乡村产业振兴、社会资本与农地流转——基于湖南省的农户调查数据

贺林波 黄巧琪

一 引 言

乡村产业振兴背景下，实现产业兴旺需要农业适度规模经营、开发特色产业和发展乡村旅游业等，农地流转是必备条件之一。农地流转有利于提高土地资源配置效率，优化农业生产结构，增加农业产出和农民收入，是当前土地制度改革的焦点问题。农村土地承包经营制是中国基本的农地使用制度，在改革开放早期发挥了激发农户生产积极性的重要作用。但是，随着经济社会发展，农村社会结构发生了巨大变化，大批农村青壮劳动力外出打工，农村闲置土地增加，产生了农地流转的现实需要。中共中央、国务院多次发文鼓励农地规范流转，尤其支持农地向“龙头企业”、合作社、种养大户、家庭农场等新型农业经营主体流转，以实现多种形式的规模经营，延长农业产业链，增加农业附加值。截止2018年底，全国家庭承包耕地流转面积超过5.8亿亩，流转面积占总承包面积超过了37%(王岩，2020)[1]。但是，有研究表明，发生在亲友、同村农户以及外村熟悉农户之间的农地流转占全部农地流转的90%左右(罗必良，2017)[2]。

发生在亲友、同村农户以及外村熟悉农户之间的农地流转，大多表现出合约口头化、短期化和低租金甚至零租金现象(何欣等，2016)[3]。有学者认为，这是“差序格局”治理导致的结果。在“差序格局”治理中，农户通过血缘、地缘或业缘等建构社会网络，并在社会网络中差别对待农地交易对象，亲友是农地流转的最佳对象，交易成本低，不需要签订书面合约，租期随意且租金有保障(王岩，2020)[1]。亲友、熟人之间的农地流转，流转规模小，土地细碎化，不利于提高土地配置与利用效率。如果流转对象为“龙头企业”、合作社或种养大户等新型农业经营主体，则有利于促进农业适度规模发展，打破小规模分散化的农业生产格局(朱文珏和罗必良，2019)[4]。随着市场化水平提高，通过价格、竞争和利益分配等市场机制的作用，农地流转市场将日趋规范化，农地会逐渐向农业经营主体流转，实现土地资源配置的最优化(韩春虹和张德元，2018)[5]。但是，据农业农村部的统计数据，截止2019年，我国经营耕地10亩以下的农户有2.1亿户，农业经营主体受让农地规模比较小，远没有达到理论预期。这说明市场机制在农地流转中的作用受到了约束，亲友、同村农户和外村熟悉农户之间的农地流转仍有强大的生命力。那么如何解释这种现象呢？

本文从农户社会资本的视角，探讨社会资本对农地流转决策与行为的影响程度和方向。通过引入非农就业作为中介变量，引入转移支付作为调节变量，说明农户社会资本影响农地流转决策及农地流出、流入的具体方向，得到规范农地流转市场、提高流转效率的政策启示。

二 文献综述与研究假说

(一)文献综述

社会资本从经济学的“资本”概念演变而来，尽管目前没有统一定义，但是与典型意义上的资本具有相似的功能，即作为经济生产或服务活动的投入要素，有助于提升经济发展速度或水平。作为经济生产或服务活动的投入要素，社会资本可以从不同的角度进行界定：首先，有学者认为，社会资本是个人或组织在社会网络中的结构要素，比如弱连带、强连带或结构洞等，这些结构要素与人力、财力和物质资本一样，有利于个人或组织提高经济生产或服务活动的效率，实现个人或组织的既定目标(Coleman，1990)[6]。连带关系强度一般与血缘、地缘相关。除此之外，也与互动频率、认识时间长短、亲密程度和互惠内容等相关(罗家德，2007)[7]。其次，有学者认为，社会资本是个人或组织凭借其在社会网络中结构位置而能够获取资源的机会或能力，比如，获取信息、权力或经济资源的机会或能力(Lin et al.,2001)[8]。这种意义上的社会资本在实质上与典型意义上的资本是相同的，不过其强调的是个人或组织动员和调用资本的机会或能力，有助于动员关系人的稀缺资源以支持其社会行动(廖文伟和王丽云,2005)[9]；能够为其带来信息等社会资源，有助于全面掌握决策信息(黄洁等，2010)[10]。最后，有学者认为，社会资本是个人或组织在社会网络中长期互动而形成的信任、规范，从而有利于个人或组织之间协调行动，降低彼此间社会经济交往的交易成本，提高经济生产或服务活动的效率(Putnam et al.，1993)[11]。在这个意义上，随着个人或组织在社会网络中信任程度或水平的提升，以及互惠规范的形成，有利于降低沟通、谈判的费用，减少欺诈行为的发生。

在理想的市场模型中，农地流转者之间可以自由流转农地，在“看不见的手”的作用下，自动实现土地资源的最优配置。然而，在实际的市场交易中，农地流转有许多障碍，存在交易成本，比如获得流转信息困难、信息不对称或契约不完全等问题(邓大才，2007)[12]。为降低交易成本，农户社会资本在农地流转过程中可以发挥非常重要的作用，通过以下路径直接影响流转行为：一是农户的亲友、熟人能够带来高质量的农地流转信息，弥补交易信息不足的劣势(李博伟和徐翔，2017)[13]；二是农户的亲友、熟人可以介绍或引入高质量农地流转对象，降低交易对象搜寻费用；三是农户的亲友、熟人共享人情或面子等伦理规则，信任机制完善，降低争议解决或协商谈判的成本(张溪和黄少安，2017)[14]。

乡村产业振兴需要实现农业适度规模经营，农地流转应当与城镇化和农村劳动力转移水平、农业科技发展和农业社会化服务水平等保持均衡。为此，政府需要加强管理，以各类项目或各种措施支持农地适度流转。政府管理农地流转有一定的积极作用，可以集中统一代理农地流转，扩大农地流转规模，降低交易成本(钱忠好和冀县卿，2016)[15]。政府管理农地流转也可能会产生一些负面作用，比如因政企关系不清引发风险转化等(贺林波和乔逸平，2020)[16]。但是，较少文献涉及政府管理对农户农地流转决策的影响。

在既有研究中，社会资本通过弥补交易信息不足，降低交易成本，最终促进农地在亲友、熟人之间进行流转已获得证实。但是，社会资本促进农地流转决策还存在其它机制。社会资本可以促进非农就业，从而影响农户的农地流转决策；政府转移支付带来的产业项目，会抬高农地流转价格，激发农户流转农地的积极性，进而调节社会资本对农户农地流转决策的影响。对于社会资本在农地流转中的这种机制研究不足，本文试图在既有研究的基础上，通过定量研究证实这一机制。

(二)研究假说

根据已有研究的理论分析，在农村社会中，不考虑其它条件时，农户利用社会资本，能够显著降低农地流转中的交易成本，实现农地的快速流转。据此，可以提出假说1。

H1：在其它条件不变时，农户的社会资本会促进农地流转。

农户承包的农地数量不多、规模较小，产出非常有限。农户提高家庭收入的主要途径是扩大农业规模或从事非农就业，前者需要流入其他农户的农地，后者需要到工厂就业或从事建筑、餐饮等服务业。扩大农业规模需要投入大量资本，且农业产出效率不高，除非获得政府支持，愿意投资扩大农业规模的农户并不多，农户提高家庭收入主要还是依赖非农就业。据学者研究，农户的社会资本有助于帮助农户获得非农就业信息，介绍非农就业机会，获得相对有保障的非农就业收入(蒋乃华和卞智勇，2007)[17]。这意味着，农户的社会资本越丰富，非农就业概率越大，从事农业生产的概率越小，为避免农地闲置受到政府处罚，同时获得租金收入，流出农地的可能性变大，流入农地的可能性变小(张寒等，2018)[18]。据此，可以提出假说2。

H2：以非农就业为中介，农户社会资本会促进农地流出，抑制农地流入。

在乡村产业振兴背景下，政府以产业项目的形式实施乡村振兴战略，加大转移支付力度，引导“龙头企业”、合作社、种养大户和家庭农场等新型农业经营主体开发乡村产业，实现农业适度规模经营，培育特色种养业，发展乡村旅游业等。新型农业经营主体获得政府项目支持后，一般需要与农户达成土地流转、入股分红或劳动用工等利益联结协议。在当前农村中，土地流转是最为常见的利益联结方式，也最受农户和流转对象欢迎。政府加大乡村产业振兴专项转移支付力度，在一定程度上扩大了农地流转的市场需求，这会激发农户转出农地，以获得更高租金收入。农户社会资本有助于帮助农户获得更好的交易信息或价格，从而转出农地。普通农户申请政府项目比较困难，在农地流转市场需求扩大时，无法与“龙头企业”、合作社等新型农业经营主体竞争，转入农地会受到更多抑制。据此，可以提出假说3。

H3：在政府转移支付的调节下，农户社会资本会促进农地流出，抑制农地流入。

综上所述，在乡村产业振兴背景下社会资本对农户流转农地的影响机制如图1所示。

图1 乡村产业振兴背景下社会资本影响农地流转示意图

三 模型设定、数据来源与变量选择

(一)模型设定

为了验证农户社会资本对农地流转的影响，首先，不将农户划分为农地流入户和流出户，合并验证。将农地流转决策作为因变量，用农地流转的虚拟变量衡量，有流转农地取值为1，没有流转农地取值为0，数值为二分变量，利用Probit概率模型进行分析。其次，根据农户流出和流入农地不同需求，将农户划分为农地流入户和流出户，分别验证。将农地流转行为作为因变量，从两个维度进行衡量：一是农地流转行为虚拟变量，流出或流入农地取值为1，没有流出或流入农地取值为0，利用Probit模型进行分析；二是用流出或流入农地占承包经营土地的比例衡量，数值范围为0-1，为截尾数据，利用Tobit回归模型进行分析。模型设定如下：

Y1=α1+α2S+α3C+ε

(1)

式(1)中，Y1是因变量，代表农地流转，从农地流转决策和流转行为两方面度量；S为自变量，为农户的社会资本；C为控制变量，包括农户的个体或社会特征，以及相关的环境因素等;ε为误差项。

(二)数据来源

本文数据来源于课题组2018-2020年对湖南省农户的调研，主题为土地流转合约、项目制与乡村产业振兴。根据乡村产业振兴的目标要求，在湘东、湘中和湘西选择有代表性县(市)进行调研，共涉及10个乡镇33个行政村，总计1979户。在样本农户中，参与土地流转的为1389户，土地流出的为793户，流入的为596户。在调研过程中，首先对调研对象进行轻度访谈，了解基本情况，然后发放结构化调查问卷，主要涉及个体特征、社会特征和一些环境因素，重点掌握农地承包经营情况，包括土地承包面积、是否流转农地、流出流入情况、家庭过年礼金情况和非农就业情况等等。回收调查问卷后，逐份核查问卷有效性，删除无效问卷，进行描述性统计，形成分析所需的数据。通过样本所在地区的统计年鉴，查找转移支付、经济发展水平等相关统计数据。

(三)变量选择

1.因变量：为了更精确衡量农户社会资本对农地流转的全面影响，本文从农地流转决策和流转行为两个方面来测量农地流转，其中农地流转决策使用农地流转的虚拟变量来衡量，农地流转行为使用农地流出和农地流入的虚拟变量、流出或流入农地占承包经营土地比例来衡量。

2.自变量：社会资本测量一般通过社会网络分析法，包括：(1)结构要素法，通过关系数量、强度或结构洞等来测量社会资本(罗家德，2007)[7]；(2)关键资源法，通过人际关系中拥有重要社会或政府职位的人数来测量社会资本(邵云飞等，2009)[19]；(3)人情互惠法，通过人际关系中社会交往的互惠性、频次和强度来测量社会资本(康伟等，2014)[20]。三种方法测量农户的社会资本各有优缺点，结构要素法和关键资源法主要通过形式要素来测量，忽略了社会资本中的伦理因素，在中国农村社会中，以血缘或地缘为基础的社会关系，人情或面子构成行动的伦理基础，很难通过形式要素来测量社会资本的丰富程度。人情互惠法通过社会交往中相互赠送礼金的数额来测量社会资本，在中国农村社会中有现实合理性:一是社会资本非常丰富的交往关系(违法关系除外)，才会有数额非常大的礼金往来；二是人情往来是相互的，不是一方对他方的施舍，在同一个地区一般都有相对固定的标准，收入高者一般不会给更高的人情费用，以免加重对方的负担或让对方觉得不舒服。因此，本文采用农户过年过节往来礼金的数额作为农户社会资本丰富程度的代理变量，并使用家庭年人均收入作为控制变量，以解决收入与礼金往来数量的内生性问题。

3.控制变量：农户的个体特征、社会特征以及环境因素等都可能影响农户流转农地的决策或意愿。农户年龄越大，劳动力越弱，流出土地的可能性或意愿越大，流入土地的可能性或意愿越小。但是，农户年龄越大，种地经验或能力也会越丰富，职业路径依赖性越强，也可能增加流出或流入农地的可能性或意愿；农户受教育程度越高，越有可能从事非农职业，流出土地可能性或意愿越大。如果从事农业，农户受教育程度越高，越有可能从事规模农业或特色产业，产生强烈的流入土地的可能性或意愿；农户为女性，因劳动能力较弱，流出土地的可能性或意愿较大，流入土地的可能性或意愿较小。农户为男性，则可能正好相反；农户如果是中共党员，接受党和政府政策信息较快，与受教育程度可能会产生相似的影响(李爽等，2008)[21]；除此之外，耕地面积、农业机械化水平和当地经济发展水平等环境要素，无疑都会对农户流转土地决策和行为产生影响。

4.中介变量和调节变量：(1)农户的社会资本以农户非农就业为中介变量促进或抑制农地流转。农户的社会资本越丰富，为农户提供非农就业信息越多，越有可能介绍高质量非农就业工作岗位，非农就业工作岗位及薪酬待遇也越有保障。农户在从事非农就业后，流出农地的可能性及意愿增大，流入农地的可能性及意愿减少。从微观上衡量，农户社会资本虽然对农户非农就业有直接影响，但是，从宏观上来分析，一个地区的经济发展水平才是决定非农就业的潜在因素。市场化程度越高，提供的工作岗位或机会越多，从事非农就业的农户就会越多。因此，一个地区的经济发展水平与农户社会资本必然会共同作用于农户的非农就业，进而影响农户流转土地的决策与行为(蒋乃华和卞智勇，2007)[17]。本文采用家庭中非农就业人口为代理指标，作为农户社会资本的中介变量。(2)在乡村产业振兴背景下，一个关键标志是政府加大了转移支付力度，转移支付大多以产业项目形式向农村投放。根据专属程度不同，产业项目分为专项和非专项。专项由上级政府指定实施地点和对象，非专项由乡镇、村、农户或农业经营者等各类主体竞争申报。获得产业项目支持取决于政府支持和申报者能力，乡村产业项目在乡村分布具有很大的异质性，不同乡镇或村能够获得的项目经费差异较大，与地区经济发展水平并无直接相关性。本文采用样本所在村的产业项目年度总金额为转移支付的代理指标，作为农户社会资本的调节变量。

综上所述，变量定义及描述性统计如表1所示。

表1 变量定义及描述性统计

(续上表)

四 实证结果与分析

(一)社会资本对农地流转决策的影响

为了验证农户社会资本对农地流转决策的影响，以农户农地流转虚拟变量为因变量，以社会资本为自变量，加入相关控制变量，运用Probit回归模型进行分析，结果如表2所示。

表2 社会资本影响农地流转决策的回归结果

(续上表)

从表2中可以发现，代表农户社会资本的年度礼金收支对农户流转农地决策有显著的正向影响，影响系数为0.0381，在1%的统计水平上显著。从边际效应上分析，礼金每增加1单位，农户流转农地的概率增加1.21%。在不考虑流出或流入的情况下，除社会资本之外，非农就业、经济发展水平和转移支付等相关变量都对农地流转决策有显著影响，非农就业为负向影响，经济发展水平、转移支付为正向影响。从边际效应来分析，非农就业、经济发展水平和转移支付每增加1个单位，农地流转概率分别减少3.21%、增加8.62%和1.26%。除此之外，性别和耕地面积对农地流转概率有显著正向影响，显著水平为10%。年龄、受教育程度和机械化等因素对农地流转决策的影响不显著。IV Probit弱工具变量检测中，将样本地区农户社会资本的均值作为工具变量进行检测，结果没有发生实质性变化，说明回归结果比较稳健。

(二)社会资本对农地流转行为的影响

为了验证农户社会资本对农地流转行为的影响，将农地流转行为区分为流出和流入两种类型，运用Probit模型分别回归。除此之外，同时对两者的农地流转比例运用Tobit模型进行回归，结果如表3所示。

从表3中可以发现，在Probit模型中，农户社会资本对农地流出和流入行为都有显著正向影响。从边际效应上分析，农户年度礼金收支每增加1个单位，农地流出概率增加0.52%，农地流入概率增加0.69%。在Tobit截尾回归模型中，农户社会资本对农地流出或流入比例都有显著正向影响。这意味着农户年度礼金收支越多，流出或流入农地的比例或规模就越大，进一步验证了农户社会资本对农地流转行为有显著影响。

表3 社会资本影响农地流转行为的回归结果

样本所在地区的经济发展水平对农地流出行为有显著正向影响，对农地流入行为影响不显著。经济发展水平越高，农户的职业选择越多，流出农地的可能性越大，反之，农户只能从事农业生产，流出农地的可能性较小。另一方面，是否流入农地取决于农户的职业选择，选择从事农业生产的，可能会流入农地，从事其它职业的，可能不会流入农地，因而，经济发展水平的影响不显著。非农就业对农地流出行为有显著正向影响，说明从事非农职业越多，农户越有可能流出农地；非农就业对农地流入行为有显著负向影响，说明从事非农职业越多，农户越不可能流入农地，这与经济发展水平的解释具有一致性。

在控制变量中，农户年龄对农地流出有显著影响，年龄越大越倾向于流出农地，年龄越小越倾向于流入农地；性别对农地流转行为也有显著影响，女性更倾向于流出农地，男性更倾向于流入农地；受教育程度对农地流出有显著正向影响，教育水平越高，越倾向于流出农地；耕地面积对农地流出没有显著影响，但对农地流入有显著影响，农户自有耕地面积越多的，越倾向于流入农地；机械化水平对农地流出有负向影响，机械化水平越高，农户越倾向于不流出农地，但倾向于流入农地。

综上所述，在其它条件不变的前提下，农户社会资本有助于促进农地流转，假说1得到验证。

五 中介与调节效应验证

(一)非农就业的中介效应验证

农户社会资本对农地流转决策和行为有正向影响，非农就业对农地流转决策和行为有负向影响，根据前文理论分析，非农就业可能为农户社会资本的中介变量，对农地流转决策和行为产生中介效应。为了验证非农就业的中介效应，需要引入下列方程组：

Y2=γ1+γ2S+γ3C+ε

(2)

W=μ1+μ2S+μ3C+ε

(3)

Y3=θ1+θ2S+θ3W+θ4C+ε

(4)

式(2)-式(4)中，S为社会资本，W为非农就业，C为控制变量，Y为农地流转决策与行为。验证方式如下：根据中介效应检验方程γ2=θ2+μ2θ3，先检验式(2)，如果γ2不显著，则不存在中介效应，停止检验；如果显著，再依次检验式(3)和式(4)，如果μ2与θ3都显著，则检验θ2，显著则存在部分中介效应，不显著则存在完全中介效应。如果μ2与θ3有一个不显著，则需要做Sobel检验，显著则存在中介效应，不显著则不存在中介效应。

表4列出了式(2)-式(4)的实证结果。从流转决策来分析，在式(2)中，农户社会资本影响流转决策的系数为0.0371，影响显著，式(3)和式(4)中μ2、θ2、θ3分别为0.0351、0.0381和-0.0756，影响显著，存在部分中介效应。

表4 非农就业中介效应验证结果

从农地流出、流入和流转比例来分析，农户社会资本对农地流出、流入和流转比例均有显著的正向影响，非农就业对农地流出有显著的负向影响，对流入影响不显著，对流转比例影响为正。在农地流出方面，社会资本对非农就业影响显著，说明存在中介效应；在农地流入方面，因总效应系数不显著，不存在中介效应；在农地流转比例方面，社会资本对非农就业影响显著，说明存在中介效应。

考虑社会资本、非农就业和农地流转决策与行为之间普遍存在的内生性，本文以农户家庭所在地区社会资本的平均值作为农户社会资本的工具变量，以所在地区农户家庭非农就业率的平均值为非农就业的工具变量，进行多变量回归分析，结果如表5所示。在表5 中，社会资本提升了农地流转概率，非农就业促进了农地流出，抑制了农地流入，在农地流转决策和流出行为中发挥了正向中介效应，在农地流入行为中发挥了负向中介效应。因此，表4中的结论在统计上是稳健的。

表5 社会资本与非农就业内生性对农地流转的影响

综上所述，农户社会资本对农地流转决策有显著正向影响，在流转行为上，以非农就业为中介，对农地流出行为有促进作用，对农地流入行为有抑制作用，假说2获得了证实。

(二)转移支付的调节效应验证

根据前文所述，政府转移支付，尤其是乡村产业项目的转移支付，能够扩大农地流转的市场需求，可以调节农户社会资本对非农就业以及农地流转决策与行为的促进作用。为了验证转移支付的调节效应，需要引入下列方程组：

Y5=δ1+δ2S+δ3T+δ4C+ε

(5)

Y6=ρ1+ρ2S+ρ3T+ρ4S*T+ρ5C+ε

(6)

式(5)-式(6)中，S为社会资本，T为转移支付，S*T为社会资本与转移支付的交互项，C为控制变量，Y为农地流转决策与行为。在式(6)中，如果交互项S*T的系数为负且统计显著，那么转移支付对社会资本有负调节作用；如果交互项S*T系数为正且统计显著，那么转移支付对社会资本有正调节作用。

表6为调节效应估计结果。在式(5)中，社会资本和转移支付的系数在流转决策、农地流出和流入上均显著，说明农户社会资本和政府转移支付对农地流转决策和行为都有显著影响，其中农户社会资本为正向影响，政府转移支付对农地流转决策和流出行为有正向影响，对流入行为有负向影响；在式(6)中，农户社会资本和政府转移支付的系数在统计上都是显著的。社会资本系数在农地流转决策、农地流出和流入上为正,转移支付系数在农地流转决策和农地流出上为正，社会资本与转移支付交互项在农地流转决策和流出上为正且统计显著，这说明转移支付对农户社会资本在农地流转决策和农地流出行为上有正向调节效应。转移支付系数在农地流入上为负且统计显著，社会资本与转移支付交互项在农地流出上为负且统计显著，这说明转移支付对农户社会资本在农地流入行为上有负向调节效应或抑制作用。

表6 转移支付调节效应验证结果

综上所述，在乡村产业振兴背景下，政府实施大量产业项目，加大转移支付力度，扩大了农地流转市场需求，调节农户社会资本，有助于促进农地流出，抑制农地流入，假说3得到验证。

六 结论与启示

本文利用2018-2020年湖南省各地区的农户调研数据，综合运用概率回归模型和截尾回归模型分析农户社会资本对农地流转决策与行为的影响。为验证乡村产业振兴背景下农户社会资本的作用机制，从理论上构建了中介—调节效应模型，认为非农就业作为中介变量能够促进农地流转决策和农地流出，抑制农地流入，而政府转移支付扩大了样本所在地区农地流转市场需求，可以调节农户社会资本对农地流转决策与行为的影响。实证检验表明：农户社会资本有助于促进农地流转决策和农地流出；农户社会资本有助于提供非农就业信息或机会，降低信息搜寻费用，从而促进非农就业。非农就业有助于促进农户流出农地，抑制农户流入农地；政府转移支付通过实施产业项目扩大了样本所在地区的农地流转市场需求，起到了调节农户社会资本促进农地流出和抑制农地流入的作用。

基于以上结论，得到如下政策启示：随着国家整体经济水平不断提高，为农户创造了更多的非农就业机会，农户社会资本的异质性部分导致非农就业率存在差异，进而影响农地流转决策与行为。农户社会资本越丰富，越有可能流出农地，除新型农业经营主体外，越不可能流入农地。政府通过实施产业扶贫或振兴项目，实现了大规模财政转移支付，从整体上提升了农地流转的市场需求。在微观上，转移支付可以调节农户社会资本对农地流转决策与行为的影响。因此，为提升农地流转效率，实现农业适度规模经营，需要出台引导性的政策措施，保持转移支付力度，引导社会资本，促进乡村产业发展，扩大农地流转市场需求，弱化社会资本对农地流转决策与行为的影响。