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三分公司场:耕地保护与生态文明建设

李星光:基于PSM法评价政府对农地流转规模的影响

发布时间:2015-12-14 14:50文章来源:bet9官网中国土地公司 打印

李星光 刘军弟 霍学喜

(西北农林科技大学 西部农村发展研究中心 陕西杨凌 712100

 

 

一、问题的提出

小规模经营农户存在一系列问题,如小生产与大市场的矛盾,农产品买难卖难以及食品安全质量难以监控等,因此,适度规模经营是实现农业现代化、组织化、标准化的必然选择。然而,实践中农户参与农地流转的比例不大,热情不高(叶剑平,2008)。许多学者发现,农地产权残缺严重制约了土地这一生产要素在产业间和产业内的流动(张宗亮,2010;陈卫平,郭定文,2006)。在产权明晰且自由流动的情况下,土地同资本、劳动等生产要素结合,可以创造巨大财富,而问题在于农地制度处于国家权力的控制之下,导致农地资源配置效率低下,浪费现象严重(刘承韪,2012)。根据国务院发展研究中心农村部的研究(2013),全国农地流转发生率偏低,2006年仅有4.57%,2008年为8.6%。尽管近几年流转率有加快的趋势,但截止2011年仅达到17.80%。因此,研究哪些因素影响农地流转规模,特别是政府组织农地流转对流转规模的影响具有十分重要的意义。

为了更清楚地认识这一问题,首先梳理建国以来中国农地产权制度的变迁。回顾建国以来农地制度的变迁,大体可以分为“土地农民私有制—以人民公社为标志的土地集体所有制—均分土地的家庭联产承包责任制—土地适度规模流转的再集体化”等阶段(赵敏,2009)。新中国成立后,土地改革完成了农村土地由地主私有向农民私有的转变,政府的威望和声誉达到空前高度。随后,为完成工业化的资本积累,国家引导农民从个体经济走向合作经济,迅速完成从生产互助组到初级合作社,再到高级合作社,最后到人民公社的转变。这一过程不仅联合了分散农户的生产活动,归并了其主要财产,而且取消了农民的财产权利和经济自由(周其仁,1995)。实际上,国家通过土改运动把政党意志融入农地产权。从法律角度看,普通农户接受了国家赠予的原本属于地主的土地,也就认可了其无偿没收农村私人财产的权力,从而把个人财产的最终决定权交到国家手中(刘承韪,2012)。之后全国范围内的粮食危机逼迫国家作出让步,包产到户获得合法承认。家庭联产承包责任制实质上是一种土地集体所有、家庭经营的制度安排(陈剑波,2006),实现了农地所有权和经营权的分离,成为农业发展的内在驱动力。而这也造成了农地产权结构的模糊不清,这种有意的制度模糊给政府干预农地使用预留充足的空间(Peter Ho,2008)。

二、文献回顾

学者们关于农地流转中政府作用的研究主要集中在政府为什么介入农地流转,政府在这一过程中的角色和作用以及如何发挥作用等三方面。

主线之一是围绕“政府为什么介入农地流转”这一问题,学者们主要从四方面展开。第一,农村土地集体所有,权利主体虚化,引起农地产权结构不清晰(赵敏,2009)。农地这种财产权属的模糊,带来各主体间的关系不顺、层次不清等问题,进而导致农地流转的内生动力不足,极大地限制了农地流转的规模(朱贵新等,2003)。第二,土地流转的中介服务组织缺乏,资源配置效率较低(张军,2007)。农地流转中介交易平台较少,“不想种地的找不到买方,想种地的找不到卖方”的矛盾突出,影响了农地资源的自由流动和合理配置(徐菁菁,2009)。第三,相关法律规定的不协调和不完善阻碍了农地流转市场的发展(陈驰,2009)。不完全的农地产权提高了市场交易成本,从而降低了流转净收益,进而抑制农地流转市场的发育,限制了农地的供应和需求(钱忠好,2002)。第四,农地流转的市场机制尚不完善,流转数量和规模较低(钱忠好,2003)。覃美英等(2007)指出,较高的交易成本、农地的社会保障功能和非农就业的不稳定抑制农地供给,而农业收益较低制约着农地的需求。

主线之二是围绕“政府在这一过程中的角色和作用”来展开。廖洪乐(2012)利用Logit模型和多元线性回归模型分析农户兼业对农地流转的影响时发现,一些地方的农地流转受到行政干预。乡镇政府是现有体制框架下最基层的政府组织,不仅指导和协调着范围越来越大的农地流转,还在农村建设用地流转中发挥协助和积极开发的作用,而省市县政府往往扮演着主导和决策的角色(吴越,2009)。尽管基层政府通常在土地流转中充当着组织管理者和服务者的角色,但在职责履行过程中存在角色越位和服务缺位等问题(方宇,2014)。更值得注意的是,乡镇政府往往通过集体组织来控制乡村,村委会既充当流转的中介,还是双方的代理人,且自身利益需求越发强烈(孔祥智等,2013)。此外,不同地区经济发展水平不同,农地流转市场的发育程度不同,从而使得各地政府所扮演的角色存在差异,带来土地流转模式不同(伍振军等,2011)。房金秋(2010)则把目前农地流转中政府角色分为主导型、干预型、中介型、冷漠型和阻碍型等,并指出政府不同的角色定位对农地流转的影响各不相同。邵捷(2012)具体分析了政府行为对农地流转的影响,把影响因素集中在外部大环境因素和政府自身内部因素等。

主线之三是围绕“政府怎样组织土地流转”。包产到户后,国家公权力开始从农村社会撤退,村委会成为基层政府在农村社会的派驻机构和代理人。在农地流转中,政府需要村委会积极执行农地政策,保障农户合法权益,进而获取农户政治支持,而村委会有自身的行为目标,追求自身利益最大化(宋辉,2013)。浙大卡特中心和浙江省农业厅联合课题组(2001)通过对浙江省农地流转的调查发现,村集体可以在土地整理、组织协调、监测管理、招商引资等方面发挥积极作用。刘亚丁等(2011)也认为,村委会有必要提供农地流转的信息服务、中介协调服务和咨询指导服务等。但是,在农村社会阶层分化日益明显的背景下,不同群体与土地利益关系不同,基层政治精英阶层拥有体制优势,可能攫取农地流转的收益,进而影响土地流转的效率(田先红等,2013)。

最后,学者们针对土地流转规模的研究,首先是明确何为有效的农地流转。黄雅敏(2003)指出农地流转过程中农村产业结构和就业结构、农业劳动力等变化适应生产力发展要求就是有效率的。金松青(2007)在前人研究的基础上加入农业生产能力和土地禀赋两个因素后发现,土地流转规模同生产能力和非农就业机会正相关。研究印度西孟加拉邦土地改革计划后,DeiningerJinetal(2008)发现,土地所有权和市场发育程度显著影响土地流转效率。Jacoby Hanan G等人(2006)对巴基斯坦土地租赁市场的研究发现,合同不完整和流转期限不确定带来土地长期投资的不足影响流转效率。

以上文献对基层政府组织农地流转的动因、行为等进行了较为充分的讨论,但是,仍然存在一些缺陷。从研究方法上看,大多数研究采用多元线性回归模型、Logit模型等,忽视了不同类型农户间的差异,本文采用倾向匹配法研究政府在农地流转过程中对流转规模的影响差异,在一定程度上考虑处理组和对照组间的异质性。从研究内容上看,现有研究主要是针对传统粮区,而土地价值受地面作物价值的影响,多年生高价值作物的土地流转情况可能存在一定差异。陆文聪等(2007)在研究上海市农地流转供求关系时发现,农民对土地需求不足是制约粮田流转的原因,而缺乏有效供给严重制约菜田的土地流转。从研究视角上看,本文在分析农地流转有效供给的基础上构建了政府组织对农地流转规模影响的理论框架。为完成以上目标,本文分为六部分:第一部分,问题的提出,主要介绍研究的背景;第二部分,文献回顾,主要是梳理国内外研究现状;第三部分,理论分析及研究假设;第四部分,描述性统计分析,主要介绍数据来源及调查样本的相关情况;第五部分,实证分析,主要是利用PSM法定量研究农地流转中政府组织对流转规模的影响;第六部分,结论和讨论,主要针对模型结果进行分析,并提出相关政策建议。

三、理论分析及研究假设

政府组织型农地流转是指农地流转通过乡镇组织或村组织联系来完成,这种流转途径称之为制度化渠道。而农户自发型农地流转是指农地流转通过农户自己或乡亲联系来完成,称之为人际关系渠道。此外,农户流转土地的途径还包括通过中介组织的联系,称之为中介渠道。然而,在本次调查中竟无一个农户通过中介渠道完成土地流转,这与陈成文等(2012)的调查结果一致。因此,本文所研究的土地流转渠道仅包括制度化渠道和人际关系渠道。

本文借鉴陆文聪等(2007)的研究思路和方法,构建本文的理论分析框架。在农地流转过程中,农户的目标是通过成本—收益分析来追求自身利益最大化。农户从事非农产业的净收益超过从事农业生产的净收益时,农户才有可能放弃农业生产。弃耕农户只有当流转土地的净收益超过持有土地的净收益时,才愿意转让农地。假设R为农地供给者获得的收益, r1为农户的主观贴现率(对土地使用权未来价值的主观评估),C1为机会成本,即农户转出土地后损失的农业收益,C2为流转土地时搜寻交易对象等的交易成本,表示供给农地的总成本,因此,农地有效供给的表达式:(陆文聪,朱志良2007)

家庭联产承包责任制实施以来,贯穿农村改革主线的是国家公权力从农村社会撤退,土地承包经营权逐渐发育。细分农地产权后,农户重新获得农地的使用权、收益权和转让权,而农地所有权却归集体所有,在一定程度上造成农地产权的残缺。通常,产权通过预期影响人们的经济行为,而农地产权残缺方便了政府干预农地的使用,这使得政府可能通过侵犯农地产权来影响农户的预期(主观贴现率)并改变农户的流转行为。考虑农地流转实际情况,本文认为政府组织型农地流转和农户自发型农地流转主要因为村委会是否介入、是否签订正式契约以及流转期限等三方面的差异造成农户规避农地流转风险的能力的不同,进而影响农户的主观贴现率。由此提出研究假设一:村委会是否介入、是否签订正式契约以及流转期限影响农地流转规模。从有效供给的收益角度看,本文的研究假设二:流转租金影响农地流转规模

不同的产权约束显著影响着一个经济的交易成本。包产到户重新界定了农户的财产权利,但农户对农地权利的一部分被删除,这些缺失的权利实际处于国家的控制之下,因此,政府影响着农地流转的交易成本,由此提出研究假设三:交易成本影响着农地流转规模。所谓农地流转的交易成本,通常是指为了完成一项农地流转的市场交易,农户有必要发现和谁交易、告知别人自身的交易意愿及交易条件等,然后双方进行谈判和讨价还价,并拟定契约、实施监督等保证交易执行。威廉姆森认为,由于有限理性、机会主义倾向和资产专用性等原因,真实世界的交易成本一般为正,具体包括事前的交易成本,主要是指签订契约和明确双方责任义务等的费用,以及契约签订后的执行和监督成本等。总之,人们从事经济交换活动主要是关注商品或服务是否能交易等,只有明确界定交易对象的成本状况,交易双方才能进行有效交易。现有许多文献分别从信息成本、谈判成本、执行或监督成本等三方面来量化牛、苹果等产品的交易成本Lu 2006;Gong 2007;屈小博,霍学喜 2007)。本用流转范围和流转对象来表征搜寻信息的成本,用达成流转协议的耗时表征谈判成本,用是否发生过纠纷来表征执行成本。基于以上分析,本文的研究假设四是政府组织型农地流转和农户自发型农地流转在流转规模上存在显著差异。

图一 理论框架

四、描述性统计分析

4.1数据来源

本文数据来源于国家现代苹果产业技术体系苹果产业经济研究室与西部农村发展研究中心于2014年5月—9月主持完成的苹果种植户安全生产与销售行为调查,按照概率与规模成比例的抽样方法,从全国苹果生产基地县中选取了十二个县四十八个村,具体包括甘肃的庄浪、静宁、庆城,陕西的宝塔区、富县、白水、洛川,山东的沂源、蒙阴、栖霞、蓬莱,河南的三门峡等地。由于各地经济发展水平不尽相同,农地流转在各地的实施情况存在一定差异。本次调查共获得问卷1086份,有效问卷1079份,发生过土地流转的农户共231户,占样本户的21.41%。其中,政府干预型农地流转41户,占17.75%,这与叶剑平等(2010)农户自发流转或非正式流转比例较大的结论一致。

4.2调查样本情况

数据统计结果显示,发生过农地流转的受访户平均年龄为48岁,文化程度主要集中在初中及以上,占样本总数的70.56%,可以在一定程度上保证调查的准确性。调查发现,农地流转前后种植的主要作物类型变化不大。流转前121位受访户的土地主要用来种植苹果,流转后种苹果的有192户。受访户认为本村交通便利的有174户,占样本75.32%。此外,基本所有受访户都拥有手机,但订阅报纸的农户仅有27户。

4.3流转对象及范围情况

调查发现,政府组织型和农户自发型的流转范围主要集中在自然村和行政村内,各占75.61%和84.73%。值得注意的是,政府干预型农地流转范围(14

.63%)在外乡镇的比例远大于农户自发型(2.64%)。这表明政府组织在一定程度上可以扩大农地流转范围,促进农地的跨区供给。从流转对象看,政府组织型的流转对象集中在村集体,占样本总数的65.85%,而农户自发型的流转对象主要为普通农户,占41.58%。然而,政府组织型的流转对象不包括亲戚和朋友,这极大降低了农地流转过程中的“人格化”倾向。

表一 流转对象及范围情况统计表

流转

范围

自然村

频率

(%)

行政村

频率

(%)

本乡镇

频率

(%)

外乡镇

频率

(%)

政府

组织

17

41.46

14

34.15

4

9.76

6

14.63

农户

自发型

132

69.47

29

15.26

24

12.63

5

2.64

流转

对象

频率

(%)

频率

(%)

普通农户

频率

(%)

村集体

频率

(%)

频率

(%)

政府

组织

0

0

0

0

9

21.95

27

65.85

5

12.2

农户

自发型

48

25.26

32

16.84

79

41.58

30

15.79

1

0.53

   4.4村委会介入情况

调查发现,在41户政府组织型农地流转中,村干部介入的有37户,占90.24%;而在190户农户自发型农地流转中,村干部介入的有61户,仅占32.11%(如表二),明显低于前者。

表二 村干部介入情况统计表

名称

村干部介入

频率(%

村干部不介入

频率(%

政府组织型

37

90.24

4

9.76

农户自发型

61

32.11

129

67.89

4.5契约签订情况

统计结果显示,政府组织型农地流转中正式契约的比例占到90.24%,大于农户自发型正式契约的比例(62.63%),这说明政府组织土地流转有利于提高契约化程度(如表三)。

表三 契约签订情况统计表

 

正式契约

频率(%

非正式契约

频率(%

政府组织型

37

90.24

4

9.76

农户自发型

119

62.63

71

37.37

    4.6流转后土地用途

统计结果显示,政府组织型和农户自发型流转农地后主要用来种植苹果这种多年生高价值作物,分别占各自样本户的90.24%和85.79%(如表四)。

表四 土地用途统计表

 

种植

粮食

频率

%

种植

苹果

频率

%

从事养殖业

频率

%

频率

%

政府

组织型

2

4.88

37

90.24

0

0

2

4.88

农户

自发型

13

6.84

163

85.79

2

1.05

12

6.32

    4.7谈判和执行成本情况

从谈判成本来看,政府组织型和农户自发型农地流转在一周以内达成流转契约的比例相差不大,分别占75.61%和87.37%。值得注意的是,政府组织型农地流转达成契约平均耗时为26.03天,高于农户自发型的平均耗时(21.08天)大约19个百分点。从执行成本来看,政府组织型农地流转发生过农地纠纷的农户(6户)尽管在绝对数上低于农户自发型(13户),但在相对数上远大于农户自发型,分别占各自样本的14.63%和6.84%(如表五)。这反映出传统熟人社会在一定程度上节省了交易成本。

表五 谈判和执行成本情况统计表

谈判

成本

频率

%

频率

%

频率

%

频率

%

半年以上

频率

%

政府

组织型

20

48.78

11

26.83

8

19.51

0

0

2

4.88

农户

自发型

123

64.74

43

22.63

10

5.26

10

5.26

4

2.11

4.8流转规模、期限及租金情况

调查结果显示,政府组织型农地流转的平均年限为13.79年,高于农户自发型农地流转平均9.63年的流转期限。这反映出政府组织农地流转可以提高流转期限,稳定流入方预期,从而有利于改善地力质量和基础设施条件,然而,从流转规模上看,两种类型的农地流转存在差异,且农户自发型的平均流转规模略高于政府组织型的平均规模,分别为6.11亩和5.63亩。值得注意的是,政府组织型农地流转的平均土地租金低于农户自发型,分别为472.92元/亩/年和686.24元/亩/年。

五、实证分析

基于以上分析,本研究建立如下模型进行实证分析:

其中,Y为被解释变量土地流转规模,X1i为自变量,分别为土地流转类型即政府组织型或农户自发型,村委会是否介入,是否签订正式契约,流转期限,流转租金,流转范围和流转对象,达成流转协议耗时以及是否发生过纠纷,X2i为控制变量,包括户主特征、家庭特征、社会网络特征、农业生产能力特征、交通便利程度、区位特征等(如表六)。α、β和λ分别是模型的待估系数,ε是随机误差项。

表六 模型变量定义及描述性统计

变量名称

指标

赋值

平均值

标准差

被解释变量

流转规模

单位:亩

6.02

7.05

           解释变量

     

                 土地流转渠道

1=政府组织型制度化渠道

0=农户自发型人际关系渠道

主观贴现率

村委会是否介入

1=是;0=否

是否签订正式契约

1=是;0=否

流转期限

单位:年

17.76

10.13

流转收益

流转租金

单位:元/年/亩

7.35

14.02

交易成本

流转范围

1=自然村2=行政村3=本乡镇4=外乡镇

流转对象

1=亲戚2=朋友3=普通农户4=村集体 5=其他

达成流转协议耗时

1=一天2=一周3=一月4=半年5=半年以上

21.35

是否发生过纠纷

1=是;0=否

户主特征

户主年龄

 

48

9.21

户主文化程度

1=没上学2=小学3=初中4=高中/中专5=大专及以上

户主曾经社会经历

1=村委会干部2=党员3=苹果经纪人4=合作社干部5=其他

家庭特征

农户农业收入

苹果收入为主,单位:元

63319.17

6264.23

农户农业

生产能力

是否有施肥开沟机

1=是;0=否

是否有打药机

1=是;0=否

社会网络特征

人际交往频繁程度

1=很不频繁2=不频繁3=一般4=较频繁5=很频繁

和村里人主动交往

1=不主动2=较不主动3=一般4=较主动5=很主动

资产专用性

交通便利程度

1=很不便利2=较不便利3=一般4=较便利5=很便利

区位差异

山东

1=是;0=否

甘肃

1=是;0=否

河南

1=是;0=否

由于观察到的部分样本农地流转规模为零,存在因变量的截断问题,样本选择可能有偏。对于因变量大致是连续的,但从零点处删失,一般采用Tobit模型。运行STATA12.0软件,结果如下:

表七 Tobit模型估计结果

流转规模

Coef.

Std. Err.

t

P>|t|

流转渠道

-6.975*

3.740

-1.87

0.064

村委会是否介入

 5.380**

2.482

 2.17

0.031

是否签订正式契约

 0.399

2.611

 0.15

0.879

流转期限

 0.411***

0.103

 4.01

0.000

流转租金

 0.001*

0.001

 1.75

0.082

流转范围

-2.230*

1.245

-1.79

0.075

流转对象

-0.786

0.691

-1.14

0.257

达成流转协议耗时

 4.252***

1.112

 3.82

0.000

是否发生过纠纷

10.665***

3.757

 2.84

0.005

户主年龄

 0.141

0.126

 1.11

0.267

户主文化程度

 3.116**

1.339

 2.33

0.021

户主曾经社会经历

 0.019

0.603

 0.03

0.974

农户农业收入

-0.000

-0.000

-1.34

0.181

是否有施肥开沟机

-1.363

4.081

-0.33

0.739

是否有打药机

 1.246

2.184

 0.57

0.569

交通便利程度

 1.037

0.797

 1.30

0.195

人际交往频繁程度

 2.570*

1.528

 1.68

0.094

和村里人主动交往

-2.616

1.586

 1.68

0.101

山东

-5.997**

2.512

-2.39

0.018

甘肃

-1.325

2.318

-0.57

0.568

河南

-4.345

3.895

-1.12

0.266

           sigma

13.922

0.748

   

Log likelihood = -746.45673 

Number of obs = 231LR chi2(23) = 93.78Prob > chi2 =0.0000;Pseudo R2 = 0.0591 

注:******分别表示1%5%10%水平下显著

从上表估计结果可知,两种流转渠道的农地流转对流转规模的影响通过了10%的显著性检验,但是Tobit模型未考虑农户异质性,可能存在样本选择偏误,而得分倾向匹配法(PSM法)通过尽可能找到与处理组特征类似的控制组进行匹配的方法检验处理组和控制组的差别效应。

得分倾向匹配法是RosenbaumRubin1983年提出的,其基本步骤主要包括:(1)选择协变量,不仅要依据显著性差异,还要结合专业方面的理论来判定(周珺,2013);(2)估计倾向得分,一般使用logit模型;(3)进行倾向得分匹配;(4)根据匹配后样本计算平均处理效应(ATT)(陈强,2013)。应用PSM法匹配时需满足两个假设:共同支撑假设和平行假设。共同支撑假设是为确保处理组得到较好的匹配,平行假设是为保证匹配之后两组没有差异,以便分离出处理效应(张群等,2013)。 

根据本文的模型估计结果和分析框架,选择的协变量包括流转期限、流转过程耗时、流转范围、纠纷情况、村干部是否介入、人际交往频繁程度以及户主的受教育程度。本文先验证共同支撑假设和平行假设(如图二和图三)。

图二 政府组织型和农户自发型样本倾向评分分布

借鉴谢旭轩等(2011)验证共同支撑假设的方法,本文提供了政府组织型和农户自发型样本的倾向评分分布(如图二),在整个倾向评分分布上都包括了政府组织型和农户自发型样本,从而保证了共同支撑假设的成立。由表八可知,匹配后标准化偏差大都减少,从匹配后t检验结果看,处理组—控制组的差异不显著,反映出平行假设得到满足从LR检验结果看,所有变量的差异不在显著,表明平行假设在总体上得到满足。

表八 匹配前后匹配变量的差异对比表

   

Mean

%reduct

%bias

T-test

Variable

Sample

Treated

Control

t

P>|t|

流转

期限

Unmatched

13.195

9.6316

29.2

1.94

0.053

Matched

14.972

13.611

11.1

0.43

0.669

流转过

程耗时

Unmatched

1.6341

1.5737

6.1

0.36

0.718

Matched

1.6667

1.5278

14.0

0.59

0.555

流转

范围

Unmatched

2.1707

1.4842

63.2

4.34

0.000

Matched

1.8611

1.6111

23.0

1.16

0.251

纠纷

情况

Unmatched

0.1707

0.0684

31.6

2.12

0.035

Matched

0.1667

0.2778

-34.4

-1.13

0.263

村干部

是否介入

Unmatched

1.0000

0.32105

127.3

8.01

0.000

Matched

0.9167

0.9167

0.0

0.00

1.000

人际交往频繁程度

Unmatched

4.3659

4.1579

31.9

1.74

0.084

Matched

4.3333

4.5556

-34.0

-1.73

0.089

受教

育程度

Unmatched

2.7561

2.8211

-7.2

-0.45

0.650

Matched

2.8056

3.1389

-37.1

-1.53

0.131

Sample

Pseudo R2

LR chi2

p>chi2

Unmatched

0.339

73.20

0.000

Matched

0.090

8.95

0.256

本文分别采用最近邻匹配法、半径匹配法和核匹配法估计两种土地流转类型的处理效果(ATT),为减少样本偏误,本文给出了采用Bootstrap检验的标准误(如表九)。

表九 PSM分析的ATT估计值及Bootstrap检验

Variable

最近邻匹配法

半径匹配法

核匹配法

Consume

ATT

T-test

ATT

T-test

ATT

T-test

 

-14.77

-1.77

-10.00

-2.72

-10.08

-2.80

_bs_1

ATT

Bootstrap

Std.Err.

P>|z|

_bs_2

ATT

Bootstrap

Std.Err.

P>|z|

_bs_3

ATT

Bootstrap

Std.Err.

P>|z|

 

8.220

0.072

 

6.291

0.112

 

6.475

0.119

六.结论和讨论

Tobit模型估计结果(表七)可知,村委会介入、是否签订正式契约和流转期限对土地流转规模有正向影响,并且村委会介入和流转期限分别通过5%和1%的显著性检验,而签订正式契约对土地流转规模的影响不显著。在传统熟人社会内部,依靠行政等级维系的国家组织和依靠血缘亲情维系的家庭组织比较发达,但唯独缺乏基于自由契约的市场组织。传统乡村社会由于缺乏市场经济的记忆,市场机制发展不充分,正式契约的作用无法充分发挥,从而无法在土地流转中发挥显著作用。然而,国家公权力逐步撤出农村后,村干部通常扮演着基层政府代理人的角色,广泛参与农村社会的各项事务。土地流转实际上重新配置着土地这一最基本的农业生产要素,在这一过程中自然离不开村干部,加之村干部与村民彼此熟悉,信任程度更高,更能显著影响土地流转规模。土地流转期限越长,越有利于稳定转入方的生产预期,从而使转出方处于有利的谈判地位,越有利于提高土地流转规模。因此,本文的结论一:村委会介入和流转期限显著正向影响着农地流转规模。流转租金对土地流转规模有正向影响,且通过了10%的显著性检验。从收益角度看,单位面积流转租金越高,为了获得较大的收益,农户愿意转出更多的土地,也可能存在大规模的流转面积是转入方支付较高租金的条件,由此验证了本文的研究假设二。

土地流转交易成本的高低很大程度上决定着流转行为是否发生以及流转效率。从回归模型的估计结果看,分别表征谈判成本和执行成本的流转协议耗时和是否发生纠纷的变量对土地流转规模有正向影响,均通过了1%的显著性检验。一般来说,流转协议耗时越少,农户谈判花费的时间成本越低,农户有效供给的土地规模可能越大。土地不仅是最基本的农业生产资料,而且还兼具养老保障等功能,在全社会缺乏代替土地为农户提供保障的情况下,拥有土地是农户最后一道生存防线。因此,为确保所流转土地的顺利收回,转出户通常根据土地流转纠纷情况来决定流转规模,以降低进城务工失败等带来的风险。表征搜寻信息成本的流转范围通过10%的显著性检验,而流转对象对土地流转规模的影响不显著,两者对土地流转规模均有负向影响。尽管 “人格化”倾向对土地流转规模影响不显著,但是流转范围一旦扩大仍会显著抑制着流转规模。这一结果反映出土地流转市场发育尚不完善,在土地流转范围超出传统熟人社会无形规则约束的范围后,农户通常减少土地流转规模,双方彼此信任程度仍然发挥重要作用。由此有本文的结论三:分别表征谈判成本和执行成本的流转协议耗时和是否发生纠纷变量对土地流转规模有显著正向影响,而表征搜寻信息成本的流转范围变量对土地流转规模有显著负向影响,且“人格化”倾向对土地流转规模影响并不显著。

从表七可知,政府组织对土地流转规模存在负向影响,且通过了10%的显著性检验。但是,未考虑农户间的异质性,为避免样本选择偏误,本文采用得分倾向匹配法(PSM)研究政府组织对土地流转规模的影响。在保证平行假设和共同支撑假设得到满足后,本文得到了PSM法的估计结果(如表九)。通过三种匹配法进行PSM分析后发现,政府组织型农地流转和农户自发型农地流转的流转规模差异仍通过显著性检验,且存在负向影响,自助标准误的估计结果也验证了这一结论。由此有本文的结论四:政府组织农地流转会显著减少农地流转的规模。这反映出在农村社会保障不健全、进城务工就业预期不稳定以及熟人社会下缺乏契约精神等观念影响下,作为独立的行为主体,农户根据自身的收益、成本和风险决定是否流转土地以及流转多少。一旦政府出于政绩冲动等原因,通过行政手段组织干预农地流转而未解决农户后顾之忧,自然会造成农户减少流转规模的消极应对。

根据以上研究结论,本文提出如下建议:

充分尊重农户的流转意愿和主体地位。家庭联产承包责任之所以取得巨大成功,其根源在于重新赋予农户经济自由,从而极大调动了农户的生产积极性。但这也带来土地细碎化等问题,土地适度规模经营成为可能的解决途径。然而,在就业不稳定、流转租金不高以及缺乏替代土地保障的情况下,政府仅仅组织土地流转并不会稳定农户预期和提高农户收益,从而使得土地流转规模不大。因此,土地流转应严格按照“依法,有偿,自愿”的原则。

转变自身职能定位,积极扮演中介组织的角色。在土地流转市场尚未发育成熟,普遍缺乏中介组织的背景下,政府应实现自身职能从干预组织到中介协调的转变。实践中,转出方找不到合适的转入方或转入方找不到合适的转出方的矛盾突出,而政府由于自身信息等方面的优势,可以极大降低土地流转的交易成本。

发挥村委会作用,强化自治功能。包产到户后,村委会是基层政府在乡村社会的代理人,拥有较强的号召力和良好的信誉,能够发挥稳定农户预期的作用。此外,村委会可以实现超越农户层次的合作,增强农户获取信息和谈判的能力。

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