资产专用性、不确定性与农地整治模式选择

曾 艳，杨钢桥

（1.华中农业大学公共管理学院，湖北 武汉 430070；2.南昌大学公共管理学院，江西 南昌 330031）

资产专用性、不确定性与农地整治模式选择

曾 艳1，2，杨钢桥1

（1.华中农业大学公共管理学院，湖北 武汉 430070；2.南昌大学公共管理学院，江西 南昌 330031）

研究目的：从农户视角揭示农地整治中资产专用性、不确定性与农地整治模式的关系，探寻农地整治模式选择中的交易费用影响因素。研究方法：因子分析、二值响应的 Logit回归分析。研究结果：（1）农地资产专用性越强、不确定性越大，农户越倾向于选择政府主导的农地整治模式；反之，农地资产专用性越弱、不确定性越小，越适合农民自治模式。（2）影响农户选择农地整治模式的交易费用因素主要有经济地理位置、农户认知和经济政策。研究结论：农地整治信息公开透明、农户享有充分的权利将减小农地整治的不确定性，有助于提高农户对农地整治的认知，并更倾向于选择农民自治模式，减少农地整治交易费用，提高农地整治效率。

土地整治；交易费用；资产专用性；不确定性；模式选择

农地整治有利于集约使用土地、促进城乡统筹发展。为了进一步推动农地整治工作，国土资源部鼓励地方政府创新农地整治实施模式，业已形成“政府主导、部门联动”，“政府引导、村民自治”，“社会参与、市场导向”等多种农地整治模式并存的局面［1］。虽然农地整治实施模式不断推陈出新，但就公共政策执行路径［2］来看，不难发现这些模式大致上可归为“自上而下”和“自下而上”两种。“自上而下”路径的典型代表为政府主导模式，即遵循“政府主导、国土搭台、部门联动、聚合资金、整体推进”的机制，形成部门联动、齐抓共管土地整治工作格局的整治模式［1］。而“自下而上”路径以农民自治模式最为常见，即农村集体经济组织或者农民组织向国土管理部门申请整治项目，经审查同意后，开展项目规划设计与报批工作，再由农村集体经济组织或者农民组织负责实施的整治模式［1］。

公共选择理论认为，政策是自利个人的群体选择［3］。农户作为农地整治的参与主体，其做出的决策是在成本—收益衡量后理性选择的结果。古典经济学的成本—收益分析是基于交易费用为零的假设条件上，而新制度经济学则认为交易是有成本的，包括获取信息、谈判与执行合同所需要的所有费用［4］。近年来，从交易成本视角研究农户的行为决策逐渐受到重视，主要集中在农产品的种植与销售模式［5-8］、市场参与［9］、合作社成立［10-11］等领域的研究，国内也有部分学者探究了交易费用如何影响农地流转方式的选择［12-13］，但是对农地整治交易费用的研究［14］鲜有见之。本文拟从农户视角，基于交易费用理论阐明两种典型农地整治实施模式的决策机理，以期了解农户选择农地整治模式的制约因素。

1 农地整治交易费用理论

1.1 农地资产专用性与农地整治模式

科斯于1937 年在其经典论文 《企业的性质》中首次提出了交易费用的思想，认为“企业的显著特征就是作为价格机制的替代物”［15］，但并未对交易费用明确定义。阿罗把交易费用定义为 “经济系统的运行费用”［16］。威廉姆森接受了阿罗的定义，认为“交易费用在经济中的作用相当于物理中的摩擦力”［17］，他对于行为人的假定是建立在“契约人”的有限理性和机会主义两方面，并从资产专用性、交易频率和不确定性三个维度来刻画交易并度量交易费用。这三个维度是区分各种交易的主要标志，也是使交易费用经济学与解释经济组织的其他理论相区别的重要特点，尤其是资产专用性［18］。

资产专用性是指在不牺牲产品价值的条件下，资产被配置给其他使用者或者被用于其他用途的程度［17］。随着资产专用程度的提高，市场交易需要协调适应的困扰增加，对市场的依赖逐渐降低，交易就会从市场向科层制度转移。为了节约交易费用，决策过程一般要求保持应变性。而资产专用性使事后机会主义行为具有潜在可能性，资产专用程度越高，事后被“敲竹杠”或“要挟”的可能性越大，通过市场完成交易所耗费的资源比一体化内部完成同样交易所耗费的资源要多［19］。威廉姆森描绘了资产专用性与治理结构的关系：当资产专用性较弱，市场交易成本较低，随着资产专用性增强，科层治理的成本相对更低。资产专用性越强， 意味着其所有者对资产的依赖性就越强，越有可能被交易方的事后机会主义行为所损害，而且交易中被要挟的可能性大， 交易费用增加。

现有农地整治一般采用项目制管理，上级部委以招投标方式发布项目指南，而下级政府则代表地方或基层最终投标方的意向，向上级申请项目，经审查批准后，由地方或基层政府负责实施管理［20］。但在具体的操作中，不同模式的组织形式大相径庭。政府主导模式中，各级政府之间主要是基于权力和等级划分的“委托—代理”关系，中央政府控制农地整治资金的分配，将项目按照科层组织形式逐层委托给地方政府，地方政府则尽量按照中央政府意图完成代理任务。地方国土整治机构作为项目法人，直接参与项目并履行施工管理职责，农地整治过程具有较强的行政配置性，农户参与常常流于形式。而在农民自治模式中，农地整治项目的实施主体是农民，项目的申请、实施过程农民具有较大的自主权，从项目立项申请、方案设计到具体施工，大部分的决策都是通过协商或者民主投票方式进行，除了部分耕地平整工程由农户投工投劳外，诸如修建机耕道和水利设施等大型工程承包给专业市场。地方政府的作用仅仅是协助和指导，并不直接参与施工管理。因此，虽然农地整治都实行项目制管理，但不同模式在实施阶段的组织形式仍存在差异，农民自治模式倾向于市场组织形式，而政府主导模式更偏向于科层组织形式。

不同农地整治模式具有不同的组织形式，随着农地资产专用性的变化，不同组织形式的治理成本必然不同。理论上，农地资产专用性与农地整治模式之关系，应该契合威廉姆森的资产专用性与治理结构的变化规律。如图1所示，随着资产专用性提高，两种农地整治模式的交易费用都呈现上升趋势。但是当农地的资产专用性综合水平大于M时，农地整治的技术难度提升，管理组织水平要求更高，对地方政府的依赖性更大，政府主导的科层治理模式占有成本优势。反之，当农地资产专用性综合水平小于M时，农地整治技术难度降低，对管理组织者的要求也减弱，农民自治模式反而有利于节约交易费用。

图1 农地资产专用性与农地整治模式Fig.1 Farmland asset specifcity and the farmland consolidation modes

1.2 不确定性与农地整治交易费用

奈特（Knight.F H）将不确定性定义为人们无法预料和难以测度的变化［21］。据其定义，不确定性可以划分为环境的不确定性和行为的不确定性。当前农地整治项目实施中，农户视角下的环境不确定性主要体现为政策的不确定性，以及农户的禀赋差异导致农户参与行为的不确定性。

环境不确定性在农地整治项目实施中主要表现为地方政府的各种相关政策多变且不可预测。农地整治模式的创新是一个探索过程，犹如其他制度改革一样“摸着石头过河”。在模式的选择与运作上，并非一开始就是明确和固定的，在具体的操作上仍留有余地，随着农地整治项目的推进可能会出现变更，加上信息不充分，农户对农地整治政策常常难以理解把握。其次，政绩最大化是地方政府的重要目标，“形象工程”的建设难以避免。在信息不对称的情况下，农户往往依据经验判断，对地方政府的项目建设目标与执行能力产生质疑。显而易见，项目实施中的操作弹性、政策执行中的不确定性使部分农户过高估计未来的风险，忽略农地整治项目可能带来的潜在收益，并倾向于采取机会主义行为，消极参与项目的施工建设或者“搭便车”，此时偏向于科层治理的政府主导模式更符合农户的需求。

行为不确定性是指由于人的能力有限、主观偏见甚至工作疏忽而引起的不确定性［22］。人们认识能力的有限性导致对信息的获取和理解发生偏差，由此产生的风险程度经常超过由于项目本身信息不完备和项目环境变化所导致的项目风险［23］。每个农户都是一个独立的个体，文化程度、政策理解能力、信息获取能力，以及未来发展目标都构成各自的禀赋差异，继而对农地整治的预期效果存在认知差异，各自的农地整治参与意愿与参与行为就表现为不确定性。农户行为的不确定性越强，农地整治实施中纠纷出现的可能性越大，干扰频率就越大。威廉姆森认为，干扰频率越大，越适合单边的市场治理模式或者科层治理模式，因为干扰频率越大需要花费更多的谈判时间和谈判费用。因此，农户行为的不确定性越强，政府主导模式比农民自治模式更有优势。

1.3 研究假设

基于上述分析，农地整治模式与农地资产专用性、不确定性之间存在相关性。如图2所示，当农地资产专用性或者不确定性变化时，农地整治模式的适用性也随之改变。由于现有农地整治实行项目制管理，其组织形式既不是单纯的科层制，也不完全属于市场制，而是介于两者之间的混合制，但政府主导模式偏向于科层制，而农民自治模式更倾向市场制。在农地整治项目制管理的约束条件下，本文提出两个农地整治模式选择研究假设。

假设Ⅰ：农地资产专用性越强，政府主导的农地整治模式越合适；反之，农地资产专用性弱，农民自治模式更适合。

假设Ⅱ：农地整治中的不确定性越大，政府主导模式越合适；反之，农地整治中的不确定性小，农民自治模式更适合。

图2 农地整治模式对资产专用性、不确定性的反应Fig.2 Farmland consolidation modes reaction in cases of asset specifcity & uncertainty

2 农地整治模式选择

2.1 研究区域概况

为了最大程度剔除其他干扰因素，笔者将研究区域范围尽可能缩小，地处中国西南边陲的广西崇左市龙州县的农地整治模式呈现多样化特点，且地域范围小，符合研究需要。龙州县耕地面积50000 hm2，石山面积约123333 hm2，主要经济作物为甘蔗，种植面积39000 hm2，占耕地总面积78%。截至2015年9月，龙州县农地整治面积累计达19533 hm2，占全县总耕地面积的39%，其中上龙乡、彬桥乡和下冻镇3个乡镇的农地整治工作具有典型代表性。本次调研采取随机抽样方式，从这3个乡镇中抽取12个村屯进行走访，共发放农户问卷285份，其中有效问卷272份，有效率95.4%。按照农地整治模式分类，实行农民自治模式的村屯有弄农、荒田、板谭、那赧和弄灰5个屯，收集有效问卷138份；实行政府主导模式的村屯有板弄、下耶、板汪、那宋、弄平、坡那和清明等7个屯，收集有效问卷134份。

广西龙州的农地整治并非政府强行而为之，在前期动员阶段农民有一个选择过程：是农民自行开展还是政府组织？集体抉择的结果是两者均有。作为理性“经济人”的农民在选择的过程中必然考虑交易费用的大小，但是不同的农地规模、地理位置、原始耕作条件以及农户对农地整治的认知差异都会影响农地整治交易费用，随之影响农民对交易费用的判断和农地整治模式选择。

2.2 变量选择

威廉姆森指出，区分交易的三个维度为资产专用性、交易不确定性和交易频率［17］，但是在农地整治模式的选择中，选择的机会只有一次，因此本文不考虑交易频率因素，仅考虑资产专用性和不确定性因素，探究农户对农地整治模式的抉择受到哪些交易费用因素的制约。

威廉姆森将资产专用性划分为4类：（1）实物资产专用性；（2）地理位置专用性；（3）人力资本专用性；（4）特定用途专用性［17］。具体到考量农地的资产专用性的变量，已有研究都是基于农村土地的用途特征进行考察，而不考虑特定用途资产专用性，因此变量包括农地的实物资产专用性、地理位置专用性和人力资本专用性3方面。本文沿袭前人的农地资产专用性研究［13］，结合农地整治特征，将农地资产专用性归为3类：（1）实物资产专用性，主要指土地作为农地整治的实物资产而具有的属性，描述变量包括耕地面积、耕地细碎化程度、耕地平整状况、农田水利设施状况、田间道路状况，以及整治后农地增收潜力；（2）地理位置专用性，通常选择村庄到最近的乡镇或者县城的距离，由于本研究中12个村屯与乡镇的距离都在4 km左右，没有可比性，故选择“与县城距离”作为衡量指标；（3）农户人力资本专用性，即衡量农户自身禀赋，包括文化程度、年龄、工作性质、是否村屯干部，以及是否参加农业技能培训5个描述性变量。

根据奈特的不确定理论，交易的不确定性主要是从环境不确定性和行为不确定性两方面进行划分。选择相应变量时，环境不确定性一般考虑相关政策的稳定程度、信息的畅通程度等。而行为的不确定性主要考虑可能发生的机会主义行为［13］。农地整治的不确定性变量有两类：（1）环境不确定性变量，采用农户对农地整治相关政策的了解程度、农地整治意义认知、对地方政府的信任度、政策透明度、社会保障和家庭收入6个变量来反映；（2）行为不确定性变量，主要衡量农户和施工企业行为的不确定性。描述农户参与农地整治的不确定性的变量有两个：农地整治意愿和农地流转意愿。由于龙州县耕地细碎化严重，极大阻碍土地流转，因此农地流转意愿强烈的农户进行土地权属调整的愿望也非常迫切。而施工企业的不确定性主要是通过其施工质量来反映。施工企业若信守合约，严格控制工程质量，项目建设过程的纠纷和冲突必然减少，交易费用也随之下降。反之，低劣的施工质量无疑会激发农户的抵触情绪，增加纠纷费用。因此，农户对施工质量的满意度是衡量施工企业行为的一个重要指标。

2.3 主因子分析

由于上述变量较多，且不同因素之间可能具有一定关联，若直接对各变量进行回归分析，将会出现多重共线性问题，因此，有必要将紧密相关的变量聚合，以保证变量之间的相互独立性。本文采用因子分析法，先将自变量降维，提取影响农地整治交易费用的主因子，进而分析各主因子对交易费用的影响，并采用Stata11.1软件进行统计分析。

2.3.1 资产专用性因子分析 在提取主因子之前，通过对农地整治资产专用性的12个原始变量进行KMO检验，结果显示KMO值为0.5953，根据Kaiser给出的KMO度量标准基本符合因子分析要求，进一步做Bartlett球形检验，其相伴概率为0.000，小于显著性水平0.05，因此拒绝Bartlett球形检验的零假设，表明描述资产专用性的各项指标适合做因子分析。

随后，求解初始公因子，对载荷矩阵进行旋转后得到5个公因子，并将这5个公因子根据其指标内涵分别命名，依次为：（1）农地规模，包括耕地面积和耕地细碎化程度两个指标；（2）农户禀赋，包括农户的文化程度、年龄和工作性质3个指标；（3）耕作条件，包括耕地平整状况、水利设施状况和田间道路状况3个指标；（4）农户社会地位，包括农户身份和农业技术培训参与情况两个指标；（5）经济地理位置，包括与县城距离和整治后农地是否增收两个指标。公因子旋转后的因子载荷矩阵如表1所示。5个公因子的累计贡献率达到63.75%，其中农地规模的解释力最强，达到19.49%，而经济地理位置的解释力最弱，只有9.39%。

表1 资产专用性因子分析Tab.1 The factor analysis of assets specifcity

2.3.2 不确定性因子分析 描述农地整治的不确定性因素有9个变量，在提取公因子之前，对这9个原始变量进行KMO检测，结果显示KOM值为0.7465，完全适合进行因子分析。进一步的Bartlett球形检验也显示其相伴概率为0.000，小于显著性水平0.05，因此拒绝Bartlett球形检验的零假设，检验结果表明农地整治不确定性的各项指标适合做因子分析。

对这9个原始变量求解初始公因子，然后将载荷矩阵进行旋转后得到3个公因子，并将这3个公因子根据其指标内涵分别命名，依次为：（1）农户认知，包括农地整治意义认知、施工质量满意度、对政府的信任度、信息透明度、农户参与意愿、农地流转意愿6个原始变量，这些变量描述了农户对农地整治项目本身、政府、施工单位及自身参与意愿的认知情况；（2）经济政策，包括农户家庭收入和对农地整治政策的了解程度两个指标；（3）社会保障，只包括社会保障程度一项指标。这3个公因子的特征值、贡献率和因子载荷如表2所示，其中农户认知因子的解释力最强，达到30.12%，社会保障因子的解释力最弱，只有11.65%，3个公因子的累计贡献为57.20%。

表2 不确定性因子分析Tab.2 The factor analysis of uncertainty

2.4 农地整治模式选择：回归分析

2.4.1 模型选择 农地整治资产专用性和不确定性影响交易费用和农户的选择行为，而农地整治模式选择在本研究中只有两类：农民自治模式和政府主导模式，因此是典型的二元选择问题，适合采用二值响应的 Logit 模型。二值响应模型关注的是自变量的变动对因变量取值的概率影响。设计模型时，将农地整治模式选择设置成因变量，选择政府主导模式定义为1，选择农民自治模式定义为0。模型的核心是某些自变量对不选择政府主导模式，即选择农民自治模式的概率的影响，即要估计P（y= 1 | x）= G（Xβ）= p（x）的系数，其中，p（x）是非线性形式，若将p（x）设定为Logistic分布的函数，则需要进行Logit估计。建立回归方程：

式（1）中，m代表影响概率P的因素的个数；x是自变量，代表影响农地整治模式选择行为的因素。

2.4.2 回归结果分析 基于上述因子分析所得到的资产专用性的5个公因子，以及不确定性的3个公因子，将农地整治模式作为因变量，运用二值响应的Logit模型进行回归分析，得到结果如表3所示。

计量结果表明，倘若显著性水平为0.05，对农户的农地整治模式选择具有强烈显著影响的因素是农地所处的经济地理位置、农户认知、经济政策和农地规模，耕作条件和农户社会地位两个因素也具有较强显著性，而农户禀赋和社会保障因素则表现不显著。由于调查区域涵盖龙州县的三个乡镇，农户禀赋和社会保障情况基本雷同，因此这两个公因子回归结果不显著与现实相符。

表3 农地整治模式选择的Logit模型估计Tab.3 Logit model estimation of farmland consolidation modes selection

（1）经济地理位置是显著性最强的因子，且回归系数为负数，即经济地理位置越好的农户越倾向于选择自行开展农地整治，而不是由政府主导农地整治。经济地理位置由距离县城的距离和整治后农地增收潜力两个原始变量构成。若村庄距离县城近，交通便捷，受县城经济辐射大，农产品流通顺畅，市场前景较好，农产品规模化生产有助于农业收入的显著提高。由于农地整治改善农业生产条件，有利于农业生产机械化、规模化，因而经济地理位置较好的农户对农地整治寄予较高期望，选择农民自治模式更有利于减少交易费用。

（2）农户认知因子具有很强的显著性。其回归系数为负数，说明农户对农地整治的认知越完善，越偏向于选择农民自治模式。农户认知因子包括农地整治意义认知、施工质量满意度、对政府的信任度、信息透明度、农户参与意愿、农地流转意愿6个原始变量。如表4所示，调研发现，农民自治模式下的农户普遍认为农地整治有较大好处，对施工质量的满意度也远高于政府主导模式。从信息透明度看，农民自治模式中80.4%的农户知晓农地整治的大部分信息，高于政府主导模式66.1%的比例，说明相对政府主导模式，农民自治模式中农地整治相关信息更透明公开，农户也能有效实现其农地整治知情权。而且，农地整治参与权在农民自治模式中能更充分地享有，从农户愿意无偿参与的比率就可得以佐证，71.7%的农户愿意无偿参与农地整治项目，说明农户的参与意愿非常强烈。

毋庸置疑，农民自治模式赋予农民更多的知情权与参与权，农户的相关权益得以保障，引致地方政府与农户合作更为顺畅，无形中减少交易费用。农户认知因子包含农地整治不确定性因素中大部分原始变量，能大体反映农地整治的不确定性，且农户认知程度越差，农地整治的不确定性越高。从模型分析结果可进一步推断，当农户对农地整治认知不足，不确定性较高，选择政府主导模式的概率更大。

表4 两种模式下农户认知对比Tab.4 Farmers' cognitions comparison of two modes

（3）经济政策的影响非常显著。其回归系数为负值，表明经济政策越好，农户的选择越偏向于农民自治模式。该因子有两个变量构成：对农地整治相关政策的了解程度和家庭收入。调研结果显示， 98.1%的农户对农地整治政策信息来源于村干部和政府宣传、电视等媒体报道，仅有1.9%的农户信息来源于其他渠道。因此，地方政府对农地整治政策宣传到位有利于农户对政策的理解与把握，从而选择更合适的农地整治模式。其次，农户家庭收入高的农户不会过分排斥农地整治项目集资，因而选择农民自治模式的倾向更大。

（4）农地规模属于显著性强的影响因素。在所有显著因子中，其回归系数惟一为正值，即农地规模越大，农户选择越倾向于政府主导模式。这也就意味着，农户拥有的耕地面积越大，或者耕地细碎化程度越高，农户更愿意由政府实施农地整治项目。课题组与农民访谈的情况与此吻合，农户普遍反映，若耕地面积太大或者土地过于细碎化，耗费的人力物力多，成本较高，更愿意由政府实施项目。反之，农户拥有耕地面积小、细碎化程度低的情况下，农户更愿意自行开展农地整治。

3 结论与政策建议

就政府主导和农民自治两种农地整治模式而言，基于农户视角，农地整治资产专用性越强、不确定性越高，农户越倾向于选择政府主导模式；反之则适宜农民自治模式。影响农户选择农地整治模式的交易费用因素是经济地理位置、农户认知、经济政策和农地规模。从资产专用性角度看，经济地理位置优越、农地规模越小越适合农民自治模式，因而在经济地理位置较好、农地规模较小的区域可以鼓励农户自行开展农地整治。从不确定性角度看，农地整治信息公开透明、农户享有充分的权利将减小农地整治的不确定性，有助于提高农户对农地整治的认知，并倾向于选择农民自治模式，减少农地整治交易费用。为提高农地整治效率，提出以下几点政策建议：

（1）构建农地整治模式选择机制。研究结果显示，任何一种农地整治模式都有其适应性，合适的模式能有效降低农地整治交易费用。当前中国大规模开展的农地整治仍以政府主导模式为主，其他模式实施数量有限。但是，中国地域广袤，农地资产专用性差异大，因地制宜的农地整治模式显然更有利于提高农地整治效率。现行农地整治项目可行性评估大都隐藏了一个假定条件，即农地整治模式是理想化的，并在此基础上测算效益与成本，并未考虑农地整治实施中实际耗费的交易成本，但在农地整治实施过程，农户的行为必然是斟酌交易费用后的结果。若农地整治模式不合适，给农户带来较高交易费用，消极参与甚至阻碍项目施工就在所难免。因此，建议在项目立项阶段，从经济地理位置、农地规模等资产专用性角度对农地整治模式的适应性进行评估，构建农地整治模式选择机制，鼓励农民积极参与项目实施，因地制宜选择最合适的模式。

（2）赋予农民充分的农地整治权利。农户享有的农地整治权利越充分，对相关政策和信息的了解越全面，农地整治中的不确定性就越小，因不确定性而引致的信息搜集费用、谈判费用及纠纷处理等费用将明显减少，也有助于农户提高参与意愿，选择适合自身的农地整治模式。当前农地整治工作中农民的权益仍难以保障，且不论农地整治的决策权，即便是知情权与话语权也非常有限。农地整治权利缺失，利益诉求渠道不畅，必然削弱农户参与农地整治的积极性，降低农户参与意愿，甚至部分农户不配合政府工作，致使冲突发生，增加农地整治交易费用。因此，赋予农民充分的农地整治权利有利于保障农户合法权益，改善农户与地方政府关系，激发农户参与农地整治的主观能动性，有效降低农地整治交易费用。

（3）完善政府与农户的沟通机制。现行农地整治项目的决策与执行通常采用行政命令形式，农户与政府沟通渠道单一，信息交流阻滞且不对称。农地整治信息难以有效向下传达，而农户的诉求也不能及时向上反馈，导致农地整治项目常常偏离农户需求。完善双向沟通机制，构建信息交流平台，将农地整治政策充分告知农户，使其理解政策内涵并行使应有权益，有利于减小农地整治的不确定性，提升农户的农地整治认知与信心。

（References）：

［1］ 姚艳，高世昌.农村土地整治模式创新探析［J］.中国土地，2014，（5）：35- 37.

［2］ 贺东航，孔繁斌.公共政策执行的中国经验［J］.中国社会科学，2011，（5）：61- 79.

［3］ 托马斯·R·戴伊.谢明，译.理解公共政策［M］.北京：中国人民大学出版社，2011：21

［4］ 王丽佳，霍学喜.合作社成员与非成员交易成本比较分析——以陕西苹果种植户为例［J］.中国农村观察，2013，（3）：54- 64.

［5］ 屈小博，霍学喜.交易成本对农户农产品销售行为的影响——基于陕西省6个县27个村果农调查数据的分析［J］.中国农村经济，2007，（8）：35- 46.

［6］ Hobbs J E.Measuring the importance of transaction costs in cattle marketing［J］.American Journal of Agricultural Economics， 1997，79（4）：1083- 1095.

［7］ Wang L， Huo X， Kabir S.Technical and cost efficiency of rural household apple production［J］.China Agricultural Economic Review，2013， 5（3）：391- 411.

［8］ Nkhori P A.The impact of transaction costs on the choice of cattle markets in Mahalapye district， Botswana［D］.Pretoria： University of Pretoria， 2004.

［9］ Makhura M T.Overcoming transaction costs barriers to market participation of smallholder farmers in the Northern Province of South Africa［D］.Pretoria： University of Pretoria， 2001.

［10］ 王丽佳.交易成本视角的农户合作交易模式研究——以“苹果种植户—果农合作社”制度为例［D］.杨凌：西北农林科技大学，2013.

［11］ Ortmann G F， King R P.Agricultural cooperatives II：can they facilitate access of small- scale farmers in South Africa to input and product markets？［J］.Agrekon， 2007， 46（2）：219- 244.

［12］ 罗必良，汪沙，李尚蒲.交易费用、农户认知与农地流转——来自广东省的农户问卷调查［J］.农业技术经济，2012，（1）：11-21.

［13］ 贾燕兵.交易费用、农户契约选择与土地承包经营权流转［D］.成都：四川农业大学，2013.

［14］ 崔鲁宁.农民参与农地整理项目施工监督的绩效与机制研究［D］.武汉：华中农业大学，2014.

［15］ 罗纳德·科斯.企业的性质［A］.奥利弗·威廉姆森，斯科特·马斯滕，编.李自杰，蔡铭等，译.交易成本经济学［C］.北京：人民出版社，2010.

［16］ 笪凤媛.交易费用的测度方法及其在中国的应用研究［M］.北京：中国经济出版社，2011：7.

［17］ 奥利弗·威廉姆森.比较经济组织：对离散组织结构选择的分析［A］.奥利弗·威廉姆森，斯科特·马斯滕，编.李自杰，蔡铭等，译.交易成本经济学［C］.北京：人民出版社，2010.

［18］ 王洪涛.威廉姆森交易费用理论述评［J］.经济经纬，2004，（4）：11- 14.

［19］ 伍山林.交易费用定义比较［J］.学术月刊，2000，（8）：8- 12.

［20］ 折晓叶，陈婴婴.项目制的分级运作机制和治理逻辑——对“项目进村”案例的社会学分析［J］.中国社会科学，2011，（4）：126- 148.

［21］ Knight F H.Risk， uncertainty and profit［M］.New York： Courier Corporation， 2012.

［22］ 张敏.项目进度管理的行为不确定性及其控制策略研究［D］.武汉：华中科技大学，2011.

［23］ 戚安邦.项目风险与不确定性成本集成管理方法研究［J］.科学学和科学技术管理，2003，（12）：98- 101.

（本文责编：仲济香）

Asset Specifcity， Uncertainty and Farmland Consolidation Mode Selection

ZENG Yan1， 2，YANG Gang-qiao1
（1.College of Public Administration， Huazhong Agricultural University， Wuhan 430070， China； 2.College of Public Administration， Nanchang University， Nanchang 330031， China）

The purpose of this paper is to reveal the relations among asset specificity， uncertainty and agricultural land consolidation mode from the perspective of the farmers， and to explore the determinants of transaction cost in the selection of farmland consolidation modes.Methods of factor analysis and binary response Logistic regression analysis are applied.The results show that： 1）The more asset specificity and uncertainty are， the more farmers tend to choose the government-led mode； 2）Transaction cost factors that affect farmland consolidation mode selected by farmers mainly include economic geography，farmers' cognitions and economic policies.The conclusion is that information transparency of farmland consolidation and granting farmers full rights help to reduce the uncertainty of farmland consolidation， and to improve farmers' cognitions， the result of which is that farmers prefer autonomous mode so as to reduce the transaction costs of farmland consolidation.

land consolidation； transaction cost； asset specificity； uncertainty； mode selection

F301.2

A

1001-8158（2016）06-0014-09

10.11994/zgtdkx.20160706.132148

2016-04-28；

2016-06-17

国家社会科学基金项目“粮食主产区农地整理项目农户参与机制研究”（12BGL078）；国家自然科学基金项目“农户有效参与提升农地整治项目绩效的机理及政策响应机制”（71373097）；“农地整治项目治理绩效测度及治理绩效提升机制研究”（G030503）；中央高校基本科研业务费专项资金项（2662015PY127）。

曾艳（1974-），女，江西吉安人，博士研究生。主要研究方向为农村土地整治。E-mail： 1667043635@qq.com

杨钢桥（1966-），男，湖南邵东人，教授，博士生导师。主要研究方向为农村土地整治。E-mail： ygq@mail.hzau.edu.cn