初始禀赋、土地依赖与农户土地转出行为分析——基于23省5 165个农户样本的实证分析

普蓂喆，郑风田，

中国人民大学 农业与农村发展学院， 北京 100872

初始禀赋、土地依赖与农户土地转出行为分析

——基于23省5 165个农户样本的实证分析

普蓂喆，郑风田，

中国人民大学 农业与农村发展学院， 北京 100872

摘要：土地转出关乎农民生计，初始土地禀赋会影响农户土地依赖程度进而导致农户土地转出行为的差异。本文基于2012年清华大学中国农村研究院“百村调查”中的5 165个农户数据，分析了农户初始土地拥有量对农户土地转出行为的影响，实证结果表明初始土地拥有量越多的农户土地转出概率越低。农户土地经营积极性差异、土地面积阀值的地区和村庄差异进一步说明农户对土地有较大程度的依赖。利用中介效应检验分析初始土地数量对土地转出的作用机制，结果表明较高的初始土地拥有量通过增加农业经营收入降低了土地转出概率，非农就业水平和社会保障水平并不能解释由于初始土地拥有量较高而带来的土地转出低概率。

关键词：初始土地数量； 土地依赖； 土地转出； 农业经营收入

一、引言与文献回顾

土地是农民赖以为生的最重要资产，土地转出意味着土地风险缓冲功能的丧失，直接影响农户生计，同时土地流转也关乎农村发展和农业转型升级。目前许多研究分析了交易成本[1]、农户风险[2]、非农就业[3][4]、土地产权[5]6-16等对农户土地转出意愿或行为的影响，但忽略了一个重要因素就是土地本身。不论是因为“恋土”情结还是土地的多功能性，广大农民表现出对土地较强的依赖性，所以土地是影响农户行为的关键因素。农户所持有土地的不同禀赋特征会通过影响附着于土地上的农业经营、劳动需求和生计保障等活动进一步影响农户的农地处置行为。

已有研究在分析农户土地禀赋对土地转出行为的影响上是有争议的。理论上来看，土地禀赋理论认为农户的土地禀赋效应具有人格依赖性、情感依赖性和生存依赖性等，普遍存在着的禀赋效应是抑制土地流转的主要原因，农户的承包地越少，禀赋效应越高，越难以参与土地流转[5]6-16。交易成本收益理论认为，土地禀赋对土地调整的影响体现在土地调整的成本收益上，人均土地较少的地方，土地调整的成本高，但土地调整获得的收益受制于较小的土地规模，使得农民放弃对土地调整的要求；当人均土地规模较大、实现收益对调整成本的覆盖时，农户才有土地调整的需求[6]11-19。一些实证研究直接或者间接支持了上述理论判断，劳均土地数量与土地转入有显著负相关[3]，规模大的农户比小规模的农户有更强的土地流出意愿[4]，纯农户中土地规模与土地转出呈正相关，越依赖于农业以及小规模经营的农户越难以参与农地流转，等等[5]6-16。然而也有一部分研究得出了相反的结论，土地流转确实增加了农户土地经营面积[7]，农户的土地流转是有效率的，前期生产效率越高的农户，土地转入的规模和比率越高[8]。事实上也有一些学者发现了土地流转可能存在循环累积效应[9]，原来耕种面积多的农户越愿意转入土地，面积较少的农户越愿意转出土地。矛盾之处说明目前的研究对土地禀赋影响农户土地转出行为的结果和机制的认识都比较缺乏。从流转机制看，当前的研究没能很好地解释土地转出到底是因为农业经营积极性降低而导致的主动放弃，还是农业经营收入不足以维持生计的被动选择。从流转结果上来看，如果土地向本身土地禀赋较强的农户聚集，流转存在循环累积效应，可能会出现富者愈富、穷者愈穷的农村内部分化现象，如果土地由大户向小户流出，土地规模经营的优势就难以体现。农户土地转出关乎农户对土地依赖程度、资源配置、农村发展等深层次问题，若不能清楚地分析土地禀赋对农户土地转出行为的影响，不利于把握土地流转的长期趋势，也难以对潜在问题提早预防。

笔者认为以往实证研究存在着两个问题。第一，很少单独研究初始土地禀赋与土地转出的关系，通常将土地数量(或人均土地数量)作为控制变量加入实证模型，这样的分析方法忽略了土地禀赋与农户特征之间的内在联系[4][5]，多重共线性问题可能导致初始土地拥有量的影响无法识别。第二，已有研究多基于某个地区的农户样本进行分析，不具有全国代表性，得到的研究结论可能不具有一般性，例如，黄祖辉与王建英等(2014)的研究采用的是江西省2011年325户稻农的调查数据，陈海磊与史清华等(2014)采用的是2004-2010年山西农户的调查数据，张忠明与钱文荣(2013)采用的是江浙地区841个农户数据，钟文晶与罗必良(2013)采用的是2011年广东省调查的271份农户数据。

本文关注初始土地禀赋对农户土地转出行为的影响，利用清华大学中国农村研究院2012年全国“百村调查”5 165个农户的调查数据进行分析，实证结果表明初始土地禀赋更高的农户土地转出概率越低，在此基础上从土地依赖的角度分析了土地禀赋对土地转出行为的作用机制。文章余下部分结构安排如下：第二部分介绍数据来源、变量选择，并对数据进行描述；第三部分展示初始土地拥有量与土地转出关系的实证检验结果；第四部分探讨初始土地拥有量与土地转出关系的作用机制；第五部分总结研究结论。

二、数据来源、变量选择及描述性统计

(一)数据来源

本文所使用的数据来自2012年清华大学中国农村研究院组织的“百村调查”。该调查以问卷调研为主要形式，分为村级调查、农户调查。其中村级调查以调查表为主，农户调查以结构性问卷为主，按村庄花名册抽样10%～15%的农户进行访谈，每个自然村不低于15份问卷。调查范围覆盖全国23个省、直辖市、自治区共205个村庄，访问5 165个农户。本文所使用的数据来自其中的农户数据。

(二)变量选择

初始土地禀赋特征为关键自变量，用农户自有承包地数量来衡量*土地禀赋除了土地数量之外还应包括土地质量，但由于数据限制，本文只能获取到初始土地的数量情况，加之以往研究多集中于土地数量，本文仅关注土地数量。。土地禀赋与农户特征之间存在的内在联系可能会导致内生性问题，为了避免这个问题，采用农户自有承包地数量来表示农户的初始土地禀赋。自有承包地数量早在20世纪80或90年代村集体分配时已经决定，与农户后期决策无关，该变量能较好地反映初始土地禀赋特征，也能在一定程度上避免由于后期土地调整导致的因果联立问题。考虑农户对土地的依赖程度，进一步设置人均自有承包地数量[5]6-16 [10]65-75[11]10-26来补充检验。土地转出行为是二值因变量，0表示自种或者撂荒，1表示部分转出或者全部转出。

控制变量包含三个层次：第一部分的控制变量衡量被访者的个人特征和家庭特征，个人特征包括性别、年龄、受教育程度，家庭特征包括抚养比*抚养比是指家庭中非劳动力数量与劳动力人数量之比。[2][12]；第二部分为村级特征，用是否是城郊村表示；第三部分为地区控制变量，根据所在省份不同分为东、中、西部地区。所有变量的含义及设置如表1所示。对基本控制变量进行相关系数分析，除了初始土地数量与人均土地数量之外，其他变量相关系数均在0.5以下，初始土地数量与人均土地数量不会同时放在回归方程中，因此不会存在严重的多重共线性问题(表2)。

(三)描述性统计

所有样本农户中有土地转出行为的有622户，占样本总数的12.09%。土地转出概率与村庄位置和地区分布密切相关。从村庄分布上来看，城郊型村庄的土地转出比较较高，城郊型

表1　变量描述性统计

数据来源：2012年清华大学“百村”调查数据

表2　基础变量相关系数分析

数据来源：2012年清华大学“百村”调查数据

村庄农户的土地自种和撂荒比例比非城郊型低约3%，转出比率比非城郊型农户高约4%(图1)。从地区分布上来看，土地转出比例按照东、中、西部的顺序逐渐递减，东部地区的土地自种和撂荒比率为82.07%，中部和西部地区的比例分别为87.20%和88.58%，东部地区的土地转出比例为17.93%，分别比中部地区和西部地区高5.13%、6.51%(图2)。总的来看土地转出比例并不高，这可能与较早的调查年份有关。

图1　不同村庄类型农户土地转出比例比较

图2　不同地区农户土地转出比例比较

自营农户和转出农户在初始土地拥有量上有明显差异。自营农户的平均初始自有承包地数量为8.71亩，比转出农户高出2.07亩；自营农户的平均初始人均自有承包地数量为2.12亩，比转出农户高0.75亩(图3)。根据这一比较进行初步判断，初始土地拥有量较多的农户转出土地的倾向较低，初始土地拥有量较小的农户则表现出更高的土地转出倾向。

图3　自营农户和土地转出农户初始土地拥有量比较

三、初始禀赋与农户土地转出行为

(一)实证模型

由于关注的土地转出变量为二值虚拟变量，土地转出行为可以用下面的Logit回归方程来决定：

Logit[p/(1-p)]=α0+β1land_endowment+γZ+μ

(1)

其中，p表示土地部分转出或者全部转出，把土地自种或者撂荒的设为基准组；初始土地禀赋land_endowment分别用自有承包地数量和人均自有承包地初始土地数量来表示；Z表示控制变量；μ为误差项；βi为本文关注的主要变量。

(二)初始土地禀赋与农户土地转出行为

考虑农户的初始土地拥有情况对土地流转行为的影响，采用逐渐加入控制变量的方法进行回归，回归结果如表3所示。利用方差膨大因子(VIF)检验方程(1)-(6)的多重共线性问题，VIF值均小于3，说明回归中的多重共线性问题在可接受的范围内，回归的结果是可靠的。

表3　自有承包地数量与土地转出行为：Logit基础回归

注：1.*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01; 2.回归系数下一行为Z统计量

从表中可以看出，农户自有承包地数量与土地转出呈负相关，人均自有承包地数量与土地转出呈负相关，两者均具有统计显著性，且结果是稳健的。以往研究认为，土地数量越多，土地对农户的禀赋效应越低，会促进土地流转[5]6-16，但本文的实证结果表明，农户初期占有的土地数量越多，当期转出土地的概率越低。除此之外，总体上来看当前进行的土地流转起到了让资源向优势农户聚集的作用，与土地流转的目标相一致。从控制变量上来看，受教育程度与土地转出显著正相关，说明受教育程度越高，农户的土地转出可能性越高，这与已有研究结论相一致[2][12]，受教育程度越高的农户具有更强的非农竞争优势，转出土地的概率也就越大。抚养比的系数显著为正，即农户家庭中老人小孩的数量越多，土地转出的概率越大，可能的原因在于，抚养比较高意味着农户家庭可用劳动力数量较少，农业经营收益率较低，家庭倾向于将有限的劳动力投入到回报率更高的非农行业，以满足家庭的生存需要。

基础回归结果表明，初始土地禀赋较高的农户进行土地转出的概率较低，这与目前一部分研究结论并不一致，但本文的研究结果能与当前土地经营规模不断扩大、土地经营效率不断提高的结果取得一致性，使用全国面上调查数据的实证分析也相较过去的研究结果更为可靠。

四、初始土地拥有量降低土地转出概率的机制探析

为什么较高的初始土地禀赋会导致较低的土地转出概率？进一步探讨初始土地拥有量降低土地流出概率的机制有助于加深我们对农户农业经营和土地流转行为的认识。农户对土地有较高的依赖，土地的不同特征影响农户的土地依赖程度，进一步可能导致土地转出行为的差异。根据这个思路，考虑土地具有的多功能性和数据的可得性，本部分试从农业经营收入、农业劳动需求和土地生计保障三个角度分析农户对土地的依赖程度，进一步分析土地禀赋如何通过这三个方面影响农户的土地转出决策。

(一)初始土地拥有量与土地依赖

农户的土地依赖表现在三个方面：第一，利用土地进行农业经营本身会带来一定的农业收入，家庭日常开销依赖于农业经营收入；第二，获取农业经营收入除了土地之外还需要劳动力投入，农业劳动需求会将一部分家庭劳动力固定在土地上；第三，土地充当一定的生计保障作用。为了检验以上三种可能的土地依赖路径，利用数据中的农业收入、外出务工情况和农村社保参保情况来进行检验*正文中仅呈现自由承包地数量的检验结果，人均自有承包地数量的检验结果类似，如有需要请向作者索取。，回归结果如表4所示。

表4　自由承包地数量与农业经营收入、农业劳动需求和土地生计保障

*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01

首先，初始土地拥有量与当年农业经营收入之间存在显著的正相关关系，农业纯收入的对数和农业纯收入所占比重的系数均显著为正；其次，初始土地拥有量对家庭非农就业水平的影响为正，家庭外出务工人数和外出务工人数占比的系数显著为正，这一结果与预期相反；最后，初始土地拥有量与农户参保水平之间没有显著联系，农户家庭成员新农保参保率和新农合参保率的系数为负，但没有通过统计检验。每个回归均利用方差膨大因子(VIF)检验，VIF值均小于3，说明回归中的多重共线性问题在可接受的范围内，回归结果是比较可靠的。估计结果说明农户对土地的依赖主要体现在农业经营收入上。对劳动力的依赖与预期相反，这可能与中国农业投入内卷化现象有关，土地生计保障的检验也没有得到验证。

农民对土地的依赖性还表现在对土地经营的投入度上，因此进一步分析初始土地拥有量对农户当前土地经营行为的影响。考虑对参与农业技术培训、加入农业合作社和贷款行为的影响，估计结果如表5所示。(1)、(2)列表明，初始土地拥有量越大的农户，参与农业技术培训的概率越高；(3)、(4)列的估计系数不显著，说明初始土地拥有量与农户参与合作社行为并无显著联系，这可能与国内合作社发展不规范有关；(5)、(6)列估计结果表明，初始土地拥有量越大的农户，进行贷款的概率越大。简单的分析表明，初始土地拥有量越多的农户，参与技术培训和贷款的概率越大，对农业经营的积极性越高，也就是说农户本身对于从事农业生产的积极性是比较高的，放弃农业生产可能是由于初始禀赋不足导致的被动选择。

表5　自有承包地数量与农户土地经营行为

注：1.*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01; 2.回归系数下一行为Z统计量

以上两个部分的检验说明，农户对土地有一定依赖性。目前三种依赖路径中只有农业经营收入得到验证，但本文主要想探索的是初始土地禀赋降低农户土地转出概率的机制，OLS回归结果不显著并不能完全说明作用机制不存在，更为准确的分析需要通过中介作用检验得到。

(二)初始禀赋、土地依赖与农户土地转出

根据上文的分析，初始土地禀赋作用于农户土地转出行为存在三种可能的作用机制：第一，农业经营收入，初始土地数量越大的农户农业经营收入越多，当农业经营收入能够满足家庭生计时，农户不会转出土地；第二，农业劳动需求，一定数量的土地需要匹配相应数量的劳动力才能获得农业经营收益，农业劳动需求会将一部分家庭劳动力固定在土地上，较高的初始土地拥有量对应较高的农业劳动占比，家庭中绝大多数人都在土地上劳作，土地转出的可能性也不高；第三，土地生计保障，初始土地拥有量越大能够为农户提供的保障作用越强，转出土地的意愿降低。农业经营收入、农业劳动需求和土地生计保障在影响农户的土地转出决策过程中实际上起到了中介作用。

采用温忠麟(2004)的中介变量检验方法进行分析[13]，检验中介效应是否存在。考虑创业意向是二元因变量*一般的中介效应检验方式多用于处理连续变量。，根据刘红云、骆方等(2013)的建议对估计系数和标准差进行标准化之后再进一步检验中介效应[14]。表3的回归结果已经说明初始土地禀赋对土地转出的直接效应是显著的，对间接效应需要在第三部分表4的基础上增加初始土地禀赋进行回归，得到的结果如表6所示。

表6　自有承包地数量、土地依赖与土地转出

*P<0.1; **P<0.05;***P<0.01

首先，考虑初始土地拥有量的影响能够在多大程度上由农业经营收入来解释，见(1)、(2)列，农业纯收入的对数和农业纯收入占比的系数在1%的水平上显著且为负，说明间接效应显著，进一步发现初始土地拥有量的系数从表3的显著为负变得不显著，说明农业纯收入具有显著的完全中介效应。其次，考虑非农就业水平是否能够解释土地大户较低的土地流出概率，见(3)、(4)列，外出务工人数和外出务工人数占比的系数尽管与预期相反，但均显著，说明间接效应显著，自有承包地数量的系数再加入外出务工情况之后仍然显著，说明外出务工人数在自由承包地数量对土地转出概率的影响中起到部分中介作用。但外出打工情况在人均自有承包地数量对土地转出的影响中的中介作用并不显著*计算结果可向作者申请。。最后，考虑农户参保情况与土地转出之间的中介作用，表4中社会保障的系数不显著，见(5)、(6)列，需要通过Sobel检验来判断中介效应的作用。在自有承包地数量和土地转出的关系中，新农保为中介变量的Sobel检验T统计量为0.28，双侧检验的P值为0.776，说明在自有承包地数量对土地转出的影响中，参与新农保的中介作用不显著；自有承包地数量与土地转出的关系中，以新农合参与为中介的Sobel检验T统计量为0.063，双侧检验的P值为0.949，说明在自有承包地数量对土地转出的影响中，参与新农合的中介作用不显著。以上回归均利用方差膨大因子(VIF)检验多重共线性问题，VIF值均小于3，说明回归中的多重共线性问题在可接受的范围内，回归结果是比较可靠的。总的来看在三个可能的作用机制中，农业经营收入的作用机制得到了验证，农业劳动力固定和农地保障功能机制没有得到验证。

农业经营收入能够解释初始土地禀赋较高农户表现出的低土地转出概率，这说明农户本身其实是愿意从事农业经营的，当农业经营能够满足生存需要时，农户转出土地的概率下降。土地禀赋理论将以地立命与以农为生、以农为业并列起来[5]，得到初始土地拥有量越小，禀赋效应越强，越不愿意转出，进而得出与实际相反的结论。从实证结果得出，初始土地拥有量应当作为农业经营的前提而存在，是决定家庭是否从事农业经营的关键因素，而非并列因素。农户脱离农业经营是需要付出成本的，包括习得非农就业技能和脱离传统乡土网络的物质和心理成本，在农户进行土地经营决策时，如果农业经营净收益足够高，超过脱离农业生产的净收益，农户则不会选择放弃农业生产。

初始土地数量对农业劳动力的固定作用并不存在，并且家庭非农就业水平越高，土地转出的概率越大。原因在于，农业劳动力无法转出的主要原因在于非农就业市场的不完善，而在于非农业部门的劳动力需求。中国农业生产普遍是精耕细作，农业劳动力投入内卷化，当非农就业市场不完善，无法为农村劳动力提供非农岗位时，农业劳动力就无法转出。随着城镇化进程的加快，非农就业市场愈发完善，为农业劳动力提供了大量的就业岗位。由于以往劳动力过密投入与农业劳动力周期流动等原因，农业经营受劳动力流动的影响并不大，因此即便初始土地拥有量较大，也不影响劳动力非农就业。

土地具有生计保障功能，但是初始土地拥有量的丰裕程度对农民养老保险和医疗保险参与的影响并不显著，可能的原因在于土地生计保障功能与农村社会保障并不是一种替代关系，农村社会保障满足了农户的养老和医疗需求，但难以取代土地给农户的人格依赖性、情感依赖性[5]。

(三)不同地区、村庄类型下土地阀值估算

上述分析表明初始土地数量能够使农业经营满足农户生产需要时，农民不愿意将土地流转出去，仍然倾向于从事农业经营。实际上这种互相关关系应当存在一个阀值，家庭初始土地面积低于某一阀值，农业生产难以维持家庭生计，会选择转出土地外出务工或兼业经营，或选择转入土地增加经营规模，也就是说农户会在农业经营所得和家庭劳动力非农机会收入之间进行选择。土地数量的阀值是土地生产经营所得相当于外出非农务工收入时的农地规模[15]。根据蔡瑞林、陈万明(2015)提出的土地最小必要规模计算方法，可以计算土地数量阈值，由于阀值在不同地区及异质个体中均存在差异，故估算了不同地区、村庄类型的阀值，计算结果如表7所示*限于篇幅，计算结果可向作者申请。。东部地区土地禀赋阀值城郊(16.66亩)与非城郊(15.77亩)差异并不明显，可能的原因在于经济发展状况较为均衡。中西部地区城郊型村庄的土地经营以经济作物为主，收入明显高于非城郊型村庄，其土地数量阀值明显低于非城郊型。土地禀赋阀值在不同地区和村庄类型下的差异进一步说明了农户的土地依赖特点。

表7　不同地区、不同村庄类型土地门槛值估算

五、结论与启示

土地流转的目标是在保护农民权益的基础上实现资源的优化配置，近年来全国各地的土地流转实践为检验这一标准提供了丰富的资料，以往的理论和实证研究在初始土地禀赋与农户土地转出的关系认识上是有争议的。本文利用全国面上农户微观调查数据分析农户初始土地拥有量对农户土地流转行为的影响，实证结果表明初始土地拥有量越多的农户，转出土地的概率越低。农户的土地依赖主要体现在农业经营收入上，不同地区和村庄类型土地面积阀值的差异能够体现这一点。中介效应检验表明，初始土地禀赋主要通过增加农业经营收入而降低了土地转出概率，非农就业水平和社会保障水平并不能解释由于初始土地拥有量较高而带来的土地转出低概率。

本文研究可以带来以下几点启示：第一，在初始土地拥有量足够的情况下，农户是愿意从事农业生产的，当农业经营无法满足基本生计时，农户的农业经营意愿降低，因此在土地流转过程中，除了强调非农就业等市场因素之外，土地本身的条件对激励农户从事农业生产、促进土地流转也有至关重要的作用，较好的土地禀赋条件，是农户从事农业生产的前提。第二，当前的土地流转是符合土地规模经营的要求和趋势的，以往研究对初始土地拥有量与土地流转关系的分析是有偏差的，其作用结果与土地流转的初衷相背离。本文采用全国代表性数据证明以往的认识偏差确实存在，当前土地流转活动确实促进了农村资源流动和聚集，促进了农业生产效率的提高。第三，农业经营收入、土地保障功能和农民非农就业都是制约土地流转的关键要素。初始土地拥有量通过农业经营收入自动调节农户农业经营行为，促进农地向生产效率更高的主体聚集；土地具有生计保障功能，农村社会保障并不能取代土地保障功能，但土地保障功能和社会保障机制的不完善都会加剧农民对农地的依赖，不利于土地流转；农民非农就业取决于非农就业市场的发育程度，促进土地流转必须以发展非农就业市场为前提。

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责任编辑胡章成

Initial Endowment, Land Reliance and Land Outward Transferin Rural China——Evidence from 5165 Rural Households in 23 Provinces

PU Ming-zhe, ZHENG Feng-tian

(SchoolofAgricultureEconomicsandRuralDevelopment,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China)

Abstract:Land outward transferring impacts peasants’ livelihood. Initial land endowment will lead to different land outward transferring behaviors by influencing land reliance. This paper, based on a 5165-sample survey organized by Tsinghua University in 2012, explores the influence of initial land amount of rural household on the current land outward transferring behavior. Empirical estimations have confirmed that a bigger land amount would increase the probability of land outward transferring. The difference in land management motivation and land area thresholds implied a great land reliance of peasants. Intermediary effect tests show that agricultural income has played an interactive mediation role in the negative relationship between initial land amount and land transferring-out. Besides, low probability could not be explained by non-agricultural migrant working and social security. Rural households owning more lands are more engaged in agricultural activities.

Key words:initial land amount; land reliance; land outward transfer; agricultural income

作者简介：普蓂喆，中国人民大学农业与农村发展学院博士生，研究方向为农村治理、粮食储备及农民工创业；郑风田，经济学博士，中国人民大学农业与农村发展学院教授、博士生导师，研究方向为农村治理、粮食安全、食品安全。

收稿日期：2015-09-16

中图分类号：F301

文献标识码：A

文章编号：1671-7023(2016)01-0042-09