普蓂喆，鄭風(fēng)田，

中國(guó)人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院， 北京 100872

初始稟賦、土地依賴與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為分析

——基于23省5 165個(gè)農(nóng)戶樣本的實(shí)證分析

普蓂喆，鄭風(fēng)田，

中國(guó)人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院， 北京 100872

摘要：土地轉(zhuǎn)出關(guān)乎農(nóng)民生計(jì)，初始土地稟賦會(huì)影響農(nóng)戶土地依賴程度進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的差異。本文基于2012年清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院“百村調(diào)查”中的5 165個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶初始土地?fù)碛辛繉?duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響，實(shí)證結(jié)果表明初始土地?fù)碛辛吭蕉嗟霓r(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出概率越低。農(nóng)戶土地經(jīng)營(yíng)積極性差異、土地面積閥值的地區(qū)和村莊差異進(jìn)一步說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)土地有較大程度的依賴。利用中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析初始土地?cái)?shù)量對(duì)土地轉(zhuǎn)出的作用機(jī)制，結(jié)果表明較高的初始土地?fù)碛辛客ㄟ^(guò)增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入降低了土地轉(zhuǎn)出概率，非農(nóng)就業(yè)水平和社會(huì)保障水平并不能解釋由于初始土地?fù)碛辛枯^高而帶來(lái)的土地轉(zhuǎn)出低概率。

關(guān)鍵詞：初始土地?cái)?shù)量； 土地依賴； 土地轉(zhuǎn)出； 農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入

一、引言與文獻(xiàn)回顧

土地是農(nóng)民賴以為生的最重要資產(chǎn)，土地轉(zhuǎn)出意味著土地風(fēng)險(xiǎn)緩沖功能的喪失，直接影響農(nóng)戶生計(jì)，同時(shí)土地流轉(zhuǎn)也關(guān)乎農(nóng)村發(fā)展和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。目前許多研究分析了交易成本[1]、農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)[2]、非農(nóng)就業(yè)[3][4]、土地產(chǎn)權(quán)[5]6-16等對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿或行為的影響，但忽略了一個(gè)重要因素就是土地本身。不論是因?yàn)椤皯偻痢鼻榻Y(jié)還是土地的多功能性，廣大農(nóng)民表現(xiàn)出對(duì)土地較強(qiáng)的依賴性，所以土地是影響農(nóng)戶行為的關(guān)鍵因素。農(nóng)戶所持有土地的不同稟賦特征會(huì)通過(guò)影響附著于土地上的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)、勞動(dòng)需求和生計(jì)保障等活動(dòng)進(jìn)一步影響農(nóng)戶的農(nóng)地處置行為。

已有研究在分析農(nóng)戶土地稟賦對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為的影響上是有爭(zhēng)議的。理論上來(lái)看，土地稟賦理論認(rèn)為農(nóng)戶的土地稟賦效應(yīng)具有人格依賴性、情感依賴性和生存依賴性等，普遍存在著的稟賦效應(yīng)是抑制土地流轉(zhuǎn)的主要原因，農(nóng)戶的承包地越少，稟賦效應(yīng)越高，越難以參與土地流轉(zhuǎn)[5]6-16。交易成本收益理論認(rèn)為，土地稟賦對(duì)土地調(diào)整的影響體現(xiàn)在土地調(diào)整的成本收益上，人均土地較少的地方，土地調(diào)整的成本高，但土地調(diào)整獲得的收益受制于較小的土地規(guī)模，使得農(nóng)民放棄對(duì)土地調(diào)整的要求；當(dāng)人均土地規(guī)模較大、實(shí)現(xiàn)收益對(duì)調(diào)整成本的覆蓋時(shí)，農(nóng)戶才有土地調(diào)整的需求[6]11-19。一些實(shí)證研究直接或者間接支持了上述理論判斷，勞均土地?cái)?shù)量與土地轉(zhuǎn)入有顯著負(fù)相關(guān)[3]，規(guī)模大的農(nóng)戶比小規(guī)模的農(nóng)戶有更強(qiáng)的土地流出意愿[4]，純農(nóng)戶中土地規(guī)模與土地轉(zhuǎn)出呈正相關(guān)，越依賴于農(nóng)業(yè)以及小規(guī)模經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶越難以參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)，等等[5]6-16。然而也有一部分研究得出了相反的結(jié)論，土地流轉(zhuǎn)確實(shí)增加了農(nóng)戶土地經(jīng)營(yíng)面積[7]，農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)是有效率的，前期生產(chǎn)效率越高的農(nóng)戶，土地轉(zhuǎn)入的規(guī)模和比率越高[8]。事實(shí)上也有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)了土地流轉(zhuǎn)可能存在循環(huán)累積效應(yīng)[9]，原來(lái)耕種面積多的農(nóng)戶越愿意轉(zhuǎn)入土地，面積較少的農(nóng)戶越愿意轉(zhuǎn)出土地。矛盾之處說(shuō)明目前的研究對(duì)土地稟賦影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的結(jié)果和機(jī)制的認(rèn)識(shí)都比較缺乏。從流轉(zhuǎn)機(jī)制看，當(dāng)前的研究沒(méi)能很好地解釋土地轉(zhuǎn)出到底是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)積極性降低而導(dǎo)致的主動(dòng)放棄，還是農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入不足以維持生計(jì)的被動(dòng)選擇。從流轉(zhuǎn)結(jié)果上來(lái)看，如果土地向本身土地稟賦較強(qiáng)的農(nóng)戶聚集，流轉(zhuǎn)存在循環(huán)累積效應(yīng)，可能會(huì)出現(xiàn)富者愈富、窮者愈窮的農(nóng)村內(nèi)部分化現(xiàn)象，如果土地由大戶向小戶流出，土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的優(yōu)勢(shì)就難以體現(xiàn)。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出關(guān)乎農(nóng)戶對(duì)土地依賴程度、資源配置、農(nóng)村發(fā)展等深層次問(wèn)題，若不能清楚地分析土地稟賦對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響，不利于把握土地流轉(zhuǎn)的長(zhǎng)期趨勢(shì)，也難以對(duì)潛在問(wèn)題提早預(yù)防。

筆者認(rèn)為以往實(shí)證研究存在著兩個(gè)問(wèn)題。第一，很少單獨(dú)研究初始土地稟賦與土地轉(zhuǎn)出的關(guān)系，通常將土地?cái)?shù)量(或人均土地?cái)?shù)量)作為控制變量加入實(shí)證模型，這樣的分析方法忽略了土地稟賦與農(nóng)戶特征之間的內(nèi)在聯(lián)系[4][5]，多重共線性問(wèn)題可能導(dǎo)致初始土地?fù)碛辛康挠绊憻o(wú)法識(shí)別。第二，已有研究多基于某個(gè)地區(qū)的農(nóng)戶樣本進(jìn)行分析，不具有全國(guó)代表性，得到的研究結(jié)論可能不具有一般性，例如，黃祖輝與王建英等(2014)的研究采用的是江西省2011年325戶稻農(nóng)的調(diào)查數(shù)據(jù)，陳海磊與史清華等(2014)采用的是2004-2010年山西農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，張忠明與錢(qián)文榮(2013)采用的是江浙地區(qū)841個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)，鐘文晶與羅必良(2013)采用的是2011年廣東省調(diào)查的271份農(nóng)戶數(shù)據(jù)。

本文關(guān)注初始土地稟賦對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響，利用清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年全國(guó)“百村調(diào)查”5 165個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，實(shí)證結(jié)果表明初始土地稟賦更高的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出概率越低，在此基礎(chǔ)上從土地依賴的角度分析了土地稟賦對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為的作用機(jī)制。文章余下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分介紹數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述；第三部分展示初始土地?fù)碛辛颗c土地轉(zhuǎn)出關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果；第四部分探討初始土地?fù)碛辛颗c土地轉(zhuǎn)出關(guān)系的作用機(jī)制；第五部分總結(jié)研究結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2012年清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院組織的“百村調(diào)查”。該調(diào)查以問(wèn)卷調(diào)研為主要形式，分為村級(jí)調(diào)查、農(nóng)戶調(diào)查。其中村級(jí)調(diào)查以調(diào)查表為主，農(nóng)戶調(diào)查以結(jié)構(gòu)性問(wèn)卷為主，按村莊花名冊(cè)抽樣10%～15%的農(nóng)戶進(jìn)行訪談，每個(gè)自然村不低于15份問(wèn)卷。調(diào)查范圍覆蓋全國(guó)23個(gè)省、直轄市、自治區(qū)共205個(gè)村莊，訪問(wèn)5 165個(gè)農(nóng)戶。本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自其中的農(nóng)戶數(shù)據(jù)。

(二)變量選擇

初始土地稟賦特征為關(guān)鍵自變量，用農(nóng)戶自有承包地?cái)?shù)量來(lái)衡量*土地稟賦除了土地?cái)?shù)量之外還應(yīng)包括土地質(zhì)量，但由于數(shù)據(jù)限制，本文只能獲取到初始土地的數(shù)量情況，加之以往研究多集中于土地?cái)?shù)量，本文僅關(guān)注土地?cái)?shù)量。。土地稟賦與農(nóng)戶特征之間存在的內(nèi)在聯(lián)系可能會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，為了避免這個(gè)問(wèn)題，采用農(nóng)戶自有承包地?cái)?shù)量來(lái)表示農(nóng)戶的初始土地稟賦。自有承包地?cái)?shù)量早在20世紀(jì)80或90年代村集體分配時(shí)已經(jīng)決定，與農(nóng)戶后期決策無(wú)關(guān)，該變量能較好地反映初始土地稟賦特征，也能在一定程度上避免由于后期土地調(diào)整導(dǎo)致的因果聯(lián)立問(wèn)題?？紤]農(nóng)戶對(duì)土地的依賴程度，進(jìn)一步設(shè)置人均自有承包地?cái)?shù)量[5]6-16 [10]65-75[11]10-26來(lái)補(bǔ)充檢驗(yàn)。土地轉(zhuǎn)出行為是二值因變量，0表示自種或者撂荒，1表示部分轉(zhuǎn)出或者全部轉(zhuǎn)出。

控制變量包含三個(gè)層次：第一部分的控制變量衡量被訪者的個(gè)人特征和家庭特征，個(gè)人特征包括性別、年齡、受教育程度，家庭特征包括撫養(yǎng)比*撫養(yǎng)比是指家庭中非勞動(dòng)力數(shù)量與勞動(dòng)力人數(shù)量之比。[2][12]；第二部分為村級(jí)特征，用是否是城郊村表示；第三部分為地區(qū)控制變量，根據(jù)所在省份不同分為東、中、西部地區(qū)。所有變量的含義及設(shè)置如表1所示。對(duì)基本控制變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析，除了初始土地?cái)?shù)量與人均土地?cái)?shù)量之外，其他變量相關(guān)系數(shù)均在0.5以下，初始土地?cái)?shù)量與人均土地?cái)?shù)量不會(huì)同時(shí)放在回歸方程中，因此不會(huì)存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題(表2)。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

所有樣本農(nóng)戶中有土地轉(zhuǎn)出行為的有622戶，占樣本總數(shù)的12.09%。土地轉(zhuǎn)出概率與村莊位置和地區(qū)分布密切相關(guān)。從村莊分布上來(lái)看，城郊型村莊的土地轉(zhuǎn)出比較較高，城郊型

表1　變量描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)來(lái)源：2012年清華大學(xué)“百村”調(diào)查數(shù)據(jù)

表2　基礎(chǔ)變量相關(guān)系數(shù)分析

數(shù)據(jù)來(lái)源：2012年清華大學(xué)“百村”調(diào)查數(shù)據(jù)

村莊農(nóng)戶的土地自種和撂荒比例比非城郊型低約3%，轉(zhuǎn)出比率比非城郊型農(nóng)戶高約4%(圖1)。從地區(qū)分布上來(lái)看，土地轉(zhuǎn)出比例按照東、中、西部的順序逐漸遞減，東部地區(qū)的土地自種和撂荒比率為82.07%，中部和西部地區(qū)的比例分別為87.20%和88.58%，東部地區(qū)的土地轉(zhuǎn)出比例為17.93%，分別比中部地區(qū)和西部地區(qū)高5.13%、6.51%(圖2)?？偟膩?lái)看土地轉(zhuǎn)出比例并不高，這可能與較早的調(diào)查年份有關(guān)。

圖1　不同村莊類(lèi)型農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出比例比較

圖2　不同地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出比例比較

自營(yíng)農(nóng)戶和轉(zhuǎn)出農(nóng)戶在初始土地?fù)碛辛可嫌忻黠@差異。自營(yíng)農(nóng)戶的平均初始自有承包地?cái)?shù)量為8.71畝，比轉(zhuǎn)出農(nóng)戶高出2.07畝；自營(yíng)農(nóng)戶的平均初始人均自有承包地?cái)?shù)量為2.12畝，比轉(zhuǎn)出農(nóng)戶高0.75畝(圖3)。根據(jù)這一比較進(jìn)行初步判斷，初始土地?fù)碛辛枯^多的農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的傾向較低，初始土地?fù)碛辛枯^小的農(nóng)戶則表現(xiàn)出更高的土地轉(zhuǎn)出傾向。

圖3　自營(yíng)農(nóng)戶和土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶初始土地?fù)碛辛勘容^

三、初始稟賦與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為

(一)實(shí)證模型

由于關(guān)注的土地轉(zhuǎn)出變量為二值虛擬變量，土地轉(zhuǎn)出行為可以用下面的Logit回歸方程來(lái)決定：

Logit[p/(1-p)]=α0+β1land_endowment+γZ+μ

(1)

其中，p表示土地部分轉(zhuǎn)出或者全部轉(zhuǎn)出，把土地自種或者撂荒的設(shè)為基準(zhǔn)組；初始土地稟賦land_endowment分別用自有承包地?cái)?shù)量和人均自有承包地初始土地?cái)?shù)量來(lái)表示；Z表示控制變量；μ為誤差項(xiàng)；βi為本文關(guān)注的主要變量。

(二)初始土地稟賦與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為

考慮農(nóng)戶的初始土地?fù)碛星闆r對(duì)土地流轉(zhuǎn)行為的影響，采用逐漸加入控制變量的方法進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。利用方差膨大因子(VIF)檢驗(yàn)方程(1)-(6)的多重共線性問(wèn)題，VIF值均小于3，說(shuō)明回歸中的多重共線性問(wèn)題在可接受的范圍內(nèi)，回歸的結(jié)果是可靠的。

表3　自有承包地?cái)?shù)量與土地轉(zhuǎn)出行為：Logit基礎(chǔ)回歸

注：1.*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01; 2.回歸系數(shù)下一行為Z統(tǒng)計(jì)量

從表中可以看出，農(nóng)戶自有承包地?cái)?shù)量與土地轉(zhuǎn)出呈負(fù)相關(guān)，人均自有承包地?cái)?shù)量與土地轉(zhuǎn)出呈負(fù)相關(guān)，兩者均具有統(tǒng)計(jì)顯著性，且結(jié)果是穩(wěn)健的。以往研究認(rèn)為，土地?cái)?shù)量越多，土地對(duì)農(nóng)戶的稟賦效應(yīng)越低，會(huì)促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)[5]6-16，但本文的實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)戶初期占有的土地?cái)?shù)量越多，當(dāng)期轉(zhuǎn)出土地的概率越低。除此之外，總體上來(lái)看當(dāng)前進(jìn)行的土地流轉(zhuǎn)起到了讓資源向優(yōu)勢(shì)農(nóng)戶聚集的作用，與土地流轉(zhuǎn)的目標(biāo)相一致。從控制變量上來(lái)看，受教育程度與土地轉(zhuǎn)出顯著正相關(guān)，說(shuō)明受教育程度越高，農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出可能性越高，這與已有研究結(jié)論相一致[2][12]，受教育程度越高的農(nóng)戶具有更強(qiáng)的非農(nóng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，轉(zhuǎn)出土地的概率也就越大。撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為正，即農(nóng)戶家庭中老人小孩的數(shù)量越多，土地轉(zhuǎn)出的概率越大，可能的原因在于，撫養(yǎng)比較高意味著農(nóng)戶家庭可用勞動(dòng)力數(shù)量較少，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收益率較低，家庭傾向于將有限的勞動(dòng)力投入到回報(bào)率更高的非農(nóng)行業(yè)，以滿足家庭的生存需要。

基礎(chǔ)回歸結(jié)果表明，初始土地稟賦較高的農(nóng)戶進(jìn)行土地轉(zhuǎn)出的概率較低，這與目前一部分研究結(jié)論并不一致，但本文的研究結(jié)果能與當(dāng)前土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模不斷擴(kuò)大、土地經(jīng)營(yíng)效率不斷提高的結(jié)果取得一致性，使用全國(guó)面上調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析也相較過(guò)去的研究結(jié)果更為可靠。

四、初始土地?fù)碛辛拷档屯恋剞D(zhuǎn)出概率的機(jī)制探析

為什么較高的初始土地稟賦會(huì)導(dǎo)致較低的土地轉(zhuǎn)出概率？進(jìn)一步探討初始土地?fù)碛辛拷档屯恋亓鞒龈怕实臋C(jī)制有助于加深我們對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)和土地流轉(zhuǎn)行為的認(rèn)識(shí)。農(nóng)戶對(duì)土地有較高的依賴，土地的不同特征影響農(nóng)戶的土地依賴程度，進(jìn)一步可能導(dǎo)致土地轉(zhuǎn)出行為的差異。根據(jù)這個(gè)思路，考慮土地具有的多功能性和數(shù)據(jù)的可得性，本部分試從農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)需求和土地生計(jì)保障三個(gè)角度分析農(nóng)戶對(duì)土地的依賴程度，進(jìn)一步分析土地稟賦如何通過(guò)這三個(gè)方面影響農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策。

(一)初始土地?fù)碛辛颗c土地依賴

農(nóng)戶的土地依賴表現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，利用土地進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)本身會(huì)帶來(lái)一定的農(nóng)業(yè)收入，家庭日常開(kāi)銷(xiāo)依賴于農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入；第二，獲取農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入除了土地之外還需要?jiǎng)趧?dòng)力投入，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)需求會(huì)將一部分家庭勞動(dòng)力固定在土地上；第三，土地充當(dāng)一定的生計(jì)保障作用。為了檢驗(yàn)以上三種可能的土地依賴路徑，利用數(shù)據(jù)中的農(nóng)業(yè)收入、外出務(wù)工情況和農(nóng)村社保參保情況來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)*正文中僅呈現(xiàn)自由承包地?cái)?shù)量的檢驗(yàn)結(jié)果，人均自有承包地?cái)?shù)量的檢驗(yàn)結(jié)果類(lèi)似，如有需要請(qǐng)向作者索取。，回歸結(jié)果如表4所示。

表4　自由承包地?cái)?shù)量與農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)需求和土地生計(jì)保障

*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01

首先，初始土地?fù)碛辛颗c當(dāng)年農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)業(yè)純收入的對(duì)數(shù)和農(nóng)業(yè)純收入所占比重的系數(shù)均顯著為正；其次，初始土地?fù)碛辛繉?duì)家庭非農(nóng)就業(yè)水平的影響為正，家庭外出務(wù)工人數(shù)和外出務(wù)工人數(shù)占比的系數(shù)顯著為正，這一結(jié)果與預(yù)期相反；最后，初始土地?fù)碛辛颗c農(nóng)戶參保水平之間沒(méi)有顯著聯(lián)系，農(nóng)戶家庭成員新農(nóng)保參保率和新農(nóng)合參保率的系數(shù)為負(fù)，但沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。每個(gè)回歸均利用方差膨大因子(VIF)檢驗(yàn)，VIF值均小于3，說(shuō)明回歸中的多重共線性問(wèn)題在可接受的范圍內(nèi)，回歸結(jié)果是比較可靠的。估計(jì)結(jié)果說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)土地的依賴主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入上。對(duì)勞動(dòng)力的依賴與預(yù)期相反，這可能與中國(guó)農(nóng)業(yè)投入內(nèi)卷化現(xiàn)象有關(guān)，土地生計(jì)保障的檢驗(yàn)也沒(méi)有得到驗(yàn)證。

農(nóng)民對(duì)土地的依賴性還表現(xiàn)在對(duì)土地經(jīng)營(yíng)的投入度上，因此進(jìn)一步分析初始土地?fù)碛辛繉?duì)農(nóng)戶當(dāng)前土地經(jīng)營(yíng)行為的影響?？紤]對(duì)參與農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、加入農(nóng)業(yè)合作社和貸款行為的影響，估計(jì)結(jié)果如表5所示。(1)、(2)列表明，初始土地?fù)碛辛吭酱蟮霓r(nóng)戶，參與農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的概率越高；(3)、(4)列的估計(jì)系數(shù)不顯著，說(shuō)明初始土地?fù)碛辛颗c農(nóng)戶參與合作社行為并無(wú)顯著聯(lián)系，這可能與國(guó)內(nèi)合作社發(fā)展不規(guī)范有關(guān)；(5)、(6)列估計(jì)結(jié)果表明，初始土地?fù)碛辛吭酱蟮霓r(nóng)戶，進(jìn)行貸款的概率越大。簡(jiǎn)單的分析表明，初始土地?fù)碛辛吭蕉嗟霓r(nóng)戶，參與技術(shù)培訓(xùn)和貸款的概率越大，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的積極性越高，也就是說(shuō)農(nóng)戶本身對(duì)于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性是比較高的，放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能是由于初始稟賦不足導(dǎo)致的被動(dòng)選擇。

表5　自有承包地?cái)?shù)量與農(nóng)戶土地經(jīng)營(yíng)行為

注：1.*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01; 2.回歸系數(shù)下一行為Z統(tǒng)計(jì)量

以上兩個(gè)部分的檢驗(yàn)說(shuō)明，農(nóng)戶對(duì)土地有一定依賴性。目前三種依賴路徑中只有農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入得到驗(yàn)證，但本文主要想探索的是初始土地稟賦降低農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出概率的機(jī)制，OLS回歸結(jié)果不顯著并不能完全說(shuō)明作用機(jī)制不存在，更為準(zhǔn)確的分析需要通過(guò)中介作用檢驗(yàn)得到。

(二)初始稟賦、土地依賴與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出

根據(jù)上文的分析，初始土地稟賦作用于農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為存在三種可能的作用機(jī)制：第一，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入，初始土地?cái)?shù)量越大的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入越多，當(dāng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入能夠滿足家庭生計(jì)時(shí)，農(nóng)戶不會(huì)轉(zhuǎn)出土地；第二，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)需求，一定數(shù)量的土地需要匹配相應(yīng)數(shù)量的勞動(dòng)力才能獲得農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收益，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)需求會(huì)將一部分家庭勞動(dòng)力固定在土地上，較高的初始土地?fù)碛辛繉?duì)應(yīng)較高的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)占比，家庭中絕大多數(shù)人都在土地上勞作，土地轉(zhuǎn)出的可能性也不高；第三，土地生計(jì)保障，初始土地?fù)碛辛吭酱竽軌驗(yàn)檗r(nóng)戶提供的保障作用越強(qiáng)，轉(zhuǎn)出土地的意愿降低。農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)需求和土地生計(jì)保障在影響農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出決策過(guò)程中實(shí)際上起到了中介作用。

采用溫忠麟(2004)的中介變量檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析[13]，檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在?？紤]創(chuàng)業(yè)意向是二元因變量*一般的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方式多用于處理連續(xù)變量。，根據(jù)劉紅云、駱?lè)降?2013)的建議對(duì)估計(jì)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化之后再進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)[14]。表3的回歸結(jié)果已經(jīng)說(shuō)明初始土地稟賦對(duì)土地轉(zhuǎn)出的直接效應(yīng)是顯著的，對(duì)間接效應(yīng)需要在第三部分表4的基礎(chǔ)上增加初始土地稟賦進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果如表6所示。

表6　自有承包地?cái)?shù)量、土地依賴與土地轉(zhuǎn)出

*P<0.1; **P<0.05;***P<0.01

首先，考慮初始土地?fù)碛辛康挠绊懩軌蛟诙啻蟪潭壬嫌赊r(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入來(lái)解釋，見(jiàn)(1)、(2)列，農(nóng)業(yè)純收入的對(duì)數(shù)和農(nóng)業(yè)純收入占比的系數(shù)在1%的水平上顯著且為負(fù)，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)初始土地?fù)碛辛康南禂?shù)從表3的顯著為負(fù)變得不顯著，說(shuō)明農(nóng)業(yè)純收入具有顯著的完全中介效應(yīng)。其次，考慮非農(nóng)就業(yè)水平是否能夠解釋土地大戶較低的土地流出概率，見(jiàn)(3)、(4)列，外出務(wù)工人數(shù)和外出務(wù)工人數(shù)占比的系數(shù)盡管與預(yù)期相反，但均顯著，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著，自有承包地?cái)?shù)量的系數(shù)再加入外出務(wù)工情況之后仍然顯著，說(shuō)明外出務(wù)工人數(shù)在自由承包地?cái)?shù)量對(duì)土地轉(zhuǎn)出概率的影響中起到部分中介作用。但外出打工情況在人均自有承包地?cái)?shù)量對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中的中介作用并不顯著*計(jì)算結(jié)果可向作者申請(qǐng)。。最后，考慮農(nóng)戶參保情況與土地轉(zhuǎn)出之間的中介作用，表4中社會(huì)保障的系數(shù)不顯著，見(jiàn)(5)、(6)列，需要通過(guò)Sobel檢驗(yàn)來(lái)判斷中介效應(yīng)的作用。在自有承包地?cái)?shù)量和土地轉(zhuǎn)出的關(guān)系中，新農(nóng)保為中介變量的Sobel檢驗(yàn)T統(tǒng)計(jì)量為0.28，雙側(cè)檢驗(yàn)的P值為0.776，說(shuō)明在自有承包地?cái)?shù)量對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中，參與新農(nóng)保的中介作用不顯著；自有承包地?cái)?shù)量與土地轉(zhuǎn)出的關(guān)系中，以新農(nóng)合參與為中介的Sobel檢驗(yàn)T統(tǒng)計(jì)量為0.063，雙側(cè)檢驗(yàn)的P值為0.949，說(shuō)明在自有承包地?cái)?shù)量對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中，參與新農(nóng)合的中介作用不顯著。以上回歸均利用方差膨大因子(VIF)檢驗(yàn)多重共線性問(wèn)題，VIF值均小于3，說(shuō)明回歸中的多重共線性問(wèn)題在可接受的范圍內(nèi)，回歸結(jié)果是比較可靠的?？偟膩?lái)看在三個(gè)可能的作用機(jī)制中，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入的作用機(jī)制得到了驗(yàn)證，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力固定和農(nóng)地保障功能機(jī)制沒(méi)有得到驗(yàn)證。

農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入能夠解釋初始土地稟賦較高農(nóng)戶表現(xiàn)出的低土地轉(zhuǎn)出概率，這說(shuō)明農(nóng)戶本身其實(shí)是愿意從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的，當(dāng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)能夠滿足生存需要時(shí)，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率下降。土地稟賦理論將以地立命與以農(nóng)為生、以農(nóng)為業(yè)并列起來(lái)[5]，得到初始土地?fù)碛辛吭叫?，稟賦效應(yīng)越強(qiáng)，越不愿意轉(zhuǎn)出，進(jìn)而得出與實(shí)際相反的結(jié)論。從實(shí)證結(jié)果得出，初始土地?fù)碛辛繎?yīng)當(dāng)作為農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的前提而存在，是決定家庭是否從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的關(guān)鍵因素，而非并列因素。農(nóng)戶脫離農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)是需要付出成本的，包括習(xí)得非農(nóng)就業(yè)技能和脫離傳統(tǒng)鄉(xiāng)土網(wǎng)絡(luò)的物質(zhì)和心理成本，在農(nóng)戶進(jìn)行土地經(jīng)營(yíng)決策時(shí)，如果農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收益足夠高，超過(guò)脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的凈收益，農(nóng)戶則不會(huì)選擇放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

初始土地?cái)?shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的固定作用并不存在，并且家庭非農(nóng)就業(yè)水平越高，土地轉(zhuǎn)出的概率越大。原因在于，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力無(wú)法轉(zhuǎn)出的主要原因在于非農(nóng)就業(yè)市場(chǎng)的不完善，而在于非農(nóng)業(yè)部門(mén)的勞動(dòng)力需求。中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)普遍是精耕細(xì)作，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入內(nèi)卷化，當(dāng)非農(nóng)就業(yè)市場(chǎng)不完善，無(wú)法為農(nóng)村勞動(dòng)力提供非農(nóng)崗位時(shí)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力就無(wú)法轉(zhuǎn)出。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，非農(nóng)就業(yè)市場(chǎng)愈發(fā)完善，為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力提供了大量的就業(yè)崗位。由于以往勞動(dòng)力過(guò)密投入與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力周期流動(dòng)等原因，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)受勞動(dòng)力流動(dòng)的影響并不大，因此即便初始土地?fù)碛辛枯^大，也不影響勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)。

土地具有生計(jì)保障功能，但是初始土地?fù)碛辛康呢S裕程度對(duì)農(nóng)民養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)參與的影響并不顯著，可能的原因在于土地生計(jì)保障功能與農(nóng)村社會(huì)保障并不是一種替代關(guān)系，農(nóng)村社會(huì)保障滿足了農(nóng)戶的養(yǎng)老和醫(yī)療需求，但難以取代土地給農(nóng)戶的人格依賴性、情感依賴性[5]。

(三)不同地區(qū)、村莊類(lèi)型下土地閥值估算

上述分析表明初始土地?cái)?shù)量能夠使農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)滿足農(nóng)戶生產(chǎn)需要時(shí)，農(nóng)民不愿意將土地流轉(zhuǎn)出去，仍然傾向于從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)。實(shí)際上這種互相關(guān)關(guān)系應(yīng)當(dāng)存在一個(gè)閥值，家庭初始土地面積低于某一閥值，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難以維持家庭生計(jì)，會(huì)選擇轉(zhuǎn)出土地外出務(wù)工或兼業(yè)經(jīng)營(yíng)，或選擇轉(zhuǎn)入土地增加經(jīng)營(yíng)規(guī)模，也就是說(shuō)農(nóng)戶會(huì)在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)所得和家庭勞動(dòng)力非農(nóng)機(jī)會(huì)收入之間進(jìn)行選擇。土地?cái)?shù)量的閥值是土地生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所得相當(dāng)于外出非農(nóng)務(wù)工收入時(shí)的農(nóng)地規(guī)模[15]。根據(jù)蔡瑞林、陳萬(wàn)明(2015)提出的土地最小必要規(guī)模計(jì)算方法，可以計(jì)算土地?cái)?shù)量閾值，由于閥值在不同地區(qū)及異質(zhì)個(gè)體中均存在差異，故估算了不同地區(qū)、村莊類(lèi)型的閥值，計(jì)算結(jié)果如表7所示*限于篇幅，計(jì)算結(jié)果可向作者申請(qǐng)。。東部地區(qū)土地稟賦閥值城郊(16.66畝)與非城郊(15.77畝)差異并不明顯，可能的原因在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較為均衡。中西部地區(qū)城郊型村莊的土地經(jīng)營(yíng)以經(jīng)濟(jì)作物為主，收入明顯高于非城郊型村莊，其土地?cái)?shù)量閥值明顯低于非城郊型。土地稟賦閥值在不同地區(qū)和村莊類(lèi)型下的差異進(jìn)一步說(shuō)明了農(nóng)戶的土地依賴特點(diǎn)。

表7　不同地區(qū)、不同村莊類(lèi)型土地門(mén)檻值估算

五、結(jié)論與啟示

土地流轉(zhuǎn)的目標(biāo)是在保護(hù)農(nóng)民權(quán)益的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，近年來(lái)全國(guó)各地的土地流轉(zhuǎn)實(shí)踐為檢驗(yàn)這一標(biāo)準(zhǔn)提供了豐富的資料，以往的理論和實(shí)證研究在初始土地稟賦與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的關(guān)系認(rèn)識(shí)上是有爭(zhēng)議的。本文利用全國(guó)面上農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)分析農(nóng)戶初始土地?fù)碛辛繉?duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響，實(shí)證結(jié)果表明初始土地?fù)碛辛吭蕉嗟霓r(nóng)戶，轉(zhuǎn)出土地的概率越低。農(nóng)戶的土地依賴主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入上，不同地區(qū)和村莊類(lèi)型土地面積閥值的差異能夠體現(xiàn)這一點(diǎn)。中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，初始土地稟賦主要通過(guò)增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入而降低了土地轉(zhuǎn)出概率，非農(nóng)就業(yè)水平和社會(huì)保障水平并不能解釋由于初始土地?fù)碛辛枯^高而帶來(lái)的土地轉(zhuǎn)出低概率。

本文研究可以帶來(lái)以下幾點(diǎn)啟示：第一，在初始土地?fù)碛辛孔銐虻那闆r下，農(nóng)戶是愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的，當(dāng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)無(wú)法滿足基本生計(jì)時(shí)，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)意愿降低，因此在土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中，除了強(qiáng)調(diào)非農(nóng)就業(yè)等市場(chǎng)因素之外，土地本身的條件對(duì)激勵(lì)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)也有至關(guān)重要的作用，較好的土地稟賦條件，是農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的前提。第二，當(dāng)前的土地流轉(zhuǎn)是符合土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的要求和趨勢(shì)的，以往研究對(duì)初始土地?fù)碛辛颗c土地流轉(zhuǎn)關(guān)系的分析是有偏差的，其作用結(jié)果與土地流轉(zhuǎn)的初衷相背離。本文采用全國(guó)代表性數(shù)據(jù)證明以往的認(rèn)識(shí)偏差確實(shí)存在，當(dāng)前土地流轉(zhuǎn)活動(dòng)確實(shí)促進(jìn)了農(nóng)村資源流動(dòng)和聚集，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。第三，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、土地保障功能和農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)都是制約土地流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵要素。初始土地?fù)碛辛客ㄟ^(guò)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入自動(dòng)調(diào)節(jié)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)行為，促進(jìn)農(nóng)地向生產(chǎn)效率更高的主體聚集；土地具有生計(jì)保障功能，農(nóng)村社會(huì)保障并不能取代土地保障功能，但土地保障功能和社會(huì)保障機(jī)制的不完善都會(huì)加劇農(nóng)民對(duì)農(nóng)地的依賴，不利于土地流轉(zhuǎn)；農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)取決于非農(nóng)就業(yè)市場(chǎng)的發(fā)育程度，促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)必須以發(fā)展非農(nóng)就業(yè)市場(chǎng)為前提。

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責(zé)任編輯胡章成

Initial Endowment, Land Reliance and Land Outward Transferin Rural China——Evidence from 5165 Rural Households in 23 Provinces

PU Ming-zhe, ZHENG Feng-tian

(SchoolofAgricultureEconomicsandRuralDevelopment,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China)

Abstract:Land outward transferring impacts peasants’ livelihood. Initial land endowment will lead to different land outward transferring behaviors by influencing land reliance. This paper, based on a 5165-sample survey organized by Tsinghua University in 2012, explores the influence of initial land amount of rural household on the current land outward transferring behavior. Empirical estimations have confirmed that a bigger land amount would increase the probability of land outward transferring. The difference in land management motivation and land area thresholds implied a great land reliance of peasants. Intermediary effect tests show that agricultural income has played an interactive mediation role in the negative relationship between initial land amount and land transferring-out. Besides, low probability could not be explained by non-agricultural migrant working and social security. Rural households owning more lands are more engaged in agricultural activities.

Key words:initial land amount; land reliance; land outward transfer; agricultural income

作者簡(jiǎn)介：普蓂喆，中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院博士生，研究方向?yàn)檗r(nóng)村治理、糧食儲(chǔ)備及農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)；鄭風(fēng)田，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)檗r(nóng)村治理、糧食安全、食品安全。

收稿日期：2015-09-16

中圖分類(lèi)號(hào)：F301

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1671-7023(2016)01-0042-09