yè)大戶”“家庭農(nóng)場”“農(nóng)民合作社”“村集體”“公司或企業(yè)”“中介機構(gòu)”等市場主體占全部土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶比例?！捌渌迕駧印焙汀按寮w推動”同樣可以有效衡量農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)是否是集體行為,因而選其作為農(nóng)村集體行動的代理變量具有較高的合理性。二是將“家庭農(nóng)場”在集體行動中排除。由于“家庭農(nóng)場”并不一定是集體行動的結(jié)果,因而本文進一步將土地轉(zhuǎn)出至“家庭農(nóng)場”的樣本剔除在集體行動之外重新進行穩(wěn)健性檢驗。表4報告了替換核心解釋變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)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(nóng)場”排除,集體行動對土地轉(zhuǎn)出的估計值均顯著為正,與基準回歸結(jié)果一致,即集體行動程度的提高可以顯著促進農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出這一結(jié)論具有較高的可信度。

表4 替換解釋變量的穩(wěn)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(guān)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(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的邊際影響,估計結(jié)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(nóng)戶土地轉(zhuǎn)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(wěn)健性檢驗進一步證實了基準回歸結(jié)果的客觀性,即集體行動顯著促進了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為。

表5 替換估計方法的穩(wěn)健性檢驗

(三)異質(zhì)性檢驗

由于基準回歸結(jié)果反映的是集體行動對全體農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)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(nóng)戶的異質(zhì)性影響,從而干擾對集體行動與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策因果關(guān)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(zhì)農(nóng)戶的異質(zhì)性影響。

1.生命周期異質(zhì)性。處于不同生命周期的農(nóng)戶對土地的依賴程度并不相同,尤其是在城鄉(xiāng)收入分化的背景下,新生代農(nóng)民工從事農(nóng)業(yè)相關(guān)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(wěn)定期(30～60 歲)和衰退期(60 歲以上)農(nóng)戶的異質(zhì)性影響,檢驗結(jié)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(nóng)戶和穩(wěn)定期農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的系數(shù)估計值均大于其對衰退期農(nóng)戶的系數(shù)估計值,3SLS 估計方法顯示出同樣的結(jié)論。由此表明,與處于衰退期的農(nóng)戶相比,集體行動更有可能促進成長期和穩(wěn)定期農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策。其中的原因在于,對處于衰退期的農(nóng)戶而言,自身積累的財富水平不足以支撐長遠的養(yǎng)老規(guī)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(nóng)村老齡人口經(jīng)歷過大饑荒時代,土地由于被物化而產(chǎn)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(tài),“退而不休”在農(nóng)村老齡人口中表現(xiàn)尤為明顯。因此,集體行動對處于衰退期農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響相對更微弱。

表6 生命周期異質(zhì)性檢驗

2.工作性質(zhì)異質(zhì)性。根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2019 年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》顯示,2019 年全國農(nóng)民工總量達到2.90 億。與2009 年的2.29 億相比,10 年間中國農(nóng)民工數(shù)量增長了6 099 萬人。同時,國務(wù)院在2014 年印發(fā)的《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020)》中提出“實現(xiàn)1 億左右農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口和其他常住人口在城鎮(zhèn)落戶”的目標,進一步推動了農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)移。農(nóng)業(yè)人口大規(guī)模向城市轉(zhuǎn)移,致使農(nóng)村土地大量閑置,嚴重弱化了農(nóng)村土地資源配置效率。能否有序推進農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)移后土地高效流轉(zhuǎn),成為制約農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營和現(xiàn)代化發(fā)展的關(guān)鍵之一。有鑒于此,本文檢驗了集體行動對純農(nóng)戶和轉(zhuǎn)移就業(yè)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的差異影響,檢驗結(jié)果如表7 所示。

表7 工作性質(zhì)異質(zhì)性檢驗

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

(四)作用機制

1.失地風險。理論上講,集體行動促進農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的關(guān)鍵在于實現(xiàn)風險分擔,平滑土地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出土地的主要原因”中的“擔心流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)后失地風險的代理變量進行檢驗。假定“未轉(zhuǎn)出土地的主要原因”中選擇“擔心流轉(zhuǎn)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(nóng)戶土地轉(zhuǎn)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(jié)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(nóng)村居民集體行動的提高顯著降低了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)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(shù)估計值仍然顯著為負。也就是說,集體行動確實起到了實現(xiàn)風險分擔,降低土地流轉(zhuǎn)風險的作用。同時,表8 第3 列和第4列的估計結(jié)果表明,失地風險對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的系數(shù)估計值顯著為負,即失地風險顯著抑制了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)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(nóng)戶的議價能力,顯著降低了土地轉(zhuǎn)出后的失地風險,而失地風險越低,農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿越強烈。因此,“集體行動—失地風險下降—土地轉(zhuǎn)出增加”的作用路徑得到驗證。

2.土地質(zhì)量下降風險。同樣需要指出來的是,土地轉(zhuǎn)出后,承包方為了實現(xiàn)自身利益最大化,有過度使用農(nóng)藥、化肥的動機,而農(nóng)藥和化肥的過度使用在短期提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的同時,也給土地質(zhì)量帶來了難以逆轉(zhuǎn)的損害。根據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)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(fā)展中國家的印度,同樣遠高于美國和日本等發(fā)達國家。過高的化肥消費量不僅侵蝕了土地質(zhì)量,同時也造成了農(nóng)業(yè)面源污染。有鑒于此,本文使用化肥支出作為土地質(zhì)量下降風險的代理變量,檢驗“集體行動—土地質(zhì)量損耗風險下降—土地轉(zhuǎn)出意愿提升”的作用機制,檢驗結(jié)果如表9 所示。

表9 土地質(zhì)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(shù)估計值顯著為負,即集體行動顯著降低了土地轉(zhuǎn)出后土地轉(zhuǎn)包方的化肥支出,對土地轉(zhuǎn)包后的土地質(zhì)量損耗風險具有顯著的規(guī)避作用。與此同時,在結(jié)果第3 列和第4 列,化肥支出對土地轉(zhuǎn)出的邊際影響顯著為負,即化肥支出越高,農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿越微弱。由此可知,通過集體行動形成的監(jiān)管合力顯著降低了由化肥過度支出引起的土地質(zhì)量損耗風險,而土地質(zhì)量損耗風險的下降進一步促進了農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策。由此,“集體行動—土地質(zhì)量損耗風險下降—土地轉(zhuǎn)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(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入? 除了關(guān)注集體行動對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的邊際影響外,分析集體行動對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的邊際效用有助于全面理解集體行動在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中的客觀作用?；诖?本文進一步檢驗集體行動對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的邊際影響,檢驗結(jié)果如表10所示。

表10 集體行動對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)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(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的系數(shù)估計值均顯著為負,即集體行動可能對農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入決策表現(xiàn)出顯著的抑制作用。可能的解釋是,土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出代表兩種不同的就業(yè)傾向,其背后蘊含的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風險也截然不同。農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地不僅可以獲得財產(chǎn)性收入,同時可以通過非農(nóng)就業(yè)獲取工資性收入,實現(xiàn)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(zhuǎn)出相比,土地轉(zhuǎn)入盡管在一定程度上可以推進土地的規(guī)?；?jīng)營,但農(nóng)戶經(jīng)營的土地規(guī)模越大,受自然災害和農(nóng)產(chǎn)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(xiāng)絕對收入差距持續(xù)擴大的背景下,農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的意愿更低。因此,集體行動表現(xiàn)出對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的抑制作用。實際上,在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展要求下,傳統(tǒng)的種田能手已經(jīng)無法適應農(nóng)業(yè)集中化和規(guī)?；a(chǎn)的需要,因而政府層面更加傾向鼓勵土地向農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體流轉(zhuǎn),而集體行動情境下農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入方向正是這一類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。因此,集體行動表現(xiàn)出對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策的阻抑作用暗含著土地轉(zhuǎn)入方向已經(jīng)從傳統(tǒng)的種田能手轉(zhuǎn)變?yōu)楦黝愋滦娃r(nóng)業(yè)經(jīng)營主體,這本身也是農(nóng)業(yè)現(xiàn)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(fā)起集體行動,由此導致集體行動會誘發(fā)集體成員的“搭便車”行為,一個突出表現(xiàn)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(zhuǎn)出以及由土地轉(zhuǎn)出推進的工商資本下鄉(xiāng)使得農(nóng)村中傳統(tǒng)的鄉(xiāng)土關(guān)系受到?jīng)_擊甚至被經(jīng)濟關(guān)系替代,導致村民之間信任與關(guān)系網(wǎng)絡(luò)被破壞,由此不斷削弱農(nóng)戶對村莊的歸屬感,最終提高了農(nóng)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(zhuǎn)意愿到最終簽訂流轉(zhuǎn)合同,您家花費了多長時間?”作為土地流轉(zhuǎn)交易時間成本的代理變量,以檢驗集體行動在促進農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出中是否存在“搭便車”行為,檢驗結(jié)果如表11 所示。

表11 集體行動對土地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出交易時間的系數(shù)估計值均顯著為正。土地流轉(zhuǎn)交易時間數(shù)值“1”表示“簽訂流轉(zhuǎn)合同”時間“少于1 個月”,數(shù)值“6”表示“簽訂流轉(zhuǎn)合同”時間“大于24 個月”,即土地流轉(zhuǎn)交易時間數(shù)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(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的交易時間成本?？赡艿慕忉屖?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(xiàn)的“搭便車”行為,由此導致集體行動在促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出中出現(xiàn)協(xié)商失靈,并提升土地轉(zhuǎn)出的交易時間成本。

五、結(jié)論與建議

本文基于農(nóng)戶風險厭惡的視角,利用2015 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗了集體行動對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響,研究結(jié)果表明:集體行動程度的提高顯著促進了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策,但對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入行為存在抑制作用。此外,集體行動對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的促進作用對處于成長期和穩(wěn)定期的農(nóng)戶以及農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體表現(xiàn)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(zhuǎn)出意愿提升”和“ 集體行動—土地質(zhì)量損耗風險下降—土地轉(zhuǎn)出意愿提升”。進一步研究發(fā)現(xiàn),集體行動提高了農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的交易時間成本,意味著集體行動在促進農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出中可能存在“搭便車”行為。

農(nóng)村土地大面積撂荒嚴重制約了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。為了進一步促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn),推動農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營和現(xiàn)代化生產(chǎn),基于本文的研究結(jié)論,應當作好如下幾點:一是充分發(fā)揮村集體的引導作用,提高農(nóng)村居民土地流轉(zhuǎn)集體行動程度。目前中國農(nóng)村地區(qū)集體行動程度仍然偏低,未能有效發(fā)揮村集體在組織引導土地流轉(zhuǎn)過程中的作用。根據(jù)2015 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,在172 個被調(diào)查的地級市中,僅有不到兩成的農(nóng)村居民通過集體行動進行土地流轉(zhuǎn),絕大部分仍然是農(nóng)戶自身單獨進行土地流轉(zhuǎn)。因此,需要充分發(fā)揮村集體的引導作用,提高農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。二是積極推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)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(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口土地流轉(zhuǎn)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(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就業(yè)服務(wù)和職業(yè)技能培訓,提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入城鎮(zhèn)的能力,推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化,通過農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化減少農(nóng)村土地撂荒面積,提高農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。三是健全集體行動協(xié)商機制。本文的研究結(jié)果表明,集體行動在分擔土地流轉(zhuǎn)風險促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)的同時,提高了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易時間成本。因此,需要建立健全集體行動協(xié)商機制,降低土地流轉(zhuǎn)的時間成本,提高農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率。