陳甲，徐靜文，張紅霄*

關(guān)系治理、第三方介入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金的影響——基于CLES的經(jīng)驗證據(jù)

陳甲1，徐靜文2，張紅霄1*

（1.南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 南京 210037；2.無錫職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財經(jīng)學(xué)院，江蘇 無錫 214121）

流轉(zhuǎn)租金的市場化是農(nóng)地要素市場發(fā)育的重要表征，當(dāng)前我國農(nóng)地市場中租金的價格形成機制并不完善。以轉(zhuǎn)出方面臨的流轉(zhuǎn)事后交易費用為理論分析起點，基于2020年中國土地經(jīng)濟調(diào)查（CLES）收集的1648個農(nóng)地流轉(zhuǎn)樣本，采用OLS、2SLS和CMP等方法實證檢驗了關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金的影響以及縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入對關(guān)系治理格局的改變和租金決定的作用。研究結(jié)果顯示：流轉(zhuǎn)雙方的關(guān)系越緊密，信任和聲譽機制約束發(fā)揮作用的強關(guān)系治理能夠減少事后交易費用，雙方就這部分交易費用進行博弈使得流轉(zhuǎn)租金低于市場價格；縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入流轉(zhuǎn)，替代了關(guān)系治理在減少交易費用方面的作用，改變了熟人社會的關(guān)系治理格局，流轉(zhuǎn)租金接近于市場價格。

；農(nóng)地流轉(zhuǎn)；交易費用；關(guān)系治理；第三方介入；租金

一、引言

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的內(nèi)在需要。截至2018年底，我國的農(nóng)地流轉(zhuǎn)率達到38.9%①。然而，高流轉(zhuǎn)率并不意味著市場化程度的提高。價格機制發(fā)揮作用的流轉(zhuǎn)能夠引導(dǎo)農(nóng)地資源配置于對其價值評價最高的主體，不然，則可能隱含著流轉(zhuǎn)租金與農(nóng)地使用價值不匹配的市場失靈。因此，流轉(zhuǎn)租金的市場化是農(nóng)地要素市場發(fā)育的重要表征。

根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部農(nóng)村固定觀察點2003—2013年間的數(shù)據(jù)推算，中國土地的零租金流轉(zhuǎn)率超過50%。中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)地?zé)o償流轉(zhuǎn)的比例約為42.5%。王亞輝等[1]在重慶市3個縣區(qū)的農(nóng)戶調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，高達74.0%的地塊在流轉(zhuǎn)時沒有收取租金或僅收取象征性的租金。盡管零租金或低租金流轉(zhuǎn)的本質(zhì)都是經(jīng)濟交換[2]，但由于轉(zhuǎn)出方不再單純追求貨幣或?qū)嵨镒饨?，而是會以某種標(biāo)準(zhǔn)挑選特定的轉(zhuǎn)入方以獲取其他利益[3]，因此租金的高低不是其篩選轉(zhuǎn)入方的依據(jù)。此時，被選擇的轉(zhuǎn)入方未必是生產(chǎn)層面上效率更高的選擇。對轉(zhuǎn)入方來說，流轉(zhuǎn)租金也是他們有效利用農(nóng)地的信號與刺激[4]，租金安排所體現(xiàn)的成本約束和信息傳遞均可能對其生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響[5]。可見，從農(nóng)地資源有效利用的角度來看，現(xiàn)實中我國農(nóng)地市場中租金的價格形成機制并不完善。

已有研究從人情互惠[2,6]、產(chǎn)權(quán)安全[7,8]或控制權(quán)偏好[9]等角度探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)中非市場化定價機制的現(xiàn)實成因。一般來說，非市場定價的流轉(zhuǎn)都具有熟人交易的特征，經(jīng)濟社會中的交易都是以契約為媒介進行治理的[10]。從減少交易費用的角度，基于信任和聲譽機制的關(guān)系治理在熟人交易中是一種非常普遍的治理機制[11,12]。有學(xué)者分別從交易對象選擇、流轉(zhuǎn)期限與契約形式等維度探討了關(guān)系治理在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的運用，錢龍等[13]對貴州省543份農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約調(diào)查表明，雙方信任程度越高，越可能簽訂口頭契約且不約定期限，并根據(jù)關(guān)系強度呈現(xiàn)一種差序格局的現(xiàn)象。洪名勇進一步驗證了信任和聲譽機制對契約形式選擇的影響[14]。而從市場運行的基本邏輯來看，價格是契約最重要的維度，是競爭和稀缺性的表達[15]。本文關(guān)注的第一個問題是，從交易費用的角度，熟人社會中基于信任和聲譽機制的關(guān)系治理是如何具體影響流轉(zhuǎn)租金安排的？這有助于加深對現(xiàn)階段我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場交易特征的理解。

進一步地，熟人間交易不免伴隨著租金的人格化，因此，如何促使熟人流轉(zhuǎn)中的關(guān)系治理轉(zhuǎn)向更大范圍的市場治理，從而實現(xiàn)租金價格的市場化，是完善農(nóng)地要素市場的題中應(yīng)有之義。North[16]認(rèn)為第三方通過規(guī)則制定能夠為交易雙方提供穩(wěn)定的預(yù)期并有助于降低交易費用。政府是最主要的第三方實施主體，學(xué)界一直強調(diào)發(fā)揮政府有形之手的作用，促進流轉(zhuǎn)市場轉(zhuǎn)型。實踐中，縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會往往以各種方式介入流轉(zhuǎn)。那么，本文想要回答的第二個問題是，從交易費用的角度，政府和村委會等第三方又是如何在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中發(fā)揮治理的作用并影響租金的決定？從而為破解人格化的農(nóng)地要素交易和提高資源配置效率提供經(jīng)驗參考。

現(xiàn)有文獻為本文提供了豐富的參考，但仍需要思考的是：第一，農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金非市場化定價的本質(zhì)還可進一步探究，流轉(zhuǎn)是交易雙方在既定約束下尋求利益最大化的過程，在此過程中產(chǎn)生的交易費用可能是不同關(guān)系強度的交易對象間就租金進行博弈的關(guān)鍵。第二，已有文獻在探究第三方介入對租金的影響時，多將其視為對流轉(zhuǎn)定價的直接干預(yù)，沒能打開其影響租金決定內(nèi)在機理的黑箱。第三，已有文獻多運用農(nóng)戶層面的數(shù)據(jù)探討租金的決定，而農(nóng)地的流轉(zhuǎn)一般均以地塊為基本單位，租金也與地塊的規(guī)模、肥力等直接相關(guān)，匹配到地塊尺度的數(shù)據(jù)可以更好地進行實證檢驗。綜上，本文梳理了“交易費用—關(guān)系治理—第三方介入—農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金”的理論分析線索，并利用中國土地經(jīng)濟調(diào)查（CLES）2020年在江蘇省采集的1 648個農(nóng)地流轉(zhuǎn)樣本，采用OLS、2SLS和CMP等方法實證檢驗關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金的影響以及縣鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入對關(guān)系治理格局的改變和租金決定的作用，以期為加深對現(xiàn)階段我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場交易特征的理解，破解人格化的農(nóng)地要素交易和提高資源配置效率提供經(jīng)驗參考。

二、理論分析

當(dāng)交易費用為零時，價格機制可以實現(xiàn)有效率的權(quán)利交易[17]。在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中，交易雙方都要付出事前、事中和事后三個階段的交易費用[18]。其中，轉(zhuǎn)出方主要面臨著轉(zhuǎn)入方不能按期足量歸還農(nóng)地和破壞農(nóng)地質(zhì)量等事后道德風(fēng)險造成的交易費用，他們不僅需要搜尋有流轉(zhuǎn)意愿的轉(zhuǎn)入方，還希望搜尋到的轉(zhuǎn)入方具有良好的信用以規(guī)避上述風(fēng)險。因此，交易費用對交易價格的形成尤為重要。

親疏程度和交往距離與交易對象間的關(guān)系強度密切相關(guān)。在強關(guān)聯(lián)的關(guān)系下，信任和聲譽機制發(fā)揮作用的關(guān)系治理能夠有效規(guī)避流轉(zhuǎn)的事后風(fēng)險。首先，信任程度越高，交易對象行為的可預(yù)期性越強，能夠形成穩(wěn)定的預(yù)期來規(guī)避轉(zhuǎn)入方的機會主義行為。其次，雙方的社會關(guān)聯(lián)越緊密，聲譽機制更能約束轉(zhuǎn)入方的不確定性行為。

理論上，無論雙方關(guān)系強度如何，轉(zhuǎn)出方都希望獲得更高的租金。但是，由于基于信任和聲譽機制的關(guān)系治理有利于減少事后風(fēng)險規(guī)避的交易費用，轉(zhuǎn)出方不需要另外尋找“可靠”的轉(zhuǎn)入方。因此，轉(zhuǎn)出方愿意犧牲部分租金來進一步強化雙方的關(guān)聯(lián)關(guān)系，這構(gòu)成了轉(zhuǎn)出時的隱形成本。對轉(zhuǎn)入方來說，這些隱形成本也使其具備更強的價格博弈能力。只有當(dāng)這部分隱形成本附加到流轉(zhuǎn)租金中，雙方的交易才有可能達成，以至于隱形成本實際上轉(zhuǎn)化為了一種“隱性租金”。這是對采用關(guān)系治理的流轉(zhuǎn)中租金低于市場價格的初步解釋。

為進一步論證上述分析，本文用一個簡單的邏輯推演加以說明。為簡化分析，假設(shè)流轉(zhuǎn)市場僅同時存在熟悉的轉(zhuǎn)入方和陌生的轉(zhuǎn)入方，他們與轉(zhuǎn)出方對應(yīng)不同的關(guān)系強度。是流轉(zhuǎn)的市場價格，是轉(zhuǎn)出方面臨的事后交易費用。轉(zhuǎn)入方愿意提供更高的租金，但可能會采取各種機會主義行為。轉(zhuǎn)出方則需要同時權(quán)衡流轉(zhuǎn)中可以獲得的租金和事后交易費用。

引入事后交易費用后，轉(zhuǎn)出方對轉(zhuǎn)入方的選擇可以構(gòu)建以下模型：

（）（） （1）

如果轉(zhuǎn)出方選擇將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給熟悉的轉(zhuǎn)入方，信任和聲譽機制約束形成有效的事后履約保證，那么轉(zhuǎn)出方對熟悉的轉(zhuǎn)入方的事后交易費用會相應(yīng)變小，且信任和聲譽機制的約束t越強，交易費用越小。具體如下：

轉(zhuǎn)出方也可選擇與陌生的轉(zhuǎn)入方交易，但雙方之間本身并不存在關(guān)聯(lián)，轉(zhuǎn)入方的機會主義行為無法被預(yù)期和連帶懲罰。因此，轉(zhuǎn)出方減少事后交易費用的另一選擇是前期投入時間成本對轉(zhuǎn)入方的可靠性進行甄別。也就是說，轉(zhuǎn)出方面臨的事后交易費用可以是雙方間信任、聲譽機制約束和轉(zhuǎn)出方前期搜尋或甄別可靠轉(zhuǎn)入方成本的函數(shù)，且二者互為替代關(guān)系，如（3）式所示：

（）（） （3）

轉(zhuǎn)出方前期付出的搜尋或甄別成本越高，越有可能找到合適的轉(zhuǎn)入方，具體如下：

轉(zhuǎn)出方對轉(zhuǎn)入方的選擇，是通過權(quán)衡租金收益和事后交易費用做出的決定。綜合考慮信任和聲譽機制以及搜尋成本，轉(zhuǎn)出方可以選擇與熟悉的轉(zhuǎn)入方交易，也可以重新搜尋陌生的交易對象，其原則是收益最大化，即在考慮了事后交易費用后所能得到的租金更高：

[R=r-（t+n）][R=r-（t+n）] （5）

（5）式中，若轉(zhuǎn)出方選擇熟悉的轉(zhuǎn)入方，由于信任和聲譽機制約束較強，故t>0，且不存在搜尋成本，故n=0；而對于潛在的陌生轉(zhuǎn)入方而言，信任和聲譽機制約束t=0，搜尋成本則較高，即n>0。

因此，可將（5）式進一步簡化為式（6）：

[R=r-t][R=r-n]（6）

對轉(zhuǎn)入方而言，其所需支付的租金是市場價格減去事后交易費用的函數(shù)。只需比較t和n，如果n>t，則轉(zhuǎn)出方更有可能選擇具有較強信任和聲譽機制約束的熟悉轉(zhuǎn)入方。在流轉(zhuǎn)市場不完善的情況下，轉(zhuǎn)出方在熟人社會以外搜尋到合適轉(zhuǎn)入方的成本n很高[18]。因此，熟悉的轉(zhuǎn)入方僅需要支付低于市場價格的租金即可。

綜上，本文得到假設(shè)一：流轉(zhuǎn)雙方的關(guān)系越緊密，信任和聲譽機制約束發(fā)揮作用的強關(guān)系治理能夠減少事后交易費用，雙方就這部分交易費用進行的博弈會使得流轉(zhuǎn)租金低于市場價格。

從農(nóng)地利用效率的角度，流轉(zhuǎn)需要由熟人社會內(nèi)部轉(zhuǎn)向市場化的交易。縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入對關(guān)系治理的替代，也有助于減少農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的交易費用[19]②。首先，第三方可更加有效地收集和匯總供需信息，并帶動形成開放的市場網(wǎng)絡(luò)，降低轉(zhuǎn)出戶對熟人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的依賴。其次，相比于熟人社會內(nèi)部的信任和聲譽機制，第三方的權(quán)威與公信力在監(jiān)督契約的事后執(zhí)行方面也具有獨特的優(yōu)勢。

對轉(zhuǎn)出方來說，由于第三方介入減少了他在更大范圍內(nèi)搜尋交易對象的信息成本，且在第三方的保障機制下，無論是與熟悉的還是陌生的轉(zhuǎn)入方交易，轉(zhuǎn)出方都能夠節(jié)約流轉(zhuǎn)的事后交易費用。因此，轉(zhuǎn)出方無須讓渡租金來強化與轉(zhuǎn)入方的關(guān)聯(lián)關(guān)系，熟悉的轉(zhuǎn)入方也無法就此進行價格博弈。并且，第三方介入能帶動形成更開放的流轉(zhuǎn)市場，相比于封閉的熟人市場，市場規(guī)則下篩選出的轉(zhuǎn)入方可能生產(chǎn)能力和營利性動機均較強，而維持社會關(guān)系的動機較弱，他們能夠且愿意支付更高的租金以獲得穩(wěn)定的經(jīng)營權(quán)。此時，流轉(zhuǎn)雙方能夠以更高的價格達成協(xié)議，租金與市場價格的偏差減小。

本文仍以事后交易費用為例論證第三方介入對租金的影響。如前文（6）式所示，不同交易對象的租金差異是由雙方對事后交易費用的博弈形成。

[R=r-t][R=r-n]（7）

（7）式中，政府或村委會作為第三方介入流轉(zhuǎn)后，一方面，第三方具有合約事后擔(dān)保的責(zé)任，政府和村委會依靠權(quán)威和信用建立的公信力和約束力，可有效對轉(zhuǎn)入方不按時歸還農(nóng)地或破壞地力的行為加以限制。另一方面，第三方高效的信息傳遞能夠減少轉(zhuǎn)出方在熟人社會以外尋找可靠轉(zhuǎn)入方的時間成本。也即，第三方介入流轉(zhuǎn)后，同時替代了熟人社會內(nèi)部的信任和聲譽機制約束t并減少了轉(zhuǎn)出方對外部轉(zhuǎn)入方的搜尋成本n，因此，流轉(zhuǎn)租金將接近于市場價格。

由此，本文得到假設(shè)二：縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入流轉(zhuǎn)，替代了關(guān)系治理在減少交易費用方面的作用，改變了熟人社會的關(guān)系治理格局，流轉(zhuǎn)租金接近于市場價格。

三、數(shù)據(jù)來源與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于南京農(nóng)業(yè)大學(xué)人文社科處和金善寶農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展研究院于2020年在江蘇省進行的中國土地經(jīng)濟調(diào)查（China Land Economic Survey，簡稱CLES）。該調(diào)查涵蓋土地市場、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等多方面的內(nèi)容。調(diào)查采用 PPS抽樣方法（probability proportionate to size sampling），在江蘇省13個地級市中抽取26個調(diào)研區(qū)縣，在每個區(qū)縣分別抽取2個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取1個行政村，每個村隨機抽取50戶農(nóng)戶。數(shù)據(jù)庫中共包含了52個行政村和2 628戶農(nóng)戶。

考慮到農(nóng)地流轉(zhuǎn)一般都是以地塊為基本單位，租金的決定也農(nóng)地質(zhì)量、區(qū)位等直接相關(guān)[20,21]。因此，本文在實證分析時將每一個地塊與受訪農(nóng)戶其他層面的變量進行匹配，盡可能地消除地塊的異質(zhì)性對租金的影響。CLES的地塊層面調(diào)查中收集了受訪農(nóng)戶“面積最大的地塊”信息，包括地塊的面積、肥力、坡度、離硬化道路的距離等基本信息，以及租金、交易對象、交易途徑等流轉(zhuǎn)相關(guān)信息，能夠很好地滿足本研究的需要。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理和篩選，本文最終保留了1 134個轉(zhuǎn)出樣本和514個轉(zhuǎn)入樣本。

（二）變量選擇

1．被解釋變量

本文的關(guān)鍵被解釋變量是農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金水平，采取流轉(zhuǎn)農(nóng)地的畝均流轉(zhuǎn)價格來衡量?？紤]到有樣本采取實物計租的方式，為了分析的一致性，本文將實物租金按照江蘇省2019年的農(nóng)作物收購價格折算為貨幣租金。

2．關(guān)鍵解釋變量

借鑒費孝通[22]和黃光國[23]對社會關(guān)聯(lián)的劃分，本文通過“流轉(zhuǎn)交易對象”來衡量“關(guān)系治理”。不同交易對象間的關(guān)系強度不同，血緣與親情構(gòu)成了最穩(wěn)定的社會關(guān)系，隨著交易的圈層逐漸外移，交易雙方之間的關(guān)系強度逐漸弱化。CLES的問卷中設(shè)計了“地塊流轉(zhuǎn)的交易對象是三代以內(nèi)近親嗎”這一問題，三代以內(nèi)近親和普通交易對象對應(yīng)了不同的關(guān)聯(lián)程度，進而體現(xiàn)了典型的強關(guān)系治理和一般關(guān)系治理范式的差異。

同時，本文還需驗證縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入對租金決定的影響。CLES問卷中設(shè)置了“流轉(zhuǎn)是否通過土地交易平臺”和“流轉(zhuǎn)時村委會或村干部是否出面組織協(xié)調(diào)”兩個問題。如果受訪農(nóng)戶至少選擇其中一項，即認(rèn)為存在第三方介入，則賦值為1，否則賦值為0。需要注意的是，這兩類方式分別代表外生型和內(nèi)生型的介入，本文在機制分析中還將進一步加以區(qū)分。

3．控制變量

本文還引入了戶主層面特征、家庭層面特征、地塊特征、村莊特征、地區(qū)固定效應(yīng)等以降低估計偏誤[24,25]。戶主層面特征包括年齡、文化程度等人口統(tǒng)計學(xué)特征以及戶主的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗。家庭層面特征中，家庭社會資本和物質(zhì)資本是可能同時影響交易范圍和租金的因素，社會組織是表征社會資本的重要變量，本文引入是否是黨員戶表征家庭的社會資本，并用家庭非農(nóng)收入表征物質(zhì)資本。地塊特征是本文引入的另一類重要控制變量，不同地塊在區(qū)位、肥力上的異質(zhì)性對租金的決定至關(guān)重要[21]。此外，是否簽訂合同和流轉(zhuǎn)期限也是影響租金的重要因素[26]。

表1列出了各變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1　變量的描述性統(tǒng)計特征

（三）描述性分析

在進行計量分析之前，本文首先對數(shù)據(jù)進行描述性分析。締約形式、期限、租金是流轉(zhuǎn)合約的基本維度[27]。從表2可以看出，無論是在轉(zhuǎn)出還是轉(zhuǎn)入的樣本中，在強關(guān)系的治理情境下，簽訂書面合約的比例、流轉(zhuǎn)期限與租金均體現(xiàn)出弱市場化的特征。而隨著交易雙方關(guān)聯(lián)關(guān)系的弱化，簽訂書面合約的比例升高，流轉(zhuǎn)年限拉長，租金增加，呈現(xiàn)出具有市場特征的一般關(guān)系治理。其中，兩類樣本中一般關(guān)系治理下的租金均值比強關(guān)系治理下的租金均值增加了約1倍。對數(shù)據(jù)的這一觀察初步驗證了假設(shè)1，更進一步的實證檢驗見計量結(jié)果與分析部分。

表2　關(guān)系治理與流轉(zhuǎn)合約

表3體現(xiàn)了第三方介入對關(guān)系治理格局的影響。就轉(zhuǎn)出樣本而言，無第三方介入時農(nóng)地轉(zhuǎn)給三代以內(nèi)近親的比例為19.73%，而存在第三方介入時，這一比例下降到3.52%。與之對應(yīng)的是，轉(zhuǎn)給普通交易對象的比例由無第三方介入時的80.27%上升到了有第三方介入的96.48%。這一定程度上體現(xiàn)了第三方介入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)中關(guān)系治理格局的改變。這部分驗證了假設(shè)2的影響機理，進一步的實證檢驗見本文第四部分“計量結(jié)果與分析”。

表3　第三方介入對關(guān)系治理格局影響的描述性證據(jù) 單位：%

表4意在說明當(dāng)交易對象確定時，第三方介入對租金的影響?？梢钥闯觯瑹o論是在轉(zhuǎn)出或是轉(zhuǎn)入的樣本中，有第三方介入的租金均高于無第三方介入的租金。以轉(zhuǎn)出樣本為例，當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)給普通交易對象時，第三方介入對租金的影響并不明顯，可見一般關(guān)系治理本身已經(jīng)體現(xiàn)了一定的市場特征。而當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)給三代以內(nèi)近親時，有第三方介入的租金均值明顯增加，可見在熟人的社會關(guān)系中，第三方介入也可促進租金向市場化方向轉(zhuǎn)變。這一觀察初步驗證了假設(shè)2，第四部分“計量結(jié)果與分析”將進一步驗證假設(shè)2。

表4　第三方介入影響租金的描述性證據(jù)

（四）模型設(shè)定

1．基準(zhǔn)回歸模型：OLS

本文首先構(gòu)建了關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金影響的計量模型，模型設(shè)定如下：

2．內(nèi)生性討論：2SLS模型和CMP方法

在模型估計時，本文分別采用兩階段最小二乘法（2SLS）和條件混合估計方法（CMP）。2SLS 模型估計的基本思想是，首先用內(nèi)生解釋變量“關(guān)系治理”對工具變量進行回歸，得到擬合值。其次用被解釋變量“流轉(zhuǎn)租金”對第一步得到的擬合值進行回歸。如解釋變量內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯著拒絕原假設(shè)，則采用 2SLS 模型估計所得結(jié)果要優(yōu)于 OLS 模型的估計結(jié)果。CMP 方法估計的基本思想是，首先評估內(nèi)生解釋變量“關(guān)系治理”與工具變量的相關(guān)性，其次將工具變量代入模型回歸，根據(jù)內(nèi)生性檢驗參數(shù)atanhrho_12判斷關(guān)鍵解釋變量是否具有內(nèi)生性。如內(nèi)生性檢驗參數(shù)atanhrho_12顯著不為零，則CMP 方法的估計結(jié)果更加可信。本文分別采用上述兩種方法對模型進行估計，并據(jù)此判斷實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

四、計量結(jié)果與分析

（一）關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金的影響

本文首先匯報了關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金影響的OLS回歸結(jié)果，在對模型進行OLS回歸之前，首先對各變量的多重共線性進行檢驗，結(jié)果顯示各變量最大的方差膨脹因子（VIF）僅為1.63，均小于5，說明不存在多重共線性問題，可直接引入模型。為避免可能存在的異方差問題，本文采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。此外，為緩解由地區(qū)差異帶來的內(nèi)生性問題，本文還控制了地區(qū)固定效應(yīng)。表5第（1）列和第（3）列分別為轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入樣本未加入控制變量時的回歸結(jié)果，結(jié)果均顯示，與三代以內(nèi)近親交易時的強關(guān)系治理顯著降低了流轉(zhuǎn)租金。表5的第（2）列和第（4）列顯示，在加入控制變量和控制地區(qū)固定效應(yīng)后，強關(guān)系治理對轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入樣本的流轉(zhuǎn)租金仍分別在1%和10%的顯著性水平呈負向關(guān)系，與三代以內(nèi)近親交易時的流轉(zhuǎn)租金明顯更低。需要說明的是，由于本文理論分析的邏輯起點是轉(zhuǎn)出方面臨的事后交易費用是造成不同治理情境中租金差異的原因，因此本文在分析時重點關(guān)注的是轉(zhuǎn)出樣本。

表5　關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金影響：OLS回歸

注：***，**和*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著；括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

控制變量的估計結(jié)果也基本符合預(yù)期。以轉(zhuǎn)出樣本為例，戶主文化程度越高，流轉(zhuǎn)租金越低，本文給出的解釋是，戶主文化程度越高意味著非農(nóng)就業(yè)機會與收入的增加，相應(yīng)的其務(wù)農(nóng)的機會成本更大，他們可能更愿意降低租金要價。家庭農(nóng)業(yè)人口數(shù)在10%的顯著性水平上增加了租金，這是因為家庭農(nóng)業(yè)人口越多代表家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力更強，即便不轉(zhuǎn)出農(nóng)地也可以自己經(jīng)營，農(nóng)戶詢價時更占據(jù)主動，在轉(zhuǎn)出時可能會要求更高的租金。簽訂書面合同和長流轉(zhuǎn)期限均顯著增加了流轉(zhuǎn)租金，這與本文的理論分析一致，也與主流文獻的觀點相符[26]。村莊附近有高速也提高了流轉(zhuǎn)租金，臨近高速意味著交通更為便捷，農(nóng)產(chǎn)品的加工、倉儲與運輸都更為便利，這也驗證了經(jīng)典地租理論中關(guān)于區(qū)位條件對租金影響的論述。由于控制變量不是本文關(guān)注的重點，這里不再過多討論。

上述結(jié)果初步表明，強關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金具有顯著的負向影響。為避免潛在的內(nèi)生性問題，本文采用2SLS模型和CMP方法加以解決，首先需要尋找一個有效的工具變量，有效的工具變量既要與關(guān)系治理有關(guān)，又要與流轉(zhuǎn)租金及其他無法觀測的因素不相關(guān)。本文選擇受訪農(nóng)戶“手機聯(lián)系人的數(shù)量”作為關(guān)系治理的工具變量。手機聯(lián)系人數(shù)量可以反映農(nóng)戶的社會資本，社會資本越強的農(nóng)戶越有可能將流轉(zhuǎn)交易的范圍擴大到熟人社會以外，與關(guān)系治理相關(guān)，但并不會直接影響具體地塊的租金水平，因此是較為合適的工具變量。

表6　關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金的影響：考慮內(nèi)生性問題

注：***，**和*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著；括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；控制變量與基準(zhǔn)回歸相同，限于篇幅，沒有匯報控制變量的回歸結(jié)果。下同。

在回歸之前，首先對工具變量的有效性進行檢驗，弱工具變量檢驗和識別不足檢驗顯示，工具變量不存在弱工具變量問題且具有較好的外生性。如表6所示，本文以轉(zhuǎn)出樣本為例進行分析，2SLS模型的兩階段回歸結(jié)果顯示，采用工具變量法控制了核心解釋變量可能的內(nèi)生性之后，強關(guān)系治理在1%的顯著性水平上顯著負向影響流轉(zhuǎn)租金，與一般關(guān)系治理相比，采用強關(guān)系治理的交易中流轉(zhuǎn)租金顯著更低。同時，本文還采用CMP方法驗證2SLS回歸結(jié)果的可靠性。CPM方法的估計結(jié)果的方向與2SLS一致，估計系數(shù)也較為接近。然而CMP方法所得的內(nèi)生性檢驗參數(shù)atanhrho_12沒能顯著拒絕核心解釋變量“關(guān)系治理”為外生變量的原假設(shè)，CMP方法的估計結(jié)果并不優(yōu)于OLS的估計結(jié)果。因此本文以2SLS的回歸結(jié)果為準(zhǔn)。以上分析表明，在采取工具變量法修正潛在的內(nèi)生性偏誤后，核心解釋變量的系數(shù)方向不變，估計值有所上升。也就是說，農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的強關(guān)系治理顯著降低租金這一結(jié)論是可靠的。假設(shè)1進一步得到驗證。

（二）進一步討論：關(guān)系治理、第三方介入與流轉(zhuǎn)租金

本文進一步分析第三方介入對流轉(zhuǎn)租金的影響，首先分別將關(guān)系治理與第三方介入放入模型。結(jié)果顯示，第三方介入1%的顯著性水平上提高了流轉(zhuǎn)租金。進一步地，將關(guān)系治理、第三方介入與二者的交互項同時放入模型。考慮到交互項中“關(guān)系治理”的內(nèi)生性問題，本文使用“關(guān)系治理”的外生工具變量“手機聯(lián)系人數(shù)”與第三方介入形成一個新的交互項，作為原來的交互項的外生工具變量，并采用2SLS進行回歸。

表7　關(guān)系治理、第三方介入與流轉(zhuǎn)租金

本文以轉(zhuǎn)出樣本為例進行分析，通過表7中“關(guān)系治理×第三方介入”這一交互項對租金的影響可以看出，即便轉(zhuǎn)出的交易對象和治理情境已經(jīng)給定，當(dāng)存在第三方介入時，關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金的影響也不再顯著?？梢?，從租金的角度來看，第三方介入改變了關(guān)系治理的格局。由此可見，縣、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和村委會介入流轉(zhuǎn)促進了租金由熟人社會中的人格化特征向市場化的特征轉(zhuǎn)變。假設(shè)2得到了一定程度的驗證。

（三）機制分析

1．機制分析一：信任和聲譽的作用機制

前文理論分析中提到，關(guān)系治理發(fā)揮作用是基于信任和聲譽機制的約束，那么按此邏輯，如果信任和聲譽機制的約束越強，強關(guān)系治理對租金的弱化作用也就更強。關(guān)系治理由信任和聲譽機制兩個維度具體體現(xiàn)[28]。受訪者對親戚的信任程度越強，信任越能在熟人社會中發(fā)揮關(guān)系治理的作用。本文采用受訪農(nóng)戶“對親戚的信任程度”對信任進行度量。聲譽機制發(fā)揮作用是依靠聲譽在一定網(wǎng)絡(luò)中傳播來實現(xiàn)激勵和懲罰效應(yīng)[14]，聲譽是一種有價值的資產(chǎn)，本文選擇“受訪者在本村的經(jīng)濟地位”進行衡量。經(jīng)濟地位越高的受訪者更擔(dān)心自己的聲譽受到損失，違約的可能性越小。而如果交易對象違約，經(jīng)濟地位越高的受訪者給對方造成的聲譽損失也越大。

本文將“關(guān)系治理×信任”和“關(guān)系治理×聲譽”作為兩個交互項分別放入模型，并重點考慮交互項中“關(guān)系治理”的內(nèi)生性問題，而將“信任”和“聲譽”作為外生變量。使用“關(guān)系治理”的外生工具變量“手機聯(lián)系人數(shù)”分別與“信任”和“聲譽”進行交互，作為兩個交互項的外生工具變量，并采用2SLS進行回歸。本文以轉(zhuǎn)出樣本為例進行分析，表8的第（1）列顯示，“關(guān)系治理×信任”的交互項在1%的顯著性水平上負向影響流轉(zhuǎn)租金。也就是說，轉(zhuǎn)出方對親戚的信任程度越強，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給三代以內(nèi)近親時收取的租金越低。這進一步驗證了假設(shè)1。但“關(guān)系治理×聲譽”的交互項對租金的影響并不顯著，聲譽發(fā)揮作用的影響機制沒能得到檢驗。可能的原因是由于數(shù)據(jù)庫中問題設(shè)置的限制，本文對聲譽的度量存在偏差，這是未來需要進一步考慮的方向。

表8　信任與聲譽對租金的影響

2．機制分析二：第三方介入與流轉(zhuǎn)對象選擇

本文假設(shè)2認(rèn)為，第三方介入可能會通過引導(dǎo)熟人社會以外的交易來影響流轉(zhuǎn)租金。為了證明這一傳導(dǎo)機制的合理性，本文具體分析第三方介入對流轉(zhuǎn)對象選擇的影響。同時，需要注意的是，通過政府交易平臺和村委會組織協(xié)調(diào)可能分別代表了外生型和內(nèi)生型的介入模式[29]，本文對此進一步加以區(qū)分。

表9　第三方介入對交易對象選擇的影響

由于這部分檢驗中的解釋變量與被解釋變量都是二元變量，本文在這里采用Probit回歸，表9中匯報的是回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)?？紤]到地塊特征對交易對象的選擇影響不大，模型中刪去了地塊層面的控制變量。以轉(zhuǎn)出樣本為例進行分析，由表9第（1）列可見，在1%的顯著性水平上，第三方介入降低使得轉(zhuǎn)出方將農(nóng)地流給三代以內(nèi)近親的概率下降了10.7%。這說明從交易對象的角度，第三方介入一定程度上改變了熟人社會的交易格局，假設(shè)2進一步得到驗證。對不同介入方式的檢驗發(fā)現(xiàn)，村委會組織協(xié)調(diào)的流轉(zhuǎn)對交易對象選擇影響符合理論預(yù)期。但政府交易平臺的中介影響并不顯著，這可能是由兩方面的原因造成的，第一，在農(nóng)戶看來，政府的平臺交易可能與村委會的組織并無區(qū)別，這可能造成了通過政府平臺交易樣本的偏差，從而造成估計偏誤。第二，從現(xiàn)實的角度，當(dāng)前政府的交易平臺發(fā)展并不完善，很多地區(qū)的交易平臺有名無實，未能真正發(fā)揮第三方中介在信息傳遞和合約保障方面的作用，這也是本文所關(guān)注的政策完善方向。

（四）穩(wěn)健性檢驗：剔除經(jīng)濟作物樣本

本文的關(guān)鍵被解釋變量是流轉(zhuǎn)租金，在數(shù)據(jù)處理的過程中，轉(zhuǎn)出的全樣本中保留了地塊用作種植糧食和經(jīng)濟作物的樣本。但是，存在一種可能的情況是，種植結(jié)構(gòu)的改變造成了雙方對農(nóng)地經(jīng)營預(yù)期收益的變化，而預(yù)期收益是影響租金決定的重要因素[30]。如果這個推論成立，那么估計結(jié)果就可能存在偏誤?？紤]到糧食種植的利潤與預(yù)期收益波動相對較小，本文剔除了地塊上種植經(jīng)濟作物的轉(zhuǎn)出樣本，僅保留地塊上種植糧食作物的1082個轉(zhuǎn)出樣本進行穩(wěn)健性檢驗，如表10所示。結(jié)果表明，盡管系數(shù)有所下降，但關(guān)系治理依然在1%的顯著性水平上對流轉(zhuǎn)租金有顯著負向影響。第三方介入則在1%的顯著性水平上提高了流轉(zhuǎn)租金。而將關(guān)系治理、第三方介入與二者的交互項同時放入模型后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)存在第三方介入時，關(guān)系治理對租金的影響不再顯著?？梢?，在剔除了轉(zhuǎn)出地塊上種植經(jīng)濟作物的樣本后，前述實證分析的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表10　穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論與政策建議

根據(jù)市場配置資源的一般原則，理論上農(nóng)地可通過租金的價格信號流向更有效率的轉(zhuǎn)入方，因此租金的市場化是農(nóng)地要素市場發(fā)育的重要表征。本文以轉(zhuǎn)入方面臨的事后交易費用為切入點，在理論分析的基礎(chǔ)上，利用2020年中國土地經(jīng)濟調(diào)查（CLES）收集的1 134個農(nóng)地轉(zhuǎn)出樣本和514個農(nóng)地轉(zhuǎn)入樣本，分析了關(guān)系治理對流轉(zhuǎn)租金的影響，以及縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入對關(guān)系治理格局和租金決定的作用。研究結(jié)論如下，第一，信任和聲譽機制約束發(fā)揮作用的強關(guān)系治理能夠減少事后交易費用，雙方就這部分交易費用進行博弈會使得流轉(zhuǎn)租金低于市場價格。第二，縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會等第三方介入流轉(zhuǎn)，替代了關(guān)系治理在減少交易費用方面的作用，改變了熟人社會的關(guān)系治理格局，流轉(zhuǎn)租金接近于市場價格。

根據(jù)以上研究結(jié)論，得到如下啟示：從轉(zhuǎn)出方對事后交易費用的考慮來看，轉(zhuǎn)出方與親友、熟人交易時的低租金可視為流轉(zhuǎn)雙方之間的一種默契交換或是流轉(zhuǎn)市場不完善下的無奈之舉，在現(xiàn)階段仍有其存在的合理邏輯。但是，從農(nóng)地資源配置的角度來看，這意味著租金的價格信號不明確，而如果租金無法發(fā)揮價格的信號傳遞功能，那么不僅一些有轉(zhuǎn)出意愿的農(nóng)戶無法實現(xiàn)流轉(zhuǎn)，更為重要的是，生產(chǎn)經(jīng)營能力更強的轉(zhuǎn)入方的農(nóng)地需求也無法得到滿足。而依據(jù)效率原則配置農(nóng)地資源，將農(nóng)地向更有效率的經(jīng)營主體集中，一直是中央農(nóng)村政策的重要目標(biāo)。因此，塑造一個以價格機制為導(dǎo)向的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場對于提高我國農(nóng)地的配置效率有著至關(guān)重要的作用。但同時不可否認(rèn)的是，現(xiàn)階段我國大量的流轉(zhuǎn)交易仍發(fā)生在親友熟人之間[2]。在此背景下，本研究的結(jié)論二可能提供的一個角度的政策啟示是，熟人交易也存在市場化的可能性，其關(guān)鍵在于需要通過發(fā)揮縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會的作用，建立和完善以村莊為網(wǎng)絡(luò)節(jié)點、低成本的農(nóng)地流轉(zhuǎn)服務(wù)中介組織，定期發(fā)布土地流轉(zhuǎn)有關(guān)信息。一方面第三方介入可以對農(nóng)地流轉(zhuǎn)中原有熟人交易形成“解構(gòu)”，另一方面也可減少農(nóng)戶對外部潛在轉(zhuǎn)入方的搜尋甄別成本，從而促進形成以價格為核心的交易格局，最終推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的轉(zhuǎn)型。

① 數(shù)據(jù)來源：《全國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計資料》

② 需要說明的是，政府或村委會強制流轉(zhuǎn)也可能會增加交易費用[19]，并造成租金溢價。但從調(diào)研的情況來看，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地一般都是自愿的，因此本文的分析中未考慮這部分交易費用。

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Impact of relationship governance, third party intervention on farmland transfer rents：Empirical evidence based on CLES

CHEN Jia1, XU Jingwen2, ZHANG Hongxiao1*

(1.College of Economics and Management, Nanjing Forestry University, Nanjing 210037, China; 2.College of Finance and Economics, Wuxi Institute of Technology, Wuxi 214121, China)

The marketization of transfer rent is an important symbol of the development of farmland factor market. At present, the price formation mechanism of rent in China’s farmland market is not perfect. Based on the theoretical analysis starting with the post transaction cost of leasers, this paper uses 1648 farmland transfer samples collected by China Land Economic Survey (CLES) in 2020, and employs OLS, 2SLS and CMP methods to empirically test the impact of relationship governance on transfer rent and the role of third-party (including county and township governments and village committees) intervention on the change of relationship governance pattern and rent decisions. The results show that the close relationship between the two sides of transfer represents the strong relationship governance functioned by the constraints of trust and reputation mechanism, which can reduce the post transaction cost. And the two sides play a game on this part of transaction cost, making the transfer rent lower than the market price. Furthermore, the involvement of third parties such as county and township governments and village committees in the transfer has replaced the role of relationship governance in reducing transaction cost, and changed the relationship governance pattern of acquaintance society, which makes the transfer rent close to the market price.

farmland transfer; transaction cost; relationship governance; third party intervention; rent

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2022.01.005

F301.4

A

1009–2013(2022)01–0033–11

2021－12－06

國家自然科學(xué)青年基金項目（7200030610）；江蘇省高校哲學(xué)社會科學(xué)研究項目（2021SJA0936）；江蘇省研究生科研與實踐創(chuàng)新計劃項目（SJKY19-0903）

陳甲（1991—），男，安徽宿州人，博士研究生，主要研究方向為農(nóng)林經(jīng)濟政策績效評價。*為通信作者。

責(zé)任編輯：黃燕妮