陳 蘇 胡 浩 張利國

一、引 言

土地合約選擇一直是學術界研究的熱點話題。長期以來，古典和新古典的經濟學家，包括亞當·斯密和馬歇爾，大多認為分成合約的效率低于工資合約和定額合約。Cheung 在1968 年發(fā)表《私有產權與佃農分成》一文，對上述長期延續(xù)的“定論”提出了質疑，他用微積分及幾何方法證明，在競爭和私產的約束下分成合約與定額合約效率相同，從而開創(chuàng)了合約理論意義上的佃農理論。最近的研究表明，在土地同質條件下，分成合約與定額合約下土地資源利用效率相同(陳蘇等，2020)。張五常(1969)在要素(土地和勞動力)同質的假設下，從交易費用和風險規(guī)避角度解釋了某一合約占主導的普遍現象，即小麥采用分成合約的比例較高，水稻采用定額合約的比例較高。然而，近代農業(yè)在同一農區(qū)存在較多的分成合約和定額合約共存的事實(卜凱，1937)，那么，什么因素決定了地主或佃農對合約的選擇呢？Stiglitz(1974)從理論分析了不同合約安排：當地主或佃農是風險中性時，其將承擔全部風險，只存在工資合約或定額合約；當雙方都是風險厭惡時，則存在分成合約。在傳統(tǒng)社會中，對維持生計的小農而言，其理性行為是寧愿盡量減少災害的可能性也不去盡量增加平均利潤(斯科特，2013)。

地主和佃農的風險態(tài)度是影響合約安排的主要因素，但風險規(guī)避程度會隨收入的上升而下降(艾利思，2006)。傳統(tǒng)農業(yè)經營方式是以小塊土地的自耕和租佃為主導(趙岡，2003)，后者的土地所有者主要是中小地主(方行，1998；費孝通，2012；李德英，2013)，且他們并不一定是富裕的。隨著商品經濟的發(fā)展，佃農身份、地位和經濟狀況也不斷變化，他們也并不一定是貧窮的，甚至出現了“佃農中農化”(方行，2000)。此外，租佃行為通常不是發(fā)生在地主和佃農之間，而是常常發(fā)生于中農與貧農之間(黃宗智，2000)，形成了“你中有我，我中有你”的租佃格局(李金錚，2011)，小農日益貧困化和人地矛盾引起了租佃市場不完全競爭。

在不完全競爭市場下，地主與佃農之間為了實現各自利益最大化，進行一種“你得即我失”的零和博弈(方行，2006)。近代中國貧富矛盾主要表現在土地分配不合理，土地呈集中之勢(李景漢，1937)。據1927 年國民黨農民部土地委員會發(fā)布的21 省農村調查估計，81%的土地集中到14%的地主富農手中，而75%以上的無地或少地的貧雇農僅占6%的土地。但從變動方向來看，大量的研究表明，近代中國農村的地權分配呈現逐漸分散化的趨勢(史建云，1994；費孝通，2012；李金錚，2012)，主佃關系逐漸脫離宗法束縛轉向純粹的經濟契約關系(李文治，1993)。在簽訂合約時，合約當事人在自由市場中各自資源稟賦約束條件下追求收益最大化。合約中的任何一方，只要擁有交換和選擇權利，那么他一定會改變處在市場競爭中的長期不利地位(趙岡，2003)。例如，為防止地主收回已經施過肥的土地，佃農在簽訂合約時特地附加“自許客辭主不許主辭客”，或是“許辭不許收”等條款?？梢?，在某些情況下，佃農在土地租佃市場也能占到上風。鑒于此，本文借助20 世紀30 年代卜凱農家調查資料，實證分析了風險規(guī)避、博弈能力與佃農土地合約選擇關系，以期豐富合約共存經濟理論。

二、文獻述評

國外已有關于土地合約選擇研究，尤其是對分成合約存在緣由的解釋，主要基于四個方面：一是基于風險分擔。分成合約的優(yōu)勢在于其分擔風險作用(張五常，2000)，定額合約要求佃農承擔全部的風險，工資合約則要求地主承擔所有的風險。因此，如果地主和佃農都是風險規(guī)避類型的，他們就不會達成協(xié)議，這種情形下分成合約更容易被接受。分擔風險的功能同樣適用于非市場交易的投入要素，如地主的監(jiān)督能力、役畜提供的服務等(Allen 和Lueck，1992；Deininger 等，2008)。二是合約與勞動激勵問題。第一種解釋是風險中性的地主能夠為風險規(guī)避的佃農提供保險，對佃農而言，最優(yōu)合約取決于他對勞動激勵和保險報酬之間的權衡(Stiglitz，1974)。但若佃農也是風險中性的，那么分成合約顯然不是最優(yōu)的。第二種解釋是激勵相容機制，在Reid(1976，1977)、Bliss 和Stern(1982)理論基礎上，Eswaran 和Kotwal(1985)考察地主和佃農所簽訂的勞動投入條款。第三種解釋是流動性約束。Hurwicz 和 Shapiro(1978)、Shetty(1988)研究發(fā)現，流動性約束是合約選擇的重要決定因素，因為佃農(租金和要素份額)和地主(要素份額)都依賴各自資本的流動性。三是交易成本。它主要涉及談判、監(jiān)督和執(zhí)行三方面成本。Murrell(1983)認為分成合約節(jié)約了談判成本；Alston 等(1984)考察了佃農道德風險行為，將執(zhí)行成本和監(jiān)督成本納入同一個交易成本理論模型中，分析表明，隨著分成比例的上升，合約執(zhí)行成本不斷下降，而地主為防止佃農過度利用土地和資本(這部分也由地主墊資)，致使監(jiān)督成本上升，當執(zhí)行成本與監(jiān)督成本相交時，此時的分成合約將會使得交易成本最小。Arrow(1968)指出，在委托與代理者之間建立信任機制能夠有效解決道德風險，分成合約作為這種互相信任的關系處理機制，雙方都有監(jiān)督的內在動機。四是甄別理論。該理論假定佃農的部分特征無法觀察到，比如企業(yè)家才能。需要借助合約安排，地主可以與不同的佃農簽訂不同合約類型。該理論遵循農業(yè)階梯論假設，較好地解釋了合約共存現象，農業(yè)工人會沿著工人、分成佃農、定額佃農和自耕農的階梯攀爬(Spillman，1919)。Hallagan(1978)從甄別理論中構建了自選擇模型，通過合約的自選擇，佃農能力和地主土地質量最終會被識別，即佃農能力將被篩選出來，能力強的佃農選擇定額合約，并耕種較好的土地；能力弱的佃農則選擇分成合約，耕種較差的土地。

從上述研究文獻看，因為土地合約安排的形式多種多樣，所以才會出現多種理論予以解釋，基本上都支持了風險分擔是影響分成合約存在的重要因素，但在風險假設方面，均假定地主是風險中立的，佃農是風險規(guī)避的，并沒有考慮雙方風險態(tài)度異質性情況。交易成本能夠較好地解釋定額合約存在，然而，在實證分析時仍會碰到一些困難。首先，交易成本假設條件不考慮風險異質性，在農業(yè)經濟社會區(qū)分委托關系是比較困難的，地主往往具有同質化趨勢，佃農獨立做決策，即“田中之事，田主一概不問”。其次，交易成本的可度量性問題，在農業(yè)生產中并不存在“交易成本”的投入要素，也沒有具體的代理變量。最后，交易成本假定不同合約的監(jiān)督成本函數不同，但在實際分析中卻是監(jiān)督成本的差異，缺少構建內生于合約類型的監(jiān)督成本函數。盡管甄別理論能夠較好地解釋合約共存現象，但其能否適用于傳統(tǒng)農業(yè)的“熟人”社會是值得懷疑的，因為這種環(huán)境下勞動能力和土地質量是眾所周知的。總之，上述理論(交易成本除外)強調分成合約是對某一要素市場(比如勞動、保險、信用和資本市場等)不完全的反映，而這些要素市場的缺失究其原因仍是不完全信息。

那么，在土地同質的條件下，風險異質性對佃農的土地合約選擇會產生怎樣的影響?博弈能力又發(fā)揮何種作用？顯然，要回答這些問題需要從理論和實證方面進行深入分析，研究結果對當前土地流轉具有重要的借鑒意義。本文利用20 世紀30 年代卜凱農家調查數據實證分析了風險規(guī)避、博弈能力對佃農土地合約選擇的影響。結果表明，在不完全信息條件下，佃農風險規(guī)避程度越高，選擇分成合約的可能性就越高；佃農博弈能力越強，選擇分成合約的可能性就越高；在同等風險規(guī)避條件下，隨著佃農博弈能力越弱，選擇定額合約的可能性增加。本文的邊際貢獻主要有：(1)在土地同質的條件下，考察了佃農風險異質性對土地合約選擇的影響，進一步豐富了已有的合約選擇理論；(2)在不完全信息條件下，考察了佃農博弈能力對土地合約選擇的影響；并進一步考察在佃農具有較低的博弈能力情況下，風險規(guī)避程度對土地合約選擇的作用；(3)將風險規(guī)避、博弈能力與土地合約選擇納入統(tǒng)一框架進行理論分析，并使用傳統(tǒng)農業(yè)社會的微觀佃農數據進行實證分析，對合約共存現象提供了一種新解釋。

三、理論分析與假說提出

在不完全信息條件下，地主并不能完全觀察到佃農努力水平，也不能強迫佃農履行合約條款，需借助合約激勵佃農在所有可能的行為中，選擇能使自己期望效用最大化的行為，這便是激勵相容約束。此外，地主為實現預期效用最大化，除了激勵相容約束外，還面臨佃農的參與約束，即向佃農提供的收入不低于后者從事其他活動獲得的收入(w)。那么，在激勵約束和佃農參與約束條件下，地主選擇最優(yōu)的合約變量(r，)和H ，實現效用最大化：

實際上，在最優(yōu)條件下，地主沒有必要最終支付給佃農的勞動報酬所形成的佃農確定性等價收入高于其保留收入，也就是說理性的地主應將參與約束束緊，即式(3)等號成立。進一步將 U( w) 分別代入到式(2)和式(4)中，可得：

其中，式(6)左邊表示的是風險規(guī)避佃農的確定性等價收入，這部分收入等于預期收入減去風險成本。根據式(4)，在確定性等價收入條件下，佃農的努力水平為：

同理，含有 U( w )的地主預期效用為：此時，地主的最優(yōu)化問題可轉化為：

式(12)關于r 的一階條件為：

解得：

此時，佃農的努力水平為：

佃農的預期收入為：

根據式(14)～(17)，在地主與佃農的不同風險態(tài)度組合下，佃農努力水平與風險分擔系數、地主與佃農預期效用以及合約類型具體情形見表1。其中“避”表示風險規(guī)避，“中”表示風險中性，(避，中)表示地主風險規(guī)避、佃農風險中性。

由表1 可以得到兩個推論，推論一：在不完全信息下，無論地主是風險中性還是風險規(guī)避，只要佃農是風險中性，合約類型就是定額合約，佃農承擔全部的風險。同樣，若佃農是風險規(guī)避，合約類型就是分成合約。

表1 不完全信息下地主與佃農的風險態(tài)度與努力水平、風險分擔系數及預期效用

推論二：在不完全信息下，組合(中、中)或(避、中)的地主預期效用均大于組合(中、避)，前三個組合也大于組合(避、避)。所以，地主更偏好與風險中性的佃農合作，選擇定額合約，從而獲得的預期效用最大。如果地主與風險規(guī)避的佃農合作，選擇分成合約，只有自己是風險中性，那么所獲得的預期效用就最大。

推論一和推論二可衍生出兩種土地租佃市場情形：

情形一：土地租佃市場供小于求(即地主較少而佃農較多)。對佃農而言，為了獲得維持生計的土地，需要同其他佃農爭佃土地，在此情形下，分成合約與定額合約是等效用。合約形式由地主決定，風險規(guī)避的地主為了實現預期效用最大化，博弈的最優(yōu)選擇是(避、中)，即定額合約。

情形二：土地租佃市場供大于求(即地主較多而佃農較少)。對地主而言，為了獲得預期效用最大化，地主之間為了爭佃，在此情形下，其風險態(tài)度可能是中性也可能是規(guī)避的。合約形式由佃農決定，風險規(guī)避的佃農為了實現預期收入的最大化，博弈的最優(yōu)選擇是(中、避)，即分成合約。

為此，本文提出如下待檢驗假說1：在土地同質的條件下，佃農風險規(guī)避程度越強，選擇分成合約的可能性越高。

假說2a：在不完全信息條件下，佃農博弈能力越強，選擇分成合約的可能性越高。

假說2b：佃農較低博弈能力會弱化風險規(guī)避程度與分成合約之間的正向效應，選擇定額合約的可能性增加。

四、數據來源、樣本特征與模型構建

（一）數據來源

本文數據來源主要來自兩個方面，一是農戶租佃及其農業(yè)經濟活動數據來自留存在南京農業(yè)大學的卜凱1929—1933 年的農家調查資料，該調查資料覆蓋全國22 個省份168 個地區(qū)16786 個農場38256 個農家(在南京農業(yè)大學社會科學重大項目“卜凱調研數據電子化和數據庫建設”資助下進行了電子化)。二是近代各省份糧食生產數據來自于許道夫的《中國近代農業(yè)生產及貿易統(tǒng)計資料》。

（二）樣本特征

1. 風險的度量

(1) 氣候風險

根據影響糧食單位面積產量的因素特征和持續(xù)性，可歸結為由管理水平、耕作技術、肥料使用等客觀因素影響的趨勢單產和由水災、旱災、風災、雹災、蟲災等自然風險影響的氣候風險單產。因此，糧食單產可分解為：

(2) 生產系統(tǒng)風險

農業(yè)生產系統(tǒng)是自然生態(tài)系統(tǒng)和社會經濟系統(tǒng)的復合體。由干旱、洪澇、冰雹、霜凍等自然災害造成的作物產量波動作用于事件發(fā)生區(qū)域的所有農戶，其產生的風險稱之為生產系統(tǒng)風險(寧滿秀，2006)。顯然，生產系統(tǒng)風險與氣候風險之間存在內在關聯(lián)，FAO(2016)采用氣候變率來衡量系統(tǒng)遭受的沖擊，對農戶而言，體現在“異常”年份單產與正常年份單產的偏離程度。具體形式如下：

式(19)中AP表示“異?！蹦攴輪萎a，“異?！笨赡苁菢O大值，也可能是極小值，為保證等式右邊符號為正，本文采用極大值。AP 表示正常年份單產。等式左邊表示農戶單產的變率，數值越小，表明生產系統(tǒng)風險越??；反之，數值越大，生產系統(tǒng)風險也越大。

2. 不同農區(qū)糧食生產風險的特征

因卜凱農家調查數據是截面數據，缺少作物單產水平的時間變化。為了衡量不同農區(qū)主要納租作物的氣候風險，本文使用《中國近代農業(yè)生產及貿易統(tǒng)計資料》提供的1914—1947 年各省份不同作物單產水平數據，測算主要納租作物的單產變異系數。中國作物種植歷史形成了“南稻北麥”格局(卜凱，1937；珀金斯，1984)，也是主要實物納租對象(附錄1)。需要指出的是：在北方小麥地帶，河北和山西的納租對象以小米為主，實地調查也印證了此情形(張培剛，1935)，《滿鐵農村調查》顯示在河北欒城縣寺北柴村，該村定額地租普遍為棉花20 斤，小米5 斗(徐勇等，2017)。在長江中下游的稻麥輪作地區(qū)，納租對象以水稻為主(李伯重，2008)。

基于上述分析，本文著重考察小麥與水稻的氣候風險，時序變化選擇在1914—1937 年。出于兩方面考慮：一是許道夫(1983)整理的1914—1947 年各省份農業(yè)生產統(tǒng)計資料，缺失了部分年份數據(1917 年、1919—1923 年和1931 年)，且卜凱第二次農家調查時間是在1929—1933 年。二是1937 年之后中國處于抗戰(zhàn)時期，戰(zhàn)爭在一定程度上也會引起產量的變化。對缺失數據進行插值處理或用相近年份代替，再計算各個省份主要納租作物單產變異系數(附錄2)。結果顯示：小麥單產變異系數普遍大于水稻單產變異系數，說明小麥生產面臨的氣候風險較水稻的高。具體來看，河北小麥單產幾乎沒有增加，1914 年為72 斤/畝，1937 年為88 斤/畝。山西、山東和陜西小麥單產總體呈下降趨勢且波動劇烈，而河南和甘肅小麥單產上升緩慢且波動劇烈，江蘇和安徽小麥單產上升緩慢且較為穩(wěn)定?？傮w而言，1914—1937 年小麥單產增長潛力有限，面臨的氣候風險相對較大。同期，水稻單產變異系數除安徽較大外，其單產水平由1914 年的112 斤/畝增加到1937 年的357 斤/畝，其他省份也均有不同程度的增加，表明水稻單產呈上升趨勢且較為穩(wěn)定，面臨的氣候風險相對較小。

采用世界氣象組織衡量風險發(fā)生的標準，即“異?！敝党^平均值的±2 倍標準差(van Minnen 等，2002)。將其應用到農戶層面，計算結果顯示(附錄3)，在小麥地帶，小麥最高產量大多超出通常產量與其2 倍標準差之和，表明發(fā)生了生產系統(tǒng)風險。在水稻地帶，水稻最高產量大多處于通常產量的變動范圍之內，表明發(fā)生生產系統(tǒng)風險的可能性較小。顯然，小麥地帶的生產系統(tǒng)風險相對較大，而水稻地帶的生產系統(tǒng)風險相對較小。因此，農戶的生產系統(tǒng)風險能夠反映氣候風險，二者相關系數為0.16。

3. 不同風險狀況下合約形式的差異

在風險較高的小麥地帶主要采用分成合約，在風險較低的水稻產區(qū)主要采用定額合約(附錄4)，張五常(2000)利用卜凱(1941)的調查資料得到類似結論。但值得補充的是，在風險較高的小麥地帶也采用定額合約。由理論分析可知，在不完全信息條件下，合約的選擇取決于分散風險所帶來的最大收益，定額合約下佃農承擔全部風險，分成合約下佃農承擔部分風險，因此，不同合約的安排也是地主與佃農博弈的結果。

綜上所述，囿于數據可獲得性，本文整理了山東、河南、江蘇、安徽和湖北等5 省12 個縣1190 個農戶，其中分成佃農278 戶，占總戶數的23.36%；定額佃農82 戶，占6.89%，佃農具體分布情況見表2。

表2 不同合約類型的佃農分布情況

（三）變量說明

主要解釋變量的指標選擇如下：

1. 風險規(guī)避程度

根據風險規(guī)避的定義，在預期平均收入相同的情況下，人們寧愿選擇較小的風險變化而不是較大的風險變化(張五常，2000)，這也意味著某一數量的額外收入增加的效用小于失去同樣數量的收入所減少的效用(薩繆爾森，1999)。農業(yè)生產不僅是經濟再生產過程，也是受光、熱、水、土壤、營養(yǎng)物質等因素制約的自然再生產過程。傳統(tǒng)農業(yè)社會自然災害頻發(fā)，造成農業(yè)生產面臨更大的生產風險和產量的不確定性(陳蘇，2020)。在氣候風險較大的農業(yè)地區(qū)，對于農戶而言，因農業(yè)產量增加帶來的邊際效用低于農業(yè)產量減少的邊際效用，所以他們寧愿選擇產量較低并且穩(wěn)定的生產方式，更傾向于規(guī)避風險(Binswanger 和Sillers，1983)。小農的風險規(guī)避程度在一定程度上阻礙了傳統(tǒng)農業(yè)要素的革新(Lipton，1979)，20 世紀初期，化學肥料經由通商口岸銷售到中國農民手中，但其使用僅在長江下游地區(qū)出現過短暫增長(陳蘇等，2020)。關于風險規(guī)避程度的衡量，卜凱在調查農家作物產出時，統(tǒng)計了作物的通常產量、豐年產量和最高產量等三種受到土壤、天氣影響的單產指標，其中“通常產量”是指經常收獲的產量，也是農戶能夠確定收獲的產量；“豐年產量”是指各種情形均有利于作物生長時的產量，也是好年景的豐收產量；“最高產量”是指情形極佳時的作物產量，也是“異?！碑a量。參照氣候風險發(fā)生的標準，若“最高產量”處于“通常產量”發(fā)生風險臨界之內，意味著農戶有較小風險且較大可能性獲得更高確定性的產量。反之，若“最高產量”處于“通常產量”發(fā)生風險臨界之外，意味著農戶承擔較大風險且較小可能獲得更高確定性產量。已有研究表明，農戶的風險規(guī)避程度越高，其決策行為更傾向于減小收入波動而不是追求收入最大化(Binici，2003)。上文分析顯示地區(qū)的氣候風險與這個地區(qū)農戶的生產系統(tǒng)風險具有明顯正向關系。因此，本文佃農的風險規(guī)避程度的代理變量用生產系統(tǒng)風險來衡量，數值越大，說明佃農風險規(guī)避程度越強，選擇分成合約的可能性越高。

2. 博弈能力

在自由的土地租佃市場，因自然災害等造成減產時，在風險規(guī)避條件下，若地主具有較強的博弈能力，定額合約將會被采用，佃農承擔全部風險，地主獲得固定的地租；若佃農具有較強的博弈能力，分成合約將會被采用，佃農承擔部分風險，地主獲得的地租隨著產出降低而減少。那么，定額合約下的地租率要比分成合約高。因此，本文博弈能力的代理變量用博弈地租率來衡量，數值越大，說明佃農的博弈能力越弱，選擇定額合約的可能性越高。

需要說明的是，因農戶類型中包括半自耕農，為盡可能獲得準確的地租率，假定佃農租入的土地優(yōu)先用于種植納租作物。為此，地租率有兩種測算方法：一是若種植納租作物的面積小于租入的土地面積，從最終產出中以地租形式支付給地主的進行直接折算。二是若種植納租作物的面積大于租入的土地面積，對租入土地的產出進行面積權重的平減，再折算成地租率。同時，也采用兩種方式補充缺失的地租信息：一是參照其他作物納租量，樣本所處的種植制度主要是一年兩熟和兩年三熟，所以不同作物間的地租是等價的，如麥1 斗谷2 斗(史建云，1998)。二是參照農作物副產物的納租標準，因為有些地區(qū)作物秸稈也平分。定縣調查顯示，分成合約實行對半分租法，除了各得農產物的50%外，齊整的禾桿和高粱桿也均分(李景漢，1937)。

風險規(guī)避程度隨收入增加可能不變或下降(Binswanger 和Sillers，1983)。一些研究從“安全第一”原則考察發(fā)現，農民是偏好風險的(Parikh 和Bernard，1988)，尤其是貧農，他們會作出甘冒風險的決策(黃宗智，2000)，但黃宗智的分析也顯示，富農或中農更偏好風險。上述研究表明，隨著收入的增加，農民風險規(guī)避程度可能是先上升后下降。在傳統(tǒng)農業(yè)社會，農戶家庭收入以農業(yè)收入為主，田場以外的非農收入為輔。因此，本文非農收入占比代理變量用田場之外收入占家庭總收入比重來衡量，數值越小，說明佃農風險規(guī)避程度越強，選擇分成合約的可能性越高。

此外，風險規(guī)避程度也與佃農的初始資源稟賦相關。阿羅-普拉特絕對風險規(guī)避隨著財富的增加而下降，與貧困的佃農相比，富有的佃農更愿意承擔風險，更傾向于定額合約。因此，本文初始資源稟賦代理變量用家庭擁有的役畜數量和勞均自有土地面積來衡量，數值越大，說明佃農風險規(guī)避程度越弱，選擇定額合約的可能性越高。

表3 給出了實證分析所需變量的描述性統(tǒng)計結果，從中可以看出，在風險較高的小麥地帶，佃農的風險規(guī)避程度相對較高，地租接近傳統(tǒng)的對半均分。佃農家庭收入以農業(yè)收入為主，田場之外獲得的輔助性非農收入相對較低，僅占家庭總收入的14.47%。佃農持有一定量的資產，戶均擁有約1 單位的役畜，其中生產性役畜(等黃牛量)占73.8%。此外，佃農還占有一些土地，意味著純佃農并不多見，符合當時的實際情形(史建云，1998；李金錚，2011)。

表3 變量選取及描述性統(tǒng)計分析

（四）模型構建

對于佃農土地合約選擇行為，本文只考慮兩種簡單的情形，即選擇分成合約和選擇定額合約。這是離散選擇行為，分別用1 和0 表示。對于離散選擇行為，最簡單的計量模型是線性概率模型(LPM)，具體形式如下：

為進一步探討在佃農博弈能力是否弱化風險規(guī)避程度與分成合約選擇的正向效應，本文在式(20)和式(21)中，分別加入X與X的交互項。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

風險規(guī)避決策行為的前提條件是，預期效用(收入)相等。如表4 所示，小麥單產在分成合約與定額合約下并沒有顯著性差異。

表4 不同合約下小麥單產獨立性樣本檢驗(單位：個、斤/畝)

隨著佃農風險規(guī)避程度降低，土地合約更多地表現為定額合約，尤其是最高產量與通常產量的差額占通常產量約一半時，選擇定額合約的占58.31%。而當佃農風險規(guī)避程度上升，土地合約更多地表現為分成合約，尤其是在最高產量比通常產量高出約一倍時，選擇分成合約的占21.22%，而選擇定額合約的僅為8.54%。如表5 所示。

表5 風險規(guī)避程度與合約類型分布關系

表6 顯示，若佃農具有較強博弈能力，即博弈地租率處于傳統(tǒng)的對半分(50%)以下，選擇分成合約的占99.27%，其中大部分介于45%～50%，甚至部分佃農博弈能力更強，可以獲得低于40%的地租率，已有研究表明佃農納租的實際地租率并不高(史建云，1998；高王凌2005)。與此相對，若佃農博弈能力較弱，即博弈地租率較高，土地合約更多地表現為定額合約，有近45.12%定額合約地租率超過了產出的五成。

表6 博弈地租率大小與合約類型分布關系

（二）回歸結果分析

佃農選擇分成合約行為的實證結果如表7 所示。由于Probit 模型的回歸系數不具有解釋效力，表中呈現的均為平均邊際效應。從總體上看，模型中風險規(guī)避程度、博弈能力、非農收入占比、役畜數量和勞均自有土地等解釋變量，大多顯著影響佃農的分成合約選擇行為。因役畜中驢和騾較少用于農業(yè)生產，為消除這部分干擾，本文將等黃牛量替代役畜數量進行了回歸，模型估計結果的影響方向和顯著性水平與原模型的結果基本一致，限于篇幅未列出。這些解釋變量在LPM 模型和Probit 模型的估計結果中，影響方向和顯著性水平均沒有發(fā)生顯著變化。同時，LPM 模型中R較高，Probit 模型中LR 值均在1%的水平上顯著，表明各個模型整體擬合性較好。

表7 土地合約選擇的LPM模型和PROBIT模型估計結果

模型1 回歸結果表明，風險規(guī)避程度變量系數顯著為正，即佃農風險規(guī)避程度越強，選擇分成合約的可能性越高。模型3 回歸結果表明，引入控制變量緩解遺漏變量引致的內生性問題后，特別是控制博弈能力不變，風險規(guī)避程度變量的系數值有所下降，但依然在1%水平上顯著。該變量的邊際效應為0.191，即佃農風險規(guī)避程度每增加1個單位，佃農選擇分成合約的可能性將上升19.1%，本研究假說1 成立。

模型2 回歸結果表明，博弈能力變量系數顯著為負，即佃農的博弈能力越弱，選擇分成合約的可能性越低。模型3 的回歸結果表明，在其他條件不變的情況下，特別是控制風險規(guī)避程度不變，博弈能力變量的系數值幾乎沒變，且仍在1%水平上顯著。該變量的邊際效應為-0.025，即佃農博弈能力每上升1 個單位，佃農選擇分成合約的可能性將下降2.5%，本研究假說2a 成立。

模型4 回歸結果表明，風險規(guī)避程度與博弈能力的交互項系數顯著為負。對比模型3 中風險規(guī)避程度對分成合約選擇的正向效應，交互項顯示當佃農博弈能力下降時，風險規(guī)避程度對分成合約選擇的負效應較強。該變量的邊際效應為-0.002，即在佃農博弈能力下降1 個單位情況下，風險規(guī)避程度上升對分成合約選擇的正向效應將下降，佃農選擇定額合約的可能性將上升0.2%，本研究假說2b 成立。

從其他控制變量來看，佃農非農收入的增加能夠顯著改善其經濟狀況，從而使其風險規(guī)避程度下降，選擇分成合約的可能性越低。佃農役畜持有量越多，其風險規(guī)避程度可能性也越強，選擇分成合約的可能性越高。可能的原因是：盡管以驢、騾為主的役畜在農業(yè)生產中經濟效能并不是很高(陳蘇等，2020)，但價格非常高(舒爾茨，1999；陳蘇等2020)。當農戶面臨較大風險時，他們通常出售資產來平滑收入波動(Rosenzweig和Wolpin，1993)。因佃農占有的土地較少，所以以出售役畜為主。佃農勞均自有土地越多，說明維持生計的約束越弱，承擔風險能力也越強，選擇分成合約的可能性越低，更重要的佃農通過租入近地、好地，可以調劑自己的遠地、次地。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗估計結果的穩(wěn)健性，本文將風險規(guī)避程度處于區(qū)間(0，0.5]的佃農定義為風險中立型，對其取值為0，將風險規(guī)避程度處于區(qū)間(0.5，2.5]的佃農定義為風險厭惡型，對其取值為1。同時，本文采用“佃農的所有田塊與農舍的平均距離”表示佃農的博弈能力，所有田塊與農舍的平均距離越遠，說明其與租佃市場距離也就越遠，與地主談判能力越弱，博弈能力也越小。在對核心解釋變量重新定義的基礎上，得到新的估計結果(附錄5)。結果顯示，風險規(guī)避程度、博弈能力以及二者交互項的估計結果在作用方向和顯著性方面，均與表11 中的結果較為一致，這說明模型的估計結果是穩(wěn)健的。

（四）內生性檢驗

佃農的風險規(guī)避程度可能是其家庭的內生選擇，因此風險規(guī)避的內生性需要進一步討論。為核心解釋變量(風險規(guī)避程度)尋找恰當的工具變量，是緩解內生性問題較為有效的方法之一。這要求尋找到的工具變量與內生變量(風險規(guī)避程度)高度相關，但又不直接影響被解釋變量(合約選擇)。一般地，風險的產生主要由于自然界各種事件發(fā)生的不確定性，而在傳統(tǒng)農業(yè)社會里，農業(yè)生產者面臨的主要風險為自然風險。自然災害不僅在不同程度上使農作物減產絕收，而且會給農戶的家庭財產帶來不同程度的損失，導致家庭財富增長困難(謝永剛等，2007)，進而作用于風險規(guī)避程度(Binswanger 和Sillers，1983)?；诖?，本文選擇用縣域的作物受損害占比作為風險規(guī)避程度的工具變量以進行穩(wěn)健性檢驗(附錄6)，結果表明，風險規(guī)避程度通過了1%的顯著性水平檢驗，且系數為正，該結果進一步支持了本文的主要結論。

內生性檢驗結果表明，Wald 外生性排除檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，表明風險規(guī)避程度是內生變量。進一步，對工具變量的有效性進行識別和弱識別檢驗?；貧w結果顯示，工具變量(作物受損害占比)在1%水平上與內生變量(風險規(guī)避程度)正相關，滿足工具變量的相關性。同時弱工具變量穩(wěn)健性檢驗的AR 值與Wald 值均在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，說明不存在“弱工具變量”問題。此外，在糾正可能的內生偏誤后，風險規(guī)避程度仍然在1%的水平上顯著提高了佃農選擇分成合約的概率，兩者之間具有較為穩(wěn)健的因果關系。

六、結論與啟示

合約安排不可能消除風險，而是從分散風險中獲得最大化收益。本文假定地主和佃農均是風險規(guī)避型，即在預期平均收入相同的情況下，其中一方會選擇較小風險變化而不是較大的風險變化。主佃之間的博弈能力也是影響合約安排的重要因素，在近代農業(yè)風險不斷增加的背景下，地主與佃農之間存在著利益上的持續(xù)較量，體現在土地租佃市場中地主和佃農博弈能力的差異，博弈均衡結果導致了不同的合約形式。本文利用20 世紀30 年代卜凱農家調查資料，運用計量經濟模型實證分析了風險規(guī)避、博弈能力與佃農土地合約選擇的關系。研究結果表明，在土地同質的條件下，佃農風險規(guī)避程度越強，選擇分成合約的可能性越高。佃農博弈能力越強，選擇分成合約的可能性越高；但較低的博弈能力會弱化風險規(guī)避程度與分成合約之間的正向效應，選擇定額合約的可能性增加。

土地租佃市場發(fā)展隨著新中國的成立以及實行家庭聯(lián)產承包責任制而中斷，但在城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和人口老齡化背景下，傳統(tǒng)小農經營模式下伴生的土地細碎局限日益嚴重，在一定程度上阻礙了我國農業(yè)現代化的步伐。當前，以土地所有權、承包權和經營權的“三權分置”改革是推進農業(yè)農村現代化的根本性的制度安排，通過推動土地流轉激發(fā)土地活力以實現土地的價值(洪銀興等，2019)。截至2019 年底，我國土地流轉面積5.55 億畝，超過三分之一的農戶已全部或部分將承包地轉出，土地流轉逐漸呈現“小田主、大佃戶”的趨勢，存在分成合約和定額合約并存現象(曹博等，2017)。因此，通過歷史上土地流轉的經驗教訓，以從中得到有益啟示：第一，改善土地流轉利益相關者福利。土地流轉租金是交易雙方議價的結果，交易雙方根據土地經濟價值、土地社會保障功能和務農機會成本等方面的判斷對租金產生不同影響。政府通過變革約束土地利益相關者福利改善的制度，提高土地利益相關者的福利，促進土地流轉。第二，發(fā)揮土地流轉的市場力量。傳統(tǒng)租佃關系中，主佃雙方在追求自身利益最大化目標下，市場機制決定合約形式。政府應加大力度保護土地流轉雙方的自主權，減少對流轉意愿的干預。第三，提供合約安排的制度環(huán)境?？v觀整個歷史，風險規(guī)避和主佃的博弈能力對土地合約安排起到重要作用(陳蘇，2020)，土地流轉的具體合約安排應由土地流轉的利益相關者共同決定。政府應不斷規(guī)范土地流轉市場，維護農戶權益，尋求各方的利益博弈均衡。