村庄组织化程度与农地经营权流转——基于中国劳动力动态调查数据的实证研究

李菁，冯国强，任晓丽

(1.兰州大学经济学院，甘肃兰州，730000；2.兰州大学县域经济发展研究院，甘肃兰州，730000；3.中山大学港澳珠三角洲研究中心，广东广州，510275)

一、引言

农地经营权流转(以下简称农地流转)是实现农业规模化经营的必由之路，也是实现农业现代化与新型城镇化的必然选择[1−3]。自2014年11月中央办公厅、国务院办公厅印发《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》(中办发(2014)61 号文，以下简称中办61 号文)开始，中国启动了一场自上而下的农地流转改革。然而，《中国农村发展报告》(2017)公布的数据显示，在中办61 号文实施两年之后，全国2.3 亿户农户户均耕地面积不到8 亩，经营耕地面积在50 亩以上的农户占农户总数的比例只有1.39%，适度规模经营的政策目标远未达到[4]。《中国农村土地市场发展报告(2018—2019)》进一步证实了上述结论：全国的耕地流转率不足30%。2018年12月29日，为进一步促进与规范农地流转，第十三届全国人民代表大会常务委员会第七次会议通过对《中华人民共和国农村土地承包法》的修订，明确提出农村承包地“三权”分置框架，为农地经营权流转提供了明确的制度保障。为配合新修订的土地承包法的实施，农业农村部在2021年颁布并实施了《农村土地经营权流转管理办法》。然而对于地方政府而言，如何在有针对性地促进农地流转、放活土地经营权的同时实现土地资源的有效利用，仍然是政策实践中的一个重要难题。

大量文献从农户决策的微观情景以及政策设计、市场培育的宏观视角，对农地流转政策未能达到预期效果提供了解释。微观层面，农地产权的部分设置、农户外出的就业特征、流转合约条款、村庄的非正式社会网络以及个人经历等因素，通过调整农户农地流转的机会成本与租金收益，影响农地流转效率[5−9]。宏观层面，一类观点将农地流转低效的原因归咎于地方异质性与政策统一性之间存在的矛盾，认为无法因地制宜的农地流转政策是流转效率低下的原因[10]；另一类观点则将原因归于农地市场发育的不完善[11−12]。

无论是微观情景，还是宏观视角，现有研究都缺乏从村庄这一组织形态及其组织化程度的视角对农地流转进行分析。尽管有文献表明，村庄正式组织执行的土地调整规则以及农地流转管制政策在一定程度上抑制了农户参与农地流转的积极性[13−15]，但本文研究的中心——作为组织形态的村庄并非只有嵌入在农村社会的正式组织，还包括一系列约束农户决策的非正式组织，并且我们更关注这类组织本身的组织化特征。当然，我们不否认村庄正式组织实施的规则会约束农地流转行为，但这种约束作用需要考虑非正式组织的影响[16]，并且还与组织化程度有关。村庄利用正式组织的职能，同时结合内在的非正式组织，形成农户生产决策和土地利用决策的监督约束力量[17−19]。一个组织能够在多大程度上建构内部的合作秩序，受其组织化程度的影响。因此，有必要将村庄这一组织形态，尤其是组织化程度，纳入农地流转的分析当中。

理论上，村庄能够推动农地流转。第一，村庄组织是流转政策最后的实施主体，自上而下的政策能够促使村庄在贯彻执行上级农地流转决策的同时，因村制宜地实施具体的流转政策，以此化解政策权威性与地方异质性之间的冲突，确保政策效果；第二，相比较于农户个体，村庄组织具有更高的谈判能力与议价能力，从而在落实政策意图的同时能够间接保证农户参与土地流转的收益，提升农户参与的积极性；第三，村庄的组织化程度越高，土地抛荒问题越容易通过内部合作得以化解[20]，这一路径也能推动边缘化的土地进入农地流转市场。然而，从村庄组织化特征来分析农地流转的影响因素一直被以往文献所忽视。究其成因，首先，针对农户的微观调查并不涵盖村庄的组织结构及特征，因而难以从中捕获村庄组织对农户农地流转决策的影响，针对村庄层面的调查更多地关注村庄的运行与治理，极少关注农地流转中农户的策略选择，因而调查得来的数据无法直接用于分析农户参与农地流转的决策机制；其次，案例研究以及对个别地区的定性或定量研究，虽能揭示村庄的组织结构对农户决策形成的影响，却无法克服潜在的选择偏误问题，分析结论对于耕作条件不完全一致的村庄也未必适用。

中山大学中国劳动力动态调查数据库(CLDS)对全国所有省份不常住村庄的家庭(主要是外出农户)土地利用情况进行了调查统计，为回答上述问题提供了证据。为此，本文根据该数据库2017年11月发布的版本，去除极端值和无效样本，以剩余的226 个村庄样本为研究对象，同时将其与农户家庭问卷进行匹配，从中揭示村庄组织——包括村庄正式组织与村庄内部非正式组织的组织化程度对农地流转的影响。

二、制度背景、文献回顾与理论假说

(一)制度背景

从20世纪七八十年代的包产到户改革开始，土地集体所有权与承包经营权分离释放的制度红利推动了农业生产效率的迅速提升。然而该制度在实施三十年之后，小规模的农户经营已经成为制约我国进一步提高农业生产效率与推进农业现代化的主要障碍。为改变普遍存在的农地小规模经营状况，提高农业生产效率，中央政府试图在所有权、承包权和经营权三权分立的基础上推行农地流转政策，以此构建现代化的农业经营体系。

2014年中央一号文件明确指出，在落实农地集体所有制的基础上，稳定农户承包权、放活土地经营权，由此正式拉开农地流转的序幕。同年11月，中办61 号文对农地流转做出了原则性规定。自此，自上而下的农地经营权体制改革正式启动。

然而农地流转政策的实施远未达到预期效果。如图1所示，2014年启动流转政策之后，流转的耕地面积无论是在耕地总面积当中所占的比重，还是在家庭承包经营耕地面积中所占的比重增速都不大，并且在耕地总面积当中的比重始终未能超过1/3，与流转政策所要实现的适度规模经营这一政策目标相对照，也存在较大差距。截至2017年，全国2.3 亿户农户户均耕地面积只有7.8 亩，经营耕地面积在50 亩以下的农户仍高达2.26 亿户，占比98.61%，适度规模经营的政策目标远未达到。

图1 2011年至2017年耕地流转率的变化趋势图

(二)文献综述

已有文献从农户决策的微观视角为农地流转政策未能达到预期效果提供了解释，这类研究从三个维度寻找农地流转的影响因素。首先是产权维度，包括从产权的完整性、安全性以及农户自身对产权的主观认知三个方面解释农地流转低效的原因[5,21−22]。随着2018年之后农用地政策的不断完善，尤其是经营权交易制度及其配套改革政策对农地产权的完整性、交易安全性进行了规范，产权特征导致流转低效的一部分问题已经化解。第二个维度是农地流转的机会成本，包括从农业补贴及补贴方式、非农就业机会，以及家庭规模与人员结构等层面，揭示了农户农地流转意愿与农地使用去向[6−7,23−24]。第三个维度是从农户的个体特征出发，揭示农地流转的影响因素。其中，兰勇、蒋黾等基于湖南省498 家农户土地流转数据，揭示了农户行为态度、主观行为规范、知觉行为控制影响续约概率，从而影响农地流转效率[8]；仇童伟、罗必良等根据CHFS2015 问卷数据库中的1 478 户农地转入户样本，发现熟人之间交易与非熟人之间交易在农地租金上不存在显著差异，熟人间的农地流转已经呈现明显的市场化特征[16]。Deng 等根据2014年8 031 份家庭问卷调查数据，发现早年的饥饿经历促成农户农地交流意愿减少[9]。

在宏观层面，一类文献将注意力放在了农村市场发育程度上，包括劳动力市场、农村金融市场。这类文献认为市场发育不完备提升了农户参与农地流转的交易成本，进而造成农地流转市场发展不充分[11−12]。这其中，郭阳、徐志刚根据黑龙江、河南、浙江和四川4 省的农户与村庄调查数据，发现农地流转市场的发育与农地禀赋特征一起构成影响农地流转的因素[12]。另一类文献则把农地流转低效的问题归咎于政策过程。钱忠好、冀县卿发现之所以无法实现农地流转的政策初衷，很大原因在于流转政策的原则性与具体措施缺乏针对性[10]，尤其在不同地形以及工业化处在不同阶段的地区，无法因地制宜地执行中央政策，致使农地流转政策难以“落地生根”，执行效果较差。

(三)理论假说

组织是精心设计以达到组织目标的社会群体[25]。村庄作为乡村社会的基层组织，包含着两层含义：第一，村庄是农户生产与生活当中极为重要的正式组织，代为行使村民的集体权力，包括土地所有权，同时监督农户的土地利用行为[26−27]；第二，村庄是农户基于彼此之间的认同建构起来的共同体，是在宗族、大姓、血缘、宗教信仰、民族等基础上建立起来的“熟人社会”[28]。作为最重要的基层组织，村庄通过正式组织与非正式组织协调着村民与村委以及村民之间的行动，承载着中国农村社会的经济、政治与社会管理职能[29]。

组织化程度衡量了组织成员之间围绕共同的组织意图，遵循一定的组织规范与章程，以此来推动组织整体实现自我运转的程度[20]。对于村庄而言，其组织化程度反映了村委与村民以及村民之间围绕村庄的组织意图，通过信任建构与合作来确保组织自我运转与村庄基本秩序得以维持的程度[20,30]。已有文献对组织化的分析集中在农户身上，认为提升农户的组织化程度是优化农业生产结构、推广农业先进技术、抵御农产品市场风险和实现农户增收的重要途径[31]。强化农户之间的信任合作固然重要，然而要提升农户的组织化程度，仍然无法回避村庄组织所扮演的重要角色。陈航英认为要改变小农户的去组织化特征，实现农户与现代化农业之间的衔接，有必要构建起新的村庄集体组织，充分发挥集体经济的功能，以此实现农户内生性的组织化[32]。孙新华认为，农民的组织化需要由村社主导，尤其需要充分发挥村社组织在农民合作、生产协调中的主导作用[33]。农民的组织化已经成为农村微观组织变化的新趋势，村庄在这一过程中发挥着重要作用。

村庄之间的差异在于组织化程度的高低不同[20]。一些村庄组织更为严密，村委与村民以及村民之间容易建立信任关系，而另一些村庄组织合作的难度较大[33−35]。组织化程度的高低直接影响着村庄功能的发挥，Tsai[33]和Mattingly[34]以比较案例的形式，揭示了组织化程度高的村庄，在村庄社会秩序、公共产品供给，以及征地过程中对外的谈判能力上，都明显优于组织化程度相对较低的村庄。冯国强、李菁等的研究则进一步发现，在村庄层面，越高的组织化程度越能有效防范农民撂荒土地[20]。虽然没有系统的证据表明，村庄的组织化能够在多大程度上提高农地流转率，但我们从这类研究中可以推断，村庄组织化程度的提升能够弥补农地流转当中要素市场发展的不充分，既能协调村民的生产行动，通过信任建构来增进流转意愿，又能利用村庄的谈判能力间接保证农户参与流转的收益，提高农户参与的积极性。此外，组织化程度的提升还有利于村庄因地制宜地落实上级意图。基于上述分析，我们提出如下假说：

假说：在其他条件不变的情况下，村庄组织化程度的提升能够促进农地流转。组织化程度越高，村庄组织与村民之间，以及村民内部越容易通过信任建构来协调流转决策，提升农户农地流转的参与程度，从而提高农地流转水平。

三、研究设计

(一)村庄组织化程度的衡量

前文已经从理论上阐述了村庄作为一种组织形态，能够通过正式组织与非正式组织干预农户的生产决策，进而影响其农地流转决定。沿用本课题组前期研究的做法[20]，本项研究利用CLDS 问卷，分别从正式组织和非正式组织两个维度度量村庄的组织化程度。其中正式组织的组织化程度主要包括村庄在经济活动、生产活动、政治活动以及社会活动中的组织化程度；非正式组织的组织化程度则从社会网络、宗教、民族、非正式权力关系四个方面进行测度。具体的指标体系构建、二级指标、判断标准、判断依据与所涉问卷题目可参照本课题组的前期研究[20]。

与前期研究不一样的地方在于，本项研究中我们利用熵值法对各个二级指标进行加权处理，然后汇总得到各个样本村庄组织化程度的总体评价，以此来替代线性加权的处理方式并进行稳健型检验。如此处理的好处在于：第一，能够有效避免线性加权在处理指标相关性以及降维上存在的局限；第二，根据各项指标值变异程度所反映的信息量大小来确定权数，能够有效避免人为干预的权重设置，从而比线性处理更为客观。熵值法赋权处理的具体步骤如下。

首先，按照公式(1)对村庄i组织化程度的每一个二级指标(ROij)进行归一化处理。由于一些指标归一化处理后结果为0，因此，对这类处理结果统一加0.001，以避免出现无意义的赋值。

其次，根据公式(2)计算村庄i第j项指标在所有指标值中的比重Sij，并进一步由公式(3)测算出第j项指标的熵值Hj。

第三，将Hj代入公式(4)，计算各项指标的权重Wj；最后根据公式(4)测算的权重Wj与对应的指标值ROij赋权，然后根据公式(5)将各个二级指标赋权值进行加总，从而得到村庄i组织化程度的综合评价ROi。

(二)计量方程

本文利用OLS 对村庄层面的问卷数据进行基准回归，并进一步匹配家庭的问卷数据进行检验。所采用的计量方程如公式(6)所示。

式中LZi为村庄i在问卷调查当年的农地流转率，即农地流转面积占村庄耕地总面积的比例。ROi是村庄i的组织化程度，测度方法前文已作介绍。Xi是一系列影响农地流转的控制变量。借鉴已有文献的做法[20]，控制变量选择了村庄禀赋条件、农户进行流转决策的机会成本，以及政策与环境等因素。其中，禀赋条件包括村庄的人口密度(Popdensityi)、人均土地面积(Perlandi)、距离县城距离(Tocountyi)、距离镇(乡)政府所在地距离(Totowni)、是否通公路(Roadi)、是否为稻作区(Rice_croppingi)等；农户流转决策的机会成本包括外出务工的劳动力比例 (Outlabori)、人均收入(Perincomei)、农业用工每日工资(Daywagei)、近十五年来是否进行土壤改造(Land_improvei)；政策与环境变量包括近十五年来村庄是否推行过退耕还林(草)政策(Land_ conversi)、近一年是否存在环境污染(Pollutioni)、近两年来是否发生过严重的自然灾害(Nature_disi)。除虚拟变量外，其余变量分别取对数值纳入回归模型，以此消除模型可能存在的异方差，涉及0 值变量时，先对这类变量统一增加1 单位再取对数。回归时控制了省份、县份的虚拟变量，以此捕获省、县政策执行的系统性差异。μi是随机误差项，用以捕获其他不可控的影响因素。α1、Γ 分别为核心解释变量的回归系数和控制变量的回归系数矩阵，其中α1捕获了村庄组织化程度对农地流转的影响程度。如果假说成立，那么该估计值预期为正数。

(三)数据来源与描述性统计

数据均来自CLDS 村庄层面的问卷数据。其中，LZi的数据根据问卷结果直接能够获得，ROi的数据是根据前文的测算方法，利用问卷结果测算获得。控制变量当中，Popdensityi、Perlandi、Rice_croppingi、Outlabori根据问卷结果计算得到，其余控制变量从问卷结果当中直接获得。

考虑到农户兼业化可能影响流转决定，进而干扰估计结果，我们在计量检验时只考虑常年不居住在本村的家庭土地流转情况，主要包括出租和入股两种情形。被解释变量的数据来自村庄层面问卷第17 题。根据该问题的回答，可以捕获到两种主要的农地流转形式——出租与入股所占的比例。剔除掉极端数值和无效问卷一共得到219 个村庄的有效样本，涵盖除西藏、青海以外的所有省份。被解释变量、核心解释变量以及控制变量的描述性统计结果见表1。

表1 变量的描述性统计结果

此外，在CLDS 家庭层面问卷当中，农业生产部分的第一题问及农户家庭当年经营的耕地面积、承包他人耕地面积以及弃耕的面积。利用该问题能够测算出农户承包他人耕地面积占家庭耕地总面积的比例，并以此可作为LZi的代理变量进行微观证据的检验。根据该问卷的回答，我们一共获得了14 226 户农户数据，通过与村庄数据匹配，剔除掉村庄层面以及农户层面的残缺样本，一共获得219 个村庄7 264 户农户的有效样本。匹配后的数据能够揭示农地流转的微观决策机制。

四、实证结果

(一)基准回归结果

利用式(6)的回归结果见表2。第(1)栏是对采取出租方式进行农地流转的估计结果，第(2)栏是对采取土地入股方式进行农地流转的估计结果，第(3)栏是对采取各种方式(主要指出租或入股)进行农地流转的估计结果。结果显示，就样本平均而言，越高的村庄组织化程度越能促进农户采取出租方式进行农地流转。具体而言，组织化程度每提升 1%，利用出租进行流转的比例提高2.62%，利用土地入股进行流转的比例提高0.1%。就两种流转方式综合而言，村庄组织化程度提升1%，农地综合流转比例提高2.53%。这与理论假说基本吻合。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

结合前文的分析，我们利用熵值法加权汇总后的组织化程度替代基准回归当中的组织化程度，以此进行稳健性检验。回归结果见表3。通过对比不难发现，利用熵值法测算的组织化程度与直接加总得到的组织化程度，对农地流转的估计系数差异不大。在采用熵值法这一更为客观的测算方法进行处理之后，基准回归的结论仍然不变。由此可以证明，基准回归的估计结果是稳健的，前文的理论假说成立。

表3 稳健性检验结果

(三)异质性影响

1.地形条件的异质性影响

地形条件通过改变农地的种植成本，进而影响流转决策。对于常年不在村的农户而言，地形条件越复杂，抛荒的比例越高，一旦有流转机会则会迅速地进入农地流转市场，此时组织化程度的作用更能得以凸显。因此，有必要针对不同地形条件的村庄进行异质性检验。

CLDS 问卷最后一部分提供了由访问员自填的村庄地势信息，分别包括平原、丘陵和山区三种地形条件，为进一步检验地形条件的异质性影响提供了数据支撑。估计结果见表4。表4第(1)至(3)栏分别是对平原地区村庄采取出租、土地入股以及各种方式进行流转的估计结果，第(4)至(6)栏是对丘陵地区村庄农地流转率的估计结果，第(7)至(9)栏是对山区村庄农地流转率的估计结果。由回归结果可知，组织化程度对山区村庄农地流转的作用远远高于丘陵地带，对平原地区的影响不显著。究其原因在于，种植条件越好的村庄，农地流转市场发展越充分，即便村庄缺乏较高的组织化程度，地租效应也会推动不常住村农户的土地迅速以各种方式进行流转。相比之下，地形条件越复杂，农地流转市场发展越不充分，组织化程度在推动农地流转时所扮演的角色越发重要。

表4 地形条件异质性影响的估计结果

2.区域异质性影响

除了地形条件会产生异质性影响以外，区域经济所处的发展阶段也决定了农地流转市场的发育程度，从而可能影响组织化程度的作用。我们根据三大区域的划分标准，按照村庄所在省份将其划分为东部、中部和西部村庄，分别进行估计。估计结果见表5。

表5 区域异质性影响的估计结果

就东部村庄而言，组织化程度越高，采用土地入股进行流转的比例越高，但采用出租进行流转的比例不受组织化程度的影响，这与东部农地流转相关的要素市场发展状况是匹配的。相比之下，中西部地区组织化程度的作用更加突出。通过对比不难发现，在农村劳动力市场和农村金融市场发展极不充分的中部和西部地区，村庄较高的组织化程度能够弥补农地流转市场发育的先天不足，进而促进农户参与农地流转。

五、进一步的讨论

(一)微观证据：匹配农户问卷数据的回归结果

我们进一步利用CLDS 家庭层面的问卷数据，将其与村庄基本特征进行匹配，以此揭示村庄组织化程度作用于农地流转的微观机制。通过数据匹配和带入原模型的回归，得到的估计结果见表6第(1)栏。结果显示，组织化程度每提高1%，农户承包他人土地的比例，即转入的农地面积比例提高3.72%。此外，我们还利用匹配数据估计了农户弃耕的比例，以此间接捕捉组织化程度对农地流转的影响，估计结果见表6第(2)栏。结果进一步验证了越高的组织化程度，越能通过提升农地流转率来避免农地抛荒。

表6 匹配微观数据的估计结果

(二)正式组织与非正式组织的约束

考虑到组织化的衡量包括了正式组织和非正式组织两个维度，由此带来的新问题是：上文呈现的估计结果是由村庄正式组织的介入导致，还是非正式组织发挥主要作用的结果？这仍然需要进一步检验。为此我们将组织化程度分解为正式组织与非正式组织的组织化程度并代入基准模型，得到的估计结果见表7第(1)至(3)栏。另外，我们还利用正式组织的组织化程度评价在总体评价当中的占比是否超过50%作为依据，将样本区分为正式组织化程度较高和较低的样本，进行分组回归。估计结果见表7第(4)、(5)栏。

表7 正式组织与非正式组织组织化程度对农地流转的估计结果

前三栏的结果表明，正式组织的组织化程度对农地流转的作用大于非正式组织的组织化程度。其中的原因在于非正式组织越高的组织化程度越有助于协调农户的集体行动，这种协调作用既能促进农地流转效率提高，但也可能抬高流转价格而降低流转效率。相比较而言，村庄正式组织不但是基层的组织力量，同时也是推行农地流转政策的终端，正式组织的组织化程度越高，越容易利用村民之间建构的信任关系来推进流转政策落实，从而确保农地流转效率得到提升。后两栏估计结果进一步验证了上述结论，即正式组织的组织化程度越高的村庄，农地流转率越高。

(三)农业专业合作社的作用

农地流转政策难以达到预期目标的一个重要原因在于农村的要素市场发展不充分，尤其是劳动力市场和服务于农地流转的金融市场发展不充分，无法满足农地流转对要素的需求[32−35]。农业专业合作社建设有助于提高农户在劳动力市场上的参与率，也容易通过信贷方式化解农地流转的融资约束，从而提高农地流转率。我们利用两阶段估计来检验组织化程度如何通过影响农业专业合作社的覆盖面，进而影响农地流转效率。检验过程包括两步，首先，获取CLDS 村庄层面问卷第36 题及嵌套问题提供的5 人以上合作社数量和由此推算的合作社覆盖农户户数的比例(合作社覆盖率)，将其作为第一阶段回归的被解释变量，以此检验村庄组织化程度对合作社建设产生的影响。其次，我们还将第一阶段回归得到的合作社覆盖率的估值作为第二阶段估计的解释变量，检验合作社对农地流转的作用。回归结果见表8。

表8 组织化程度与农业专业合作社的回归结果

表8第(1)至(2)栏是第一阶段的回归结果，结果显示村庄组织化程度越高，无论是合作社数量还是合作社对农户的覆盖率都越大。第(3)栏是进行第二阶段估计的结果，结果显示，越高的农业专业合作社覆盖率，越能促进农地流转。两阶段的估计结果表明，提高合作社数量与扩大合作社覆盖面，是村庄组织化程度作用于农地流转的重要途径。

六、结论与启示

村庄是农地流转最重要的参与力量，从村庄层面推动农地流转，前提是能够在村庄内部建构起村委与村民以及村民之间的信任合作机制。我们的研究表明，提升村庄的组织化程度能够强化村庄这一组织形态对农地流转的促进作用。控制其他因素时，村庄的组织化程度每提高1%，农地流转率提高2.53%。这种促进作用对于不同地形、不同地域的村庄存在异质性影响，对山区、中西部地区的作用明显高于其他地形和区域。并且，正式组织的组织化程度是影响农地流转的关键，农业专业合作社是村庄组织化程度影响农地流转的重要渠道。

本项研究将村庄这一组织形态纳入农地流转决策的研究当中，弥补了现有文献从村庄层面探讨农地流转影响因素的不足[13−15,31−33]。在政策实践的过程当中，本文对于地方政府如何从村庄层面入手提升农地流转效率提供如下启示：(1)针对性地提升村庄的组织化程度，建构起村委与村民以及村民之间良好的信任合作机制，尤其在中西部地区和地形条件复杂的地区，要以此作为实现流转政策初衷的前提；(2)围绕适度规模经营的目标，需要提升村庄正式组织在政策执行与政策引导中的作用，因村制宜地落实农地流转的政策意图；(3)强化村一级农业专业合作社的建设，提高农户参与率和扩大合作社覆盖面，从而推动农地流转。