农地专用性资产与交易的不确定性对农地流转交易费用的影响，本文主要内容关键词为：农地论文,不确定性论文,费用论文,资产论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
新中国成立之后，为了获得广泛的政治资源和社会支持，1950年底中国农村开始土地改革运动，到1952年底，短短的两年时间，全国范围内就基本完成土改。土改后形成的农地产权制度无疑是一种农民私有制，这种农地私有制不是土地产权市场长期自发交易的产物，而是国家组织大规模群众斗争直接重新分配原有土地的结果，因此，土改形成的农地私有制具有浓厚的国家意志（周其仁，1995）。当国家意志改变时，农民私有的土地产权制度就必须被打破。
新中国成立之初，中国面临的国际经济政治压力很大，经济发展十分落后，经济结构很不合理。为了快速实现强国富民，中国政府按照自己的意志选择了重工业优先发展战略。重工业属于资金密集型产业，具有建设周期长、初始投资规模巨大的特点，而农业是基础产业，担负着为工业发展提供原料及为城市居民提供生活资料之职能。此时，如果按市场机制配置资源势必导致农产品均衡价格的迅速提高，导致城市居民生活费用上升，进而引起劳动力成本上升。如果这样，就难以顺利实现重工业发展所需的低成本的原料投入和低成本的劳动力投入，这显然有违政府初衷。为了保证重工业发展的低成本投入，有效地实施重工业优先发展战略，政府必须压低农产品价格。但是，在市场机制的作用下，如果农民有择业自由，按照分工与专业化的逻辑，农民要么游离出来从事轻工业品生产，要么从事自给自足生产，不再卖出农产品，重工业发展难以为继。于是，为了确保重工业优先发展的战略目标实现，政府既要限制农民移动，控制择业自由；又要控制农产品价格，剥夺农民从事自给自足生产的权利，强制农民从事农业生产，卖出农产品。为达到上述双重目的，一方面，政府制定了户籍管理制度及城市就业管理制度将农民限制在农村，从而加大农民的迁移成本，制造行业垄断；另一方面，政府必须控制农业生产和农产品销售，于是，政府在农业的生产组织方式上采取了人民公社体制，保证农民收入低于城市工人收入，甚至低于农民自给自足收入时，仍然单纯从事农业生产，并实施垄断农产品市场的统购统销制度（李孔岳，2006）。与农民自发形成的互助组不同，人民公社的体制并不是农民自发形成的，而是一种自上而下的、带有政治运动色彩的、政府强制推广的一种制度安排。在人民公社体制下，一方面，国家控制集体土地产权，农民土地的排他性权利被剥夺，导致土地的市场交易消失；另一方面，在农业生产方面，诱导了农民的分配性努力行为（搭便车），使得人民公社体制长期处于低效率状态。
经济的匮乏促使政府意识形态的修正，使得家庭联产承包责任制终于在20世纪70年代末80年代初在全国范围推行，并获得政治鼓励和法律保障。家庭联产承包责任制初步保证了农民土地的经营权和农业剩余的索取权，推动了资源配置效率的改善与农业结构的调整，扩张了农村经济的流量。但是，家庭经营条件下农民得到的土地经营权仍然是政府强制性制度安排的结果，而非市场交易的结果，农村土地的产权主体不清与身份模糊使得现行的农村土地仍然存在产权被侵蚀的可能，从而引发土地流失和“土地财政”（罗必良，2008；曹广忠等，2007）。
党的十七届三中全会通过的《决定》，关键内容之一是农村土地制度变革。《决定》强调，要坚持最严格的耕地保护制度和最严格的节约用地制度，建立健全土地承包经营权流转市场，并逐步建立城乡统一的建设用地市场。土地承包经营权流转市场的构建，为农业规模化、集约化、现代化经营提供了重要激励，为农业增长方式的转变提供制度保障。最严格的节约用地制度与城乡统一的建设用地市场，通过管制和市场的双重机制，一方面阻止地方政府的“土地财政”；另一方面，遏止企业低效率利用土地，同时打击地方政府与企业在土地占有上的寻租与合谋行为（罗必良，2008）。
农地流转特指当前我国农村农地承包户双方遵照平等、自愿的原则，将原先从农村集体组织所获得的农地承包经营权转让的行为，不涉及因国家或地方政府建设所需以及政府为了某种公共利益而强行征用农户承包地的行为。本文既不从管制层面研究如何实施最严格的耕地保护制度和最严格的节约用地制度，也不研究如何健全土地承包经营权流转市场和城乡统一的建设用地市场。本文主要利用威廉姆森(Williamson,1979,1985)的交易费用分析框架①，借助于2007年广东省农地流转的调查数据，综合分析市场交易方式下，不确定性、资产专用性对农地流转交易费用的影响。
二、样本选择及因子分析
（一）问卷设计与数据来源
农地流转是一种典型的市场交易，完成1次农地流转，农户转承双方通常需要经过搜寻交易对象、谈判和签约、合约监督和执行3个阶段。农地流转的3个阶段难以分开，不易核算各个环节的交易费用，为此，我们综合考察3个阶段，用2个观察项来测量农地流转的交易费用：(1)农地流转的机会成本，包括农地流转的亩均直接费用、农地流转耗费的时间成本（通过农户月平均收入进行换算）；(2)农地流转的机会主义行为风险，包括违约补偿、违约后农户的心理感受。
资产的专用性至少可分为4类：(1)地理位置专用性；(2)实物资产专用性；(3)人力资本专用性；(4)特定用途资产(Williamson,1985)。因为，我们专门考察农地承包权的流转，不考虑农业用地转化为工业用地情况，所以，在资产专用性4个方面中，只有地理位置专用性、实物资产专用性、人力资本专用性适合于农地。本文用农户拥有的抽水机、拖拉机、耕整机和运货车4个观察项来衡量实物资产专用性；用村庄离中心镇距离、村庄离汽车站距离、村庄离火车站距离和村庄通公路里程4个观察项来衡量地理位置专用性。用农户户主年龄、家庭总人口、农户户主身体状况（用年均医疗费用来衡量）、农户户主受教育年限和农户户主掌握几种农业种植技术5个观察项衡量农户人力资本专用性。农地流转的不确定性是指农户进行农地流转过程中，直接或间接影响农地承包权流转难以完全和准确加以观察、测定、分析和预见的各种因素②，本文主要设计9个观察项：农地流转的合同期限、农地流转双方的关系强度、农地承包合同级别（与哪级政府签定承包经营合同）、地方政府对农地流转的限制程度、农户迁居与身份变动、农户医疗与养老费／年、农户电话费／月、农户有线电视费／年、农户邮递服务费／月。为使本项研究更加全面，在研究过程中我们还增加了影响不确定性、资产专用性的5个观察项：农户户主是否是党员、农户户主是否村干部、农地跨村流转是否受村干部干预、是否有中介机构、农地流转合同是否公证。在具体探讨不确定性、资产专用性对交易费用的影响时，我们将其作为控制变量。
本项研究采用对农户进行实地访谈的方式收集数据。调查涉及的农户主要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、以非农为主的兼业农户和非农农户。调查涉及的地区有：经济发达地区的广州；经济相对发达地区的中山、惠州、肇庆；经济欠发达地区的江门、湛江、阳江；经济落后地区的茂名、云浮、河源，总共10市50县211乡（镇）511村。2008年1～3月，我们对上述地区998户农户进行访谈，收集2007年农地流转方面的数据，共收回调查问卷725份，有效问卷654份，有效问卷率为90.21%。农地流转样本总体见表1，数据显示：经济特别发达地区广州，农地流转率最低(32%)；经济相对发达地区的中山(77.33%)、惠州(70.00%)、肇庆(76.14%)和经济落后地区的茂名(77.78%)、云浮(74.36%)、河源(69.81%)农地流转率处于中等水平；经济欠发达地区的江门(82.61%)、湛江(84.21%)、阳江(83.64%)农地流转率最高。
（二）主因子的KMO检验与Bartlett球形检验
本文对实物资产专用性4个观察项、地理位置专用性4个观察项、人力资本专用性5个观察项、不确定性9个观察项，总共22个观察项进行多次试算，剔除了农户拥有的抽水机、农户邮政服务费、农户家庭总人口、村庄离火车站距离和村庄通公路里程等5个变量后，其余17个变量的KMO值为0.598，但Bartlett球形检验值为2822.95，且其相伴概率为0.000（见表2），小于显著性水平0.05，拒绝Bartlett球形检验的零假设，适合因子分析。
对载荷矩阵旋转后得到7个主因子，依次重新命名：(1)实物资产专用性，包括农户拥有的抽水机、农户拥有拖拉机和农户拥有运货车3个观察项；(2)行为的不确定性，包括农地流转的合同期限、农地流转双方关系强度和农户迁居或身份变动3个观察项；(3)地理位置专用性，包括村庄离汽车站距离和村庄离中心镇距离2个观察项；(4)状态型人力资本专用性，包括农户户主年龄和农户户主身体状况2个观察项；(5)政策不确定性，包括当地政府对农地流转的限制程度、农地承包合同级别、农户医疗养老费3个观察项；(6)教育型人力资本，包括农户户主受教育年限和户主掌握几种农业种植技术2个观察项；(7)信息不确定性，包括农户电话费、农户有线电视费2个观察项。7个主因子的累计解释贡献率达66.39%，其中实物资产专用性的解释力度最强(14.590%)，信息的不确定性解释力度最弱(7.39%)。鉴于本研究所涉及的某一类统计指标内的相关分项指标的统计数据具有不同的量纲特征，比如行为不确定性分项指标农地流转的合同期限用“年”客观性评价指标计量；农地流转双方的关系强度则通过父子、兄弟、直系亲属、亲戚、朋友等主观性评价指标进行打分。再如政策不确定性的分项指标医疗养老费用客观指标计量，而农地承包合同级别则采用定性分值（个人合同1分，村级合同2分，乡镇级合同3分，县级合同5分）。由于指标的量纲不一致，所以Cronbach Alpha检验不适合。因而，我们综合采用了豪特森
分析(Hotelling's T-square)、重复度量的方差分析(F)和伴随概率(Prob)对因子进行信度检验。一般而言，值和F值越大，伴随概率值越小，主因子代表性效果较好，具体检验结果见表3。
由表3可见，状态型人力资本专用性(=20716.61,F=20716.61,Prob=0.0000)代表性最好。政策不确定性(=1017.37,F=507.904,Prob=0.0000)、教育型人力资本专用性(=603.476,F=603.476,Prob=0.0000)、农户行为不确定性(=108.096,F=53.965,Prob=0.0000)、实物资产专用性(=80.784,F=40.3299,Prob=0.0000)、信息不确定性(=28.689,F=28.689,Prob=0.0000)5个主因子代表性较好。村庄地理位置专用性(=0.2373,F=0.2373，Prob=0.6263)代表性较差。总体而言变量的设计和结果具有一致性和可信度。
三、不确定性、资产专用性的影响因素分析
农户户主是否党员、农户户主是否是村干部、农地跨村流转村干部是否干预、中介服务机构以及农地流转合同是否公证5个变量影响农地流转过程中的不确定性与资产专用性，因而，在解释不确定性、资产专用性对交易费用的影响之前，有必要对这些变量的影响程度进行检验。通过对654个有效调查样本作相应的计量分析，实物资产专用性(
(5,648)=1.668,sig=0.140)、状态型人力资本专用性((5,648)=1.227,sig=0.295)和信息不确定性((5,648)=1.547,sig=0.173)等模型
的值小于(5,648)=1.86的临界值，F检验不显著，表明这3个主因子受这5个变量的影响程度较低，故不在表中列出。这5个变量对其他4个主因子的影响程度见表4。
模型1的已解方差为6.70%，且F检验显著，按照t统计量的大小进行排序，农地流转合同是否公证、村干部干预行为和农户户主党员身份对农户行为的不确定性影响显著。在其他条件保持不变的前提下，农地流转合同没有公证对农户行为不确定性的影响增加61.9%(Bata=0.619,p＜0.01)；村干部对农地跨村流转进行干预将增加农户行为不确定性19.4%(Bata=0.194,p＜0.01)；农户户主是党员比非党员的行为不确定性要高出19.4%(Bata=0.194,p＜0.1)，其他因素对农户行为不确定性影响的解释力不强。
模型2的已解方差为3.10%，且F检验显著。对村庄地理位置专用性影响最强的因素是中介机构，存在中介机构将使村庄地理位置专用性程度下降28.5%(Bata=-0.285,p＜0.01)，其次，村干部对农地跨村流转进行干预将降低村庄地理位置的专用性18.3%(Bata=-0.183,p＜0.01)。其他解释变量不显著，表明村庄地理位置的专用性受主观因素的影响大，受外部客观因素的影响较小。
模型3的已解方差为3.60%，且F检验显著，按照统计量的大小进行排序，中介机构、农地流转合同是否公证和农户户主党员身份对政策不确定性的影响显著。中介机构的未标准化系数Bata=0.277(p＜0.01)，存在中介机构，政策不确定性反而上升27.7%，说明中介机构在农地流转中没有起到应有的作用。农地流转合同是否公证的未标准化系数Bata=0.314(p＜0.01)，如果农地流转合同没有公证，政策不确定性的程度提高31.4%，因此，农地流转合同进行公证，对于稳定农地流转政策具有重要作用。党员身份的农户未标准化系数估计值为Bata=0.174(p＜0.1)，党员农户所引起的政策不确定性高于非党员农户17.4%。其他解释变量不显著，对政策不确定性的解释力度较弱。
模型4的已解方差为2.8%，且F检验显著。农户户主党员身份对教育型人力资本专用性影响最强，党员农户比非党员的教育型人力资本专用性高出27.5%(Bata=0.275,p＜0.01)，这种现象表明能够参加党组织的农户，必定接受过不同程度的教育，掌握一定的知识和技能。农地流转合同是否公证的未标准化系数0.245(p＜0.01)，农地流转合同不进行公证将导致教育型人力资本专用性提高24.5%。其他变量对农产教育型人力资本专用性的解释力不明显。
四、农地流转的交易费用分析
不确定性和资产专用性要受到农户社会身份（是否是党员、是否是村干部）、中介机构、农地跨村流转村干部是否干预和农地流转合同是否公证等因素的影响，因而，在解释不确定性、资产专用性对农地流转的交易费用影响时，我们首先将上述5个变量作为控制变量。然后，采取Baron and Kenny(1986)的建议，通过以下几个步骤进行：(1)将控制性变量、实物资产专用性和地理位置专用性引入模型，以农地流转交易费用综合得分值③作为因变量；(2)将控制性变量、状态型人力资本专用性和教育型人力资本专用性变量引入模型，仍然以农地流转交易费用综合得分值作为解释变量；(3)在步骤1和2的基础上，再将政策不确定性、信息不确定性和行为不确定性作为解释变量，仍然以农地流转交易费用综合得分值作为被解释变量。通过上述方法，本文分别对654个样本总体、流入农户和流出农户农地流转的交易费用作相应的计量研究。
（一）样本总体农地流转交易费用
模型1：样本总体农地流转交易费用=
［实物资产专用性；地理位置专用性；控制变量］；模型2：样本总体农地流转交易费用=
［状态型人力资本专用性；教育型人力资本专用性；控制变量］；模型3：样本总体农地流转交易费用=
［实物资产专用性；地理位置专用性；状态型人力资本专用性；教育型人力资本专用性；政策不确定性；信息不确定性；行为不确定性；控制变量］。3个模型的检验结果见表5。
模型1检验结果表明，在不确定性和人力资本专用性一定的情况下，实物资产专用性(Bata=-0.0098,p＞0.1)和村庄地理位置专用性(Bata=0.0098,p＞0.1)对农地流转的交易费用影响有限。模型1的已解方差为4.3%，F检验显著。模型2检验结果表明，在不确定性和实物资产专用性一定的情况下，状态型人力资本专用性(Bata=0.0148,p＞0.1)和教育型人力资本专用性(Bata=-0.0110，p＞0.1)对农地流转的交易费用影响有限。模型2的已解方差为4.3%，F检验显著，但模型2的解释度与模型1持平。在模型1和模型2的基础上，将政策不确定性、信息不确定性和行为不确定性3个变量同时引入模型时，模型已解方差也由最初4.3%上升到7.7%，且模型整体拟合效果较好（F检验显著），模型3解释力度更强。模型3的检验结果表明，农户行为不确定性(Bata=0.132,p＜0.01)和政策不确定性(Bata=0.136,p＜0.01)对农地流转的交易费用影响显著。农户行为的不确定性每提升1%，农地流转的交易费用上升0.132%，政策的不确定性每提升1%，农地流转的交易费用相应增加0.136%。信息不确定性、实物资产专用性、地理位置专用性以及两种类型的人力资本专用性对农地流转的交易费用影响均不显著。值得重视的是，在三类模型中，农地流转合同是否公证和农地跨村流转村干部的干预行为对农地流转的交易费用均具有显著的影响，而其他3个控制变量影响有限，表明没有对农地流转合同进行公证和村干部对农地跨村流转的干预行为增加了农地流转的交易费用。
（二）流入和流出农户农地流转的交易费用
为了研究不确定性、资产专用性对流入和流出农户农地流转的交易费用影响是否存在差异，我们仍然按上述步骤分别对流入和流出农户农地流转的交易费用进行统计分析。模型1：流入（流出）农户农地流转交易费用=［实物资产专用性；地理位置专用性；控制变量］；模型2：流入（流出）农户农地流转交易费用=［状态型人力资本专用性；教育型人力资本专用性；控制变量］；模型3：流入（流出）农户农地流转交易费用=［实物资产专用性；地理位置专用性；状态型人力资本专用性；教育型人力资本专用性；政策不确定性；信息不确定性；行为不确定性；控制变量］。3个模型的检验结果见表6。
流入农户模型1的已解方差为7.6%，F检验显著，实物资产专用性的非标准化系数Bata=-0.0121(p＞0.1)和村庄地理位置专用性的非标准化系数Bata=0.00904(p＞0.1)，但这2个主因子对流入农户农地流转的交易费用影响不显著。流出农户模型1的已解方差为5.1%，F检验显著，实物资产专用性的非标准化系数Bata=0.0032(p＞0.1)和村庄地理位置专用性的非标准化系数Bata=-0.0680(p＞0.1)，但这两个主因子对流出农户农地流转的交易费用影响同样不显著。因此，在不确定性和人力资本专用性一定的情况下，实物资产专用性无论对流入农户还是对流出农户的农地流转交易费用影响都很有限。
流入农户模型2的已解方差7.90%，F检验显著。状态型人力资本专用性(Bata=-0.0088,p＞0.1)和教育型人力资本专用性(Bata=-0.0607,p＞0.1)对农地流入农户交易费用的影响不显著。流出农户模型2的已解方差为5.4%，F检验显著。状态型人力资本专用性(Bata=0.048,p＞0.1)和教育型人力资本专用性(Bata=0.024,p＞0.1)对农地流出农户交易费用的影响同样不显著。模型2的解释度与模型1基本持平，表明在不确定性和实物资产专用性一定情况下，人力资本专用性对农地流转的交易费用影响有限。
在模型1和模型2的基础上，将政策不确定性、信息不确定性和行为不确定性3个变量同时引入模型3。流入农户模型3的已解方差上升到15.3%，且F检验显著，流出农户模型3的已解方差上升到10.7%，且F检验显著，表明对两类农户而言，模型3解释力度更强。模型3的检验结果显示：(1)政策不确定性对流入农户(Bata=0.205,p＜0.01)比流出农户(Bata=0.179,p＜0.01)农地流转的交易费用影响更大，政策的不确定性每提升1%，农地流入农户的交易费用相应增加0.205%，农地流出农户的交易费用相应增加0.179%；(2)农户行为不确定性对流入农户(Bata=0.223,p＜0.01)比流出农户(Bata=0.206,p＜0.01)农地流转的交易费用影响更大，农户行为的不确定性每上升1%，农地流入农户的交易费用上升0.223%，农地流出农户的交易费用上升0.206%；(3)信息不确定性(Bata=-0.098,p＜0.1)每提升1%，农地流入农户的交易费用相应下降0.098%，农户教育型人力资本专用性(Bata=-0.0884,p＜0.1)每提升1%，农地流入农户的交易费用相应下降0.088%，而这2个因素对农地流出农户的交易费用没有显著影响。
另外，在三类模型中，不进行农地流转合同的正式公证增加了农地流转的交易费用，且对流入农户的交易费用影响更大；村干部的干预行为增加了农地流转的交易费用，且对流出农户交易费用的影响大于流入农户，表明村干部限制农地向本村以外的农户流出；中介机构的存在增加了流入农户的交易费用，但对流出农户的影响不显著，表明中介机构主要向流入农户收取农地流转的中介费用；农户户主干部身份对流入农户有轻微影响，而对流出农户影响不显著。
五、结论与建议
本文针对农地承包权1次流转的市场交易方式进行深入研究，对农地流转的交易费用、农地资产专用性和农地流转的不确定性设计相应的统计指标，采用分步建模的思想，分别建立了样本总体、流入农户和流出农户三类农地流转的交易费用计量模型。研究结果发现：
第一，实物资产专用性、人力资本专用性对农地流转的交易费用影响有限。农户实物资产专用性投资越多，农业的专业化生产能力越强，规模化经营水平越高，在当地的影响力也越大，交易费用越少。但是，实物资产专用性对农地流转的交易费用影响不显著，验证了威廉姆森假说——在资产专用性较弱的情况下，采取市场的交易方式有利于节约交易费用；同时表明，只有采用市场交易方式获取农地经营权，才能提高农地的使用效率。随着农户年龄的增长和身体状况的变差，农户外出就业的机会相对减少，越希望增加农地的耕种面积，农地流转交易费用呈现上升趋势。农户受教育水平越高，对问题的处理能力越强，在农地流转中考虑的问题可能更全面，违反合同的事件可能性越小，农地流转的交易费用下降。但是，状态型人力资本和教育型人力资本对农地流转的交易费用均不具有显著的解释力，因此，我们可以得到一个基本的判断：在当前我国农村从事农业生产的农民受教育程度不高，我国农业生产率水平依然处于相对落后的状态，农业科技推广及其运用急待进一步提高。
第二，农户行为的不确定性、政策的不确定性对农地流转的交易费用影响显著。在规定的租期内，农户转承双方关系的变化以及其中任何一方迁居都可能导致付出更大的努力来执行合约，由此增加了农地流转的交易费用。国家农地政策的调整具有不可预期性，尤其是地方政府领导个人的利己行为更增加了农地政策变化的不可预期性，这都会增加农地流转的交易费用。政府要提高农地流转效率，必须加强农地流转政策的制定与完善，并保持农地流转政策的一致性，同时，要规范农户转承双方的行为，提高农民的相关法律意识，减少违约行为的发生，维护农地流转双方的合法权益和农地流转的严肃性。
第三，农地流转合同没有进行公证、村干部对农地跨村流转的干预也会增加农地流转的交易费用，中介机构的存在增加了流入农户的交易费用。村干部干预行为和农地流转合同是否公证对农户行为的不确定性和政策的不确定性具有显著影响，进而增加了农地流转的交易费用。农地流入农户借助于中介机构获取农地流转的相关信息以及办理相关手续需要支付中介费用，增加了农地流入农户的交易费用(Lori Lynch and Sabrina J.Iovell,2003)，说明中介机构在农地流转过程中承担的作用有限。为保障农地承包经营权市场正常运行，政府必须加强监管，限制乡村干部对农地流转的干预行为；同时，政府应该完善农地流转市场中介机构的建设，完善中介机构的收费标准，真正发挥中介机构在农地流转过程中提供信息和协助农户办理相关手续的作用。
注释：
①威廉姆森以有限理性和机会主义行为假设为基础，引入资产专用性、不确定性和交易频率3个维度，研究交易特性与交易的组织方式之间的关系，交易组织方式选择依赖于交易费用的比较。
②这种不确定性不是奈特(Knight,1921)意义的不确定性。奈特认为不确定性是指不能客观地计算其概率的情形，风险是可以客观地计算其概率的情形。
③农地流转综合交易费用得分值通过主成分分析求得，处理方式同正文中7个主成分核算方法相同（KMO=0.600，卡方值：126.814,sig.=0.000，特征根累计解释方差为71.03%），具体计算过程不展开讨论。
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