农户收益预期、政策认知与农...来自河南1068农户的验证_王磊玲.pdf

第 37 卷第 8 期干旱区资源与环境Vol 37No 82023 年 8 月Journal of Arid Land esources and EnvironmentAug 2023文章编号:1003 7578(2023)08 042 10doi:10 13448/j cnki jalre2023184农户收益预期、政策认知与农村集体产权制度改革参与行为*来自河南 1068 农户的验证王磊玲1，2，付楚涵1，詹浩文1，蔡玉平1(1 郑州大学商学院 郑州 450001;2 浙江大学未来区域发展实验室共同富裕研究中心 嘉善 314100)提要:农村集体产权制度改革对完善中国农村基本经营制度、保护农民集体资产权益意义重大。通过构建农户多目标效用函数，理论推导收益预期、政策认知对农户改革参与行为的影响机理，基于河南省 1068 份农户调查数据，运用 Heckman 两阶段模型对理论推导进行验证。研究结果显示:1)农户收益预期和政策认知能显著正向影响农村集体产权制度改革接受行为。2)年龄和文化程度影响农户政策认知进而影响其改革接受行为，前者表征的经验性认知影响改革意愿，后者代表知识性认知影响其改革接受程度。3)农户收益预期通过收入来源、家庭劳动力、文化程度对参与农村集体产权制度改革产生影响，但影响的阶段和程度存在差异。基于此，提出提高改革收益、政策认知、因地制宜灵活推进以及加强农户教育培训等对策建议。关键词:政策认知;农村集体产权制度改革;收益预期中图分类号:F321文献标识码:A2016 年 12 月 29 日，国务院印发 关于稳步推进农村集体产权制度改革的意见，旨在通过推进农村集体产权制度改革，释放集体产权权能，激发农村集体资产活力，壮大集体经济，增加农民收入，实现共同富裕和农业农村现代化1。农村集体产权制度改革涉及复杂的权属和利益分配关系，若不能稳妥处理，可能会增大改革阻力2。特别是农户能否积极、深度参与改革，决定着改革阻力的大小和实现程度3。在实践中，一些地区依旧是政府主导农民跟随，农民的主动性没有发挥出来，农民主体地位遭遇了经济、政治、社会和文化多重困境4。已有对农地集体产权制度改革的研究，主要关注“为什么改”2，5、“如何改”6 10、“改革存在问题”11 12 和“改革绩效评价”13 17，鲜有对农户参与集体产权制度改革意愿开展研究。作为理性经济人，农户首先关心个人利益得失，希望在农村集体产权制度改革中确保自己的权利和利益。从政策认同 政策遵循的逻辑来看，农户参与改革的意愿建立在个体理性认知和情感认同的基础上18，愿意参与改革是政策认同的体现。政策认知作为个体理性认知的子集19，是实现政策认同的关键。提高农户对政策概念、内容、权益和目标等多维度的认知20，有利于提升农户对改革政策的认同。鉴于此，文中构建农户多目标效用函数，明确收益预期、政策认知影响农户参与农村集体产权制度改革的理论逻辑，基于河南省 1068 个农户调查数据，运用 Heckman 模型进行实证检验。文中研究的边际贡献在于:1)从收益预期和政策认知双重视角构建农户参与集体产权制度改革的决策模型，有效补充了从收益预期或政策认知单一视角研究的不足，为分析农户参与改革决策行为提供了理论范式。2)更为准确地衡量了农户对集体产权制度改革的接受程度。仅用量化入股的农地比例表示农户接受改革程度，无法*收稿日期:2023 2 14;修回日期:2023 5 16。基金项目:国家自然科学基金项目(71703155);教育部人文社科项目(17YJC790150);河南省社会科学规划项目(2019JJ056);郑州大学青年人才创新团队支持计划项目(32320293)资助。作者简介:王磊玲(1984 )，女，汉族，河南唐河人，博士，副教授，主要从事农村经济、农村金融方面研究。E mail:277209806 qqcom通讯作者:蔡玉平(1965 )，男，汉族，河南虞城人，硕士，教授，主要从事金融理论与政策方面研究。E mail:cyp zzu edu cn反映农户参与改革是主动为之还是被动参与，构建包含主观态度和客观结果的指标能更科学、合理反映农户对改革的真正态度。1材料与研究方法1 1理论分析与研究假说第二轮全国土地承包经营政策之后，土地承包经营制度从最初追求高生产效率的“经营制度”转变为农户分割公有土地的“财产制度”，多数农区的土地资源被广大农户分散控制，农户对土地“私有”观念极深，集体土地所有权存在虚置现象21。因此以农地集体经营为抓手的农村集体产权制度改革模式，如何获得农户认可和支持，收益预期和政策认知两个视角十分关键。1 1 1农户参与农村集体产权制度改革的决策机理假设农户是理性经济人，接受改革的动因有两方面:1)能否实现收益最大化。农户参与此次改革必然会期望获得更高的收入，如果收益减少，改革就难以获得认可和支持。2)能否实现风险最小化。农户参与改革与风险感知高度相关，风险最小化也是其追求的目标之一。农户收益最大化目标记为 f()，风险最小化目标记为 g()。借鉴 obinson 的多目标效用函数22，构建农户参与农村集体产权制度改革总效用函数:U=w1f()w2g()(1)其中，w1和 w2分别表示收益最大化和风险最小化的权重，反映收益和风险的相对重要性，存在 w10，w20。未参与完成农村集体产权改革前，农户无法观测到改革后的收益，只能基于自身禀赋和外部环境因素(如邻里示范和组织推动)，对改革净收益进行判断，如果净收益大于 0，则农户愿意参与改革。改革净收益由改革后的额外收益 u(e)与额外损失 l(e)的差额表示，其中 e 表示农户对改革的收益预期，当收益预期高，农户对集体资产股权收益分配、个人外出务工收入更具信心，参与改革净收益(u(e)l(e)越大，存在(u l)e0。农户参与改革风险()主要有劳动力闲置风险和土地收益减少风险。劳动力闲置风险是参与改革农户受个人能力、工作机会等制约，无法及时找到工作，不得不赋闲在家导致家庭收入减少。土地收益减少风险是农地集体经营不善或者股权分配收益低于自种收益，引起家庭收入减少。一般来说，农户对改革政策越了解，政策认知(d)越高，对改革风险的评估越准确23，风险防范越充分，能够有效降低农户风险预期24，反之，越不了解政策，对改革风险认识不足，越可能增加收入损失的风险。因此，政策认知(d)与农户参与改革风险 存在负相关关系，即(d)d0。由此，农户家庭收益最大化和风险最小化目标函数可表示为:Max f()=f u(e)，l(e)(2)Min g()=g(d)(3)将(2)式和(3)式代入(1)式中，得到农户参与改革总效用函数:U=w1f u(e)，l(e)w2g(d)(4)(4)式分别对 e、d 求导，可得:ue=w1(fuueflle)=w1(u l)e0(5)ud=w2g(d)(d)d=w2(d)d0(6)由以上分析可知，改革收益预期高，农户参与改革的总效用提高，改革的意愿也会越强烈;农户政策认知高，降低了改革风险预期，提高了参与改革的总效用，农户参与改革的意愿也会更强烈。上述分析也适用于分析农户参与改革的程度(内在逻辑具体如图 1 所示)。据此，提出研究假设 H1 和 H2:H1:当农户改革收益预期高时，农户接受农村集体产权制度改革的意愿和程度越高，反之，接受改革意愿和程度越低。H2:当农户对改革政策认知高时，农户对农村集体产权制度改革接受意愿和接受程度越高，反之，接34第 8 期王磊玲等农户收益预期、政策认知与农村集体产权制度改革参与行为受改革意愿和程度越低。图 1农户参与农村集体产权制度改革内在逻辑Figure 1 Inherent logic of farmersparticipation inreform of rural collective property rights system1 1 2收益预期和政策认知影响农户改革参与决策的异质性分析(1)收益预期影响农户改革参与决策的异质性。农地由集体经济组织统一经营后，农户不仅丧失土地经营决策权和收益分配权，还会面临原农业劳动力向非农产业转移的压力。劳动力丰富的家庭，改革前非农收入占比高，对土地收益依赖程度低，改革对其收益预期影响有限。如果家庭劳动力数量和能力有限，就业转换成本较高，家庭农业收入占比高，改革后农地经营自主权和直接受益权的损失无法得到有效替代，则极大降低农户改革收益预期，进而影响农户参与改革决策行为。因此提出研究假设:H3:劳动力禀赋影响农户收益预期，进而影响农户参与改革的决策行为。H4:收入非农化影响农户收益预期，进而影响农户参与改革的决策行为。大量研究表明，劳动者提高受教育水平对其人力资本积累具有积极作用25，尽管由受教育程度衡量人力资本，存在对个人能力的忽视，高估了教育对个人劳动力市场回报贡献的可能性26，但一般而言，农户受教育程度越高，提升就业质量和收入水平的能力也越高，家庭从农业经营转向非农产业的转换成本也较低，对改革收益预期可能会较高，进而更愿意接受此次改革。由此，提出研究假设:H5:受教育水平影响农户收益预期，进而影响农户参与改革的决策行为。(2)政策认知影响农户参与改革决策的异质性。中西部地区农村集体产权制度改革多表现为土地集体经营。普通农户受自身文化、经济条件的制约，难以真正理解国家的政策用意，对农村集体产权改革的主观态度容易受惯性和经验认知影响。一般而言，个体决策的惯性和经验取决于多种认知功能，如工作记忆、信息加工等，与学历和年龄等高度相关。农户受教育程度高，对国家政策理解准确，政策认知也高，更愿意接受此轮改革。年龄越大的农户，耕种农地需要较多的精力，更愿意退出农地经营权，解脱务农压力27，但对高龄农户来说，尽管已有经验性认知容易促使其对国家政策产生更强的认同感，但此次改革涉及农地经营权回归集体的敏感问题，农地仍是家庭生计的保障，会不愿意退出市场28，由此来看，年龄对农户参与改革决策具有不确定性。据此，提出研究假设 H6、H7a 和 H7b:H6:受教育水平影响农户政策认知，进而影响农户参与改革决策行为。H7a:年龄影响农户政策认知，年龄大的农户会愿意参与改革决策行为。H7b:年龄影响农户政策认知，年龄大的农户会不愿意参与改革决策行为。1 2模型设定基于前文理论分析以及河南省农村集体产权制度改革现状，将农户参与改革过程分为两个阶段:第一阶段是否接受改革，第二阶段是接受改革的强度。研究采用 Heckman 模型进行回归。第一阶段为是否接受改革模型，因变量是二元变量，采用 Probit 模型，具体表示为:Y1i=C1+11JTi+21JJi+31Xi+1i(7)其中，Y1i表示农户是否接受集体产权制度改革，如果接受，Y1i=1，否则，Y1i=0。JT 表示农户政策认知水平，JJ 表示农户收益预期，X 为农户个体特征等控制变量。第二阶段是接受改革强度的决策模型，因变量是连续变量，模型设定如下:Y2i=C2+21JTi+22JJi+23Xi+24i+2i(8)其中，Y2i表示农户接受集体产权制度改革的程度。该指标由集体经营土地比重这一客观指标，以及农户对村集体产权制度改革做法的主观判断两个维度构成，运用因子分析法计算所得。为检验劳动力禀赋、收入来源与受教育水平异质性是否会影响收益预期进而影响农户集体产权制度改革决策，研究分别引入家庭劳动力占比、收入来源和受教育水平与农户收益预期的交互项，构建模型:Y1i=C7+1JTi+2JJi+3Xi+4JJi*lobori+1i(9)Y2i=C8+1JTi+2JJi+3Xi+4JJi*lobori+51i+2i(10)44干旱区资源与环境第 37 卷Y1i=C9+1JTi+2JJi+3Xi+4JJi*Edui+1i(11)Y2i=C8+1JTi+2JJi+3Xi+4JJi*Edui+51i+2i(12)Y1i=C9+1JTi+2JJi+3Xi+4JJi*Incomei+1i(13)Y2i=C8+1JTi+2JJi+3Xi+4JJi*Incomei+51i+2i(14)为检验农户年龄和受教