风险感知、风险态度对农村土地经营权流转的影响研究——以浙江省嘉兴市农村土地经营权流转为例

杨卫忠

（嘉兴学院商学院，浙江 嘉兴 314001）

1 引言

与不断提高农村土地经营流转规模和比例直接相关的一个关键性问题是，什么因素影响着中国农村家庭土地经营权流转决策？对于这一问题的解答不仅有助于更好地理解农村土地经营权流转的理论与实践，而且也有利于农村土地制度的设计与完善。相关文献对此给出了多种解释。如，恋土情结、受教育年限、土地依赖程度、非农要素禀赋、劳动力年龄、农村基层政府、家庭非农收入、政治身份等[1-7]。本文主要关注风险感知、风险态度对农村土地经营权流转的影响问题。

理论上，任何试图解析主体决策行为的模型或者命题都很难绕开一个基本的要素，即关于决策者如何评价风险以及决策者的风险态度问题。农村土地经营权流转某种程度上是土地权利的让渡，既是利益得失的过程，也是矛盾产生的过程[8]。这就造成了农村土地经营权流转中农户不得不面临诸多风险问题。穆瑞丽研究发现，农村土地经营权流转存在政策风险、制度风险、合同风险、管理风险、市场风险和经营风险等[9]。李景刚等认为，中国土地经营权流转存在失范，暗藏“隐形风险”，如失地、失业和失去生活保障风险、地力衰退风险、契约机会主义行为风险和贫富两极分化风险等[10]。显然，农村土地经营权流转意味着生产及生活方式的转变。这种转变将导致农户面临各种各样的风险事件，而农户对这些风险事件的感知程度及其风险规避程度将影响到农户对农村土地经营权流转问题的反应。

因此，本文将通过理论分析以明晰风险感知、风险态度对农村土地经营权流转的影响机理，并将通过实证检验以判断风险感知、风险态度对农村土地经营权流转的影响效应。

2 理论分析与研究假设

风险感知是用来描述主体对某类风险事件的直觉判断的一个概念，包含了风险既具有损失性又具有收益性的双重特征[11]。风险感知中的不确定性及其发生时后果的严重性将会给主体造成多方面影响，高程度的风险感知往往将人们置于沮丧和焦虑的状态中[12]。农村土地经营权流转对于农户而言是新的、尚不明确的，潜在结果是无法预测且不可逆的，未来可能产生高风险的，其效应将导致农户产生一系列情感和心理反应，如恐惧、焦虑、抵触、逃避等。因此，感受到农村土地经营权流转的风险越高，农户越倾向于采取降低风险的应对措施以减缓高风险感知所造成的沮丧和焦虑状态。

然而，有学者指出即使主体感知到更高风险，也不一定会做出规避风险的保守选择[13]。就农户来说，土地经营权流转不仅受风险感知的影响，还同时受其风险态度的影响。Hillson等认为，风险态度是主体心理上对待风险的态度，是基于某类事实或状体所能够选择的一种信智状态、观点或者倾向[14]。显然，风险态度将影响农户对农村土地经营权流转问题的反应，即在既定的农村土地经营权流转福利水平与风险程度下，风险规避程度越高的农户参与农村土地经营权流转的可能性就越低，反之亦然[15]。

事实上，风险感知涉及的是农户对于农村土地经营权流转所产生不确定性和危害性的评估，而风险态度涉及农户对风险性质的理解及其对待风险问题的规避程度。为探析风险感知、风险态度对农村土地经营权流转的影响机理，考察农户效用函数u（ω），其中ω表示农户禀赋（财富）水平，并假定土地经营权流转的价值以随机变量z表示，其方差为σ2。定义CE为确定性等价，即表示土地经营权流转的价值与获得数量为CE的确定性货币的效用无差异。换言之，CE可代表土地经营权流转的货币价值。确定性当量意味着下列等式成立：

式（1）中：E（·）表示期望。对式（1）两边以ω为中心展开二级泰勒级数，得到：

联合式（1）—式（3），整理简化后可得：

式（2）—（4）中：R（ω）=-u（ω）/u′（ω）表示Arrow-Pratt期望效用框架下绝对风险规避系数；R（ω）大小表示风险规避程度。由于CE代表土地经营权流转的货币价值，式（4）意味着土地经营权流转的价值随σ2和R（ω）增加而递减。σ2代表了农户对农村土地经营权流转的风险感知程度，所以风险感知增加，意味着土地经营权流转的价值下降，也因此流转土地经营权的可能性下降。R（ω）越大同样意味着土地经营权流转的价值越小。Arrow-Pratt期望效用框架下，农村土地经营权流转还受到风险感知和风险态度两者交互作用的影响。这种交互作用意味着当农户感知到农村土地经营权流转具有大风险程度时，风险规避程度高的农户不选择流转土地经营权的意愿会变得更为强烈和显著。

基于此，提出以下研究假设。假设1：感知到土地经营权流转存在较大风险的农户，相对于感知到风险较小的农户而言，流转土地经营权的可能性较低。假设2：风险规避程度高的农户，相对于风险规避程度低的农户而言，流转土地经营权的可能性较低。假设3：风险感知和风险态度的交互作用对农村土地经营权流转产生显著影响。图1为风险感知、风险态度对农村土地经营权流转影响的理论框架图。

图1 理论模型与研究假设Fig.1 Theoretical models and research hypotheses

3 实证研究

3.1 调查区域

嘉兴市位于浙江省东北部、长江三角杭嘉湖平原腹心地带，陆地总面积3 915 km2，下辖南湖区和秀洲区，平湖、海宁、桐乡三个市，嘉善、海盐两个县，共有44个镇，246个城市社区，115个城镇社区，809个行政村。随着工业化、城市化的快速推进，嘉兴市农村大批劳动力向二、三产业转移。为促进农业适度规模经营，加快农业转型升级和现代农业的发展，嘉兴市在贯彻落实《农村土地承包法》，切实维护农民土地承包权益的基础上，结合统筹城乡综合配套改革的实践，多模式、全方位鼓励和引导农民开展农村土地经营权流转。截至2016年3月底，全市累计流转农村土地经营权88.46万亩，占全市承包土地面积的36.18%，累计建立土地股份合作社52家，入股土地面积2.55万亩。

3.2 数据收集

研究数据采用实地调查的方式获得，调查对象为18～70周岁的农户家庭户主。调查地点包括嘉兴市秀洲区的洪合镇、新塍镇、王店镇、王江泾镇、油车港镇，南湖区的大桥镇、凤桥镇、七星镇、新丰镇、余新镇。调查采用分层抽样的方法确定具体样本。首先，通过嘉兴市各区镇政府部门获得目前、近期和计划近期将推行农村土地经营权流转的村集体信息，并陆续确定93个样本村，共包括11 237户农户家庭。然后，按照12.00%样本抽取比例确定每个样本村所需要的样本量，并由此确定了1 348户农户家庭为本次调查的样本总量。最后，从不同样本村中随机抽取足量样本，以形成调查的基础样本量，并完成数据收集工作。调查主要涉及土地经营权流转、风险感知、风险态度、年龄、受教育年限、健康状况、家庭有无小孩、家庭规模、职业类别、村庄人均存款（元）、离县（区）域商业中心距离等变量的数据收集。调查涉及10个镇93个样本村的1 348户农户家庭，剔除不符合逻辑或者存在其他问题的149份数据（共占样本总量的11.05%），取得有效样本量1 199份。

表1 风险感知测量Tab.1 Measurement scale of risk perception

3.3 变量说明

3.3.1 被解释变量：土地经营权流转

用虚拟变量衡量土地经营权流转，对即将发生、已经确定和有意向的土地经营权流转记为1，否则记为0。

3.3.2 核心解释变量：风险感知

借鉴Slovic和Greiner对风险感知测量的研究成果[11，16]，结合农村土地经营权流转的实际情况，形成测量量表，见表1。测量风险感知之前，调查者按流程要求与农户探讨农村土地经营权流转的风险问题，这些风险问题包括流转补偿问题、合同风险问题、地力衰退问题、利益诉求问题、生活方式面临转变问题和生计面临转型问题①流转补偿问题涉及土地经营权流转补偿标准及其合理性问题；合同风险问题涉及合同保障性以及流转补偿获得性问题；地力衰退问题涉及地力衰退的可能性以及补偿问题；利益诉求问题包含利益诉求能力和利益诉求渠道两个方面；生活方式面临转变问题涉及田园劳动方式面临放弃问题；生计面临转型问题涉及家庭非农就业能力问题。。获得农户对这些风险问题的明确答复后，调查者才能开展风险感知的度量工作②调查者按要求对谈话内容进行了记录和录音工作，如果未获得农户明确答复的问卷被视为无效。。按要求完成数据的采集工作后，使用SPSS 19.0统计软件进行了主成分分析，以达到度量风险感知的目的。检验结果表明，每个题项的因子负荷均大于0.50 的阈值标准，且方差解释率达到55.19%，说明4个题项与潜变量间有足够的线性等价关系，满足单一维度的条件。此外，KMO值为0.545，巴特利特球体检验的统计值（102.224）的显著性概率小于0.05（p= 0.001 2），且仅有一个大于1的χ2特征根（5.463）。由此可见，4个题项可进行降维，并由此得到风险感知的因子得分。

3.3.3 核心解释变量：风险态度

将Holt等的彩票选择方法变换为工作机会选择来测定风险态度[17]。如表2所示，农户需要分别对表中10对工作机会做出选择A还是B的决定③在风险态度测量之前，调查者对测试规则进行了详细的说明和示范工作，确保每位农户理解10对工作机会中A选项与B选项的差异及其利弊。。工作机会A的收益为每月4 200元或2 710元，而工作机会B的收益为每月5 800元或1 310元，相对于B，A被称为安全选项④由于10对工作机会中A选项的最低收益均高于B选项的最低收益，所以，相对于B选项，A选项为安全选项。。随着获得高收入工作机会的概率不断增加，农户可能在这个过程中由选择A转向选择B。高度风险爱好者将从第一对工作机会中就选择B；高度风险规避者则直到第十对工作机会才选择B；而风险中性者将在第四对工作机会以后才开始选择B，因为从第五对工作机会中B的期望收益大于A的期望收益。显然，农户选择安全选项（工作机会A）的个数取决于其效用函数[18]。

当农户选择安全选项的个数为n（1≤n≤9）时，则其不可观测的效用函数可表示为：

式（5）中：μ1和μ2为常数项。当农户选择安全选项的个数由n-1增加到n时，意味着农户在第n+1对工作机会中由选择A开始转向B。假设从第n+1开始选择B，则农户每月可获得的期望收入为xn+1，对应的效用函数为u（xn+1），则有如下不等式：

式（6）中：u（xn+1）可由幂函数和指数函数来计算。幂效用函数和指数效用函数的表达式分别为：

式（7）—式（8）中：γ和R分别为绝对风险规避系数和相对风险规避系数。γ和R越大，农户越厌恶风险，其风险规避程度越高，反之亦然。γ和R小于0时，为风险爱好者；γ和R等于0时，为风险中性者；γ和R大于0时，为风险规避者。于是，令选择安全选项个数为4的农户（接近风险中性者）的γ和R取值范围分别为-0.15＜γ≤0.15和-0.02＜R≤0.02，并分别代入式（7）和式（8）后，与式（6）建立恒等关系，并经式（5）计算出μ1和μ2值，由此计算出不同风险规避程度的γ和R的取值范围，见表3。同时，为与式（4）逻辑一致，将R作为风险态度的替代变量，并为方便后续计量，将R取值范围的中间值作为相对风险规避系数的数值。

表2 风险态度测量量表Tab.2 Measurement scale of risk attitude

表3 风险规避系数计算结果Tab.3 Results of risk aversion classification

3.3.4 控制变量

农户户主特征包括：年龄及年龄平方/100，年龄是户主接受访问时的周岁年龄；受教育程度，其是户主接受学校正规教育的年数；健康状况，其中，“不好”赋值为1、“一般”赋值为2、“良好”赋值为3。家庭特征包括：家庭有无小孩，其中，家里无18周岁以下小孩赋值为1、家里有18周岁以下小孩赋值为2；家庭规模，其是家庭成员数；家庭收入，其是从过去到受访时的一年时间里的家庭总收入（104元）；职业类别，其中，“农业”赋值为1、“兼业”赋值为2、“非农业”赋值为3①按照农业收入占总收入比重将农户家庭职业类别分为农业、兼业和非农业三种类型。农业收入占总收入比重大于等于90%的为农业农户家庭，大于10%而小于90%的为兼业农户家庭，小于等于10%的为非农业农户家庭。。村庄特征：村庄人均存款（元）对数，其是村庄人均存款取对数的结果②样本村的人均存款委托各村委指定具体人员负责完成数据统计和估算工作。；离县（区）域商业中心距离，由调查者根据百度地图计算直线距离。另外，考虑每个样本村的土地经营权流转政策和办法的差异性和不同时间点上的变化，控制了样本村和调查年月变量。

3.4 描述性统计

依据调查数据对主要变量进行描述性统计分析，见表4。样本农户的土地经营权流转比例约为40.45%，而59.55%的样本农户表示不愿意流转土地经营权。观察1 157个样本，风险态度平均接近于风险中性，表现出略微的风险规避。样本农户户主年龄平均约44周岁；平均接受正规教育年限约为8年，略接近于初中文化水平；自评健康状况平均处于“一般”水平。样本农户家庭中有18周岁以下小孩占比65.49%；家庭规模平均接近于3.51个家庭成员，以从事“兼业”的较多，约占43.61%，近31.83%的农户家庭以“农业”为主，约24.56%的农户家庭以“非农业”为主。村庄人均存款约57 345元/年，离县（区）域商业中心距离平均约4.51 km。样本其他变量的统计结果见表4所示。

表4 主要变量的描述性统计Tab.4 Descriptive statistics of the main variables

3.5 回归结果与分析

建立风险感知、风险态度对农村土地经营权流转的影响作用的Logit回归模型：

式（9）中：i=1，2，…，n表示农户户主；p（yi=1）为农户i选择土地经营权流转的条件概率；perceptioni表示风险感知；attitudei表示绝对风险规避系数；X1i表示影响农村土地经营权流转的其他因素，包括年龄、年龄平方、受教育程度、健康状况、家里有无小孩、家庭规模、家庭收入、职业类别、村庄人均存款（元/年）对数、离县（区）域商业中心距离、样本村和调查年月；α0为常数项；α1、α2、α3和jl为回归系数；ε为残差。

Logit模型估计结果（表5）。PseudoR2值呈现了递增趋势，表明4个回归的拟合程度在逐步提高；同时，4个回归的影响系数大小尽管发生略微变化，但系数方向和显著性并未发生显著变化，表现出良好的稳健性，分析结果如下：

（1）户主特征变量对农村土地经营权流转的影响。模型4中，户主年龄系数为-0.006 9（p＜0.001），而户主年龄平方系数为-0.060 5（p＜0.01），表明在18～70岁范围内，户主年龄对农村土地经营权流转具有显著负向影响。这主要是，年龄大的户主思想较为守旧，接受新事物能力差，难以放弃现有土地经营权。户主受教育程度系数0.034 7（p＜0.001），说明受教育程度对农村土地经营权流转具有显著正向影响。这主要是，受教育程度高的户主具有相对丰富的见识与阅历，更容易接受劳动方式的改变。

（2）家庭特征变量对农村土地经营权流转的影响。模型4中，家里有无小孩、家庭规模和家庭收入均对农村土地经营权流的影响并不显著。职业类别中，“非农业”农户具有相对较高的土地经营权流转率，而“农业”农户相对较低，“兼业”农户则居中。这主要是，相比较于“农业”农户，“非农业”农户对农业的依赖性不强，基本可以脱离土地的束缚，而“兼业”农户处于两者之间。

（3）村庄特征变量对农村土地经营权流转的影响。模型4中，村庄人均存款（元）对数和离县（区）域商业中心距离对农村土地经营权流转均未产生显著影响。

（4）风险感知变量对农村土地经营权流转的影响。模型3在不考虑风险感知与风险态度交互项的影响效应时的回归结果表明，风险感知对农村土地经营权流转产生了显著负向影响（-0.289 5，p＜0.001）。

表5 模型估计结果Tab.5 Model estimation results

（5）风险态度变量对农村土地经营权流转的影响。模型3在不考虑风险感知与风险态度交互项的影响效应时的回归结果表明，风险态度对农村土地经营权流转也产生了显著负向影响（-0.561 8，p＜0.001）。

（6）风险感知×风险态度对农村土地经营权流转的影响。模型4在考虑风险感知与风险态度交互项的影响效应时的回归结果表明，风险感知×风险态度对农村土地经营权流转具有显著负向影响（-0.248 6，p＜0.001），所以，相对风险规避系数在风险感知与农村土地经营权流转之间的负向关系中起到了增强性的调节作用。

图2为模型4的交互效应分析结果①交互效应分析方法参见杨卫忠于2017年发表在《中国土地科学》第4期的文章[19]。。当相对风险规避系数“中”，即农户对待农村土地经营权流转的风险态度处于“中立”状态时，农村土地经营权流转概率随着风险感知的增加而降低②此时，相对风险规避系数取平均值。。当相对风险规避系数“低”，即农户对待农村土地经营权流转的风险态度处于“风险爱好”状态时，农村土地经营权流转概率随着风险感知的增加而呈现相对较缓慢下降。这表明，“低”相对风险规避系数降低了风险感知对农村土地经营权流转的负向影响。这表明，“低”相对风险规避系数降低了风险感知对农村土地经营权流转概率的负向影响，导致即使风险感知程度较高的农户流转土地经营权流转的可能性也增加。当相对风险规避系数“高”，即农户对待农村土地经营权流转的风险态度处于“风险规避”状态时，农村土地经营权流转概率随着风险感知的增加而呈现相对较快速下降。这表明，“高”相对风险规避系数增强了风险感知对农村土地经营权流转概率的负向影响，导致即使风险感知程度较小的农户流转土地经营权流转的可能性也降低。综上所述，假设1、2和3均得到了验证。

图2 交互效应分析Fig.2 Interaction effect analysis

4 结论

本文从理论上探索了风险感知和风险态度对农村土地经营权流转的影响作用，提出研究假设，并通过浙江省嘉兴市农户的调查数据进行了实证分析。主要得出如下研究结果：（1）风险感知与农村土地经营权流转之间呈显著负相关关系，意味着感知到土地经营①权流转存在更大风险的农户，相对于感知到风险较小的农户而言，流转土地经营权的可能性较低；（2）风险态度与农村土地经营权流转之间的负相关关系显著，意味着风险规避程度高的农户，相对于风险规避程度低的农户而言，流转土地经营权的可能性较低；（3）风险感知与风险态度的交互项与农村土地经营权流转之间存在显著负向关系，这意味着对风险规避程度高的农户而言，风险感知与农村土地经营权流转之间呈显著的负相关关系，而对风险规避程度低的农户而言，风险感知与农村土地经营权流转之间的相关关系可能并不显著。

基于以上研究结果，得出如下政策建议：（1）降低农村土地经营权流转风险，建立纠纷调解制度，把农村土地经营权流转中存在的问题、矛盾和不稳定因素化解在萌芽状态，为农户提供就业服务、公共服务、风险担保和规划统筹等以降低其风险感知程度；（2）完善农村土地经营权流转信息沟通渠道，通过构建信息渠道和加强信息沟通力度，消除信息不对称的影响，填补农户对于农村土地经营权流转政策信息中的缺漏，纠正其错误观念，同时注意合理引导农户建立理性的风险意识，以达到提高农村土地经营权流转的目的；（3）建立不同风险态度的农村土地经营权流转补偿机制，针对不同风险规避程度的农户提供相应的补偿模式，为风险规避程度高的农户提供可选择的风险低、收益也相对低的农村土地经营权流转项目，以实现最优的农村土地经营权流转管理模式。