不同类型流转农地与农户投资的关系分析，本文主要内容关键词为：农地论文,农户论文,不同类型论文,关系论文，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
最近十几年中国农业发展的政策环境发生了很大的变化，特别是农地流转有了较大的发展。1990年，全国发生转包、转让土地的农户数占农户总数的0.9%，转包、转让耕地面积占全国耕地总面积的比重只有0.44%（农业部农村合作经济研究课题组，1991）。到1992年，这两个指标分别上升至2.3%、0.9%（农业部农村合作经济研究课题组，1993）。据统计，到2003年底，全国农村流转和集中的耕地面积占全国耕地总面积的比重为7%～10%，沿海发达地区这一比重稍高一些（陈和午、聂斌，2006）。进入21世纪后，农地流转快速发展。根据第二次全国农业普查结果推算，到2006年，全国农地流转率达16.0%（万举，2009）。农地流转快速发展，不可避免地会产生很多新问题。
不可否认，农地流转是促进农地规模经营的必经之路，也是提高农地生产效率的重要途径。但是，很多研究开始担心农地流转带来的负面效应，尤其是对农户长期投资的消极影响。例如，蔡昉等(2008)提出：“如果土地不需要依靠长期投资保持土壤肥力，那么，它们在农户间的单纯转移有可能没有效率损失”，这就暗示着农地流转可能在保持土壤肥力方面产生效率损失。而且，俞海等(2003)发现，与没有土地流转的样本相比，在控制其他因素的条件下，有土地流转的样本的土壤有机质含量平均下降1.94克／公斤。这表明，农户之间非正式的农地流转可能不利于激励农户在现期增加对流转农地的长期投资，从而最终造成土壤长期肥力的损耗。同时，自从2004年开始的中央“一号文件”中有7个都明文号召要大力加强耕地质量建设，努力培肥耕地地力。这表明，农地流转的负面效应是一个十分重要的问题。
围绕农地流转对农户长期投资的负面效应，学术界已经展开了一些讨论。例如，Gao et al.(2010)发现，当农户面对转入农地和自家地时，更愿意在自家地上施用有机肥，也就是说，转入农地的使用权稳定性差导致了农户在转入农地上有较少的长期投资。同时，他们也发现，这两种类型农地上的投资差异随着时间变化（2000～2008年）缩小了，尽管到2008年这种差异依然是显著的。但是，这种研究主要是区别流转农地和非流转农地上的投资差异。到目前为止，还几乎没有研究关注不同类型的流转农地与农户长期投资的关系。而很多研究发现①，中国的农地流转中主要存在两种类型的转入农地：从亲属转入的农地和从非亲属转入的农地。那么，这两种类型的转入农地是否存在某种系统差异，例如，是否在使用权稳定性上有系统差异？进一步地，这种系统差异是否影响了农户的长期投资行为？本文将在澄清这个问题的基础上引申出一些有关农地流转的政策启示。
本文的研究目的是分析不同类型的转入农地（从亲属转入的农地和从非亲属转入的农地）对农户长期投资的影响。第二部分介绍数据；第三部分分析两种类型转入农地的使用权稳定性特征，并简要分析农户在两种类型转入农地上有机肥投资的差异；第四部分构建计量经济学模型分析两种类型转入农地上有机肥投资的差异；第五部分总结全文。
二、数据来源及样本情况
本文所用数据来自两轮全国范围的追踪调查。中国科学院农业政策研究中心(CCAP)于2000年11月在全国随机选取了河北、辽宁、陕西、浙江、四川、湖北六个省份，在每个省分层随机抽取5个县，在每个县选2个乡镇，在每个乡镇选1个村，在每村选20户进行调查，最后获得1200户样本户。调查内容主要涉及农地制度以及过去5年农地流转的变动趋势。2009年4月，CCAP对2000年的样本农户进行了追踪调查。2000年的有效样本为1189户；2008年的有效样本为1046户②。
从亲属转入的农地和从非亲属转入的农地构成本文的分析样本（见表1）。从表1可以发现，有较大部分的转入农地是来自转入户的亲属，这与以前文献的发现一致。在2000年的150户246个转入地块中，有67%的地块（166块）是从亲属转入的，而剩下的33%是从非亲属转入的；在2008年的173户313个转入地块中，有62%的地块是从亲属转入的，比重较2000年略有下降。
三、两种类型转入农地的特征与有机肥投入差异
（一）两种类型转入农地的使用权稳定性差异
农地产权稳定性与农户长期投资的关系一直是农村土地制度研究的热点。其中一个最重要的研究结论是，农地使用权越稳定，对农户长期投资的激励越大。例如，Li et al.(1998)利用1995年中国东北地区农户调查数据，发现同一农户在自留地和责任田上的有机肥投入有显著差异，而这种差异是由这两种类型农地的使用权稳定性——使用期限长短——的不同造成的。而后，何凌云、黄季焜(2001)利用2000年中国科学院农业政策研究中心(CCAP)对广东省的调查数据发现，与责任田和转包地相比，农户更愿意在自留地和口粮田上多施用对保持地力有长期功效的有机肥这是因为自留地和口粮田这两种农地的产权制度安排（使用权类型）都比其他农地产权稳定，从而能够激励农户长期投资。随着中国农地流转的发展，Gao et al.(2010)认为，在目前的法律、制度、经济环境下农户主要面对的是两类土地（自家农地和转入农地），并发现转入农地的使用权稳定性比自家农地差（转入农地的平均合同期限是3.1年，而自家农地的承包期限是“长久不变”），最终导致转入农地上有机肥施用的概率和用量都显著小于自家农地。可见，农地使用权稳定性是影响农户长期投资的重要因素。那么，从亲属转入和从非亲属转入的两种类型转入农地的使用权稳定性是否也存在差异，进而导致农户不同的长期投资行为呢？
调查发现（见表2）：首先，2000年，从亲属转入农地的已使用年限平均为5.4年，而从非亲属转入农地的已使用年限平均仅为2.2年（只有前者长度的40%），这表明，前者的使用权稳定性较好；到2008年，前者的已使用年限平均为6.8年，后者的已使用年限平均为3.6年（相当于前者的53%）。所以，尽管2008年与2000年相比两类转入农地的使用权稳定性都有了较大提升，但是，从亲属转入农地和从非亲属转入农地的使用权稳定性还是存在一定差异，前者较后者稳定。进一步地，不管合同期限固定与否，也不管是2000年还是2008年，从已使用年限的角度考虑，从亲属转入农地的使用权都比从非亲属转入农地的使用权稳定。第二，在合同期限是固定的情况下，2000年，两类转入农地的平均合同期限差异不大，基本都为2年 2008年，从亲属转入农地的平均合同期限为6.2年，从非亲属转入农地的合同平均期限仅为3.2年，几乎降低了一半。所以，前者的稳定性还是要高于后者。这表明，从亲属转入农地的使用期更长、更稳定，从而有利于农户长期投资。第三，两类转入农地的平均地块面积在2008年要比2000年高，且从亲属转入农地的平均地块面积要比从非亲属转入农地的小。
（二）两种类型转入农地的有机肥投入差异
至此，可以预期农户在两类不同的转入农地上会有不同的长期投资行为。为此，本文选择有机肥作为长期投资的衡量指标。有机肥是一种改良土壤肥力的长期投资，其肥力可以持续4～5年(Jacoby et al.,2002)。像修渠、打井、灌溉等带有公共支出性质的长期投资，大多是在政府或集体的主导下进行的。而有机肥是农户自己收集、自己投入的长期投资（赵阳，2007），最能体现农户对长期投资的真实选择行为，从而能够用来科学评价产权制度的投资效应。因此，本文提出假说：与从非亲属转入的农地相比，农户在从亲属转入的农地上会有较多的有机肥投入。
调查发现（见表3）：从非亲属转入的农地上平均每公顷施用有机肥3.3吨，要比从亲属转入的农地上平均每公顷少用2.5吨，大概低了43.1%。所以，上述假说得到初步验证。但是，如果能够控制其他也影响农户有机肥投入的因素后还能得到两种农地上有机肥投入有差异的结果，那就能在相当大程度上推测两种类型转入农地使用权稳定性的差异而导致了农户长期投资的差异。为此，本文将在下节进行多元回归分析。
另外，笔者发现，不管是哪类转入农地，2008年的有机肥用量都要比2000年的相应用量少。这或许是因为中国农村劳动力的机会成本随着经济发展变大了③。实际上，Gao et al.(2010)也发现了这样的现象。
四、计量模型及估计
（一）模型设定
除了地块本身的转入类型会影响农户的长期投资外，地块特征、户主特征和家庭特征也会影响农户的长期投资。例如，地块离家越远、面积越大，农户施用有机肥的成本可能越大，有机肥用量就可能越少；户主受教育程度越高，其非农就业机会可能越多，进而施用有机肥的机会成本可能越大，从而有机肥用量下降等。为此，本文将计量模型设定如下：
(1)式中，M是有机肥用量或者是否施用有机肥。R即转入农地类型是本文重点关注的变量，它能识别转入农地的使用权类型，如果是从亲属转入的，R=0：否则，R=1。根据前面的假说，本文预期其系数β的符号为负。D是地块特征变量，包括地块质量（高质量和中等质量两个虚变量，对照组为低质量）、地块灌溉条件（可灌溉=1；不可灌溉=0）、地块离家距离（公里）、地块面积（公顷）5个变量。H是一系列户主特征变量，包括户主的年龄、受教育年限和非农就业情况（务农=1，非务农=0）。F是一系列家庭特征变量，包括家庭成员平均年龄、劳动力个数、务农人数和家庭财富。这些变量的统计描述见表4。
本文将分别用2000年和2008年的数据估计(1)式。然后，本文将用两年混合数据估计下面的(2)式：
考虑到有机肥用量(M)有很多0④，本文用Tobit方法对(1)式和(2)式进行估计。为了考察两种不同类型转入农地在“是否施用有机肥”问题上的差异，本文也估计了Probit模型。为了控制每个省农户施用有机肥等“习惯”特质，在估计(1)式和(2)式时都加入省虚拟变量⑤。
（二）自选择问题
在包括上述地块特征、户主特征和家庭特征控制变量以及省虚拟变量后，笔者依然担心转入农地类型(R)这个主要解释变量会与农户特征有很强关系，即担心从亲属转入农地的农户和从非亲属转入农地的农户具有显著不同的特征。若确实如此，则转入农地类型(R)是农户某种选择的结果，这就导致R具有计量经济学上的自选择问题。为此，本文比较两种类型转入农地的农户特征，并进行均值差异显著性检验（见表5），以此考察这个变量的自选择程度。从表5可以看到，两组农户仅仅在家庭劳动力个数这个变量上有显著差异，这就表明自选择问题并不严重。所以，大可不必担心主要解释变量R的自选择问题。
（三）估计结果及分析
模型估计结果如表6所示：
从估计结果（见表6）可以发现：
第一，不管是Probit模型还是Tobit模型，转入农地类型(R)的系数都是负的，且几乎都在10%的水平上显著。Probit模型的估计结果表明：控制了其他特征变量以及省虚拟变量后，2000年时，农户在从非亲属转入的农地上施用有机肥的概率要比在从亲属转入的农地上施用有机肥的概率显著低14%，2008年时低8%，两年平均低9%⑥。这表明，相对于从非亲属转入的农地而言，农户更愿意在从亲属转入的农地上进行长期投资。进一步地，Tobit模型的估计结果表明：在保持其他条件不变的情况下，2000年时，农户在从非亲属转入的农地上要比在从亲属转入的农地上平均每公顷少用有机肥2.32吨，2008年时少用1.53吨，两年平均少用1.53吨，且几乎都是在5%的水平上显著。这表明，相对于从非亲属转入的农地而言，农户愿意把更多的有机肥用在从亲属转入的农地上。这主要是因为从亲属转入的农地合同期限更长，其使用权稳定性更好，有利于农户长期投资。
第二，年份虚拟变量(D[,2008])的系数是负的，但是并不显著。这里请注意，地块面积的系数是负的，且该变量高度显著；再结合表2最后一行发现，2008年的平均地块面积要比2000年的高。这或许抵消了年份虚拟变量的负效应。实际上，本文在剔除地块面积变量后，年份虚拟变量的系数是负的，且该变量在5%的水平上显著⑦。这从一个侧面表明，在考虑到地块面积这一影响施肥成本的因素后，两类转入农地上有机肥投入的差异受劳动力机会成本的影响并不显著，至少本文的样本是这样的情况。
第三，不管哪种估计方法，其他控制变量的系数符号和显著性程度都是高度一致的，这从侧面证实了模型估计结果的稳健性。例如，在保持其他条件不变的情况下，农户在地块质量很好的转入农地上会施用较多的有机肥；在那些离家较远、面积较大的转入农地上则会少用有机肥，这可能是随着距离和面积的增加，运输有机肥的成本也增加，进而施用成本增加的缘故。那些户主受教育程度高的农户较少在转入农地上使用有机肥，因为受教育程度高意味着非农就业机会多，从而其从事农业生产的机会成本大；户主年龄大的农户较少在转入农地上使用有机肥，可能是因为体力水平不利于进行有机肥投入；户主如果没有非农就业，则较多在转入农地上使用有机肥。
第四，从系数大小上看，转入农地类型变量(R)的系数绝对值相比其他控制变量的系数绝对值而言是最大的，这表明，转入农地的使用权稳定性对农户长期投资的影响是很重要的。
五、结论
以效率为导向的中国农地流转已经取得了很大成绩，但是，农地流转是否导致了农户长期投资的弱化以及如何进一步激励农户在转入农地上长期投资就是需要深入研究的问题。本文重点关注当农户面对不同类型的转入农地时是否会有不同的长期投资行为。根据2000年和2008年中国6省农户调查数据，本文发现，目前的转入农地主要可以分成两类：从亲属转入的农地和从非亲属转入的农地，而且这两类转入农地在使用权稳定性上有显著差异：从亲属转入的农地的已使用年限和合同年限都要比从非亲属转入的农地的相应年限长，几乎都要长一倍。这表明，如果农户在从亲属转入的农地上进行长期投资，其收益最有可能被完全收回，因此，农户会将这种长期投资维持在较高水平；相反，在从非亲属转入的农地上，因为长期投入的收益还没完全收回就有可能交回土地，因而农户在这类农地上不敢进行或者不敢进行较多的长期投资，以免得不偿失。
本文的研究结果表明，无论是2000年还是2008年，农户在从非亲属转入的农地上要比在从亲属转入的农地上以更低的概率（低9%）和更少的用量（平均每公顷少用1.53吨）施用有机肥。因此，正像以往研究发现自留地和责任田（例如Li et al.,1998：何凌云、黄季焜，2001）、自家地和转入地（例如Gao et al.,2010）因为使用权稳定性不同从而农户有机肥投入也不同一样，本文发现了即使同样都是转入农地，但因为它们在使用权稳定性上有差异，农户的有机肥投入也有差异。这再次突出了农地使用权稳定性对农户长期投资的重要意义。所以，在农地流转政策方面要尽可能降低流转的交易成本，帮助农户之间签订更规范、期限更长的农地流转合同，从而促进农户在转入农地上进行维持土壤肥力的长期投入。
不可否认，本文只是从农地使用权稳定性这个方面去理解从亲属转入和从非亲属转入两种类型转入农地上的投资差异，对于其他影响因素的作用仍然需要进一步研究。
注释：
①具体而言的，定光平、张安录(2008)在对鄂中南地区的调查研究中提到，总体上看，不管是转出户还是转入户希望租赁亲戚土地的最多，占回答问题农户的42.37%。陈和午、聂斌(2006)基于2003年7月对福建省和黑龙江省农户2002年情况的调查表明，本村亲戚家是所有样本农户租入土地的最主要来源，黑龙江省这一比例达52.50%，福建省这一比例为33.75%。钟涨宝、汪萍(2003)对湖北、浙江等地2001年情况的调查表明，湖北在亲属关系间转出农地和转入农地地块占流转农地地块的比例分别高达48.8%和38.2%；而浙江绍兴的这一比例分别为20.9%和23.8%。
②CCAP在2000年总共调查了1200户，除了丢失和录入错误的样本后剩下有效样本1189户。2008年汶川地震导致四川的两个村不能被调查。这样，2008年应该有1160(1200-40)户样本。最后有效样本是1046户。在损失的114户样本中，89户已经不在农村生活，另外25户中要么是整个家庭消亡（7户），要么是不从事农业生产（18户）。
③根据调查，村劳动力中外出务工人数比例由2000年的23%上升到2008年的43%；户主非农就业比例由2000年的25%上升到2008年的46%。
④559个样本中，有365个有机施用量为0，大概占65%。
⑤由于每个省的样本点数较少（2000年平均40个，2008年50个），为了估计的有效性，只考虑加入省虚拟变量。
⑥实际上，本文也估计了Logit模型：两年平均、2000年和2008年相应的概率分别降低9%、14%和8%。
⑦本文做了相应回归，为了节省空间省略了估计结果。