中国农户在农地流转市场上能否如愿以偿？

郜亮亮

原文发表于《中国农村经济》2020年第3期。

一、引言

在一个没有不确定性的环境中，要素市场和产品市场都是完全竞争的市场，所有投入要素都是可分的，所有农户都有相同的规模报酬不变的生产函数，此时，土地租赁是没有存在意义的（Skoufias，1995）。每个拥有土地的农户可以通过转入或转出任何一种（或者所有的）非土地生产要素来达到这些要素与其拥有土地禀赋的比例最优化，例如调整牲畜数量，甚至长期来讲可以通过生育而改变劳动力个数（Bell and Sussangkarn，1988）。但是，任何一种交易终究是在科斯的交易成本世界中进行的，因此必然面临交易成本的问题。

关于土地市场（流转或者买卖）存在必要性的文献特别强调土地以外的某种关键投入要素市场的不存在或者不完善（imperfection）是土地市场出现的关键原因。例如，农户的管理能力市场（Bell and Zusman，1976；Reid，1976；Eswaran and Kotwal，1985），农用畜力市场（Bell，1977；Bliss and Stern，1982），信用市场（Jaynes，1982；Kochar，1997）和家庭劳动力市场（Pant，1983）。这些研究的共同之处在于强调这些要素的交易都面临着交易成本，进而造成市场不完善甚至缺失。那么，土地市场上的交易成本是否也很大呢？土地市场的效率如何？农户在土地市场上就一定能转入（转出）自己想转入（转出）数量的土地吗？或者如何能进一步降低交易成本呢？毕竟，降低任何一个要素市场的交易成本都可能带来进一步的效率改进。

本文在Skoufias（1995）的研究方法上做三方面创新：一是经验实证中国农地流转市场上交易成本的存在性，即实证检验是否存在固定交易成本导致了进入门槛和是否存在交易成本导致了不完全调整；二是实证检验交易成本的对称性，即实证检验转出方和转入方在流转市场上是否面临着同样的交易成本（进入门槛和调整难度）；三是实证检验交易成本的动态性，即利用特有的面板数据实证检验流转市场的交易成本是否从2000年到2008年发生了动态变迁。理论上，本文将为发展经济学文献提供中国元素；实践上，本文的研究对把握目前农地流转市场的现状及下一步的改革提供经验依据。

二、理论模型

在土地租赁的背景中，有大量的农户不参与市场，这对应着摩擦力模型中的不敏感性，即0变化。本文沿袭Skoufias（1995）模型，将摩擦力模型用于分析中国农地流转市场的交易成本。

新制度经济学往往将交易成本分为两类：一是固定的交易成本，即建立制度安排所作出的投资；二是可变的交易成本，即取决于交易的数目或规模的成本。在土地租赁交易市场中也存在这两种成本。第一，固定交易成本（fixed transaction cost）包括获取相关信息的成本，例如交易的成本和收益信息，或者彼此谈判所产生的成本。转出户和转入户可能就交易土地的质量、数量难以达成一致意见。另外，寻找和敲定最终交易对象也往往耗费很大成本。固定交易成本的显著特点是不随交易量而发生变化，相当于进入市场开展交易必须支付的底线门槛成本，这个成本要求交易量达到一个最低值，否则因无法抵消这个成本而做出不进入市场的决策。第二，可变交易成本（variable transaction cost）往往取决于交易的数量，例如随着交易数量的增加，转出户对转入户进行监督的成本递增，从此可能造成转入户对土地的滥用。这是一种道德风险或者机会主义产生的交易成本，会使交易不易发生，或者交易量下降。

三、计量分析

（一）交易成本存在性检验

1.流转市场存在明显的进入门槛，表明存在固定交易成本。①2000年转出与转入市场存在显著的进入门槛。表2中（3）列和（4）列的截距项都显著不为零，表明2000年转出市场和转入市场都存在最低交易量门限，市场存在明显的固定交易成本。为了直接估计每个村的最低交易量，本文进行了无常数项回归。表3中（3）列和（4）列结果表明，2000年转出和转入方程的所有村虚变量是联合显著的，即存在显著的最低交易量。村虚变量的单个检验表明转出和转入方程中分别有14个和20个村虚变量是显著的。转出和转入方程中所有村虚变量系数的平均值分别为8.79亩和12.58亩，分别意味着转出户和转入户参与流转市场需最低转出和转入8.79亩和12.58亩，方能克服市场中存在的固定交易成本。而2000年浙江省的转出户面临的交易门槛只有0.64亩，陕西省的则需要14.26亩。②2008年转出市场存在显著的进入门槛，而转入市场没有显著进入门槛。表3中（1）列和（2）列的结果表明，2008年只有转出方程的所有村虚变量是联合显著的，即转出市场存在显著的最低交易量。所有村平均来看，转出户需要完成的最低交易量为9.56亩，各省的交易门槛有较大差异。转入市场总体看不存在显著门槛，但也有5个村的转入户存在显著的进入门槛，其中河北有两个村，辽宁、浙江和湖北各1个村，因此可粗略判断2008年除了陕西和四川外，4个样本省至少各有1个村的转入户必须完成最低转入量进入市场才是有利的。例如，河北省的两个村平均最低转入量为5.23亩，辽宁、浙江和湖北分别为12.16亩、20.97亩和9.55亩。③从样本数据的市场参与率（见表1），也可判断流转市场存在明显的进入门槛。2000年和2008年分别有74.43%和65.15%的农户没有参与市场，这在一定程度上反映了固定交易成本的存在。

2.流转市场无法实现完全调整，表明存在明显的交易成本。从表2可知，最重要的变量自家耕地面积的系数在每个方程中都是显著的，且符号正确。土地初始禀赋越多的农户转入面积越少，相反则转出更多的面积。重要的是，4个系数都与-1有显著差异（表5的第1，2个检验），这表明2000年和2008年的转出和转入4个流转市场都没有实现完全调整。在克服固定交易成本而进入市场后，2000年和2008年的转出户分别实现了调整意愿的19%和18%，同期转入户则分别实现了调整意愿的24%和37%。而且绝对值最大的系数也才0.37，与印度土地流转市场的0.78（Bliss and Stern，1982）和0.73（Skoufias，1995）相比都有所差距，与肯尼亚（Jin and Jayne，2013）的0.14～0.28差不多。因此，尽管流转市场可以帮助土地禀赋多的农户转出土地，也可以帮助土地禀赋少的农户转入土地，但不能帮助他们完全实现调整意愿进而达到希望经营的规模，这意味着流转市场存在明显的交易成本。

（二）交易成本对称性检验

1.不管2000年还是2008年，转出与转入市场在进入门槛上存在显著差异，即固定交易成本是不对称的。从所有村虚变量成对检验的结果（见表4）可以发现，不管2000还是2008年，转出和转入方程中58个村虚变量的系数的成对相等性检验是联合显著的，这表明两个市场的交易门限值总体看存在显著差异。对两个方程的村虚变量依次进行成对检验发现，2008年转出与转入方程在22个村虚变量上有显著差异（在10%的显著水平），而且这22个村虚变量遍及每个省，即22个村的转出市场和转入市场的最低交易量存在差异。2000年则有14个村的两个市场的交易门槛存在显著差异，14个村遍及浙江省外的5个省。结合表3中村变量系数绝对值大小，从村层面看，2008年转出户的交易门限为9.56亩，低于转入户的9.83亩；2000年转出户的交易门限（8.79亩）也小于转入户的交易门限（12.58亩）。因此，转入户比转出户面临着更高的交易门槛，即两个市场的固定交易成本是不对称的，这可能是因为潜在转入户在流转市场上确实存在相关文献中所言的“被配给出”的可能。

2.不管是2000年还是2008年，转出与转入市场在调整意愿实现程度上存在显著差异，两个市场的交易成本存在不对称性。表5第5个检验表明，2000年和2008年转出和转入方程的所有斜率变量的成对检验联合起来存在显著差异，即两个市场在调整意愿实现程度方面整体上存在显著差异，转出户和转入户在流转市场上进行调整时面临着不对称的交易成本。为进一步探究这种差异，分别对每个解释变量的差异做了检验，对应表5的6～17个检验。例如，2000年流转双方的整体差异主要是家庭农资（检验6）和户主教育水平和年龄特征（检验13～16）方面的差异造成的。这表明2000年时，控制其他条件不变的情况下，两个户主教育水平相同的农户只是由于分别处于转出和转入市场而导致其实际流转面积数量不同，或者说一个户主是高中教育水平的农户在流转市场上可以实现的转出土地和转入土地数量有显著差异。2008年流转双方的整体差异主要是家庭农资（检验6）、家庭劳动力（检验7）、家庭本地非农就业人数（检验11）和家庭外地非农就业人数（检验12）方面的差异造成的。因此，一个都拥有2个劳动力的转入户和转出户在流转市场上能实现的转入面积和转出面积是有显著差异的，或者说，当一个转入户和一个转出户都增加一个劳动力后，对各自转入面积和转出面积的实际刺激效应是有差异的。这些都表明，转出市场和转入市场存在显著的不对称。表5第1～4个检验表明，转出市场和转入市场都没有实现完全调整，调整函数的斜率都小于1，即每个市场都存在显著的交易成本；而且同等条件下，转入户调整意愿的实现程度显著高于转出户，2008年转出户实现其调整意愿的18%，小于同年转入户的37%，2000年转出户的调整意愿实现了19%，也小于转入户的24%。

（三）交易成本动态性检验

1.转出市场和转入市场的交易门槛高低从2000年到2008年发生了显著变化（表4），即两个市场的固定交易成本发生显著动态变迁。转出市场的交易门限值不降反升，由2000年的8.79亩小幅增加到2008年的9.56亩（见表3）。分省看，辽宁、四川和湖北转出市场的交易门限值则出现下降。转入市场的交易门限值由2000年的12.58亩下降到2008年的9.83亩，但是河北和陕西的交易门限值是增加的。如果从转出转入的平均情况来看，流转市场交易门限由2000年的10.68亩下降到2008年的9.69亩，交易门槛大约下降1亩。这表明，不管是转出户还是转入户，为了交易而必须付出的搜寻交易对象费用等固定交易成本从2000年到2008年发生了显著变化，转入户面临的固定交易成本明显下降，而转出户则略有提高。

2.转出市场和转入市场的调整意愿实现程度从2000年发展到2008年没有显著改进。表5第3个检验表明，一个转出户在2000年的市场上和2008年的市场上实现调整意愿的程度是一样的，基本稳定在18%～19%左右。尽管一个转入户的调整意愿实现程度由2000年的24%增加到了2008年的37%，但这种改进在统计上是不显著的。从平均转出和转入效应来看，农户利用流转市场实现调整意愿的程度由2000年的21.5%增加到了2008年的27.5%，提高约6个百分点。表5第5个检验表明，总体看转入市场和转出市场都没有发生显著的动态变迁。这表明2000年流转市场上的一个转出户（转入户）与2008年流转市场上一个转出户（转入户）面临着相同程度的调整摩擦。这个结论或许预示着农地流转市场上经常碰到的“敲竹杠”、毁约、滥用土地的道德风险等导致的交易成本并没有随着时间而降低。

四、结论及政策含义

本文基于摩擦力模型，对中国农地流转市场的交易成本存在性、对称性和动态性进行了实证研究。结论包括：第一，农地流转市场存在明显进入门槛，进入市场后也无法实现完全调整。2000年，农户在流转市场上转出土地至少要达到8.79亩才能克服固定交易成本，进入市场后调整意愿能实现19%；2008年最低转出面积为9.56亩，进入市场后能实现调整意愿的18%。市场的另一方，转入户2000年时最低交易门槛为12.58亩，进入市场后约1/4的调整意愿��得以实现，2008年时需要跨过9.83亩的交易门槛，然后能实现37%的调整意愿。第二，流转市场的交易成本存在非对称性，转入户比转出户面临的交易门槛高，但进入市场后转入户调整意愿实现程度高于转出户。2000年转入户的交易门槛为12.58亩，高于转出户的8.79亩，但进入市场后其调整意愿实现程度为24%，高于转出户的19%；2008年转入户交易门槛为9.83亩，高于转出户的9.56亩，转入户调整意愿实现程度为37%，高于转出户的18%。第三，从2000年到2008年，流转市场的交易门槛显著降低了，但进入市场后调整意愿实现程度没有显著提高。转入市场进入门槛由2000年的12.58亩下降到2008年的9.83亩，转出市场则由8.79亩变到9.56亩，平均来说由10.68亩下降到9.69亩；而调整意愿——尽管转入市场增加13%，转出市场维持不变——由2000年的21.5%增加到27.5%的趋势是不显著的。

因此，应进一步完善农村土地产权制度，以提升农地产权完整性和稳定性为目标推动“三权分置”改革，让农户敢于流转；同时，创新完善各类流转服务平台，大力推进土地连片整理等农业项目，降低流转市场的搜寻成本、合约谈判成本和执行成本，让农户易于流转，以更好发挥农地流转市场的资源配置功能；最后也要加快农资设备等生产社会化服务业发展，通过乡村振兴和城镇化为农村劳动力创造更多就业机会，并降低劳动力的流动障碍；让农户可以通过任何一个要素市场进行要素比优化，最终实现农业农村现代化。

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