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农户资源禀赋、交易费用与农地使用权流转

——基于江西省农户研究

刘克春 林坚

（ 浙江大学农业现代化与农村发展研究中心 ）

[1]内容提要：在农地流转过程中，愈是具有经营农地的资源禀赋的农户，转入农地的可能性愈大，转入的面积也愈大；愈是具有从事非农业资源禀赋的农户，转出农地的可能性愈大，转出的面积愈大。农地交易费用虽然对农户农地流转的可能性和流转面积有负向影响，但是这种影响是极不显著的。本文利用2005年江西省212个农户的调查数据，对以上假说进行验证。

关键词： 资源禀赋 交易费用 农地流转

一、问题提出

关于中国农地流转，国内外学者已做了大量的研究，政府对此也制订了许多支持政策，鼓励并积极引导以推动农地流转。然而，大量数据观察表明，直到20世纪90年代中期以前，土地使用权流转的发生率一直偏低（张红宇，2002）。20世纪90年代末直至最近几年，随着国民经济的快速增长，农地市场流转速度出现加快的趋势。根据俞海、Scott Rozelle等人（2003）2000年对东北、华北和长江中下游的调查数据显示，2000年土地流转的面积比例约为12%，转出土地的农户比例约为9%。其中，长江中下游土地流转面积比例与转出土地的农户比例分别是14%和12%，高于东北和华北的比例。虽然，90年代末，农地流转有加快的趋势，但是，并没有出现人们期望中的大规模农地流转和规模经营，农地撂荒现象仍旧存在。究其原因，一些学者通过实证将现行农地制度下农地市场难以发育的原因归因于经济、农户自身的资源禀赋、社会等因素。史清华、贾生华（2003）根据对沿海苏、鲁、浙三省农地流转情况的实证分析，将影响农地流转的根源动因归结为“相对比较优势的存在”。钱忠好（2003）将土地流转缓慢的原因归结为农地供给不足。更多的研究将农地难以流转、农地市场难以发育等问题归因于不稳定的模糊的农地产权、信息不对称和交易费用。钱文荣（2003）的研究认为信息不灵、交易费用高是有转移土地欲望而最终没有转移的主要原因。综上所述，影响农地流转因素众多。在影响农地流转因素研究中，现有研究虽然取得了许多成果，但是，仍然存在以下缺陷：第一，将农地流转缓慢的原因归结为经济、农户资源禀赋等因素。然而这些因素都是属于潜变量，它们都是由一些显变量综合予以反映。现有研究仅仅是从个别显变量而不是潜变量来研究其对农地流转的影响，并在结论上不加验证地将这些显变量的影响简单地归结为某个潜变量的影响，显然这样的结论是有缺陷的。第二，农地流转过程中的信息不对称和交易费用等因素对农地流转是否产生影响以及多大程度上产生影响，是否如一些研究结论所表明的那样成为阻碍当前农地流转的一大障碍因素，现有的研究仍然没有达成共识，并且现有的实证研究缺乏对这些变量进行量化，从而将其纳入模型予以实证。第三，虽然一些研究结论认为信息不灵、交易费用阻碍了农户农地流转意图的实现，但是其结论是否具有统计意义，现有的研究仍然缺少统计检验。第四，由于农地的供给和需求常常是处于不均衡的状态，因此，在农地流转交易过程中，供需双方各自所花费的交易费用往往是不相等的。现有的研究并没有分别从这两个方面来研究交易费用在农地流转中的作用。

本文的研究目的在于，通过对江西省农户的抽样调查，对农地流转过程中的农户资源禀赋和交易费用进行量化，并纳入回归模型，以研究它们对农地流转及其对农户农地流转行为所产生的影响。

二、研究假说

(一) 农户资源禀赋与农户农地流转行为

根据以往的研究，农户家庭资源禀赋是影响农户农地流转行为的重要因素（田传浩、贾生华，2003；钱文荣，2003）。现假设有两个农户，除了各自的资源禀赋不同之外，有相同的就业环境、农地流转环境等。其中农户甲认为自己更具有经营农地的资源禀赋和条件，具有经营农业的技术、能力、习惯，缺少从事非农工作技术、能力、习惯，收入结构长期以农业为主体；农户乙认为自己更具有非农资源禀赋，有非农的就业技术、能力和习惯，收入结构以非农业为主体。当他们之间对自己的资源禀赋的预期出现差异时，认为自己具有经营农地的资源禀赋的农户倾向转入农地，转入的面积也会愈大；而认为自己具有从事非农职业资源禀赋的农户倾向转出农地，转出的面积也会愈大。基于以上假设，本文提出假说1：

假说1：愈是具有经营农地的资源禀赋的农户，转入农地的可能性愈大，转入的面积也愈大；愈是具有非农资源禀赋的农户，转出农地的可能性愈大，转出的面积愈大。

（二）农地交易费用与农户农地流转行为

在产权经济学家看来，产权的清晰界定是交易的前提。在农地流转过程中，交易双方往往存在信息不对称，例如难以发现交易对象，由此，信息不对称将会对农户的农地流转面积及其流转意图产生不利影响。由于农地产权界定和交易双方可能出现的信息不对称，在农地流转过程中，农户在发现交易对象、谈判、签订交易合同以及事后的监督等都必须花费一定交易费用，上述情况在某种程度上增加了农地流转的难度。因此，农地交易费用对农户农地流转行为将会产生影响。对于转入农地农户而言，当他感觉需要花费大量的交易费用才能流转成功时，其转入农地的可能性将会减小，转入的面积愈少。同样，对于转出农地的农户而言，交易费用愈高，农户转出农地的可能性愈小，转出的面积愈小。基于上述逻辑，本文提出假说2：

假说2：农户愈是认为交易费用愈高，转入（出）农地的可能性愈小，转入（出）面积愈小。交易费用对农户农地流转行为有负向影响趋势。

（三）农户资源禀赋、交易费用与农户农地流转行为

根据新古典经济学关于市场供求理论，农地流转取决于农地的供给和需求。农户对农地的供需状况归根结底取决于农户的内在经济动因，农户的经济动因趋向又是来源于农户家庭的资源禀赋。当农户更具有经营农地的资源禀赋时，追求经济的内在动因促使农户转入农地；当农户更具有从事非农的资源禀赋时，农户将趋向转出农地。

显然，农地流转必然产生交易费用，交易费用一定程度上对农地流转产生不利影响。就农地流转过程中的交易费用而言，交易费用是在有交易需求的前提下产生的。从农地交易需求来看，我国农地交易主要是在社区内进行。在一定的社区范围内，由于农户居住高度集中，生产和生活交往频繁，农户彼此之间非常了解，信息非常畅通，对于彼此之间的农地经营和需求状况非常了解，因此，农户在进行农地流转时，信息并非人们想象的那样严重不对称。另外，在我们对农户的调查中了解，农户自愿进行农地流转绝大多数都是使用口头协议，因此，交易费用是很小的。即使是在较大地区范围内，农户在农地交易过程中的信息不对称和交易费用也不是人们想象的那样非常严重和非常之大。因为在农地流转过程中，如果是由于信息不对称而阻碍了有大量交易需求的农地流转，社会必将产生能减少这种信息不对称的诸如农地流转信息中心等中介组织，以降低交易费用，促进农地流转，况且现在已经出现了跨地区的农地流转现象。对于具有经营农地资源禀赋的比较优势的农户，即使交易费用很高，也难以阻挡其追求内在的经济动因而转入农地。而对于转出农地的农户，为了避免撂荒而增加将来开发成本，确保农地可持续利用，再加上避免农地撂荒的传统习俗和社会责任，无论交易费用有多高，农户总是力求将农地转让出去。因此，交易费用对农户进行农地流转的影响可能是很小的，甚至是不显著的。基于以上分析，本文提出假说3：

假说3：在我国当前农地流转过程中，农户是否进行农地流转决定于农户的资源禀赋，交易费用对农地流转的影响较小、甚至不显著。

三、研究方法

（一）控制变量的选择说明和变量的操作性定义

农户资源禀赋是影响农户农地流转决策的关键变量。在这里，农户资源禀赋是个潜变量，它包含很多显变量。根据以往文献研究，本文选择下列变量：

1．农户从集体分配承包的人均耕地面积，从以往的研究可知该变量对农户流转农地决策产生影响。

2．农户农业劳动力和非农业劳动力的比例结构会影响到农户农地流转决策。农业劳动力所占比例愈大，转入农地的可能性愈大，转入面积愈大；反之，转出农地的可能性愈大，转出的面积愈大。本文用农业劳动力占农户的全部劳动力比例予以反映，劳动力指的是年龄在16—60周（包括16岁以下以及年龄超过60岁但实际还在从事劳动）的人数。

3．农户的收入结构是影响农户农地流转决策的重要变量，农业收入比例愈大的农户，对土地依赖的程度愈大，转入农地的可能性愈大，转入面积愈大；非农业收入比例愈大的农户，对土地依赖的程度愈小，转出农地的可能性愈大，转出面积愈大。本文用农户的农业收入占家庭全部收入的比重来反映农户的收入结构。

除此之外，本文还选择了农户的家庭人口、户主的文化程度、年龄和职业等作为反映农户资源禀赋的控制变量。农户的家庭人口指的是没有单独立户且经济生活上与家庭保持密切联系的家庭成员数；户主文化程度分为小学以下、小学、初中和高中以上四类；户主职业分为以农业为主和以非农为主两类；

4．农地交易费用也有可能是影响农户农地流转决策的一个重要变量。同样，在本文，该变量也是个潜变量。

农地流转交易费用：指的是在农地流转过程中，交易主体为寻找交易对象、谈判和签订交易协议以及监督协议执行等所花费的各种费用。迄今为止，学术界还没有测度交易费用的科学方法，因此，在农地流转过程中，对交易费用进行测度是学术界一大难题。为测度交易费用对农地流转的影响程度，本研究将交易费用视为潜变量，运用李克特5点尺寸测度农地流转交易费用。所使用的Items（项目）见表1：

上述变量的操作性定义见表1

表1 模型变量操作性定义

变量名称
变量定义

人均承包耕地面积
农户人均从集体承包的耕地面积（亩）

农业劳动力比重
农户实际从事农业劳动力占全部劳动力比重（%）

农业收入比重
农户的农业收入占家庭全部收入的比重（%）

家庭人口
没有单独立户且经济生活上与家庭保持密切联系的家庭成员

户主年龄
户主的实际年龄（岁）

户主文化程度
小学以下=1，小学=2，初中=3，高中及以上=4

户主职业
以农业为主=1，以非农为主=0

农地交易费用
问卷项目1. “在土地流转时，需要花费1、2、 3 、4、5 时间才能流转成功”。用李克特5点尺寸测度，1表示“很少时间”、2表示“较少时间”、3表示“一般”、4表示“较多时间”、5表示“很多时间”。

问卷项目2. “在进行土地流转时，我感觉1很容易、2、 3、 4、 5 很麻烦”。用李克特5点尺寸测度，1表示“很容易”、2表示“比较容易”、3表示“一般”、4表示“比较麻烦”、5表示“很麻烦”。

（二）资料分析方法与工具

本研究使用SPSS11.5统计软件作为分析数据的工具。使用的分析方法有：描述统计、信度分析和回归分析法；所使用的模型包括Logit模型和一般多元回归模型。

1．本研究首先采用Logit模型分别对被调查农户作出农地转入和转出行为进行分析，以分别了解农户的资源禀赋和农地交易费用对农户作出农地转入行为和转出行为的影响。如前所述，这里的农地指的是耕地面积。模型中除了被解释变量不同之外，解释变量都相同。Logit模型是逻辑概率分布函数（cumulative logistic probability function），模型的基本形式为：

(1)

其中，+ ，e代表自然对数的底。（1）式的估计式为

模型的具体形式可以表示为

log Pi /(1–Pi)=α+β1Xi1+β2Xi2+β3Xi3+β4Xi4+---+εi （2）

（2）式中的Pi分别表示农户是否作出农地转入行为和转出行为的概率。

2．本文还利用多元回归模型分别对农户农地转入和转出面积进行分析。被解释变量分别是农户转入农地面积和转出农地面积，解释变量含义与模型（1）相同。模型的具体形式表示为

Yi=α+β1Xi1+β2Xi2+β3Xi3+β4Xi4+---+εi (2)

3．信度分析

对问卷有关农户资源禀赋和农地交易费用内容进行信度分析，在信度分析方面，使用内部一致性法，衡量内部一致性是以Cronbach’α的值作为评估标准。

四、调查方法和数据来源

本研究所使用的数据来源于2005年暑假期间作者和大学生暑假社会实践对江西省九江县、贵溪县、南昌县、浮梁县、铅山县、南城县、兴国县、万载县和安义县等9个县13个乡（镇）261个农户所做的调查。调查涉及的地区类别包括平原、丘陵和山区；粮食产区和棉花等经济作物产区；涉及的农户包括自给自足的小农户、半自给半商品经营的一般农户和完全商品经营的大农户以及纯农业农户、以农为主兼业农户、以非农为主兼业农户和非农农户。调查采用的是随机抽样、整群抽样和典型调查相结合的方法。通过对262户农户访谈，发出调查问卷262份，回收有效问卷212份，有效问卷为80%。

五、资料与检验结果分析

（一） 样本特征

2005年，在212个农户中，转入农地的有81户，转出农地的有71户，转入农户略多于转出农户。所有的样本（N=212），户主年龄介于31—50岁之间的占65.1%，以农业为主要职业的户主占绝大多数（62.3%），户主文化程度主要分布在小学和初中，超过70%的户主身体健康。从事农业劳动力在2人以下的农户占83.5%，转入农地的农户数略多于转出农户。农户进行农地流转所花费的时间和精力较少，即所花费的交易费用较少，平均为1.64。经计算，其中，农地转入交易费用为1.43，转出交易费用为1.86。详细的样本特征及描述数据特征见表2。

表2 2005年江西省9个县13个乡（镇）样本农户特征和土地流转状况

农户特征
类型
数量
百分比%

户主年龄
30岁以下

31—50

51—59

60岁以上
6

138

43 （人）

25
2.8

65.1

20.3

11.8

户主职业

以农业为主

以非农业为主
132

80 （人）
62.3

37.7

户主文化程度
小学以下

小学

初中

高中以上
18 （人）

82

82

30
8.5

38.7

38.7

14.2

户主身体状况

健康

一般

较差

165

33 （人）

14

77.8

15.6

6.6

农户人口
3人以下

4—6人

7人以上
34

150 （户数）

28

16

70.8

13.2

农业劳动力人数
2人以下

3人以上

177

35 （户数）
83.5

16.5

从集体承包

耕地面积
<5亩

5—10

≥10亩
90

90 （户数）

32
42.5

42.5

15

转租入农地
<5亩

5—10

≥10亩
41

13 （户数）

27
50.7

16

33.3

转租出农地
<5亩

5—10

≥10亩
49

22 （户数）

0
69

31

0

流转时间

（N=212）

（取值范围1-5）
平均值
1.5991

标准差
1.03704

耗费精力

（N=212）

（取值范围1-5）
平均值
1.6745

标准差
1.14896

资料来源：调查样本

（二）问卷信度分析

信度是指测量资料的可靠程度，即测量结果的稳定性和一致性。对问卷进行信度检验主要是均对那些需要从多个方面反映事物的某种综合特征的变量而进行的分析。例如评价人的身体素质，就要从人的身高、胸围、血压、肺活量等多个方面进行考虑。由这些指标的取值构成的量表是否合理，所选择的指标是否全面地反映了事物的特征，以及这些指标取值的可靠程度，需要运用可靠性分析即信度分析作出判断。在测量信度上一般有4种方法：再测法（retest method）、复本法（alternative-form method）、折半法（splithalves method）和内部一致性法（internal consistency method）（Cooper & Schindler, 1998）。本研究采用内部一致性法作为检测问卷信度的工具，以Cronbach’α的值来测定问卷项目。Guielford(1965)认为Cronbach’α的值若大于0.7则表示信度很高，若小于0.35则属于低信度，应该予以删除。

本研究农户资源禀赋作为潜变量选择了人均承包耕地面积、农业劳动力比重、农业收入比重、家庭人口、户主年龄、户主文化程度和户主职业共7个显变量，用以综合反映农户资源禀赋。经检测，其信度Cronbach’α系数仅为0.0848，远远小于0.70。检验结果说明该7个变量不具有一致性，因此，难以综合反映农户资源禀赋。经剔除后面4个显变量后，人均承包耕地面积、农业劳动力比重和农业收入比重3个变量的Cronbach’α系数为0.39，虽然小于0.7，但大于0.35，因此具有一定的信度。为此，本研究将这三个变量用于综合反映农户资源禀赋。

本研究农地交易费用用表1中的项目1和项目2综合反映，经检测，其信度的Cronbach’α系数为0.92，大于0.70，具有较高的一致性。经专家认定项目1和项目2具有较好的内容效度，能够测度农地交易费用，因此，可以用来测度农地交易费用。

(三)因子分析

根据以上一致性检验，人均承包耕地面积、农业劳动力比重和农业收入比重3个变量可以用以反映农户资源禀赋。因此，我们可以对该3个变量项目进行因子分析，将其归结为一个因子即农地资源禀赋。农地交易费用可以用表1中的项目1和项目2综合反映，同样本研究对该2个项目进行因子分析，并将其归结为一个因子即农地交易费用。在进行因子分析时，本研究采用主成分分析法。

表3和表4分别显示了农户资源禀赋因子分析的KMO测度和Bartlett检验结果。表3中的KMO值为0.561，大于0.5；Bartlett球体检验χ2 统计值的显著性概率为0.000，小于0.001，两者说明数据具有相关性，适宜做因子分析。表4是因子值的系数矩阵，该系数矩阵将一个公因子表示为三个变量的线性组合，用以进行回归分析。

表3 农户资源禀赋KMO测度和Bartlett检验结果。

Kaiser-Meyer-Olkin检验
0.561

Bartlett球体检验
χ2 统计值

df

显著性水平
139.66

3

.000

表4 计算因子值的系数矩阵

f

人均耕地
0.304

农业收入比重
0.485

农业劳动力比重
0.471

表5和表6分别显示了农地交易费用因子分析的KMO测度和Bartlett检验结果。表5中的KMO值为0.5；Bartlett球体检验χ2 统计值的显著性概率为0.000，小于0.001，两者说明数据具有相关性，适宜做因子分析。表6是因子值的系数矩阵，该系数矩阵将一个公因子表示为两个变量的线性组合，用以进行回归分析。

表5 农地交易费用KMO测度和Bartlett检验结果。

Kaiser-Meyer-Olkin检验
0.5

Bartlett球体检验
χ2 统计值

df

显著性水平
277.125

1

.000

表6 计算因子值的系数矩阵

f

农地流转时间
0.519

农地流转耗费精力
0.519

（四）检验结果与分析

本文运用SPSS11.5统计分析软件分别对农户转入和转出农地行为进行Logistic回归。用多元线性回归模型分别来解释农户转入农地面积和转出农地面积的大小。在模型的变量选择上，除了经过一致性检验的那些变量之外，我们还是将前面提到的其他相关变量（如家庭人口等变量）引入模型。表7和表8分别是Logistic回归模型和多元线性回归模型检验结果。

表7 农户农地转入和转出行为Logistic回归结果

解释变量
被解释变量
被解释变量

是否转入农地（转入=1，没有转入=0）
是否转出农地（转出=1，没有转出=0）

回归系数B
标准差S.E
显著性

概率Sig.
回归系数B
标准差S.E
显著性

概率Sig.

农户资源禀赋
1.122
0.244
0.000
-0.956
0.256
0.000

家庭人口
0.023
0.089
0.800
-0.173
0.106
0.101

户主年龄
0.031
0.018
0.087
-0.021
0.020
0.301

户主文

化程度
0.037
0.209
0.861
-0.064
0.218
0.77

户主职业
-0.01
0.464
0.983
-0.704
0.466
0.131

农地交

易费用
-0.054
0.161
0.738
0.47
0.175
0.007

常数项
-2.29
1.137
0.044
1.545
1.191
0.194

-2Loglikelihood

Nagelkerke R2

Chi-Square
205.431

0.408

16.904

0.031
213.697

0.331

27.273

0.001

表8 农户农地转入和转出面积回归结果

解释变量
被解释变量
被解释变量

转入农地面积
转出农地面积

B
T值
B
T值

常数项
0.445
0.072
2.602***
2.851

农户资源禀赋
0.47***
5.267
-0.266***
-3.051

家庭人口
0.074
1.029
-0.083
-1.171

户主年龄
-0.047
-0.66
-0.019
-0.269

户主文化程度
0.125*
1.784
-0.015
-0.218

户主职业
-0.045
-0.481
-0.244***
-2.694

农地交易费用
-0.026
-0.399
0.126*
1.971

Adjusted R2
0.154

0.195

F
7.419***

9.528***

N
212

212

*,**,***分别表示在0.10，0.05和0.01水平上显著。

表7和表8的检验结果显示：当被解释变量是农户转入农地行为时，解释变量的影响与我们的预期基本一致。解释变量农户资源禀赋在表7和表8的回归模型中对农户转入农地行为具有显著的正向影响。即愈是具有经营农地资源禀赋的农户，转入农地的可能性愈大，转入面积愈大，这与本研究的假说是一致的。从人口统计变量来看，户主年龄在表7的Logistic回归模型中对农户农地转入行为有显著正向影响，该变量在农户转入农地面积回归模型中（见表8）有负向影响趋势，但影响不显著。这说明了户主年龄愈大，由于缺少非农就业机会，更倾向转入农地，但转入的农地面积愈小。户主的文化程度对农户是否转入农地没有显著影响，但在转入农地的农户中，户主的文化程度愈高，转入的面积愈大。实地调查的经验表明，那些转入农地面积愈大的农户，户主的文化程度往往较高。从上述3个变量的影响来看，可以认为愈是具有经营农地的资源禀赋的农户，转入农地的可能性愈大，转入的面积也愈大。以上假说1得以部分验证。

农地交易费用对农户转入农地行为没有显著性影响（见表7和表8），这一结论与一些学者认为交易费用高是农户有转移土地欲望而最终没有转移的主要原因的观点恰好相反。在调查中，我们发现在农户居住的社区内，农户之间交往密切，信息非常畅通，农户对农地的供求状况非常了解，因而信息是相当对称的；另外，农户之间的交往、交易主要是借助于农民之间长期形成的良好信用，农户之间在进行农地流转时，几乎都是采用口头协议，而不是书面协议。并且，这些经过口头协议达成的农地交易，其协议得到了很好的履行，很少产生纠纷。在我们调查的212个农户中，未发现农地流转纠纷。因此，农户在进行农地流转过程中花费的交易费用较少，而且信息也比较充分。在上表2中，农户进行农地流转所花费的时间和精力平均为1.64，其中，农地转入交易费用为1.43，这足以说明了农地交易费用是很小的。此外，被调查的绝大多数农户都认为进行农地流转较少麻烦和不需要花费多少精力，而且，他们当中很多人认为，只要意愿转入农地，即使花费较多时间和精力也会转入农地。由此看出，农地交易费用对农户农地转入行为虽然具有一定的负向影响，但是这种影响是不显著的。上述假说2和假说3得到部分验证。

当被解释变量是农户转出农地行为时，结合表7和表8，解释变量农户资源禀赋在回归模型中对农户转入农地行为和转入农地面积都具有显著的负向影响。即愈是不具有经营农地资源禀赋的农户（即相对具有从事非农职业资源禀赋的农户），转出农地的可能性愈大，转出面积愈大，这与本研究的假说是一致的。另外，户主职业对农户转出农地行为有不显著的负向影响趋势，但该变量对农户转出农地面积有负向显著性影响，即户主从事以非农业为主要职业，转出农地的可能性愈大，转出的面积也愈大。综上所述，可以认为愈是具有非农资源禀赋的农户，转出农地的可能性愈大，转出的面积愈大。假说1得到部分验证。

农地交易费用对农户农地转出行为具有显著的正向影响。这与初始的预期不相一致，一种可能的解释是对于意愿转出农地的农户，只要愿意花费时间和精力，农地转出的可能性就愈大，转出的面积就会愈大；反之，则愈小。农地交易费用显著的正向影响可能隐含了当前江西省农地流转市场处于供给大于需求态势，农户转出农地要比转入农地更加困难。被调查的一些地