非正规农地市场：人情租流转行为发生的机理与实证

姚 志 郑志浩

(中国农业大学 经济管理学院，北京 100083)

一、引言与相关文献综述

人情租(1)本文所分析的人情租借鉴陈奕山等(2017)的界定，指我国在2006年1月1日全面取消农业税后的土地流转过程中不收取实物和货币租的情形，即农地的完全无偿流转，因此本文中的人情租、无偿流转内涵一致。需要特别说明的是，本文所指的土地流转包含承包地流转，只涉及农村耕地经营权的转包、出租、租赁、代耕等。流转在我国农村土地流转市场中一直大量存在，不容忽视。早期的一些学者开展的小范围调查提及了租赁费用较低甚至无偿的土地流转现象(张照新，2002)。此后，一系列区域性的大型调查随即展开。黄季焜等(2012)对2008年冀、陕、辽、浙、川、鄂六省2000户流转农地的农户的调查数据显示，无偿流转的比重为61.05%，其中，四川省人情租形式流转的农地比重甚至高达98.73%。随着正规租赁市场的不断完善，早年高比率的人情租流转会不会减少甚至逐步消失呢？叶剑平等(2010)对我国17省1656个村1773个农户的抽样调查结果表明，平均每个省份的非实物和现金补偿形式的农地流转占比为38.6%，这说明人情租流转现象仍然大量存在。王亚辉等(2018)基于2003—2013年农业部农村固定观察点系统169511个住户样本数据的统计发现：人情租流转率超过了50%；山区、丘陵、平原的人情租流转率分别为62.8%、54.6%、45.6%。钱忠好等(2016)2013年对苏、桂、鄂和黑4省的调查数据显示，仍然有超过30%的土地流转属于人情租形式。2015年第3次中国家庭金融调查显示，有42.5%的流转属于“无偿”交易(何欣 等，2016)。可见，无论是早期的调查还是新近的研究，不论是山区、平原、片区还是全国总体范围，我国农地租赁市场均表现出了“非正规流转市场”的特征。

问题在于，人们为什么会选择人情租流转呢？早期学者将产生人情租流转行为的原因归结为交易费用，并认为其阻碍了正规农地流转市场发展。一些研究调查表明，交易成本与农产品价格是导致地租无偿的原因(陈曜 等，2004)，这也与邓大才(2007)的研究结论一致。过高的农地交易费用对于农户以及经济组织的农地转入需求甚至对可流转农地供给的增加都会产生负面影响，最终影响交易效率，导致租赁市场发育不良(Deininger et al.，2006；黄祖辉 等，2014)。降低交易费用最直接的方式是对契约对象进行选择和控制。Gao et al.(2012)认为人情租流转的对象更多是以零租金的价格并采取非正规流转方式，转给了“剩”在农村的邻里亲友。人情租农地流转行为大部分发生在农村“熟人社会”内部(高名姿 等，2015)，因此其不仅是经济合约，更是“社会性”合约(田先红 等，2013)，显然仅仅采用交易费用还远不能完全诠释。

近年来，人情租流转行为发生的社会学原因被大量探讨。如贺雪峰(2013)研究认为农户无偿流转农地并非为了收益，农民天然对土地存在着浓厚的情感依赖(Pierce et al.，2003)。农村亲戚社会存在的专有性血缘、地缘关系(马元 等，2009)，使得土地交易更多体现为人情，无偿意味着人情换租金(王亚楠 等，2015)，传统的人情规则已然是农村土地流转的基本规则(王倩 等，2018)。人们出于对亲情、人情的考虑(杨华，2015)，土地交易也必然讲感情、讲人情、讲面子，并受到乡土伦理规范的约束。陈奕山等(2017)将人情租流转行为的原因归纳为租入户的照看老弱、节日送礼、生产帮扶等，并认为人情租是我国农地流转中的一种特殊土地租赁形式。无偿流转是人情“互惠”而非经济“交易”，能够确保事关转出户“生存”的土地产权安全(胡霞 等，2019)，以便其在“需要”时可以及时收回。刘芬华(2011)认为非农就业的农户更多选择进行无偿流转是因为存在控制权偏好，偏好越强烈，越可能达成无偿契约，且在经济不发达地区达成契约的概率更高(钱龙 等，2018)。

已有研究多从经济、社会、情感与政策制度等方面解释人情租流转行为，对人情与风险变量的考察明显不足。同时，尝试解释人情租流转的已有文献多是“重结果、轻机理”，也未在统一的理论框架下对比分析人情租流转与货币租流转的差异。不同于此，本文将人情、风险变量与生产决策系统相结合，在分析人情租流转、货币租流转、半耕半农、自我耕种等四种农户生产决策选择行为理论基础上建立统一的理论框架，重点实证研究人情租流转与货币租流转的差异，以为农地租赁市场的完善建言献策。

二、人情租流转行为的发生机理

人情租流转行为是农户在权衡整体利益最大化后的生产决策。为分析人情租流转行为发生原因，首先构造农户收益基准理论模型。假设农户生产函数为如下柯布道格拉斯(C-D)形式：

F(K，L，T)=AKαLβTγ

(1)

其中：F为产量；A为全要素生产率指数；K为投资；L为劳动投入；T为农户拥有土地资源的初始禀赋；设产出价格为单位1，则农业经营收入为F；α、β、γ分别为投资、劳动、土地的产出弹性。农户的农业纯收益FAR为：

FAR=F-Mk×K-ML×L

(2)

其中，Mk为单位投资价格，ML为单位劳动投入价格。在考虑人情租、货币租、就业冲击、兼业就业以及土地流转市场价格之后，继续假设：非农就业净工资或者就业的机会成本与兼业报酬分别为Wall、Wpart，两种就业方式在一年内只能择其一，且Wall>Wpart；T0为人情租流转土地量(T0

RHRR=(Wall+HRR)-(FAR×(T-T0)+Mt×T0+Wpart)

(3)

由于本研究不涉及农户土地抛荒行为，因而农户在土地上的生产选择行为包括：人情租形式转给他人耕种、货币租形式转给他人耕种、半耕半农、完全自我耕种。为此，可以分别推导出四种行为发生的基准条件：

第一，当满足Wall+HRR>FAR×(T-T0)+Wpart+T0×Mt时，农户会选择“人情租流转”。农户的生产决策是将全部土地流转给亲朋好友且放弃货币租流转租金收入，此时生产函数满足F(K，L，T0)=0，F=0，K=L=0，农户总收益为RHRR=Wall+HRR(即非农就业净工资与人情收入总和的价值形式)。

第二，当满足 Wall+T×Mt-FAR×T>HRR+Wpart时，农户会选择“货币租流转”。农户的生产决策是将全部土地出租，获取租金，此时生产函数满足F(K，L，T)=0，F=0，K=L=0，农户总收益为RTRA=Wall+T×Mt-FAR×T(即非农就业收入与租金收入总和的价值形式)。

第三，当满足FAR×T+Wpart>Wall+HRR+T×Mt时，农户会选择“半耕半农”。农户的生产决策是在不放弃农业时大量兼业，此时生产函数满足F(K，L，T)>0，农户的总收益为RHPR=F-ML×L-Mk×K+Wpart(即农业经营收入与兼业报酬之和去除生产成本之后的剩余价值形式)。

第四，当满足FAR×T>Wall( Wpart)+HRR+T×Mt时，农户为纯农户，会选择“自己耕种”。此时生产函数满足F(K，L，T)>0，农户的总收益为RFAR=F-ML×L-Mk×K-Wall( Wpart)-HRR-T0×Mt(即农业经营纯收入去除非农就业机会成本、人情收入、潜在的租金收入之后的剩余)。

由于人情租流转体现人情，人情内涵丰富，人情价值往往很难评估，具有“隐蔽性”，因此假设人情租所获得的收益不低于货币租金。通过对比分析四种行为的收益，一般情况下，可以得出RHRR>RTRA>RHPR>RFAR，即选择人情租时整体收益最大，而自我耕种收益最小。但农户四种生产行为选择还会受到产权风险收益、被征地后的补偿预期收益等因素影响(王亚楠 等，2015)。不追求租金的流出户往往更加惜地，有研究显示将农地无偿转给亲朋好友耕种是一种保墒行为(郭熙保 等，2016)，也是一种在相对稳定的“地权在握”下对土地的长期投资。

为此，考虑风险-收益因素，在基准模型的基础之上，建立风险收益下农户生产决策行为模型。为简化分析，假设产权风险损失的价值形式为PR，θ为风险系数，产权与老年就业保障收益的价值形式为PE，农地肥力收益的价值形式为LF，征地预期收益为LE。那么，可将基准模型(3)转变为：

RHRR*=(Wall+HRR)-(

FAR×(T-T0)+Mt×T0+Wpart)+θ×(PE+LF+LE)=Wall+HRR+θ×(PE+LF+LE)-(T0×(Mt-FAR)+FAR×T+Wpart)(0≤θ≤1)

(4)

进一步分解式(4)，可以得到人情租流转、货币租流转、半耕半农、自我耕种等四种情形下的整体收益与潜在损失(见表1)。

表1 四种生产行为的整体收益与潜在损失估计

依据前景理论(Prospect Theory)，人们在获得收益时是风险规避的，而在面临损失时是风险偏好的(Tversky，1979)，易知：相比货币租流转，人情租可以得到一个确定的更大的整体收益，因此部分农户会选择人情租流转；在人情租流转与半耕半农、自我耕种的收益损失对比中，也易得出相似的结论。总之，当农户更加关心土地的产权稳定、被征用预期收益、失业保障、农地地力可持续和维系社会关系时，往往会放弃货币租流转机会而承担损失，选择人情租流转；当农户拥有稳定的“全业”而不是兼业的工作且更加注重租金收益时，往往会规避选择人情租流转带来的损失，进而选择货币租农地流转。

三、数据来源、描述性统计与变量选择

(一)数据来源与说明

本文所使用的数据来源于CHIP 2013，该数据库包括三种住户类型，分别为城镇住户、农村住户和外来务工住户；样本覆盖我国14个省(市)126个城市234个县区抽选出的18948个住户，包括7175个城镇住户、11013个农村住户和760个外来务工住户。考虑到只有“拥有土地”的农村居民与外出务工户才能进行土地流转，因此剔除城镇住户，并按人情租流转发生的面积数进行统计。为体现样本的地域代表性，将北京、辽宁、江苏、浙江、福建和广东划为东部地区，将山西、安徽、河北、河南、湖北和湖南划为中部地区，将重庆、四川、云南和甘肃划为西部地区。

(二)数据描述性统计

第一，人情租流转情况。整体来看，样本中平均每省(市)有418.3亩属于人情租流转，占比为29.1%，与王亚辉等(2018)按面积统计的结果38.8%存在显著的差异，原因是“转给村集体”中存在部分无偿行为，故进行修正，修正后的人情租流转面积占比提高到33.2%。就省域来看，人情租流转发生最普遍的区域是中部的山西省和西部的重庆市，占比分别高达68.4%和62.0%；东部的北京、江苏人情租流转面积的比重最小，分别为4.6%与7.4%。第二，货币租流转情况。按照转出对象主要可以分为个人、企业、村集体等，可以看出北京和安徽流转给村集体的比重较高，村集体统一流转、统一经营、集中谈判是未来农地流转的趋势。第三，全国流转面积整体情况。对我国14省(市)的统计表明，省(市)均耕地面积为15984.2亩，户均7.1亩，转出面积为1229.9亩/省(市)，流转率为13.8%。按面积统计的流转率呈现出了东、中、西逐步降低的趋势，东部地区的流转率最高，为18.7%，西部省域最低，为7.7%。流转面积最大的省域为安徽，2013年流出面积高达3863.0亩，而流转率最高的为北京，占到总耕地面积的34.4%。虽然甘肃的流转面积达到1082.0亩，但仅占总耕地面积的2.5%，为统计省域最低(见表2)。

表2 2013年全国农户选择人情租流转的情况统计(按面积统计)

(三)变量选择

1.被解释变量

本文分别选取“是否发生流转(否=0，是=1)”“是否人情租流转(令无偿流转面积大于0亩=1，否则为0)”“是否货币租流转(令有偿流转面积大于0亩=1，否则为0)”等三个离散变量作为被解释变量(见表3)。描述性统计发现，按照户数统计，34.6%的农户发生了土地流转行为，19.9%的农户选择了货币租流转，16.7%的农户选择了人情租流转。值得注意的是，由于部分农户往往会同时选择人情租与货币租流转，故两类流转率之和大于整体的流转率。

表3 变量赋值与描述性统计

2.核心解释变量

依据前文理论推导，核心解释变量包括人情变量与风险变量。(1)人情变量，用邻里帮工天数、亲朋好友信任度以及生病负债进行衡量。近年来，农村劳动力人均价格大幅上涨到150～200元/天，亲朋邻里在农事与生活上的帮扶会消耗农户宝贵的兼业劳动时间，多数转出户为“还”人情而选择承包地的人情租流转。亲朋好友信任度可以衡量农户所在村庄的邻里社会关系(胡霞 等，2019)，可信度越高，双方的社会关系越好，越容易缔结“人情合约”，选择人情租。生病负债之所以能一定程度上体现人情，是因为熟人社会下，因病负债中的债务多来自亲戚、好友、邻居，因病缺乏劳动力的家庭为“报恩与还债”，往往以无偿的租金将土地流转给亲友邻居。(2)风险变量，农户在作出流转决策时往往会考虑风险，包括就业风险、养老风险(采用是否参加养老保险来衡量)、医疗风险(采用是否参加医疗保险来衡量)以及保持地力长期投资风险。就业风险来自农户在外务工容易发生经常性失业与老年失业。养老与医疗保险能够较好地保障农民的基本生活与应对生病风险，一定程度上减弱了拥有土地的农户对高额土地租金的向往。对于转出户而言，在其流转承包地之前，从事农事生产必然需要投入机械、水渠等固定资产，流转土地后部分固定资产面临闲置而承担折旧损失。不仅如此，转出户还对自家承包地的地力因转入户掠夺式经营而下降存在担忧。对于转入户而言，转入土地进行规模经营，不可避免地要进行一部分长期投资。追求产量的转入户为保持地力以获得稳定的产量促进增收，进而选择进行深耕深松、秸秆粉碎还田、打井等长期的固定投资。当纠纷发生时，流转契约就会发生相应的变化，由此转入户也面临长期投资带来的损失风险。

3.控制变量

依据前文理论分析，生产决策还取决于农户家庭的资本、劳动力、土地等要素配给情况。首先，资本要素。农业比较收益低下是农地流转的根本制约因素(钟怀宇，2009)，农户选择摆脱土地束缚外出务工，正是由于农业生产的比较效益低，因此采用农业收入占比(农业收入/家庭可支配收入)衡量农户对土地的依赖性。对于转入户来讲，以极低租金流入土地，可以降低租金成本而获得大部分土地耕作的相对增值收益，因此租金影响农户的流转决策。表3显示，农业收入占比最大值为0.990，表明农户家庭可支配收入基本依靠农业收入的情况仍然存在；均值为0.647，表明64.7%的家庭可支配收入源于农业收入；兼业与打工收入占35.3%，这可能是因为CHIP 2013的样本数据多来源于农村的传统小农户，所以农业收入占比较高。对发生了货币租流转的成交价格进行统计后发现，地租为98～1500元/亩，均价为248.309元/亩。事实上，存在较大差异的流转决策受到租金的显著影响，往往高租金与正式的书面合约相对应，而低租金对应非正式的人情合约。

其次，劳动力要素。家庭人数能反映一个家庭的劳动力数量，人数越多，越有可能选择自己耕种，但近些年的机械化普及代替了大量的劳动力，因此家庭劳动力数量多的家庭要么选择租入土地扩大规模，要么选择兼业或全业外出获得收益更高的工资性收入。在知识经济时代，劳动力的质量也显得尤为重要，因此本文还将选择农户身体健康状况与受教育年限的交互项作为衡量劳动力质量的指标。

再次，土地要素。农户流转决策以及租金形式的选择受到土地要素本身的限制：家庭人均承包地面积越小、细碎化越严重、地块质量越差，越容易选择人情租流转，而承包地面积越大、地块越大且地块质量越好的农户越倾向于选择规模化的货币租流转。遗憾的是，CHIP 2013并未统计土地质量与地块指标，通常来讲，山区地块破碎、地块地力差，平原则相反，因此本文加入省域虚拟变量对土地质量进行一定程度上的控制。随着劳动力的大量外出，农地除了流转之外还存在抛荒，农户家庭人均闲置面积体现了抛荒程度，抛荒地域往往存在大量的人情租流转。

此外，确权政策是稳定与固化农户地权的重要手段，一定程度上能提升产权预期，提高租金价格(程令国 等，2016)，因此影响流转决策。由于CHIP 2013并无直接的确权指标，故依据农业农村部文件(2)农业农村部2013年3月1日《农业部财政部国土资源部中农办国务院法制办国家档案局关于确定2013年全国农村土地承包经营权登记试点地区的通知》(农经发〔2013〕1号)。确定的北京市平谷区等105个县(市、区)确权试点区域构建确权指标。最终选择CHIP 2013数据库中14省(市)中的51个试点县市(3)北京市的平谷区，山西省的潞城市、孝义市、平鲁区，辽宁省的清原县、新民市、东港市、彰武县，江苏省的高淳县、兴化市、铜山区、昆山市，安徽省的金安区、潜山县、黟县、含山县、涡阳县，山东省的肥城市、滕州市、乐陵市、沂水县、沂南县，河南省的通许县、民权县、永城市、平桥区，湖北省的建始县、黄陂区、通城县、汉南区，湖南省的岳阳县、溆浦县、双峰县、桃江县，广东省的高要市，重庆市的梁平县，四川省的江油市、安县、米易县、泸县、广安区、巴州区、剑阁县，云南省的弥勒县、剑川县、开远市、沾益县，甘肃省的宁县、麦积区、红古区、临夏县等51个县。作为已确权县(包含1448个农户)，剩余200个未确权的县(包括36707农户)作为对照组。由于CHIP 2013是2014年年底开展的调查，因此这里假设2013年的105个试点县基本完成确权。参考已有文献(孙光林 等，2019)的常规做法，选择农户的性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、非农就业经历等衡量农户个体特征。

四、研究方法与实证结果

(一)研究方法

人情租流转在整个农户生产行为决策中遵循了分步决策过程：首先，决定是否要流转承包地；其次，选择具体的流转形式，人情租流转还是货币租流转。因此，本文研究的问题可以分为两步：一是探析风险与人情变量对农户选择承包地流转可能的影响；二是风险与人情变量对农地流转形式(人情租或货币租)的影响。直接估计农户对承包地流转形式选择的影响可能存在“注重结果而忽视选择”的样本偏误，为避免样本选择带来的内生性问题，因此本文采用Heckman(1979)两步法进行分析。

第一阶段，由于两个因变量都具有二值属性，因此采用二值Probit模型分析农户是否进行承包地的流转，表示如下：

Y1i=α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i

(5)

其中：X1i为第i个体的核心变量，包括人情和风险；Z1i为第i个体的控制变量；D为地区虚拟变量；ε1i为误差项；Y1i是由可观测的变量X1i和Z1i以及不可观测的变量α共同决定的，如果农户选择进行承包地流转，则Y1i=1，否则Y1i=0。通过式(5)计算逆米尔斯比率：

λi=Φ(α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i)/

φ(α0+α1iX1i+α2iZ1i+α3iD+ε1i)

(6)

其中，Φ(·)与φ(·)分别表示标准正态分布的密度函数和累计密度函数。

第二阶段，利用农村承包地流转选择的不同形式的样本，加入逆米尔斯比率，修正样本选择偏差，进行如下线性回归：

R1i=β0+β1iX1i+β2iZ1i+β3iD+ρλi+μ1i

(7)

其中：R1i是第二阶段回归模型的被解释变量，即人情租流转或货币租流转；λi是由式(6)计算得到的第i个样本的逆米尔斯比率；μ1i是误差项。

(二)人情租、货币租流转行为的实证分析

1.人情租、货币租流转行为影响因素的两步法回归结果

为考察人情租、货币租流转行为的影响因素，采取Heckman两步法进行回归，同时采用极大似然估计(MLE)法进行稳健性检验，结果见表4。Wald检验与逆米尔斯系数在1%的置信水平下显著，说明样本确实存在选择偏差，利用Heckman两步法进行回归具有科学性。

表4 人情租流转行为发生的影响因素“两步法”回归结果

(续表4)

(1)就核心解释变量来讲，衡量人情变量的邻里帮工天数、亲朋好友信任度并不影响农户的农地流转选择，但是一旦发生流转，会正向影响农地流转的形式与结果，对人情租流转的结果产生正向影响。表明流转缔结双方之间的可信度越高，相互之间的生产帮扶时间越长，越容易发生人情租流转。这说明，“人情”或熟人社会(费孝通，2013)是维系人情租土地流转的纽带，而货币租土地流转关系的缔结是“货币”。生病负债在1%的水平下对人情租流转产生显著影响，这说明生病负债的农户家庭急需向亲朋好友无息借取货币以支付医疗，容易因“钱债”而产生“情债”，为还“情债”在农地流转选择中更容易发生人情租形式的流转行为。就风险变量来讲，就业风险对流转选择与结果均不产生影响，与初期不符，可能的原因是与该变量的定义中并未包含哪些不可预测或未预料到的就业风险因素有关。养老风险在10%的显著性水平下对农户是否流转以及人情租流转产生正向影响，不影响农户的货币租流转，这说明鼓励农户参加养老保险促进了人情租流转。医疗风险不影响农户流转选择，但在1%的显著性水平下负向影响人情租流转行为，这说明鼓励农户参加或者完善农村医疗保险，能够降低人情租流转的发生率。这是因为当农户家庭成员或户主产生健康风险时，人情租流转能够利用农地流转中的“人情”获得资金借贷，一定程度上降低医疗风险。而当农村医疗保障水平逐步提高时，农户面临的医疗风险下降，因此人情租流转会减少。保持地力长期投资风险对人情租、货币租流转选择分别产生正向、负向影响，这印证了“选择人情租流转行为是农户进行地力保墒的一种投资行为”的观点，也一定程度上从侧面解开了“为什么货币租流转后的土地肥力更容易下降”的疑惑。调研访谈中发现，货币租流转(尤其是短期契约下的货币租流转行为)导致地力下降，具有天然的合理性：多数农作物的农业生产周期为一年甚至半年、几个月，货币租转出户可以依据农产品价格调整下一年度地租价格，并不“关心地力保护”；货币租转入户则可以依据上一年度的农产品价格带来的“利润盈亏与否”灵活调整生产经营规模，为实现利润最大化，尽可能地“掠夺式经营”。

(2)就生产要素来看，地租在1%的显著性水平下对农户是否流转的影响为正，但对人情租、货币租流转结果影响为负、对货币租流转结果影响为正，这说明提高土地租赁市场流转价格可以提高农户选择正规农地流转方式的积极性。农业收入占比对农户是否流转产生负向影响，农户在土地上获取的农业生产收入占家庭可支配收入的比重越高，即土地依赖性越强，越不容易发生流转行为。农业收入占比分别正向、负向影响人情租、货币租流转结果，表明出于对货币的追求，农户有可能会降低人情租流转面积而增加货币租流转面积。家庭人数对是否选择农地流转影响为负，对人情租流转形式产生负向影响，表明农户家庭人口数量越大，劳动力越充裕，越能够实现土地的自我耕种与管理，即使货币租流转需求大也因为“劳动力束缚”而很难发生流转行为。劳动力质量的系数不显著，这是因为当前我国农业依然是传统的小农户占主导，土地能够满足大量低质量劳动的就业需求，即使因劳动力缺乏而转出土地，也对劳动力质量并无太高的要求。人均承包面积与人均闲置面积的显著性表明，人均家庭耕地面积越大，越不会选择转出承包地，而当家庭闲置的土地越多，就越容易发生人情租流转。

(3)就政策变量来讲，相比未确权的农户，确权显著促进了农户土地流转，这与程令国等(2016)的研究结果保持一致。确权政策正向影响农户选择货币租流转形式，相比未确权的农户，确权后的货币租形式的农地流转率增加了约3.8%，也说明确权政策促进了正规化农地流转，这与罗必良(2017)的研究结论不谋而合。采用极大似然估计(MLE)法对模型进行实证分析，回归结果的显著性、系数大小基本上与两步法结果相同，因此结果是稳健的。

2.人情租流转、货币租流转的边际回归结果

由于对核心变量的边际回归能够直接反映边际效果，因此采用边际二值回归(Dprobit)法分别对人情租、货币租流转进行回归，两个模型的沃尔德(Wald)检验值满足Prob>chi2=0.000，表明模型运行结果在统计上有效，具体回归结果见表5。

表5 人情租流转行为发生的影响因素边际回归结果

总体而言，核心解释变量与生产要素变量的显著性、符号与两步法回归结果类似。就风险变量来看，养老风险、医疗风险对人情租流转行为的边际影响系数分别为0.011、-0.019，表明：养老保险水平每提高1%，则人情租流转会提高1.1%；失去医疗保险的风险每增加1%，人情租流转行为会降低1.9%。保持地力长期投资风险每增加1%，则货币租流转率降低0.4%，人情租流转率增加0.3%。保持地力长期投资对货币租流转行为产生负向影响，这说明农户的货币租流转选择行为受到对土地长期投资的显著制约，但人情租流转具有“动态调整”性质可以及时终止长期投资并随时收归经营权而受到较小制约。就人情变量来看，邻里帮工天数每增加1天，人情租流转行为会增加0.1%；亲朋好友信任度每提高1%，则人情租流转行为增加0.7%；农户生病负债每提高1%，则人情租流转率提高2.6%。地租每提高1%，则人情租、货币租流转分别提高-1.8%、1.5%，这说明提高土地的市场租赁价格，可以减少非正式的人情租流转行为，增加正规性的货币租流转行为。

3.稳健性检验与异质性分析

(1)稳健性检验。前文的Heckman两步法往往关注的是可观察的方程，通过逆米尔斯比率纠正样本选择偏差。对比而言，内生转换回归(ESR)模型可以对那些不可观测的选择偏误进行校正而被广为应用(Adamchik et al.,2000)。因此，采用内生转换回归模型进行稳健性检验，结果见表6。独立模型Wald检验都至少在10%水平上显著拒绝了方程独立估计的原假设，说明将选择方程和结果方程进行联合估计是合适的，ESR模型设定合理。

表6 ESR模型估计结果

通过对比ESR模型与Heckman两步法的结果，邻里帮工天数、亲朋好友信任度、生病负债、医疗风险、保持地力长期投资风险等核心变量以及地租、农业收入占比、家庭人数、家庭人均面积等控制变量的估计符号均保持了较高程度的一致性，进一步论证了前文结论的可靠性。值得说明的是，核心变量中的就业风险正向显著影响人情租流转，与理论预期相符，表明ESR模型确实纠正了就业风险中一些未观测到的因素；而养老风险并不影响人情租流转行为，对货币租流转的选择方程产生正向影响，与前文所得结论不同，这是因为前文将显著性放松到10%，如果严格到5%或者1%，则可以得出类似结论，也就是说ESR模型使我们得到了更为稳健的标准误。是否确权能够促进农户选择货币租流转形式，与前文结论一致，负向影响人情租流转行为，也就是农地确权能够减少无固定交易期限、无契约和低租金的民间流转行为。

(2)异质性分析。虽然前文采用ESR模型进行了稳健性检验，但不同群体之间可能仍然存在异质性，如不同年龄阶段的农户存在不同的流转决策，因人口迁移而发生户籍变化(仍然拥有承包地)的样本很可能与仍未发生户籍变动的农户样本在人情租、货币租流转行为存在一定的差异。因此，依据代际分工理论，将样本分为“农一代”外出务工群体(33～60岁(4)需要说明的是，33岁的选取原则是数据来源于2013年，则33～60岁阶段的样本代表出生于“80后”之前的“农一代”样本，“农二代”样本则包含了“80后、90后”，年龄最小者16岁，也即1997年出生，因此不包含“00后”。)、农二代外出务工群体(33岁及以下)、老龄群体(60岁及以上)，采用Heckman两步法进行估计，结果见表7的列(5)～(10)。同时，将全部样本分为农业户籍群体、非农户籍群体进行异质性分析，结果见表7列(1)～(4)。

表7 分群体的异质性检验结果

可以看出，不同群体间存在一定的行为差异。首先，对于人情租流转行为而言，相比“农二代”和老龄群体，更加注重保持地力投资、邻里之间帮扶的“农一代”群体更容易发生人情租流转行为。人情与风险变量对于“农二代”群体的影响相对较小，原因在于这部分群体多是进城安家落户的“90后”与“80后”。养老风险、医疗风险和亲朋好友信任度对非农群体选择人情租流转行为产生显著影响。保持地力长期投资、邻里帮工天数、生病负债等对农业户籍群体选择人情租流转的正向影响更为显著。老龄群体出于对健康的重视，会在10%的显著性水平下正向促进人情租流转。其次，对于货币租流转而言，在农地确权后，对养老风险、医疗风险的重视会促进“农二代”群体选择货币租流转，而“农一代”群体同样在获得稳定的地权后，如果就业风险弱化、亲朋好友信任度提高，会倾向于选择货币租流转。无论户籍状况如何，农地确权均能够促进农户的货币租流转行为。在非农户籍群体中，保持地力的长期投资风险越大，则越不容易发生货币租流转；在农业户籍群体中，生病负债会负向影响货币租流转，亲朋好友信任度越高越容易发生货币租流转。这说明，熟人社会的“信誉机制”也是影响农户选择货币租流转土地的重要因素。

五、基本结论与政策建议

本文利用CHIP 2013数据，在人情与风险视角下，运用Heckman两步法和边际二值回归法，实证分析了人情、风险等变量对人情租流转与货币租流转的影响差异，并采用ESR模型进行了稳健性检验。主要得出以下几点结论：

第一，熟人社会中的“人情”是维系人情租土地流转的纽带，而货币租土地流转关系的缔结是“货币”。邻里帮工天数每增加1天，亲朋好友信任度每提高1%，人情租流转行为分别会增加0.1%、0.7%。生病负债的显著性表明，农户在农地流转中容易因“钱债”而产生“情债”，为还“情债”更容易发生人情租形式的流转行为。

第二，养老风险正向显著影响人情租流转选择与结果。养老保险水平每提高1%，则人情租流转会提高1.1%。医疗风险不影响农户是否选择流转，但负向影响人情租流转。保持地力长期投资风险对人情租、货币租流转分别产生正、负向影响，其每增加1%，则人情租流转率增加0.3%，货币租流转率降低0.4%。

第三，地租对农户是否流转影响为正，对人情租流转形式影响为负而对货币租形式的影响为正：地租每提高1%，则人情租、货币租流转分别提高-1.8%、1.5%。

第四，是否确权正向影响农户选择货币租流转形式，与未确权的农户相比，确权后的货币租流转率增加了约3.8%，即农地确权有利于农地流转的正规化。

上述结论在深化对我国农地租赁市场的认识的同时，可以为规范农地流转、完善租赁市场、推进农地适度规模经营提供决策参考。第一，建立村级农地流转交易中心，成立承包地经营权的抵押贷款专柜，为农地流转、生病负债家庭提供农地的抵押贷款等服务，提高熟人社会交易的市场化程度，推动非正规农地市场逐步转型，逐步实现“人情”换“货币”。第二，通过“以地养老”“以地换社保”等新模式与承包权有偿退出相结合，逐步强化与完善农村养老、医疗保险体系，通过权益置换，实现农村居民在医疗、养老服务方面就地同城均等化。推行有差别的地力保护补贴政策，鼓励小农户的短期投资与规模户的长期投资，同时成立地力保护小组，构建地力评价体系，对规模户耕种的耕地进行流转前后的地力测算，依据测算结果，征收地力保护税，完善奖惩制度，逐步改善地力，带动绿色生产。第三，建立健全地价信息定期公布制度和农用土地价格评估制度，科学确定各地农地租赁市场基准地租，提高农户转出农地的积极性，逐步推动小农户选择正规的货币租流转。鼓励开创村镇新业态，增加非农就业机会，并推行土地流转风险保障金和履约保险双轨运行机制，完善土地流转风险防范机制，让农户“有信心”参与正规化流转。