王雨格,孟全省,李 敏

(西北农林科技大学 经济管理学院,陕西 杨凌 712100)

引 言

小农户生产经营模式是我国农业生产长期存在的一个历史现象[1],这种模式在特定时期取得了应有的成果,但是随着农业的转型其逐渐造成耕种规模不经济、抗灾能力差、优质农产品供给不足等问题,无法与高质量发展的现代化农业有效对接[2]。目前农村兼业化成为主流[3],农村中大量青壮年劳动力纷纷涌向城市,造成农村劳动力不足和老龄化等结构性失衡现象[4],使农业生产陷入碎片化经营与撂荒地共存的困境。为摆脱这一困境,促进小农户与现代农业发展的衔接,客观上要求现有生产经营模式必须由“分散”向“联合合作”转变。世界银行指出，在现代市场经济条件下,通过农户合作方式能够克服小农户分散经营的弱势地位和市场风险,有利于实现农业规模化经营和提高农民收入。中共中央办公厅、国务院办公厅在2019年印发的《关于促进小农户和现代农业发展有机衔接的意见》(以下简称《意见》)中亦指出,要促进小农户之间开展合作,支持其通过联耕联种、联户经营等方式联合开展生产,进行统耕统收、统防统治,共同购置农资农机,降低生产经营成本。2020年《中央一号文件》与《2020年乡村产业工作要点》的通知中也提到,要推广统防统治等合作行为,完善联农带农机制。

农地产权作为中国农业生产一直依赖的基本条件,是资源优化配置的核心[5],决定农业经营主体的基本构成与发展,为农户合作提供了基础条件。已有文献讨论了农地产权对农户生产行为的影响,这些研究从产权对农户生产行为预期的影响、对土地集约利用的影响以及对农户生产绩效的影响等方面证实农地产权显著影响农户的生产行为，但影响方向和程度尚未得到一致结论[6-9]。由于各地农地确权程度、社会规范以及农户权利行为能力等存在差别,导致实施产权的可能性与成本存在差异,即农户的农地产权强度不同很可能造成农户不同的生产合作选择。关于农地产权与农户生产合作行为之间关系的研究仍存在讨论空间。

本文探索小麦种植户农地产权强度的不同维度如何影响农户不同的生产合作行为。依据河南、山西857户小麦种植户的调查数据,在使用因子分析对主要自变量进行测度的基础上,运用双变量Probit模型评估农地产权强度法律赋权、社会认同与产权主体行为能力三维度对农户联耕联种与联户经营两种生产合作行为的影响,以期为推进农地产权制度改革以及完善联耕联种、联户经营等相关政策提供有益参考,更好地实现小农户与现代农业发展有机衔接。

一、概念界定、理论分析与研究假说

(一)农地产权强度与农户生产合作行为界定

农地产权强度三维度，即法律赋权、社会认同及产权主体行为能力。农地产权强度是法律赋权、社会认同与产权主体行为能力的函数[10]。法律赋权是指通过国家法律机构对农地产权进行初始赋权。《土地承包法》《土地管理法》等多部法律赋予农户土地承包经营的权利,并对土地确权登记发证。农地产权的社会认同是指基于非正式的社会组织与道德形成的认同感[11],是由一个社会类别全体成员得出的自我描述[12],可以表达为关于产权的意识形态[11]。换言之,社会认同是合作各方对土地权利的主流意识,反映了人与人之间土地财产权利的社会认可关系。行为能力包括产权主体在权利行使过程中的排他能力、交易能力与处置能力等。其中排他能力是指产权主体对资源独自占有并获得收益的能力,如农户是否可以将农地经营收入的剩余收益都归自己所有的能力;交易能力是将产权权利通过契约形式进行配置的能力,表现为权利主体在合作过程中根据资源用途差异进行自主抉择的能力,如决定合作的地块数量、位置等能力；处置能力是农户可以对农地用途、种养种类等多种经营方式进行任意选择的权利,表现为权利主体改变农地原有用途或种养品种使之配置到一个符合其目标函数的新经营方式上的能力。学者们主要讨论了产权强度与农地流转[13-14]、生产要素配置[11,15]以及农户权益保护[16]的关系,这些研究虽然没有直接涉及农户生产合作行为,但是从广义资源配置角度方面为研究农地产权强度与农户生产合作关系提供了借鉴。

农户生产合作行为概念界定为联耕联种与联户经营。农户合作一直是学者们重点关注的问题之一,通过对合约选择[17]、合作组织[18]、小农户集体行动[19-20]、生产合作效率[21-22]等方面的研究,学者们肯定了农户合作的重要地位,认为农户合作经营是中国小农户衔接现代农业的必然选择。参照《意见》,农户生产合作包括农户联耕联种与联户经营等形式。针对这两种生产合作行为,学者们主要以案例研究法对其概念、发展历程、特征、优势与困难等方面进行了分析,认为联耕联种与联户经营具有降低生产成本、促进新技术使用以及提高农业抗风险能力等诸多优势[23-24],是实现规模经营的新方法[25],但在推广过程中依然受部分思想局限性的限制[26]。

结合《意见》及学者们的研究,本文将农户生产合作行为界定为联耕联种与联户经营，并采用计量方法对其进行研究。联耕联种行为是在不改变农地要素配置的情况下,不以田埂为界限将土地集中起来,实现有组织的连片种植,按照程度可分为联耕联种分管与联耕联种联管两种模式。联户经营行为是为解决生产要素不完整而进行的互助活动,包括农户帮工换工、共同购买农资、共同购买或租用农机具等行为[27]。

(二)农地产权强度对联耕联种行为的影响

法律赋权体现产权强度的合法性和权威性,土地确权登记及证书的发放是界定农地产权的重要法律凭证[28]。经过法律程序形成的法权,一般具有确定性和稳定性,有利于集体行动的开展[19],能够降低由于不确定性而造成的风险成本[29]。通过统一、正规的表述明确土地四至信息,能够降低信息不对称带来的交易成本,使产权得到较强的权利约束,在一定程度上缓解“搭便车”等现象,保护产权各方的权益,进而促进农户的联耕联种行为。因此,本文提出第一个假设:

H1:法律赋权的提升促进农户联耕联种行为。

社会认同体现产权强度的合理性与规范性,是社会成员的主观博弈结果,在一定程度上代表着产权权益的合理正当。有研究认为当个体强烈认同他们的群体时,会产生“内群体偏好”,促进集体行为发生[30]。因此产权主体以社会认同的方式行使权利,以社会道德秩序进行内卷式自律作用以及由此内生的公平标准,能够有效降低产权行使过程中的行为监督考核成本。借助社会认同约束来克服认知问题导致的产权“交易失灵”,可以增进产权功能的稳固发挥,减少逆向选择和道德风险成本,促进联耕联种行为的推广。因此,本文提出第二个假设:

H2:社会认同的增加促进农户联耕联种行为。

产权主体行为能力体现产权强度的合意性与偏好性,包括排他能力、交易能力与处置能力等。其中,排他能力是对农地产权权利和收益的排他占有能力[31]。排他能力越高,获取合理收益的能力越强,越容易进行联耕联种。交易能力不仅包括将产权权利与潜在交易主体进行交换的能力,还包括农户的沟通、谈判等能力。农户交易能力越强,越有利于增强契约安排的谈判能力，从而获得更高的权益分享份额,促进生产合作行为的发生。处置能力即产权主体使用资产的能力,表现为使资源配置到符合其目标函数的新用途或性质的权利[32],处置能力越强、配置资源用途的选择空间越大,利用和配置资源的效率也就越高。因此农户处置能力越强,退出联耕联种的壁垒就越小,从而更愿意进行联耕联种。因此，本文提出第三个假设:

H3:行为能力中交易能力、排他能力与处置能力的增强可能促进农户联耕联种行为。

(三)农地产权强度对联户经营行为的影响

农户合作的出发点是对潜在利润的追求,其结果必须使合作各方受益[33]。农户之所以会进行联户经营等合作,是希望通过联户经营的模式达到节省生产资料成本等目的,因而农户的产权行为能力对联户经营行为而言具有重要作用。农户的排他收益和排他占有能力显著促进务农收益[16],因而排他能力强的农户可能更愿意增加生产投入,更希望通过联户经营的方式降低生产成本;当农户交易能力越强时,契约谈判能力越强,越能在联户经营中购买到自己想要的农资农机,因而进行联户经营的可能性越大；当农户的处置能力越强时,其利用和配置资源的效率也随之增高,但是在目前以家庭承包经营为主的农地制度安排下，农户整体户均耕地面积较小,联户经营节省的生产成本有限,同时合作耗费的沟通、订立契约等成本很可能会降低处置能力带来的资源配置效率,故农户的处置能力可能对农户联户经营的影响较弱甚至产生负向影响。因此,本文提出第四个假设:

H4a:排他能力与交易能力可能促进联户经营行为。

H4b:处置能力可能负向影响联户经营行为。

二、研究设计

(一)数据来源及样本基本情况

本文数据来源于课题组2020年6-8月在河南、山西2省16县开展的主题为“小麦种植户生产合作行为调研”的农村实地入户调查。河南大部分地区与山西南部地区的社会化服务组织以及土地托管等组织具有一定发展规模,为农户生产合作建立了良好的基础。调研采取二次抽样法,第一次采用非概率抽样,以确定调查地点。在这个环节,选取了两个重点调研地区,分别是小麦主产区的河南省安阳市和小麦平衡区的山西省临汾市。前者辖区管有全国小麦第一县滑县,剩余县市的小麦产量分别涵盖全省的上、中、下游,基本可以代表河南省的小麦生产情况；后者作为传统矿区省主要小麦产区之一,能够代表小麦非优势产区的生产情况。选择这两个地区的小麦种植户进行调研可以综合考察不同生产水平的小麦种植户生产合作行为,具有典型性。为保证调研涵盖到不同经济水平的乡镇,本文选取安阳市全部县市以及临汾市非产粮县除外的全部县市进行调研,两市共计16个样本县。

第二次抽样采用分层随机抽样,以确定每个调查点的具体调查对象,按照每个县市随机抽取1～2个样本乡(镇),每个乡随机抽取2～3个样本村,每个样本村随机选择15～20户样本农户(主要为生产决策人)进行一对一访谈。调查的主要内容包括:农户农地产权状况；联耕联种与联户经营状况；农户性别、年龄、受教育程度以及种植面积、外出务工人数等个人特征与家庭基本情况等。调查共收回问卷870份,共涉及16个县23个乡(镇)52个自然村,剔除信息不完整问卷,最终获得有效样本农户数据857份,有效率为98.5%。受访样本中,联耕联种与联户经营的占比分别为34.42%和36.52%;男性和女性的比例分别为86.58%与13.42%;受访者平均年龄为54.39岁;受教育程度以初中及以下为主;户均种植面积为6.36亩,与2019年两地官方数据相当[34-35];户均外出务工人数占劳动力数量的50%以上;对相关政策比较了解的仅占19.24%。

(二)变量设计及描述性统计

1.被解释变量选取:本文选取联耕联种与联户经营行为作为研究目标。在联耕联种行为中,如果农户在小麦生产过程中的耕、种、管、收环节有一个或多个环节的合作即认为发生了联耕联种行为。在联户经营行为中,如果农户发生了帮工换工、共同购买农资、共同购买或租用农机中的一种或多种行为,即认为农户发生了联户经营行为(具体见表1)。

2.主要解释变量选取:在法律赋权维度,鉴于农地确权登记及证书的发放是界定农地产权的重要法律凭证,其发放更是农民关心的重点[28],参照胡新艳[31]、胡雯[36]等学者的研究,本文将法律赋权通过农地确权颁证表征,即选取法律是否赋权且到达农户层面作为测量指标(具体见表1)。

表1 农地产权强度与农户生产合作的题项设置、赋值与描述性统计

在社会认同维度,主要从农户对个体及群体农地确权颁证结果的认同等方面考察农户对于农地产权的认同与了解程度。最终的题项如表1所示,其中1～5分分别代表完全不认同、比较不认同、一般、比较认同与完全认同。由于社会认同反映的是由群体得出的自我描述[37],故首先对题项分值结果以村为单位做均值处理,均值越大说明村内社会认同与法律规定的契合度越高,集体对产权的认同度越高。其次对均值结果进行因子分析,根据检验结果,KMO统计值为0.917,Bartlett球形检验值为0.00,说明社会认同适合进行因子分析。通过因子提取可得1个公因子,且7个因子的公因子方差都超过0.8以上,方差贡献率累计达90.30%,说明该公因子可很好体现社会认同内涵,因此可将提取的公因子定义为“社会认同”。

在产权行为能力维度,参照刘一明等[38]学者们的研究,分别针对农户的排他能力、交易能力与处置能力三方面设置问题,具体题项如表1所示，题项分值结果越高说明农户的处置能力越强。经过标准化处理后,KMO统计值为0.706,Bartlett球形检验值为0,说明产权主体行为能力也适合做因子分析。分析结果共提取3个公因子,在旋转后的成分矩阵中,测度排他能力的指标在因子2上有较大载荷,分别达0.880,0.915。测度交易能力的指标在因子1上有较大载荷,分别达0.903,0.906和0.683。测度处置能力的指标在因子3上有较大载荷,分别达0.799,0.860。故因子1可解释为交易能力,因子2可解释为排他能力,因子3可解释为处置能力。

3.控制变量:个人特征与家庭禀赋特征。根据行为经济学理论及已有研究可知,个体特征与家庭禀赋特征对于农户行为有重要的影响,是已有研究引入的重要控制变量[39]。变量的含义及描述性统计见表2。

表2 变量定义与描述性统计

在个体特征中,参考蔡荣等的研究[20],选取受访者年龄、受教育程度作为农户个人特征；参考苏昕等的研究[21],选取劳动力数量、外出务工人数、种植面积反映受访者家庭禀赋特征；另外，选取对相关政策了解程度、是否是村干部作为稳健性检验的替换变量,除此之外,本文还包括了地区虚拟变量。

(三)模型构建

本文以联耕联种及联户经营为被解释变量,构建模型分析农地产权强度三维度对农户联耕联种与联户经营行为的影响。由于联耕联种与联户经营两种生产合作行为之间的扰动项很可能存在相关性,故选取双变量Probit模型进行考察,具体模型为:

(1)

(2)

(3)

式(2)中，y1表示农户是否采用联耕联种模式；式(3)中，y2表示农户是否进行联户经营。

三、实证检验与结果分析

(一)基准回归结果

表3显示农地产权强度三维度对农户联耕联种与联户经营的影响。Wald检验结果显示使用双变量Probit模型是合适的。对于联耕联种行为,法律赋权在1%的统计水平上显著正向影响农户联耕联种行为,即随着赋权的增强,农户更愿意进行联耕联种。对此可能的解释是,当农户被赋予清晰稳定的产权时,能减少不确定性带来的生产合作成本,同时农户对产权的安全感知也有所提高,可能在一定程度上促进联耕联种行为的发生。社会认同在5%的水平上显著正向促进农户的联耕联种行为,对此可能的解释是当产权得到群体尊重与认同时,社会规范性与道德约束性就增强,能减少产权实施的监督成本及逆向选择和道德风险等交易成本,从而推进联耕联种的发生。产权主体行为能力中交易能力、排他能力在1%的水平上显著正向影响农户联耕联种行为,处置能力在5%的统计水平上显著促进农户联耕联种行为的发生。对此可能的解释是当农户的排他能力越强就越能增进在合作中获取收益的稳定性;当农户交易能力越强就越能在合作中占据主动地位,降低合作中沟通谈判等合作成本;当农户处置能力越强,在联耕联种中的退出壁垒就越低,可以随时调整合作状态,从而促进联耕联种行为的发生。

表3 农地产权强度对农户生产合作行为的影响结果

对于联户经营行为而言,农地产权强度对其影响主要体现在产权主体行为能力方面。其中,农户排他能力与交易能力分别在1%与5%的统计水平上显著正向影响农户联户经营行为，即随着排他能力与交易能力的增强,农户更愿意采取共同的购买、租用农资农机的行为。对此可能的解释是,随着排他能力与交易能力的增强,农户能降低合作中的议价、决策等交易成本,能在合作中获取合作剩余,因而更愿意进行联户经营。而农户的处置能力负向影响农户联户经营行为，对此可能的解释是对处置能力强的农户而言,联户经营带来的生产成本的降低不足以弥补合作成本带来的资源配置效率的损失。在调研中发现,处置能力越强的农户对资源配置效率的要求也越高,这些农户认为单独购买、租用农机更自由便利,合作虽然会带来生产成本的降低,但由于户均耕地面积较少,节省的成本很可能成为这部分农户的“不在意资金”[40]。

(二)稳健性检验

本文采用替换及增加某些控制变量的方式对双变量Probit模型回归结果进行稳健性检验。增加变量是为了控制在基准回归中未考虑到的某些因素,替换的变量与原有变量含义相近,具体涉及对相关政策了解程度、是否是村干部这两个变量。本文使用对相关政策了解程度替换受教育程度,这是因为对政策的掌握和接受能够很好体现受教育成果,增加受访农户是否是村干部变量是为了考察社会地位是否会对农地产权强度与农户生产合作之间的关系产生影响。从稳健性检验的结果来看(见表4),农地产权强度对联耕联种与联户经营影响的估计结果、误差项以及相关系数等与基准回归结果相比未发生较大变化,本文基本估计结果较为稳健。

表4 稳健性检验-农地产权强度对农户生产合作行为影响的估计结果

四、研究结论与启示

(一)基本结论

基于2020年河南与山西小麦种植户调查数据,本文使用双变量Probit模型实证考察农地产权强度与农户生产合作的关系,运用农地产权强度的法律赋权、社会认同与行为能力变量对联耕联种与联户经营行为进行分析,构建了农地产权强度对农户生产合作行为的影响模型。本文得出如下结论:

1.农地产权强度三维度正向促进农户联耕联种行为。具体表现为法律赋权、社会认同以及产权主体行为能力的增强会促进农户联耕联种行为。法律赋权的增加能给农户赋予更清晰的权利,能减少因信息不对称带来的合作成本,使产权得到较强约束,降低合作中“搭便车”行为,促进联耕联种行为的发生。社会认同的提升增强了社会规范性与道德约束性，能减少产权实施的监督成本对权利以及对村庄土地人员状况了解程度的加深能促使对自身及他人状况特征达成较为统一的认知,减少逆向选择等交易风险与合作成本,促进联耕联种行为的发生。产权行为能力的增加能降低合作中的交易成本并增进合作中获取收益的稳定性,降低联耕联种的退出壁垒,有利于推进联耕联种。

2.农地产权强度对农户联户经营行为的影响主要体现在产权主体行为能力方面。农地产权主体的排他能力与交易能力正向促进联户经营行为。农户排他能力越强,对合作收益的占有能力就越强；交易能力越强,对合作购买的话语权就越强,越能在联户经营中占据主导地位,达到节省生产成本等目的,农户因此越愿意进行联户经营。而产权主体的处置能力会负向影响农户的联户经营行为,这可能与处置能力强的农户通过联户经营带来成本降低不足以弥补合作成本损失的生产效率有关,使这部分农户更愿意采取其他经营模式进行生产。

(二)政策启示与讨论

基于以上研究结论,为促进农户生产合作行为,提出如下政策建议:(1)改善赋权的稳定性与明确性。由于产权被赋予时有天然的模糊化趋势并且对于成员需求与能力的评估水平有限,因此对于农地产权的基本要求应该是非歧视性与排他的强制性，并在此基础上加强产权清晰度,如增加对农地质量界定等赋权流程,使得分配合作收益时可依据的标准更加完善,增强合作公平性。(2)提升社会认同度。有效的社会认同与道德约束可以增强产权与资源的配置效率,产权的依法实施必须得到社会的认同与尊重,公开公正的合作分配能够强化社会规范,促进合作行为的发生。(3)提升产权主体的行为能力。产权主体的行为能力具有重要的行为发生学意义,保护产权主体对产权的实际使用与操作有助于提升农户安全感知,增进合作行为。考虑到处置能力可能带来负向影响,要具体情况具体分析,注意农地产权强度的把握。