非正規(guī)農(nóng)地市場：人情租流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的機(jī)理與實(shí)證

姚 志 鄭志浩

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

人情租(1)本文所分析的人情租借鑒陳奕山等(2017)的界定，指我國在2006年1月1日全面取消農(nóng)業(yè)稅后的土地流轉(zhuǎn)過程中不收取實(shí)物和貨幣租的情形，即農(nóng)地的完全無償流轉(zhuǎn)，因此本文中的人情租、無償流轉(zhuǎn)內(nèi)涵一致。需要特別說明的是，本文所指的土地流轉(zhuǎn)包含承包地流轉(zhuǎn)，只涉及農(nóng)村耕地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)包、出租、租賃、代耕等。流轉(zhuǎn)在我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場中一直大量存在，不容忽視。早期的一些學(xué)者開展的小范圍調(diào)查提及了租賃費(fèi)用較低甚至無償?shù)耐恋亓鬓D(zhuǎn)現(xiàn)象(張照新，2002)。此后，一系列區(qū)域性的大型調(diào)查隨即展開。黃季焜等(2012)對2008年冀、陜、遼、浙、川、鄂六省2000戶流轉(zhuǎn)農(nóng)地的農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，無償流轉(zhuǎn)的比重為61.05%，其中，四川省人情租形式流轉(zhuǎn)的農(nóng)地比重甚至高達(dá)98.73%。隨著正規(guī)租賃市場的不斷完善，早年高比率的人情租流轉(zhuǎn)會不會減少甚至逐步消失呢？葉劍平等(2010)對我國17省1656個(gè)村1773個(gè)農(nóng)戶的抽樣調(diào)查結(jié)果表明，平均每個(gè)省份的非實(shí)物和現(xiàn)金補(bǔ)償形式的農(nóng)地流轉(zhuǎn)占比為38.6%，這說明人情租流轉(zhuǎn)現(xiàn)象仍然大量存在。王亞輝等(2018)基于2003—2013年農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)系統(tǒng)169511個(gè)住戶樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)：人情租流轉(zhuǎn)率超過了50%；山區(qū)、丘陵、平原的人情租流轉(zhuǎn)率分別為62.8%、54.6%、45.6%。錢忠好等(2016)2013年對蘇、桂、鄂和黑4省的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，仍然有超過30%的土地流轉(zhuǎn)屬于人情租形式。2015年第3次中國家庭金融調(diào)查顯示，有42.5%的流轉(zhuǎn)屬于“無償”交易(何欣 等，2016)。可見，無論是早期的調(diào)查還是新近的研究，不論是山區(qū)、平原、片區(qū)還是全國總體范圍，我國農(nóng)地租賃市場均表現(xiàn)出了“非正規(guī)流轉(zhuǎn)市場”的特征。

問題在于，人們?yōu)槭裁磿x擇人情租流轉(zhuǎn)呢？早期學(xué)者將產(chǎn)生人情租流轉(zhuǎn)行為的原因歸結(jié)為交易費(fèi)用，并認(rèn)為其阻礙了正規(guī)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展。一些研究調(diào)查表明，交易成本與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格是導(dǎo)致地租無償?shù)脑?陳曜 等，2004)，這也與鄧大才(2007)的研究結(jié)論一致。過高的農(nóng)地交易費(fèi)用對于農(nóng)戶以及經(jīng)濟(jì)組織的農(nóng)地轉(zhuǎn)入需求甚至對可流轉(zhuǎn)農(nóng)地供給的增加都會產(chǎn)生負(fù)面影響，最終影響交易效率，導(dǎo)致租賃市場發(fā)育不良(Deininger et al.，2006；黃祖輝 等，2014)。降低交易費(fèi)用最直接的方式是對契約對象進(jìn)行選擇和控制。Gao et al.(2012)認(rèn)為人情租流轉(zhuǎn)的對象更多是以零租金的價(jià)格并采取非正規(guī)流轉(zhuǎn)方式，轉(zhuǎn)給了“剩”在農(nóng)村的鄰里親友。人情租農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為大部分發(fā)生在農(nóng)村“熟人社會”內(nèi)部(高名姿 等，2015)，因此其不僅是經(jīng)濟(jì)合約，更是“社會性”合約(田先紅 等，2013)，顯然僅僅采用交易費(fèi)用還遠(yuǎn)不能完全詮釋。

近年來，人情租流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的社會學(xué)原因被大量探討。如賀雪峰(2013)研究認(rèn)為農(nóng)戶無償流轉(zhuǎn)農(nóng)地并非為了收益，農(nóng)民天然對土地存在著濃厚的情感依賴(Pierce et al.，2003)。農(nóng)村親戚社會存在的專有性血緣、地緣關(guān)系(馬元 等，2009)，使得土地交易更多體現(xiàn)為人情，無償意味著人情換租金(王亞楠 等，2015)，傳統(tǒng)的人情規(guī)則已然是農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的基本規(guī)則(王倩 等，2018)。人們出于對親情、人情的考慮(楊華，2015)，土地交易也必然講感情、講人情、講面子，并受到鄉(xiāng)土倫理規(guī)范的約束。陳奕山等(2017)將人情租流轉(zhuǎn)行為的原因歸納為租入戶的照看老弱、節(jié)日送禮、生產(chǎn)幫扶等，并認(rèn)為人情租是我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的一種特殊土地租賃形式。無償流轉(zhuǎn)是人情“互惠”而非經(jīng)濟(jì)“交易”，能夠確保事關(guān)轉(zhuǎn)出戶“生存”的土地產(chǎn)權(quán)安全(胡霞 等，2019)，以便其在“需要”時(shí)可以及時(shí)收回。劉芬華(2011)認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)戶更多選擇進(jìn)行無償流轉(zhuǎn)是因?yàn)榇嬖诳刂茩?quán)偏好，偏好越強(qiáng)烈，越可能達(dá)成無償契約，且在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)達(dá)成契約的概率更高(錢龍 等，2018)。

已有研究多從經(jīng)濟(jì)、社會、情感與政策制度等方面解釋人情租流轉(zhuǎn)行為，對人情與風(fēng)險(xiǎn)變量的考察明顯不足。同時(shí)，嘗試解釋人情租流轉(zhuǎn)的已有文獻(xiàn)多是“重結(jié)果、輕機(jī)理”，也未在統(tǒng)一的理論框架下對比分析人情租流轉(zhuǎn)與貨幣租流轉(zhuǎn)的差異。不同于此，本文將人情、風(fēng)險(xiǎn)變量與生產(chǎn)決策系統(tǒng)相結(jié)合，在分析人情租流轉(zhuǎn)、貨幣租流轉(zhuǎn)、半耕半農(nóng)、自我耕種等四種農(nóng)戶生產(chǎn)決策選擇行為理論基礎(chǔ)上建立統(tǒng)一的理論框架，重點(diǎn)實(shí)證研究人情租流轉(zhuǎn)與貨幣租流轉(zhuǎn)的差異，以為農(nóng)地租賃市場的完善建言獻(xiàn)策。

二、人情租流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生機(jī)理

人情租流轉(zhuǎn)行為是農(nóng)戶在權(quán)衡整體利益最大化后的生產(chǎn)決策。為分析人情租流轉(zhuǎn)行為發(fā)生原因，首先構(gòu)造農(nóng)戶收益基準(zhǔn)理論模型。假設(shè)農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)為如下柯布道格拉斯(C-D)形式：

F(K，L，T)=AKαLβTγ

(1)

其中：F為產(chǎn)量；A為全要素生產(chǎn)率指數(shù)；K為投資；L為勞動投入；T為農(nóng)戶擁有土地資源的初始稟賦；設(shè)產(chǎn)出價(jià)格為單位1，則農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入為F；α、β、γ分別為投資、勞動、土地的產(chǎn)出彈性。農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)純收益FAR為：

FAR=F-Mk×K-ML×L

(2)

其中，Mk為單位投資價(jià)格，ML為單位勞動投入價(jià)格。在考慮人情租、貨幣租、就業(yè)沖擊、兼業(yè)就業(yè)以及土地流轉(zhuǎn)市場價(jià)格之后，繼續(xù)假設(shè)：非農(nóng)就業(yè)凈工資或者就業(yè)的機(jī)會成本與兼業(yè)報(bào)酬分別為Wall、Wpart，兩種就業(yè)方式在一年內(nèi)只能擇其一，且Wall>Wpart；T0為人情租流轉(zhuǎn)土地量(T0

RHRR=(Wall+HRR)-(FAR×(T-T0)+Mt×T0+Wpart)

(3)

由于本研究不涉及農(nóng)戶土地拋荒行為，因而農(nóng)戶在土地上的生產(chǎn)選擇行為包括：人情租形式轉(zhuǎn)給他人耕種、貨幣租形式轉(zhuǎn)給他人耕種、半耕半農(nóng)、完全自我耕種。為此，可以分別推導(dǎo)出四種行為發(fā)生的基準(zhǔn)條件：

第一，當(dāng)滿足Wall+HRR>FAR×(T-T0)+Wpart+T0×Mt時(shí)，農(nóng)戶會選擇“人情租流轉(zhuǎn)”。農(nóng)戶的生產(chǎn)決策是將全部土地流轉(zhuǎn)給親朋好友且放棄貨幣租流轉(zhuǎn)租金收入，此時(shí)生產(chǎn)函數(shù)滿足F(K，L，T0)=0，F(xiàn)=0，K=L=0，農(nóng)戶總收益為RHRR=Wall+HRR(即非農(nóng)就業(yè)凈工資與人情收入總和的價(jià)值形式)。

第二，當(dāng)滿足 Wall+T×Mt-FAR×T>HRR+Wpart時(shí)，農(nóng)戶會選擇“貨幣租流轉(zhuǎn)”。農(nóng)戶的生產(chǎn)決策是將全部土地出租，獲取租金，此時(shí)生產(chǎn)函數(shù)滿足F(K，L，T)=0，F(xiàn)=0，K=L=0，農(nóng)戶總收益為RTRA=Wall+T×Mt-FAR×T(即非農(nóng)就業(yè)收入與租金收入總和的價(jià)值形式)。

第三，當(dāng)滿足FAR×T+Wpart>Wall+HRR+T×Mt時(shí)，農(nóng)戶會選擇“半耕半農(nóng)”。農(nóng)戶的生產(chǎn)決策是在不放棄農(nóng)業(yè)時(shí)大量兼業(yè)，此時(shí)生產(chǎn)函數(shù)滿足F(K，L，T)>0，農(nóng)戶的總收益為RHPR=F-ML×L-Mk×K+Wpart(即農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入與兼業(yè)報(bào)酬之和去除生產(chǎn)成本之后的剩余價(jià)值形式)。

第四，當(dāng)滿足FAR×T>Wall( Wpart)+HRR+T×Mt時(shí)，農(nóng)戶為純農(nóng)戶，會選擇“自己耕種”。此時(shí)生產(chǎn)函數(shù)滿足F(K，L，T)>0，農(nóng)戶的總收益為RFAR=F-ML×L-Mk×K-Wall( Wpart)-HRR-T0×Mt(即農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入去除非農(nóng)就業(yè)機(jī)會成本、人情收入、潛在的租金收入之后的剩余)。

由于人情租流轉(zhuǎn)體現(xiàn)人情，人情內(nèi)涵豐富，人情價(jià)值往往很難評估，具有“隱蔽性”，因此假設(shè)人情租所獲得的收益不低于貨幣租金。通過對比分析四種行為的收益，一般情況下，可以得出RHRR>RTRA>RHPR>RFAR，即選擇人情租時(shí)整體收益最大，而自我耕種收益最小。但農(nóng)戶四種生產(chǎn)行為選擇還會受到產(chǎn)權(quán)風(fēng)險(xiǎn)收益、被征地后的補(bǔ)償預(yù)期收益等因素影響(王亞楠 等，2015)。不追求租金的流出戶往往更加惜地，有研究顯示將農(nóng)地?zé)o償轉(zhuǎn)給親朋好友耕種是一種保墑行為(郭熙保 等，2016)，也是一種在相對穩(wěn)定的“地權(quán)在握”下對土地的長期投資。

為此，考慮風(fēng)險(xiǎn)-收益因素，在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)之上，建立風(fēng)險(xiǎn)收益下農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為模型。為簡化分析，假設(shè)產(chǎn)權(quán)風(fēng)險(xiǎn)損失的價(jià)值形式為PR，θ為風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)，產(chǎn)權(quán)與老年就業(yè)保障收益的價(jià)值形式為PE，農(nóng)地肥力收益的價(jià)值形式為LF，征地預(yù)期收益為LE。那么，可將基準(zhǔn)模型(3)轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

RHRR*=(Wall+HRR)-(

FAR×(T-T0)+Mt×T0+Wpart)+θ×(PE+LF+LE)=Wall+HRR+θ×(PE+LF+LE)-(T0×(Mt-FAR)+FAR×T+Wpart)(0≤θ≤1)

(4)

進(jìn)一步分解式(4)，可以得到人情租流轉(zhuǎn)、貨幣租流轉(zhuǎn)、半耕半農(nóng)、自我耕種等四種情形下的整體收益與潛在損失(見表1)。

表1 四種生產(chǎn)行為的整體收益與潛在損失估計(jì)

依據(jù)前景理論(Prospect Theory)，人們在獲得收益時(shí)是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的，而在面臨損失時(shí)是風(fēng)險(xiǎn)偏好的(Tversky，1979)，易知：相比貨幣租流轉(zhuǎn)，人情租可以得到一個(gè)確定的更大的整體收益，因此部分農(nóng)戶會選擇人情租流轉(zhuǎn)；在人情租流轉(zhuǎn)與半耕半農(nóng)、自我耕種的收益損失對比中，也易得出相似的結(jié)論。總之，當(dāng)農(nóng)戶更加關(guān)心土地的產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定、被征用預(yù)期收益、失業(yè)保障、農(nóng)地地力可持續(xù)和維系社會關(guān)系時(shí)，往往會放棄貨幣租流轉(zhuǎn)機(jī)會而承擔(dān)損失，選擇人情租流轉(zhuǎn)；當(dāng)農(nóng)戶擁有穩(wěn)定的“全業(yè)”而不是兼業(yè)的工作且更加注重租金收益時(shí)，往往會規(guī)避選擇人情租流轉(zhuǎn)帶來的損失，進(jìn)而選擇貨幣租農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

三、數(shù)據(jù)來源、描述性統(tǒng)計(jì)與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源與說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CHIP 2013，該數(shù)據(jù)庫包括三種住戶類型，分別為城鎮(zhèn)住戶、農(nóng)村住戶和外來務(wù)工住戶；樣本覆蓋我國14個(gè)省(市)126個(gè)城市234個(gè)縣區(qū)抽選出的18948個(gè)住戶，包括7175個(gè)城鎮(zhèn)住戶、11013個(gè)農(nóng)村住戶和760個(gè)外來務(wù)工住戶。考慮到只有“擁有土地”的農(nóng)村居民與外出務(wù)工戶才能進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，因此剔除城鎮(zhèn)住戶，并按人情租流轉(zhuǎn)發(fā)生的面積數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。為體現(xiàn)樣本的地域代表性，將北京、遼寧、江蘇、浙江、福建和廣東劃為東部地區(qū)，將山西、安徽、河北、河南、湖北和湖南劃為中部地區(qū)，將重慶、四川、云南和甘肅劃為西部地區(qū)。

(二)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

第一，人情租流轉(zhuǎn)情況。整體來看，樣本中平均每省(市)有418.3畝屬于人情租流轉(zhuǎn)，占比為29.1%，與王亞輝等(2018)按面積統(tǒng)計(jì)的結(jié)果38.8%存在顯著的差異，原因是“轉(zhuǎn)給村集體”中存在部分無償行為，故進(jìn)行修正，修正后的人情租流轉(zhuǎn)面積占比提高到33.2%。就省域來看，人情租流轉(zhuǎn)發(fā)生最普遍的區(qū)域是中部的山西省和西部的重慶市，占比分別高達(dá)68.4%和62.0%；東部的北京、江蘇人情租流轉(zhuǎn)面積的比重最小，分別為4.6%與7.4%。第二，貨幣租流轉(zhuǎn)情況。按照轉(zhuǎn)出對象主要可以分為個(gè)人、企業(yè)、村集體等，可以看出北京和安徽流轉(zhuǎn)給村集體的比重較高，村集體統(tǒng)一流轉(zhuǎn)、統(tǒng)一經(jīng)營、集中談判是未來農(nóng)地流轉(zhuǎn)的趨勢。第三，全國流轉(zhuǎn)面積整體情況。對我國14省(市)的統(tǒng)計(jì)表明，省(市)均耕地面積為15984.2畝，戶均7.1畝，轉(zhuǎn)出面積為1229.9畝/省(市)，流轉(zhuǎn)率為13.8%。按面積統(tǒng)計(jì)的流轉(zhuǎn)率呈現(xiàn)出了東、中、西逐步降低的趨勢，東部地區(qū)的流轉(zhuǎn)率最高，為18.7%，西部省域最低，為7.7%。流轉(zhuǎn)面積最大的省域?yàn)榘不眨?013年流出面積高達(dá)3863.0畝，而流轉(zhuǎn)率最高的為北京，占到總耕地面積的34.4%。雖然甘肅的流轉(zhuǎn)面積達(dá)到1082.0畝，但僅占總耕地面積的2.5%，為統(tǒng)計(jì)省域最低(見表2)。

表2 2013年全國農(nóng)戶選擇人情租流轉(zhuǎn)的情況統(tǒng)計(jì)(按面積統(tǒng)計(jì))

(三)變量選擇

1.被解釋變量

本文分別選取“是否發(fā)生流轉(zhuǎn)(否=0，是=1)”“是否人情租流轉(zhuǎn)(令無償流轉(zhuǎn)面積大于0畝=1，否則為0)”“是否貨幣租流轉(zhuǎn)(令有償流轉(zhuǎn)面積大于0畝=1，否則為0)”等三個(gè)離散變量作為被解釋變量(見表3)。描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，按照戶數(shù)統(tǒng)計(jì)，34.6%的農(nóng)戶發(fā)生了土地流轉(zhuǎn)行為，19.9%的農(nóng)戶選擇了貨幣租流轉(zhuǎn)，16.7%的農(nóng)戶選擇了人情租流轉(zhuǎn)。值得注意的是，由于部分農(nóng)戶往往會同時(shí)選擇人情租與貨幣租流轉(zhuǎn)，故兩類流轉(zhuǎn)率之和大于整體的流轉(zhuǎn)率。

表3 變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)

2.核心解釋變量

依據(jù)前文理論推導(dǎo)，核心解釋變量包括人情變量與風(fēng)險(xiǎn)變量。(1)人情變量，用鄰里幫工天數(shù)、親朋好友信任度以及生病負(fù)債進(jìn)行衡量。近年來，農(nóng)村勞動力人均價(jià)格大幅上漲到150～200元/天，親朋鄰里在農(nóng)事與生活上的幫扶會消耗農(nóng)戶寶貴的兼業(yè)勞動時(shí)間，多數(shù)轉(zhuǎn)出戶為“還”人情而選擇承包地的人情租流轉(zhuǎn)。親朋好友信任度可以衡量農(nóng)戶所在村莊的鄰里社會關(guān)系(胡霞 等，2019)，可信度越高，雙方的社會關(guān)系越好，越容易締結(jié)“人情合約”，選擇人情租。生病負(fù)債之所以能一定程度上體現(xiàn)人情，是因?yàn)槭烊松鐣拢虿∝?fù)債中的債務(wù)多來自親戚、好友、鄰居，因病缺乏勞動力的家庭為“報(bào)恩與還債”，往往以無償?shù)淖饨饘⑼恋亓鬓D(zhuǎn)給親友鄰居。(2)風(fēng)險(xiǎn)變量，農(nóng)戶在作出流轉(zhuǎn)決策時(shí)往往會考慮風(fēng)險(xiǎn)，包括就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)(采用是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)來衡量)、醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)(采用是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)來衡量)以及保持地力長期投資風(fēng)險(xiǎn)。就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)來自農(nóng)戶在外務(wù)工容易發(fā)生經(jīng)常性失業(yè)與老年失業(yè)。養(yǎng)老與醫(yī)療保險(xiǎn)能夠較好地保障農(nóng)民的基本生活與應(yīng)對生病風(fēng)險(xiǎn)，一定程度上減弱了擁有土地的農(nóng)戶對高額土地租金的向往。對于轉(zhuǎn)出戶而言，在其流轉(zhuǎn)承包地之前，從事農(nóng)事生產(chǎn)必然需要投入機(jī)械、水渠等固定資產(chǎn)，流轉(zhuǎn)土地后部分固定資產(chǎn)面臨閑置而承擔(dān)折舊損失。不僅如此，轉(zhuǎn)出戶還對自家承包地的地力因轉(zhuǎn)入戶掠奪式經(jīng)營而下降存在擔(dān)憂。對于轉(zhuǎn)入戶而言，轉(zhuǎn)入土地進(jìn)行規(guī)模經(jīng)營，不可避免地要進(jìn)行一部分長期投資。追求產(chǎn)量的轉(zhuǎn)入戶為保持地力以獲得穩(wěn)定的產(chǎn)量促進(jìn)增收，進(jìn)而選擇進(jìn)行深耕深松、秸稈粉碎還田、打井等長期的固定投資。當(dāng)糾紛發(fā)生時(shí)，流轉(zhuǎn)契約就會發(fā)生相應(yīng)的變化，由此轉(zhuǎn)入戶也面臨長期投資帶來的損失風(fēng)險(xiǎn)。

3.控制變量

依據(jù)前文理論分析，生產(chǎn)決策還取決于農(nóng)戶家庭的資本、勞動力、土地等要素配給情況。首先，資本要素。農(nóng)業(yè)比較收益低下是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的根本制約因素(鐘懷宇，2009)，農(nóng)戶選擇擺脫土地束縛外出務(wù)工，正是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較效益低，因此采用農(nóng)業(yè)收入占比(農(nóng)業(yè)收入/家庭可支配收入)衡量農(nóng)戶對土地的依賴性。對于轉(zhuǎn)入戶來講，以極低租金流入土地，可以降低租金成本而獲得大部分土地耕作的相對增值收益，因此租金影響農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)決策。表3顯示，農(nóng)業(yè)收入占比最大值為0.990，表明農(nóng)戶家庭可支配收入基本依靠農(nóng)業(yè)收入的情況仍然存在；均值為0.647，表明64.7%的家庭可支配收入源于農(nóng)業(yè)收入；兼業(yè)與打工收入占35.3%，這可能是因?yàn)镃HIP 2013的樣本數(shù)據(jù)多來源于農(nóng)村的傳統(tǒng)小農(nóng)戶，所以農(nóng)業(yè)收入占比較高。對發(fā)生了貨幣租流轉(zhuǎn)的成交價(jià)格進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后發(fā)現(xiàn)，地租為98～1500元/畝，均價(jià)為248.309元/畝。事實(shí)上，存在較大差異的流轉(zhuǎn)決策受到租金的顯著影響，往往高租金與正式的書面合約相對應(yīng)，而低租金對應(yīng)非正式的人情合約。

其次，勞動力要素。家庭人數(shù)能反映一個(gè)家庭的勞動力數(shù)量，人數(shù)越多，越有可能選擇自己耕種，但近些年的機(jī)械化普及代替了大量的勞動力，因此家庭勞動力數(shù)量多的家庭要么選擇租入土地?cái)U(kuò)大規(guī)模，要么選擇兼業(yè)或全業(yè)外出獲得收益更高的工資性收入。在知識經(jīng)濟(jì)時(shí)代，勞動力的質(zhì)量也顯得尤為重要，因此本文還將選擇農(nóng)戶身體健康狀況與受教育年限的交互項(xiàng)作為衡量勞動力質(zhì)量的指標(biāo)。

再次，土地要素。農(nóng)戶流轉(zhuǎn)決策以及租金形式的選擇受到土地要素本身的限制：家庭人均承包地面積越小、細(xì)碎化越嚴(yán)重、地塊質(zhì)量越差，越容易選擇人情租流轉(zhuǎn)，而承包地面積越大、地塊越大且地塊質(zhì)量越好的農(nóng)戶越傾向于選擇規(guī)模化的貨幣租流轉(zhuǎn)。遺憾的是，CHIP 2013并未統(tǒng)計(jì)土地質(zhì)量與地塊指標(biāo)，通常來講，山區(qū)地塊破碎、地塊地力差，平原則相反，因此本文加入省域虛擬變量對土地質(zhì)量進(jìn)行一定程度上的控制。隨著勞動力的大量外出，農(nóng)地除了流轉(zhuǎn)之外還存在拋荒，農(nóng)戶家庭人均閑置面積體現(xiàn)了拋荒程度，拋荒地域往往存在大量的人情租流轉(zhuǎn)。

此外，確權(quán)政策是穩(wěn)定與固化農(nóng)戶地權(quán)的重要手段，一定程度上能提升產(chǎn)權(quán)預(yù)期，提高租金價(jià)格(程令國 等，2016)，因此影響流轉(zhuǎn)決策。由于CHIP 2013并無直接的確權(quán)指標(biāo)，故依據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部文件(2)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部2013年3月1日《農(nóng)業(yè)部財(cái)政部國土資源部中農(nóng)辦國務(wù)院法制辦國家檔案局關(guān)于確定2013年全國農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)登記試點(diǎn)地區(qū)的通知》(農(nóng)經(jīng)發(fā)〔2013〕1號)。確定的北京市平谷區(qū)等105個(gè)縣(市、區(qū))確權(quán)試點(diǎn)區(qū)域構(gòu)建確權(quán)指標(biāo)。最終選擇CHIP 2013數(shù)據(jù)庫中14省(市)中的51個(gè)試點(diǎn)縣市(3)北京市的平谷區(qū)，山西省的潞城市、孝義市、平魯區(qū)，遼寧省的清原縣、新民市、東港市、彰武縣，江蘇省的高淳縣、興化市、銅山區(qū)、昆山市，安徽省的金安區(qū)、潛山縣、黟縣、含山縣、渦陽縣，山東省的肥城市、滕州市、樂陵市、沂水縣、沂南縣，河南省的通許縣、民權(quán)縣、永城市、平橋區(qū)，湖北省的建始縣、黃陂區(qū)、通城縣、漢南區(qū)，湖南省的岳陽縣、溆浦縣、雙峰縣、桃江縣，廣東省的高要市，重慶市的梁平縣，四川省的江油市、安縣、米易縣、瀘縣、廣安區(qū)、巴州區(qū)、劍閣縣，云南省的彌勒縣、劍川縣、開遠(yuǎn)市、沾益縣，甘肅省的寧縣、麥積區(qū)、紅古區(qū)、臨夏縣等51個(gè)縣。作為已確權(quán)縣(包含1448個(gè)農(nóng)戶)，剩余200個(gè)未確權(quán)的縣(包括36707農(nóng)戶)作為對照組。由于CHIP 2013是2014年年底開展的調(diào)查，因此這里假設(shè)2013年的105個(gè)試點(diǎn)縣基本完成確權(quán)。參考已有文獻(xiàn)(孫光林 等，2019)的常規(guī)做法，選擇農(nóng)戶的性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷等衡量農(nóng)戶個(gè)體特征。

四、研究方法與實(shí)證結(jié)果

(一)研究方法

人情租流轉(zhuǎn)在整個(gè)農(nóng)戶生產(chǎn)行為決策中遵循了分步?jīng)Q策過程：首先，決定是否要流轉(zhuǎn)承包地；其次，選擇具體的流轉(zhuǎn)形式，人情租流轉(zhuǎn)還是貨幣租流轉(zhuǎn)。因此，本文研究的問題可以分為兩步：一是探析風(fēng)險(xiǎn)與人情變量對農(nóng)戶選擇承包地流轉(zhuǎn)可能的影響；二是風(fēng)險(xiǎn)與人情變量對農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式(人情租或貨幣租)的影響。直接估計(jì)農(nóng)戶對承包地流轉(zhuǎn)形式選擇的影響可能存在“注重結(jié)果而忽視選擇”的樣本偏誤，為避免樣本選擇帶來的內(nèi)生性問題，因此本文采用Heckman(1979)兩步法進(jìn)行分析。

第一階段，由于兩個(gè)因變量都具有二值屬性，因此采用二值Probit模型分析農(nóng)戶是否進(jìn)行承包地的流轉(zhuǎn)，表示如下：

Y1i=α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i

(5)

其中：X1i為第i個(gè)體的核心變量，包括人情和風(fēng)險(xiǎn)；Z1i為第i個(gè)體的控制變量；D為地區(qū)虛擬變量；ε1i為誤差項(xiàng)；Y1i是由可觀測的變量X1i和Z1i以及不可觀測的變量α共同決定的，如果農(nóng)戶選擇進(jìn)行承包地流轉(zhuǎn)，則Y1i=1，否則Y1i=0。通過式(5)計(jì)算逆米爾斯比率：

λi=Φ(α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i)/

φ(α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i)

(6)

其中，Φ(·)與φ(·)分別表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)和累計(jì)密度函數(shù)。

第二階段，利用農(nóng)村承包地流轉(zhuǎn)選擇的不同形式的樣本，加入逆米爾斯比率，修正樣本選擇偏差，進(jìn)行如下線性回歸：

R1i=β0+β1iX1i+β2iZ1i+β3iD+ρλi+μ1i

(7)

其中：R1i是第二階段回歸模型的被解釋變量，即人情租流轉(zhuǎn)或貨幣租流轉(zhuǎn)；λi是由式(6)計(jì)算得到的第i個(gè)樣本的逆米爾斯比率；μ1i是誤差項(xiàng)。

(二)人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)行為的實(shí)證分析

1.人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)行為影響因素的兩步法回歸結(jié)果

為考察人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)行為的影響因素，采取Heckman兩步法進(jìn)行回歸，同時(shí)采用極大似然估計(jì)(MLE)法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。Wald檢驗(yàn)與逆米爾斯系數(shù)在1%的置信水平下顯著，說明樣本確實(shí)存在選擇偏差，利用Heckman兩步法進(jìn)行回歸具有科學(xué)性。

表4 人情租流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的影響因素“兩步法”回歸結(jié)果

(續(xù)表4)

(1)就核心解釋變量來講，衡量人情變量的鄰里幫工天數(shù)、親朋好友信任度并不影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)選擇，但是一旦發(fā)生流轉(zhuǎn)，會正向影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的形式與結(jié)果，對人情租流轉(zhuǎn)的結(jié)果產(chǎn)生正向影響。表明流轉(zhuǎn)締結(jié)雙方之間的可信度越高，相互之間的生產(chǎn)幫扶時(shí)間越長，越容易發(fā)生人情租流轉(zhuǎn)。這說明，“人情”或熟人社會(費(fèi)孝通，2013)是維系人情租土地流轉(zhuǎn)的紐帶，而貨幣租土地流轉(zhuǎn)關(guān)系的締結(jié)是“貨幣”。生病負(fù)債在1%的水平下對人情租流轉(zhuǎn)產(chǎn)生顯著影響，這說明生病負(fù)債的農(nóng)戶家庭急需向親朋好友無息借取貨幣以支付醫(yī)療，容易因“錢債”而產(chǎn)生“情債”，為還“情債”在農(nóng)地流轉(zhuǎn)選擇中更容易發(fā)生人情租形式的流轉(zhuǎn)行為。就風(fēng)險(xiǎn)變量來講，就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對流轉(zhuǎn)選擇與結(jié)果均不產(chǎn)生影響，與初期不符，可能的原因是與該變量的定義中并未包含哪些不可預(yù)測或未預(yù)料到的就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)因素有關(guān)。養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)在10%的顯著性水平下對農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)以及人情租流轉(zhuǎn)產(chǎn)生正向影響，不影響農(nóng)戶的貨幣租流轉(zhuǎn)，這說明鼓勵(lì)農(nóng)戶參加養(yǎng)老保險(xiǎn)促進(jìn)了人情租流轉(zhuǎn)。醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)不影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)選擇，但在1%的顯著性水平下負(fù)向影響人情租流轉(zhuǎn)行為，這說明鼓勵(lì)農(nóng)戶參加或者完善農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)，能夠降低人情租流轉(zhuǎn)的發(fā)生率。這是因?yàn)楫?dāng)農(nóng)戶家庭成員或戶主產(chǎn)生健康風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，人情租流轉(zhuǎn)能夠利用農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的“人情”獲得資金借貸，一定程度上降低醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)。而當(dāng)農(nóng)村醫(yī)療保障水平逐步提高時(shí)，農(nóng)戶面臨的醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)下降，因此人情租流轉(zhuǎn)會減少。保持地力長期投資風(fēng)險(xiǎn)對人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)選擇分別產(chǎn)生正向、負(fù)向影響，這印證了“選擇人情租流轉(zhuǎn)行為是農(nóng)戶進(jìn)行地力保墑的一種投資行為”的觀點(diǎn)，也一定程度上從側(cè)面解開了“為什么貨幣租流轉(zhuǎn)后的土地肥力更容易下降”的疑惑。調(diào)研訪談中發(fā)現(xiàn)，貨幣租流轉(zhuǎn)(尤其是短期契約下的貨幣租流轉(zhuǎn)行為)導(dǎo)致地力下降，具有天然的合理性：多數(shù)農(nóng)作物的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期為一年甚至半年、幾個(gè)月，貨幣租轉(zhuǎn)出戶可以依據(jù)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格調(diào)整下一年度地租價(jià)格，并不“關(guān)心地力保護(hù)”；貨幣租轉(zhuǎn)入戶則可以依據(jù)上一年度的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格帶來的“利潤盈虧與否”靈活調(diào)整生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，為實(shí)現(xiàn)利潤最大化，盡可能地“掠奪式經(jīng)營”。

(2)就生產(chǎn)要素來看，地租在1%的顯著性水平下對農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)的影響為正，但對人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)結(jié)果影響為負(fù)、對貨幣租流轉(zhuǎn)結(jié)果影響為正，這說明提高土地租賃市場流轉(zhuǎn)價(jià)格可以提高農(nóng)戶選擇正規(guī)農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式的積極性。農(nóng)業(yè)收入占比對農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)產(chǎn)生負(fù)向影響，農(nóng)戶在土地上獲取的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入占家庭可支配收入的比重越高，即土地依賴性越強(qiáng)，越不容易發(fā)生流轉(zhuǎn)行為。農(nóng)業(yè)收入占比分別正向、負(fù)向影響人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)結(jié)果，表明出于對貨幣的追求，農(nóng)戶有可能會降低人情租流轉(zhuǎn)面積而增加貨幣租流轉(zhuǎn)面積。家庭人數(shù)對是否選擇農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響為負(fù)，對人情租流轉(zhuǎn)形式產(chǎn)生負(fù)向影響，表明農(nóng)戶家庭人口數(shù)量越大，勞動力越充裕，越能夠?qū)崿F(xiàn)土地的自我耕種與管理，即使貨幣租流轉(zhuǎn)需求大也因?yàn)椤皠趧恿κ`”而很難發(fā)生流轉(zhuǎn)行為。勞動力質(zhì)量的系數(shù)不顯著，這是因?yàn)楫?dāng)前我國農(nóng)業(yè)依然是傳統(tǒng)的小農(nóng)戶占主導(dǎo)，土地能夠滿足大量低質(zhì)量勞動的就業(yè)需求，即使因勞動力缺乏而轉(zhuǎn)出土地，也對勞動力質(zhì)量并無太高的要求。人均承包面積與人均閑置面積的顯著性表明，人均家庭耕地面積越大，越不會選擇轉(zhuǎn)出承包地，而當(dāng)家庭閑置的土地越多，就越容易發(fā)生人情租流轉(zhuǎn)。

(3)就政策變量來講，相比未確權(quán)的農(nóng)戶，確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，這與程令國等(2016)的研究結(jié)果保持一致。確權(quán)政策正向影響農(nóng)戶選擇貨幣租流轉(zhuǎn)形式，相比未確權(quán)的農(nóng)戶，確權(quán)后的貨幣租形式的農(nóng)地流轉(zhuǎn)率增加了約3.8%，也說明確權(quán)政策促進(jìn)了正規(guī)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)，這與羅必良(2017)的研究結(jié)論不謀而合。采用極大似然估計(jì)(MLE)法對模型進(jìn)行實(shí)證分析，回歸結(jié)果的顯著性、系數(shù)大小基本上與兩步法結(jié)果相同，因此結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.人情租流轉(zhuǎn)、貨幣租流轉(zhuǎn)的邊際回歸結(jié)果

由于對核心變量的邊際回歸能夠直接反映邊際效果，因此采用邊際二值回歸(Dprobit)法分別對人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)進(jìn)行回歸，兩個(gè)模型的沃爾德(Wald)檢驗(yàn)值滿足Prob>chi2=0.000，表明模型運(yùn)行結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上有效，具體回歸結(jié)果見表5。

表5 人情租流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的影響因素邊際回歸結(jié)果

總體而言，核心解釋變量與生產(chǎn)要素變量的顯著性、符號與兩步法回歸結(jié)果類似。就風(fēng)險(xiǎn)變量來看，養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)、醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)對人情租流轉(zhuǎn)行為的邊際影響系數(shù)分別為0.011、-0.019，表明：養(yǎng)老保險(xiǎn)水平每提高1%，則人情租流轉(zhuǎn)會提高1.1%；失去醫(yī)療保險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)每增加1%，人情租流轉(zhuǎn)行為會降低1.9%。保持地力長期投資風(fēng)險(xiǎn)每增加1%，則貨幣租流轉(zhuǎn)率降低0.4%，人情租流轉(zhuǎn)率增加0.3%。保持地力長期投資對貨幣租流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生負(fù)向影響，這說明農(nóng)戶的貨幣租流轉(zhuǎn)選擇行為受到對土地長期投資的顯著制約，但人情租流轉(zhuǎn)具有“動態(tài)調(diào)整”性質(zhì)可以及時(shí)終止長期投資并隨時(shí)收歸經(jīng)營權(quán)而受到較小制約。就人情變量來看，鄰里幫工天數(shù)每增加1天，人情租流轉(zhuǎn)行為會增加0.1%；親朋好友信任度每提高1%，則人情租流轉(zhuǎn)行為增加0.7%；農(nóng)戶生病負(fù)債每提高1%，則人情租流轉(zhuǎn)率提高2.6%。地租每提高1%，則人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)分別提高-1.8%、1.5%，這說明提高土地的市場租賃價(jià)格，可以減少非正式的人情租流轉(zhuǎn)行為，增加正規(guī)性的貨幣租流轉(zhuǎn)行為。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析

(1)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。前文的Heckman兩步法往往關(guān)注的是可觀察的方程，通過逆米爾斯比率糾正樣本選擇偏差。對比而言，內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸(ESR)模型可以對那些不可觀測的選擇偏誤進(jìn)行校正而被廣為應(yīng)用(Adamchik et al.,2000)。因此，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。獨(dú)立模型Wald檢驗(yàn)都至少在10%水平上顯著拒絕了方程獨(dú)立估計(jì)的原假設(shè)，說明將選擇方程和結(jié)果方程進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)是合適的，ESR模型設(shè)定合理。

表6 ESR模型估計(jì)結(jié)果

通過對比ESR模型與Heckman兩步法的結(jié)果，鄰里幫工天數(shù)、親朋好友信任度、生病負(fù)債、醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)、保持地力長期投資風(fēng)險(xiǎn)等核心變量以及地租、農(nóng)業(yè)收入占比、家庭人數(shù)、家庭人均面積等控制變量的估計(jì)符號均保持了較高程度的一致性，進(jìn)一步論證了前文結(jié)論的可靠性。值得說明的是，核心變量中的就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)正向顯著影響人情租流轉(zhuǎn)，與理論預(yù)期相符，表明ESR模型確實(shí)糾正了就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)中一些未觀測到的因素；而養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)并不影響人情租流轉(zhuǎn)行為，對貨幣租流轉(zhuǎn)的選擇方程產(chǎn)生正向影響，與前文所得結(jié)論不同，這是因?yàn)榍拔膶@著性放松到10%，如果嚴(yán)格到5%或者1%，則可以得出類似結(jié)論，也就是說ESR模型使我們得到了更為穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤。是否確權(quán)能夠促進(jìn)農(nóng)戶選擇貨幣租流轉(zhuǎn)形式，與前文結(jié)論一致，負(fù)向影響人情租流轉(zhuǎn)行為，也就是農(nóng)地確權(quán)能夠減少無固定交易期限、無契約和低租金的民間流轉(zhuǎn)行為。

(2)異質(zhì)性分析。雖然前文采用ESR模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但不同群體之間可能仍然存在異質(zhì)性，如不同年齡階段的農(nóng)戶存在不同的流轉(zhuǎn)決策，因人口遷移而發(fā)生戶籍變化(仍然擁有承包地)的樣本很可能與仍未發(fā)生戶籍變動的農(nóng)戶樣本在人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)行為存在一定的差異。因此，依據(jù)代際分工理論，將樣本分為“農(nóng)一代”外出務(wù)工群體(33～60歲(4)需要說明的是，33歲的選取原則是數(shù)據(jù)來源于2013年，則33～60歲階段的樣本代表出生于“80后”之前的“農(nóng)一代”樣本，“農(nóng)二代”樣本則包含了“80后、90后”，年齡最小者16歲，也即1997年出生，因此不包含“00后”。)、農(nóng)二代外出務(wù)工群體(33歲及以下)、老齡群體(60歲及以上)，采用Heckman兩步法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表7的列(5)～(10)。同時(shí)，將全部樣本分為農(nóng)業(yè)戶籍群體、非農(nóng)戶籍群體進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果見表7列(1)～(4)。

表7 分群體的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

可以看出，不同群體間存在一定的行為差異。首先，對于人情租流轉(zhuǎn)行為而言，相比“農(nóng)二代”和老齡群體，更加注重保持地力投資、鄰里之間幫扶的“農(nóng)一代”群體更容易發(fā)生人情租流轉(zhuǎn)行為。人情與風(fēng)險(xiǎn)變量對于“農(nóng)二代”群體的影響相對較小，原因在于這部分群體多是進(jìn)城安家落戶的“90后”與“80后”。養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)、醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)和親朋好友信任度對非農(nóng)群體選擇人情租流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生顯著影響。保持地力長期投資、鄰里幫工天數(shù)、生病負(fù)債等對農(nóng)業(yè)戶籍群體選擇人情租流轉(zhuǎn)的正向影響更為顯著。老齡群體出于對健康的重視，會在10%的顯著性水平下正向促進(jìn)人情租流轉(zhuǎn)。其次，對于貨幣租流轉(zhuǎn)而言，在農(nóng)地確權(quán)后，對養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)、醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)的重視會促進(jìn)“農(nóng)二代”群體選擇貨幣租流轉(zhuǎn)，而“農(nóng)一代”群體同樣在獲得穩(wěn)定的地權(quán)后，如果就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)弱化、親朋好友信任度提高，會傾向于選擇貨幣租流轉(zhuǎn)。無論戶籍狀況如何，農(nóng)地確權(quán)均能夠促進(jìn)農(nóng)戶的貨幣租流轉(zhuǎn)行為。在非農(nóng)戶籍群體中，保持地力的長期投資風(fēng)險(xiǎn)越大，則越不容易發(fā)生貨幣租流轉(zhuǎn)；在農(nóng)業(yè)戶籍群體中，生病負(fù)債會負(fù)向影響貨幣租流轉(zhuǎn)，親朋好友信任度越高越容易發(fā)生貨幣租流轉(zhuǎn)。這說明，熟人社會的“信譽(yù)機(jī)制”也是影響農(nóng)戶選擇貨幣租流轉(zhuǎn)土地的重要因素。

五、基本結(jié)論與政策建議

本文利用CHIP 2013數(shù)據(jù)，在人情與風(fēng)險(xiǎn)視角下，運(yùn)用Heckman兩步法和邊際二值回歸法，實(shí)證分析了人情、風(fēng)險(xiǎn)等變量對人情租流轉(zhuǎn)與貨幣租流轉(zhuǎn)的影響差異，并采用ESR模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。主要得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，熟人社會中的“人情”是維系人情租土地流轉(zhuǎn)的紐帶，而貨幣租土地流轉(zhuǎn)關(guān)系的締結(jié)是“貨幣”。鄰里幫工天數(shù)每增加1天，親朋好友信任度每提高1%，人情租流轉(zhuǎn)行為分別會增加0.1%、0.7%。生病負(fù)債的顯著性表明，農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中容易因“錢債”而產(chǎn)生“情債”，為還“情債”更容易發(fā)生人情租形式的流轉(zhuǎn)行為。

第二，養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)正向顯著影響人情租流轉(zhuǎn)選擇與結(jié)果。養(yǎng)老保險(xiǎn)水平每提高1%，則人情租流轉(zhuǎn)會提高1.1%。醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)不影響農(nóng)戶是否選擇流轉(zhuǎn)，但負(fù)向影響人情租流轉(zhuǎn)。保持地力長期投資風(fēng)險(xiǎn)對人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)分別產(chǎn)生正、負(fù)向影響，其每增加1%，則人情租流轉(zhuǎn)率增加0.3%，貨幣租流轉(zhuǎn)率降低0.4%。

第三，地租對農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)影響為正，對人情租流轉(zhuǎn)形式影響為負(fù)而對貨幣租形式的影響為正：地租每提高1%，則人情租、貨幣租流轉(zhuǎn)分別提高-1.8%、1.5%。

第四，是否確權(quán)正向影響農(nóng)戶選擇貨幣租流轉(zhuǎn)形式，與未確權(quán)的農(nóng)戶相比，確權(quán)后的貨幣租流轉(zhuǎn)率增加了約3.8%，即農(nóng)地確權(quán)有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的正規(guī)化。

上述結(jié)論在深化對我國農(nóng)地租賃市場的認(rèn)識的同時(shí)，可以為規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)、完善租賃市場、推進(jìn)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營提供決策參考。第一，建立村級農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易中心，成立承包地經(jīng)營權(quán)的抵押貸款專柜，為農(nóng)地流轉(zhuǎn)、生病負(fù)債家庭提供農(nóng)地的抵押貸款等服務(wù)，提高熟人社會交易的市場化程度，推動非正規(guī)農(nóng)地市場逐步轉(zhuǎn)型，逐步實(shí)現(xiàn)“人情”換“貨幣”。第二，通過“以地養(yǎng)老”“以地?fù)Q社保”等新模式與承包權(quán)有償退出相結(jié)合，逐步強(qiáng)化與完善農(nóng)村養(yǎng)老、醫(yī)療保險(xiǎn)體系，通過權(quán)益置換，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民在醫(yī)療、養(yǎng)老服務(wù)方面就地同城均等化。推行有差別的地力保護(hù)補(bǔ)貼政策，鼓勵(lì)小農(nóng)戶的短期投資與規(guī)模戶的長期投資，同時(shí)成立地力保護(hù)小組，構(gòu)建地力評價(jià)體系，對規(guī)模戶耕種的耕地進(jìn)行流轉(zhuǎn)前后的地力測算，依據(jù)測算結(jié)果，征收地力保護(hù)稅，完善獎(jiǎng)懲制度，逐步改善地力，帶動綠色生產(chǎn)。第三，建立健全地價(jià)信息定期公布制度和農(nóng)用土地價(jià)格評估制度，科學(xué)確定各地農(nóng)地租賃市場基準(zhǔn)地租，提高農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的積極性，逐步推動小農(nóng)戶選擇正規(guī)的貨幣租流轉(zhuǎn)。鼓勵(lì)開創(chuàng)村鎮(zhèn)新業(yè)態(tài)，增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，并推行土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)保障金和履約保險(xiǎn)雙軌運(yùn)行機(jī)制，完善土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制，讓農(nóng)戶“有信心”參與正規(guī)化流轉(zhuǎn)。