農地流轉合約形式的選擇行為研究

摘要：目前，我國農地流轉簽訂書面合同的比例比較低，大部分農地流轉行為都是基于口頭協議，這與國家法律法規要求的農地流轉合同化、規范化相悖，其背后的原因值得研究。本文從農戶屬性和農地屬性兩個維度對農地流轉中合約方式的選擇行為進行分析，利用農村固定觀察點調查數據，構建Logit模型檢驗了影響農地流轉合約形式選擇的主要因素。研究發現，隨著農地流轉范圍由組內、村內、鄉內、縣內和縣外方向擴大，以及流轉雙方的親疏關系越遠，農戶選擇書面合同的可能性越大。在當前的農地流轉過程中政府需要尊重農民的自主選擇權，重點關注那些流轉范圍廣、流轉雙方關系較為疏遠的農地流轉，加強對這些流轉行為的合同化監管，以保障流轉雙方的正當權益。

關鍵詞：農地流轉；合約形式；選擇行為；Logit模型

中圖分類號：F321.1

一、問題的提出

農村土地承包經營權流轉（以下簡稱農地流轉）已在全國普遍發生。據農業部統計①，2010年全國農地流轉面積已達1247萬公頃，占實行家庭承包經營耕地面積的14.7%。學術界對農地流轉有著強烈的研究興趣，現有的研究主要集中在農地流轉的發展狀況、影響因素以及農地流轉對生產效率的影響等方面。現有研究對農地流轉的影響因素進行了廣泛分析，這些研究發現地權穩定性、農戶非農就業機會及農戶自身稟賦特征等因素對農地流轉都有顯著影響（張紅宇，2002；戴中亮，2005；趙陽，2007；田傳浩，2005；廖洪樂等，2003；金松青等，2004）。

農村土地承包經營權是當前我國農民最重要的財產權利之一，為農地流轉簽訂一份權責明確的書面合同似乎是理所當然的事情。國家有關法律法規也要求農地流轉應當簽訂書面合同，農業行政主管部門也一直把推進農地流轉合同作為規范農村土地流轉的重要措施之一，很多地區還專門制定了示范性的土地流轉合同免費供農民使用。但實際上，農地流轉簽訂書面合同的比例很低，大部分農地流轉行為都是基于口頭協議。例如，廖洪樂等（2003）調查發現，僅有13.2%的土地轉包有書面合同，其他大部分都是口頭約定。全國農村固定觀察點系統2008年對全國31個省市2萬個農村固定觀察點農戶耕地流轉調查發現，轉入和轉出耕地農戶中簽訂有書面合同的比例分別僅為22.1%和32.7%。葉劍平等（2010）調查發現，82.6%的土地轉出和81.8%的土地轉入未簽訂書面合同。對此，郭繼（2009）認為我國農戶在農地流轉合同形式選擇上普遍存在“重口頭、輕書面”的行為傾向。

農地流轉合約形式選擇的現狀與國家的政策導向產生了較大的分歧。那么，我們不禁要問：推動農地流轉合同書面化是否符合當前我國農村的實際？什么原因導致絕大多數流轉農地的農戶不簽訂書面合同？書面合同在什么樣的農地流轉中更能發揮作用？本文重點關注農戶屬性和農地屬性對農地流轉合約形式選擇行為的影響。

二、農地流轉合約形式選擇的理論分析

農地流轉是農戶最重要的交易行為之一。作為一項經濟交易，參與的雙方都預期農地流轉能帶來一定的收益。對于轉出農戶來說，這種收益表現為流轉租金或其他非物質收益；對轉入農戶來說，收益多表現為農地的經營收益。農地流轉行為的發生到終止，少則數個月，多則幾年甚至幾十年，因此農地流轉合同屬于非即時結清合同，其收益的獲得存在一定的風險和不確定性。

在任何存在風險和不確定性的經濟交易行為中，交易雙方都要努力尋求某些合約安排，以盡可能的減少或規避風險和不確定性。減少的風險和不確定性也可以看作是合約安排的收益。但是，由于交易成本的存在，任何合約的達成和履行都是有成本的。在某些情況下，由于交易成本太高以至于難以達成或履行合約。因此，契約的交易成本是影響農地流轉合同簽訂的重要因素，理性的交易者需要平衡簽訂合約的成本與收益，以選擇最合適的合約形式。

從合約形式看，農地流轉達成合約主要有兩種，一是口頭協議，二是簽訂書面合同。口頭協議的事前談判成本較低，但由于口頭協議的約定內容大多數情況下只有交易雙方知曉，履約過程中如果產生糾紛，則由于沒有充分的第三方證明而陷入“扯皮”狀態，可能會增加履約成本。書面合同可以詳細記載合約條款，能夠減少履約過程中產生“扯皮”現象，但訂立書面合同需要花費較高的事前談判成本。兩相比較，口頭協議事前談判成本較低，但履約成本可能較高；書面合同履行成本低，但事前談判成本高。因此，參與農地流轉的農戶是否選擇簽訂書面合同，主要會受到農地流轉交易的經濟利益大小和風險程度等影響。李霞等（2011）認為熟人社會和地緣關系使大家相互信任。信息的對稱性使農戶之間口頭協商的交易成本接近于零，因此口頭協議較書面合同的成本低。因為習俗性的治理機制是自發形成，其運行既節省了交易成本又增加了參與農地流轉的農戶的收益，因此以口頭協議為主的農地流轉形式在農村廣泛盛行。

另外，我國農村社會歷來是一個鄉土社會。雖然由于市場經濟的悄然滲透和現代法治的強勢介入，傳統農村中熟人社會的人情網絡已經開始弱化，但鄉土社會的某些傳統治理結構仍發揮作用。郭繼（2009）認為，農地流轉合同的當事人是在權衡人情與利益的基礎上選擇合同形式的。當他們認為農地流轉獲得貨幣收益遠遠超過選擇書面合同可能造成的人情喪失的分量時，一般會選擇書面合同來規避口頭合同所蘊含的風險。反之，當他們認為農地流轉獲得的“蠅頭小利”不足以彌補因簽訂書面合同而可能導致其人情鏈條的松弱甚至斷裂所帶來的損失，往往會選擇口頭合同而寄希望于對方尊重鄉土社會的天然信用來履行契約。也就是說，一般情況下，人情關系越遠、經濟利益越大，農民選擇書面合同的可能性越大；反之，人情關系越近、經濟利益越小，農民選擇口頭合同的可能性越大。

綜上所述，農戶在選擇農地流轉的合約方式時，不僅會考慮經濟利益和風險程度，而且要加入社會和人情考量。據此，可以演繹出以下幾個待檢驗的假說。

假說1：流轉規模的影響。流轉農地規模越大，涉及到的經濟利益也越高，則選擇書面合同的可能性越大。

假說2：流轉價格的影響。農地流轉的價格越高，農地流轉的經濟利益也越大，從而選擇書面合同的可能性越大。

假說3：流轉期限的影響。農地流轉期限越長，選擇書面合同的可能性越大。

農地流轉期限是產生風險和不確定性的主要來源。流轉期限越長，風險和不確定性越大，農戶選擇簽訂書面合同的可能性也越大。

假說4：流轉范圍的影響。隨著農地流轉范圍由組內、村內、鄉內、縣內和縣外方向擴大，選擇書面合同的可能性越大。

農村是個“熟人社會”，其成員對彼此之間的個性、品行、家境以及以前的履行行為等信息較為了解。農地流轉合同的當事人在選擇合約形式時，對自己較為了解、較為信任的主體選擇口同協議，而對于那些不太了解、不太信任的交易主體簽訂書面合同，寄希望于正規制度約束來保護自身的應得利益。因此，隨著農地流轉范圍由組內、村內、鄉內、縣內和縣外方向的擴大，流轉農戶選擇簽訂書面合同的可能性增加。

假說5：流轉雙方關系的影響。流轉雙方的親疏關系越遠，選擇書面合同的可能性越大。

流轉雙方的關系是農村人情網絡的直接體現。流轉雙方簽署關系越遠，人情網絡約束越弱，交易違約的可能性也越大。因此，交易雙方為了規避風險，選擇簽訂書面合同的可能性也越大。

以上5個假說包含了影響農地流轉合約形式選擇的主要因素。

除此之外，農地流轉后的用途也可能是影響因素之一。通常來講，絕大部分糧食都是一年生作物，能夠較為容易地調整生產計劃，如果土地流轉行為中斷對糧食作物種植的不利影響要小于其他多年生作物。這意味著：假說6：相對于種植糧食來說，流轉農地用于其他多年生作物種植的農戶選擇簽訂書面合同的概率較高。

三、農地流轉合約形式選擇的實證研究

本部分利用調查數據，通過建立計量模型來檢驗理論分析部分提出的若干假說。

（一） 數據來源

本文實證研究的數據是農業部農村經濟研究中心農村固定觀察調查系統近期對全國31個省市2萬個農村固定觀察點農戶進行的耕地流轉問卷調查數據。此次調查共回收有效問卷16010份，問卷回收率80%以上。在全部16010個農戶中，93.1%的農戶經營耕地，戶均經營耕地7.28畝。在全部農戶中，有13.5%的農戶轉入農地13596畝，占全部耕地的11.7%；有16.8%的農戶共轉出耕地10259畝，占全部耕地的8.8%。本文關注的是影響農地流轉合約形式選擇的問題，故專門從調查問卷中挑選出有流轉行為的那部分農戶數據。不過，由于調查是委托基層觀察點調查員進行的，一些調查樣本的部分指標沒能有效獲取②，本文所用的數據是那些所有指標均有效獲得的部分樣本，其中轉入農戶樣本980戶、轉出農戶樣本1232戶，分別占全部轉出農戶的45.4%和轉出農戶的45.7%。

本文所使用的樣本數據統計值見表1。

CONTRACT變量是被解釋變量，當農戶簽訂書面合同時賦值為1，口頭協議賦值為0；轉入農戶和轉出農戶的均值分別為0.21和0.43，說明21%的轉入農戶和43%的轉出農戶簽訂了書面合同，轉出農戶簽訂合同的比例高于轉入農戶。

LAND變量是流轉農地的面積（畝），表示農地流轉規模的大小。轉入農戶和轉出農戶的均值分別為0.46和0.56。RENT變量是流轉農地的年租金價格（元/畝年）。一些地方存在以糧食折價計價的租金價格，按2008年各省糧食價格進行折算。轉入農戶RENT均值為257.20，轉出農戶均值為1669.27，差異巨大。就其原因，可能是由于流轉耕地質量差異較大造成的。

TERM變量是流轉期限。由于問卷設計中沒有對每一次農地流轉的期限進行調查，而是調查了流轉行為具體發生的時間，故采用已流轉期限替代流轉期限③。轉入農戶TERM均值為4.33年，轉出農戶為0.80年。轉出農戶流轉期限很短，令人詫異。分析原始數據發現，轉出農戶的農地流轉期限大部分為不定期，故其問卷上回答的可能是最近一期流轉的期限，導致了已流轉期限均值小于1年。

UGRAIN變量表示流轉后農地的用途，當被用于種植糧食作物是取值為1，否則取值為0。從均值可見，轉入農戶中56%用于種糧，但轉出農戶中只有40%用于種糧。

VILLAGE、TOWN 、COUNTY和PROVINCE變量代表農地流轉的范圍。這是一組二元“啞”變量，以“組內”流轉為比較基準。當流轉行為發生在村民小組內時，四個變量均取值為0；當流轉行為發生在組外村內時，VILLAGE變量取值為1，其他變量取值為0；當流轉行為發生在村外鄉內時，TOWN變量取值為1，其他變量取值為0；當流轉行為發生在鄉外縣內時，COUNTY變量取值為1，其他變量取值為0；當流轉行為發生在縣外時，PROVINCE變量取值為1，其他變量取值為0。另一組二元“啞”變量REMOTE、NEIGHB和OTHER變量代表流轉雙方的關系，其比較基準是流轉雙方關系為父母兄妹等近親關系，REMOTE取“1”時表示流轉雙方是叔伯子侄等遠親關系，NEIGHB取“1”時表示流轉雙方是鄰里等非親戚關系，OTHER取“1”時表示其他關系。

（二）模型設定

本研究考察的是農地流轉農戶是否簽訂書面合同。這是一個二元選擇問題，實證研究應當選用二元選擇模型。通常地，Logit模型是二元選擇模型的經典形式之一。設Y=1表示農地流轉農戶選擇簽訂書面合同，其概率為P1，則有

其中，Xi是影響農地流轉農戶合約形式選擇的各類因素。

（1）式可改寫為

由于農地流轉要么簽訂書面合同，要么選擇口頭協議，則由（2）式可以得農地流轉選擇口頭協議的概率為：

由（2）式和（3）式可得簽訂書面合同與選擇口頭協議的概率比為：

對（4）式取自然對數，可得

由（5）式，可得本研究的經驗模型

其中， ui為隨機擾動項

（三） 估計結果及分析

分別對轉入農戶樣本和轉出農戶樣本進行模型估計。用Eviews6.0軟件對經驗模型進行估計，估計方法選擇“Binary—Logit”，穩健標準差選擇“準—極大似然函數 （Huber/White）法”；初始值選擇“Eviews默認值（Eviews Supplied）”；估計法則選擇默認的“Quadratic Hill-Climbing”法。

遵從Hendey方法，先將所有解釋變量進入模型進行估計，結果分別為INI和OUT1。由于表示流轉范圍的變量和流轉雙方關系的變量之間可能存在某種相關關系，故分別讓這兩類模型各自進入模型，得出模型估計結果INII、OUTII和INIII、OUTIII。所有估計結果見表2。

從模型估計效果看，反映回歸擬合度的麥克法登R2 （McFadden R-squared）值分別在0.22和0.35左右。對于截面數據來說，這樣的擬合度是可以接受的。此外，反映模型整體顯著性的LR統計，其伴隨概率均小于1%，說明模型中所有變量系數均為0的假設不成立，模型總體上是顯著的。

以模型INII和OUTII為例，分析相關因素對農地流轉是否簽訂書面合同的影響。在這兩個模型中，除了流轉規模LAND變量在OUTII模型中不能通過限制性檢驗外，其他所有變量都具有統計意義上的顯著性。其中，流轉期限變量TERM、流轉后用途變量UGRAIN和四個反應流轉范圍的二元“啞”變量都具有5%以上統計顯著性。

在二元選擇模型中，變量估計系數的符號反映了變量對農戶選擇簽訂書面合同的概率的影響方向。LAND 在INII模型中變量估計系數為正，意味著農地流轉規模越大，農戶選擇書面合同的概率也越大；+x1R56Fg2IbwdbptMbaSnVfsSl3qHIBH5choADdXHeM=雖然在OUTII模型中，LAND變量統計不顯著，但估計系數仍然為正。RENT在INII模型中變量估計系數為正，表示租金越高，農戶選擇書面合同的概率越大；但在OUTII模型中，其變量系數為負，與理論預期不符；TERM 在INII模型中估計系數為正，表示流轉期限越長，簽訂書面流轉合同的概率越大；但在OUTII中，該變量估計系數均為負，意味著農地流轉期限越長，農戶選擇書面合同的概率也越小，這與理論預期不符。UGRAIN變量在所有模型中估計系數均為負，且在1%水平上顯著，與理論預期一致。

流轉范圍變量VILLAGE、TOWN 、COUNTY和PROVINCE的估計系數均為正，且在1%以上的顯著水平上通過顯著性檢驗（INII中PROVINCE變量在5%水平上通過檢驗），與理論預期相符。從估計系數的絕對值看，VILLAGE、TOWN 、COUNTY和PROVINCE的估計系數逐漸增大。這意味著，相對于組內流轉，隨著農地流轉范圍的擴大，農民選擇簽訂書面合同的概率在增加。

從INIII和OUTIII模型可以考察流轉雙方關系對農戶選擇合約形式的影響。在INIII中，NEIGHB變量系數為正，且在10%水平上通過顯著性檢驗；REMOTE變量系數為負，但不能通過顯著性檢驗；OTHER變量估計系數為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗。在OUTIII模型中，NEIGHB變量估計系數為正，但不顯著；REMOTE變量系數為正，并在5%水平上通過顯著性檢驗；OTHER變量估計系數為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗。這說明，相對于父母兄妹等近親，流轉雙方為其他關系時，農戶選擇簽訂書面合同的概率更大。

四、結論與政策含義

本文研究認為，農戶在農地流轉過程中選擇書面合同還是口頭協議，不僅要考慮經濟利益和風險程度，還會加入人情和社會考量。在這種情況下，在農地屬性方面，流轉農地規模越大、價格越高、流轉期限越長、農戶選擇書面合同的可能性越大。在農戶屬性方面，隨著農地流轉范圍由組內、村內、鄉內、縣內和縣外方向擴大，以及流轉雙方的親疏關系越遠，農戶選擇書面合同的可能性越大。本文的實證研究部分地證實了農地流轉范圍和雙方關系對農戶選擇農地流轉合約形式的影響。這意味著，雖然國家法律法規要求農地流轉都應當簽訂書面合同，但農民有自己的行為邏輯和實踐。

本文的研究結論對推進農地流轉管理和服務規劃化具有一定的啟發意義。

第一，推進農地流轉規劃化、加強農地流轉管理和服務時，要充分尊重和利用農民的自主選擇權。政策導向與農戶行為邏輯較為一致時，法律法規能夠很好地被執行。在流轉范圍較小，流轉雙方關系密切的情況下，認可農村土地承包經營權流轉過程中表現出的民間性和自治性是一種明智的選擇。政府對農地流轉行為的管理和規范的重點應當關注那些流轉范圍廣、流轉雙方關系較為疏遠的農地流轉行為上，加強對這些流轉行為的合同監管，確保流轉雙方的合法權益。

第二，要加強農村法制教育，強化農民法律意識。要增強農民對土地權利的認識，在心理和思想層面上加強對農地流轉書面合同的認同和尊重。逐步推廣規范化的書面合同，逐步消除書面合同在農民認識上的“情景性合約”印象。

第三，合理定位、充分發揮基層政府和鄉村集體在農地流轉中的作用。逐步弱化基層政府和鄉村集體在農村土地承包經營權流轉過程中的利益分配角色，強化公益性信息服務和監督管理定位。基層政府和鄉村集體越能發揮好自己的管理和服務職能， 參與流轉的雙方對其的信任程度就越高；農地流轉的規范化進程就更容易得以推進。

注釋：

①農業部.2011中國農業發展報告[M].北京：中國農業出版社，2011：91.

② 例如，一些樣本沒有獲得流轉價格這一重要指標。

③ 從理論上講，這種替代并不足取，但受數據限制不得已而為之

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（編輯：許麗麗）