农地再分配的村庄原因——基于401个村庄的经验研究

唐 浩

(中国农业大学 经济管理学院，北京 100083)

一、引言及文献述评

农地再分配制度是一项颇具中国特色的土地制度。农地再分配是指对承包期内的土地或承包到期的土地进行调整，一般包括大调整和小调整两种形式。对于农地再分配的产生原因，学界主要从两个视角进行研究:一是从人口变化的视角，即由于土地是农民的基本社会保障，人口变化是土地调整的内在需求和动力。二是从国家政策的视角，即国家政策特别是农业税费政策的变化是导致农地再分配与否的重要原因。从这两个视角来解释农地再分配的产生原因可以说不无道理，但是现实中的农地再分配可能更为复杂。比如有些村庄根据人口的变化对土地进行定期调整，而有些村庄自包产到户以来土地就一直没有调整过;有些村庄在《农村土地承包法》颁布后特别是农业税费免除后，土地调整已经很难进行，但有些村庄却依然如故，还是定期对土地进行调整。可以说，农地再分配制度不同的村庄有不同的表现。因此，研究农地再分配制度的产生原因需要深入村庄内部寻找原因。

村庄农地再分配制度到底受哪些因素影响?一些学者从定性和定量的角度进行了研究，分别提出了如下几种假说:一是人口变化与平等获得土地假说。即人口变化与村庄土地再分配正相关，人口变化越大，村庄土地再分配的频率将越高，反之越低［1］。二是干部利益假说。这种观点认为，村庄是否进行土地调整取决于土地调整能否为村集体和地方干部带来一些利益。比如在农业税费很重的时候，村干部就将土地从不能完成任务的村民那里拿走，分配给能完成任务的村民［1－2］。三是交易费用假说。即土地细碎化程度越高、调整难度越大，则土地调整就越少甚至不调整，反之则调整频繁［3－4］。四是市场替代假说。即土地调整是对土地流转市场的一种替代，土地流转市场越发达的地区，土地调整的频率越低，反之越高［5］。五是农民收入来源假说。即如果农民收入对土地经营的依赖程度越高，也就是说农民的非农收入越少，那么土地调整将越频繁，反之土地调整将越少［4－5］。六是农民偏好假说。即如果一个村庄偏好土地调整的农民占多数，那么这个村庄的土地调整将会比较频繁，反之土地调整将会很少发生甚至不会发生［6］。七是村庄民主假说。即村庄民主程度越高，选举越激烈，土地调整将越频繁，反之越低［1］。这些假说并不互相排斥，而是每一种假说都解释了决定农地再分配一种或几种因素或动机。除了以上几种假说之外，一些学者还通过计量分析发现影响土地调整的其他因素。比如村干部年龄，年龄越大的村干部，对于声誉和升迁越没兴趣，更倾向于通过调整土地来获取租金［1］。廖洪乐发现，村庄第二产业和第三产业比重、是否实行“两田制”、村庄离县城的距离、农民是否签订承包合同、村庄机动地比例等因素都对土地调整有重要影响［7］。在以上这些影响因素或动机中，许多学者对它们的影响程度进行了排序。陈锡文认为影响农地调整的主要因素是地方干部的利益驱动［2］;赵阳认为人口变动可能是决定土地调整的最主要因素［4］;张红宇认为人均承包土地面积的多少是影响土地调整最主要的因素［5］;韩冰华则认为决定土地调整的主要原因是农户的土地调整偏好［6］。

以上学者对农地再分配的影响因素研究不乏深刻洞见，但他们的研究结论、研究样本的选取和变量设定等方面都还存在值得商榷和进一步完善的地方。一是某些研究结论之间存在矛盾。比如上面谈到的不同学者对影响土地调整的最主要原因认识并不相同，而对于一些影响土地调整的因素，学者之间的研究也不一致甚至是相反的。张红宇认为决定土地调整的主要原因是人均承包土地面积，人均承包土地面积越小，调整越频繁，反之亦然［5］。但廖洪乐则认为人均土地面积的大小对土地调整的影响是不确定的［7］;Brandt等认为村干部的行为对农村承包地调整有影响［1］，但廖洪乐认为村干部行为对农村承包地调整的影响在统计上不显著［7］;市场替代假说也存在争议，赵阳认为，土地调整并不是对土地流转市场不发达的一种替代，因为许多村庄土地流转和土地调整并行不悖［8］。由于这些研究结论之间存在矛盾，因此具有进一步进行研究的必要。二是一些影响土地调整的重要变量学者们并没有考虑。学者们在研究影响村庄土地调整的因素时主要考虑了村庄土地资源禀赋、村庄经济条件、政治条件以及村庄的外部环境等因素。这些学者都将土地调整看成是乡村组织和干部主导的行政性调整。其实在现实中，除了土地的行政性调整，在村组内部还存在着习惯性土地调整，即由农民自己主导，不需要政府或乡村干部组织，由此形成的土地调整已经成为一种习惯或习俗。既然存在习惯性土地调整，那么村庄内部的社会文化因素必须纳入分析范畴。三是样本的代表性有需要进一步改进的余地。在能检索到的研究农地再分配影响因素的文献中，Brandt等所使用的样本最大，为215个村庄［1］。其余研究使用的样本都在100个以下，而且一些研究根本就是通过定性分析得出结论。因此，利用更大和更有代表性的样本来研究农地再分配的影响因素是必要的。

二、经验分析策略

本文将使用一个全国性的大样本数据，将学者们遗漏的一些影响土地调整的重要变量纳入模型，分析影响农地再分配的村庄原因。

(一)数据来源及样本分布

本文使用的数据为“2005年全国城乡居民生活综合研究 (CGSS2005)”①关于此数据的说明请参见:http://www.cssod.org/news03.php中的农村问卷。该数据覆盖全国24个省、自治区的401个村庄、4 274个农户，只有北京、天津、上海、青海、宁夏、西藏和新疆等7个省、自治区、直辖市没有样本。可以说，该数据非常具有代表性。样本村庄的分布情况如表1所示。

表1 样本村庄分布情况 (CGSS2005，农村问卷)

(二)农地再分配状况

农地再分配包括土地大调整和小调整两种形式。在实践中，土地调整一般以村民小组为单位，很少有跨出村民小组的土地调整发生。这既是“三级所有、队为基础”人民公社体制的一种延续，也是因为村民小组是农民实际生产生活的互组合作单位。在本部分的经验分析模型中，村庄是否进行土地大调整和小调整是由农户问卷数据汇总生成的，其具体定义为:在农户回答“实行包产到户以来，有没有全组范围内的土地小调整?”一题时，只要有一个农户回答“有”，则认为这个村庄存在土地小调整，变量定义为1;如果所有农户都回答“没有”，则认为这个村庄不存在土地小调整，变量定义为0。同样，在农户回答“实行包产到户以来，全组范围内的土地打乱重分有多少次?”一题时，只要有一个农户回答“1次及以上”，则认为这个村庄存在土地大调整，变量定义为1;如果所有农户都回答“0”，则认为这个村庄不存在土地大调整，变量定义为0。关于村庄土地大调整和小调整的分布情况如表2所示。

表2 村庄进行土地大调整和小调整的分布情况 (分省)

从表2来看，自包产到户以来，全国进行过土地大调整的村庄比例为75.8%，超过了进行土地小调整的村庄比例67.8%。从分省的情况来看，进行过土地大调整的村庄比例在60%以上的省、自治区有16个，占到样本省份的66.7%;而进行过土地大调整的村庄比例在40%以下的省、自治区只有5个，即江西省、广西自治区、海南省、贵州省和云南省，其中海南省和贵州省进行过土地大调整的村庄为0，由于海南省的样本村庄只有2个，缺乏代表性，因此真正没有进行过土地大调整的省份只有贵州省。这主要是因为贵州省作为全国的土地实验区，在第一轮土地承包期到期以后，将农民的土地承包期顺延50年不变。进行过土地小调整的村庄比例在60%以上的省、自治区有14个，占到样本省份的58.3%;而进行过土地小调整的村庄比例在40%以下的省、自治区有6个，即吉林省、福建省、江西省、广西自治区、海南省和贵州省。其余4个省份进行过土地小调整的村庄比例在50%左右。

(三)影响农地再分配的村庄诸变量

根据其他学者的研究启示以及数据的可得性，本文将影响农地再分配的村庄诸变量分为四个类别:村庄经济变量、村庄政治变量、村庄社会文化变量和村庄自然特征变量。

1.村庄经济变量

村庄经济变量具体包括六个变量:一是“2004年全年人均纯收入”，用于测度村庄经济发展水平，该变量为村庄直接调查数据。二是“非农收入占比”，用于测度农民收入来源对农地再分配的影响，该变量根据村庄调查数据计算所得。三是“2004年人均集体收入”，用于测度村庄财政收入对农地再分配的影响，该变量根据2004年村庄集体收入数据计算所得。四是“每亩耕地的税费负担”，用于测度税费负担的多少对农地再分配的影响。该变量由农户数据汇总而成，即将每个村庄调查农户的税费改革前亩均税费负担进行平均计算所得。五是“村庄人口抚养比例”，用于测度村庄人口压力对农地再分配的影响，该变量为村庄总人口与村庄劳动力的比值。六是“家庭成员没分到地的农户比例”，用于测度人口变化对农地再分配的影响。该变量由农户数据汇总而成，即家庭成员没分到地的农户数目与样本农户数目的比值。

2.村庄政治变量

村庄政治变量具体包括三个变量:一是“村庄民主程度”。该变量由农户数据汇总而成，在每个村中，当农户回答“在实际操作中，你们村的村民代表是如何产生的?”一题时，如果有超过50%的农户回答“村民提名，选举产生”或“由村中大户推荐或直接参与”，则认为村庄民主程度高，变量定义为1。反之，如果有超过50%的农户回答“由乡镇干部指定”或“由村支书/村主任指定”，则认为村庄民主程度低，变量定义为0。二是“村民对村委会工作和决策的关注程度”。该变量也由农户数据汇总而成，在每个村中，当农户回答“您对村民委员会日常工作和决策的关注程度是怎样的呢?”一题时，如果有超过50%的农户回答“比较关注”或“非常关注”，则认为村民对村委会工作和决策的关注程度高，变量定义为1。反之，如果有超过50%的农户回答“一点也不关注”或“不太关注”或“一般”，则认为村民对村委会工作和决策的关注程度低，变量定义为0。三是“村支书/村主任任现职有几年了?”用于测度村干部行为对农地再分配的影响。该变量为直接调查数据。

3.村庄社会文化变量

村庄社会文化变量具体包括四个变量:一是“村民之间的互助程度”。该变量由农户数据汇总而成，在每个村中，当农户回答“在日常生活中，您与您的邻居，街坊/同村其他居民之间有互助行为吗?”一题时，如果有超过50%的农户回答“较多”或“很多”，则认为村民之间的互助程度高，变量定义为1。反之，如果有超过50%的农户回答“没有”或“偶尔有”或“有时有”，则认为村民之间的互助程度低，变量定义为0。二是“是否存在家族网络或组织”。该变量也由农户数据汇总而成，在每个村中，当农户回答“您所在的社区/村庄有没有家族网络或组织呢?”一题时，只要有一个农户回答“有以姓氏为纽带的亲族网络，但没有正式的组织”或“有以宗祠/祠堂为活动中心的家族组织”，则认为村庄存在家族网络或组织，变量定义为1。反之，如果所有农户都回答“没有”，则认为村庄不存在家族网络或组织，变量定义为0。三是“本村第一大姓氏占全村总人口的比例是多少?”用于测度村庄异质性对农地再分配的影响。该变量为直接调查数据所得。四是“偏好土地调整的农户比例”。该变量由农户数据汇总而成，即偏好土地调整的农户数目与样本农户数目的比值。

4.村庄自然特征变量

村庄自然特征变量具体包括四个变量:一是“村庄总人口数”。该变量为村庄实际调查数据。二是“人均耕地面积”，用于测度土地资源禀赋对农地再分配的影响。该变量为村庄耕地面积与总人口数的比值。三是“每块地多少亩”，用于测度土地细碎化程度对农地再分配的影响。该变量由农户数据汇总而成，即通过计算村庄样本农户“每块地多少亩”的均值而得。四是“本村离县城有多少千米”。该变量为直接调查数据。

除了以上村庄各特征变量对农地再分配的影响外，本文在实证模型中还考虑了一个区域虚拟变量对农地再分配的影响，即“村庄是否处于东部”，处于东部变量定义为1，不处于东部变量定义为0。表3为影响农地再分配村庄诸变量的描述统计情况。

表3 影响农地再分配的村庄解释变量的描述统计

三、实证结果及分析

(一)模型设定

由于“村庄是否进行土地大调整或土地小调整”是一个虚拟变量，也就是说该变量只取两个值，即是取1或者否取0，所以，笔者将使用Logit模型进行估计。本文将设定两个回归模型研究影响农地再分配的村庄原因，模型1为村庄是否进行土地大调整的回归分析，模型2为村庄是否进行土地小调整的回归分析。

本文设定的计量经济模型如下:

其中，j=1，…，n;i=1，2分别代表2个模型;LTi为因变量，即村庄是否进行土地大调整或土地小调整;Ej为一组村庄经济变量，Pj为一组村庄政治变量;Sj为一组村庄社会文化变量;Nj为一组村庄自然特征变量;ai为常数项，ri为区域虚拟变量，εi为误差估计项。

本文利用SPSS16.0进行模型运算，回归结果如表4所示。

表4 农地再分配的村庄原因的Logit模型估计结果

(二)模型估计结果分析

1.村庄经济变量对农地再分配的影响

2004年农民的人均纯收入代表了村庄的经济发展水平，但其对土地大调整和小调整都没什么影响，因为它们的影响系数都为0，而且该变量对土地大调整的影响在统计上显著;非农收入占比对模型1和模型2的影响为正，即非农收入占比越高，农民对土地经营收入越不依赖，则越倾向进行土地调整，但该变量在统计上不显著。这在一定程度上证伪了张红宇［5］和赵阳［4］等学者提出的农民收入来源假说，即农民收入越依赖于土地，越倾向于进行土地调整。可能的原因是土地大调整是一种典型的集体行动，往往与土地征用、土地承包期到期和农民的土地产权偏好有关系，而与农民的收入来源没有必然的联系。而对于土地小调整，当农民的非农收入占比越高时，即农民对土地越不依赖时，村庄出于其它原因或目的进行土地小调整面临的压力和障碍就少，因此相对来说土地小调整会增加;2004年农民的人均集体收入在模型1和模型2中的系数都为0且不显著，即该变量对村庄土地大调整和小调整没什么影响;每亩耕地的税费负担在模型1中的系数为负但不显著，在模型2中的系数为正且显著。这说明该变量对土地大调整没什么影响，但对土地小调整有影响，即税费负担越重，村庄越倾向于进行土地小调整，这进一步证实了其他学者的研究结论，税费负担越重，集体组织越倾向通过土地小调整等手段来完成税费任务的收取;人口抚养比例在模型1和模型2中系数都为正，即人口抚养比例越高，村庄越倾向于进行土地大调整与小调整，但该变量在统计上不显著。可能的原因与农民非农收入占比对土地调整的影响原因一致;家庭成员没分到地的农户比例在模型1和模型2中的系数都为正且在1%的水平上显著，即当家庭成员没分到地的农户比例越高时，越不倾向调整土地。当时考虑设定该变量主要是作为村庄人口变化的替代变量来计量其对土地调整的影响，但从计量结果来看似乎与我们的常识相悖。其实家庭成员没分到地的农户比例是一种结果，正因为村庄没有进行土地大调整和小调整或调整的频率很低，因此村庄内家庭成员没分地的农户比例就会高。

从村庄经济变量对农地再分配的影响来看，耕地税费负担对土地小调整有影响，他们之间是正向关系。家庭成员没分到地的农户比例作为结果，与土地调整呈现反向关系。农民收入来源假说没有得到证实，农民的人均纯收入、人均集体收入以及村庄人口抚养比对土地再分配没什么影响。

2.村庄政治变量对农地再分配的影响

村庄民主程度在模型1和模型2中的系数都为负，即民主程度越高，村庄越不倾向于进行土地调整，但该变量在统计上都不显著。这在一定程度上证伪了Brandt等［1］提出的村庄民主假说，该假说认为村庄民主程度越高，选举越激烈，土地调整将越频繁，反之越低。村民对村委会工作的关注程度在模型1中的系数为正但不显著，在模型2中的系数为负且显著。这说明村民对村委会工作的关注程度越高，村庄越不倾向于进行土地小调整，其原因与村庄民主程度对土地调整的影响原因类似;村支书/村主任任现职有几年在模型1中的系数为负，即主要村干部任现职期限越长，越不倾向于进行土地大调整，但该变量在统计上不显著。该变量在模型2中的系数为正，即主要村干部任现职期限越长，越倾向于进行土地小调整，但不显著。该变量作为村干部年龄的替代变量，考察村干部年龄对土地调整的影响。Brandt等［1］等认为年龄越大的村干部，对于声誉和升迁越没兴趣，更倾向于通过调整土地来获取租金。但笔者的计量结果不支持这一观点。可能的原因是村干部的行为只在特定时期特别是税费负担重的时期才对土地调整发生影响，而在控制税费负担的条件下，村干部的行为对农地再分配的影响较小。

从村庄政治变量对农地再分配的影响来看，村庄民主程度和主要村干部任现职的期限对土地调整没有什么影响。村民对村委会工作的关注程度对村庄土地大调整没什么影响，但对土地小调整有反向影响，即村民对村委会工作越关注，村庄越不倾向于进行土地小调整。

3.村庄社会文化变量对农地再分配的影响

村民之间的互助程度在模型1中的系数为正但不显著，在模型2中的系数为正且显著，这说明村民之间的互助程度越高，村庄越倾向于进行土地小调整。村庄是否存在家族网络或组织在模型1和模型2中的系数都为正，即存在家族网络或组织的村庄倾向于进行土地调整，但该变量在统计上不显著。可能的原因是现在村庄中有家族网络或组织的比较少。在拥有家族网络或组织的村庄中，真正发挥作用的不多。村庄第一大姓人口比例在模型1和模型2中的系数都为负且显著，即村庄第一大姓人口比例越高，越不倾向于进行土地调整。这一结论似乎与我们的常识相悖，因为村庄第一大姓是衡量村庄异质性的指标，第一大姓人口比例越高，说明村庄的异质性越低，宗族势力越大，应该越倾向于进行土地调整，但是计量结果不支持这一推论。可能的原因是随着改革给予农民经济自主、乡村选举和进城劳动等现代权利，开始了其“公民化”进程，宗族与农民的血缘关系被国家与公民的社会契约取代;偏好土地调整的农户比例在模型1和模型2中的系数都为正且非常显著，这说明偏好土地调整的农户比例越高，村庄越倾向于进行土地调整，韩冰华提出的关于农地再分配的农民偏好假说得到进一步证实［6］。

从村庄社会文化变量对农地再分配的影响来看，村民之间的互助程度对土地小调整有正的影响，而对大调整没什么影响。是否存在家族网络或组织对农地调整的影响不大。村庄第一大姓的比例对农地调整有负向影响。而村庄偏好土地调整的农户比例对土地调整有正向影响，农民偏好假说得到证实。所以说，村庄社会文化变量对农地再分配有重要影响，但这种影响的趋势在下降。

4.村庄自然特征变量对农地再分配的影响

村庄总人数在模型1和模型2中系数为0且显著，这说明村庄人口规模对农地再分配没有什么影响。村庄人均耕地面积在模型1中的系数为负且显著，这说明人均耕地面积越大的村庄越不倾向于进行土地大调整。该变量在模型2中的系数也为负但不显著，这说明村庄土地资源禀赋对土地小调整没什么影响。这一结论不太支持张红宇的观点，他认为人均承包土地面积的多少是影响土地调整最主要的因素;村庄每块地多少亩在模型1中的系数为正且显著，这说明每块地的土地面积越大，即土地越不细碎，村庄越倾向于进行土地大调整。该变量在模型2中的系数也为正但不显著，这说明土地细碎化对土地小调整的影响不大。这一结论在一定程度上不支持土地调整的交易费用假说，说明土地调整的交易费用对土地小调整没有什么影响;村庄离县城的距离在模型1和模型2中的系数都为负，说明离县城距离越远，村庄越不倾向于进行土地调整，但该变量在统计上不显著。

从村庄自然特征变量对农地再分配的影响来看，村庄人均耕地面积对土地大调整有负向影响，每块耕地的面积对土地大调整有正向影响，而村庄人口规模和离县城的距离对土地大调整没有什么影响。而村庄自然特征变量对土地小调整基本没有什么影响。

四、结论与进一步思考

根据其他学者的研究启示以及数据的可得性，本文将影响农地再分配的村庄诸变量分为四个类别:村庄经济变量、村庄政治变量、村庄社会文化变量和村庄自然特征变量。另外为了考虑村庄所处区域对农地再分配的影响，在实证模型中还设置了一个区域虚拟变量，即“村庄是否处于东部”。从计量结果来看，在村庄经济变量中，耕地税费负担对土地小调整有影响，它们之间是正向关系。家庭成员没分到地的农户比例作为结果，与土地调整呈现反向关系。农民收入来源假说没有得到证实，农民的人均纯收入、人均集体收入以及村庄人口抚养比对土地再分配没什么影响;在村庄政治变量中，村庄民主程度、主要村干部任现职的期限对土地调整没有什么影响。村民对村委会工作的关注程度对村庄土地大调整没什么影响，但对土地小调整有反向影响。在村庄社会文化变量中，村民之间的互助程度对土地小调整有正的影响，而对大调整没什么影响。是否存在家族网络或组织对农地调整的影响不大。村庄第一大姓的比例对农地调整有负向影响。而村庄偏好土地调整的农户比例对土地调整有正向影响，农民偏好假说得到证实。所以说，村庄社会文化变量对农地再分配有重要影响，但这种影响的趋势在下降。在村庄自然特征变量中，村庄人均耕地面积对土地大调整有负向影响，每块耕地的面积对土地大调整有正向影响，而村庄人口规模和离县城的距离对土地大调整没有什么影响。而村庄自然特征变量对土地小调整基本没有什么影响。处于东部地区的村庄倾向于进行土地大调整，而对土地小调整的影响却很小。从以上研究结果我们基本可以得出两个结论:一是农村土地制度不是一项单纯的经济制度，其深受村庄的社会文化以及政治因素的影响。二是在土地再分配制度中，影响土地大调整和小调整的因素并不相同。土地大调整受外部因素影响更多，而土地小调整受村庄内部因素影响更多，特别是受村庄社会文化变量的影响。

对于村庄农地再分配制度，应该如何评价，其未来何去何从?从法律和政策层面来看，国家对农地再分配基本持否定甚至禁止的态度。但现实中的农地再分配不仅仅是村庄理性的表现，更为重要的是其具有多方面的功能和作用。首先是社会保障功能，即通过土地再分配保障“人人有饭吃”［9］。其次是促进经济发展的作用。通过土地再分配建立的社会保障机制相当于为参与工业化的农村剩余劳动力提供了一份“社会工资”，从而降低了工业化的成本，实现了哈特意义上的“无剥夺的积累”，从而促进了整个国家经济的持续快速发展［10］。最后是建构村庄共同体的作用。这一共同体不仅仅是村民互助和交换的地方，更是他们进行农业生产、寻找精神归属的地方。

［1］Brandt，L.，李果，黄季焜，Rozelle，S. 中国的土地使用权和转移权:现状评价［J］.经济学(季刊)，2004，(3):951－982.

［2］陈锡文.中国农村改革:回顾与展望［M］.天津:天津人民出版社，1993.

［3］Kung，J.K.S.CommonPropertyRightsandLand Reallocations in Rural China:Evidence from a Village Survey［J］.World Development，2000，(4):710－719.

［4］赵阳.对农地再分配制度的重新认识［J］.中国农村观察，2004，(4):22－30.

［5］张红宇.中国农地调整与使用权流转:几点评论［J］. 管理世界，2002，(5):76－87.

［6］韩冰华.我国农村土地调整及其影响因素的实证研究［J］. 生态经济，2005，(8):24－27.

［7］廖洪乐.农村承包地调整［J］.中国农村观察，2003，(1):46－54.

［8］赵阳.共有与私用:中国农地产权制度的经济学分析［M］.北京:生活·读书·新知三联书店，2007.

［9］陈剑波.农地制度:所有权问题还是委托—代理问题［J］. 经济研究，2006，(7):83－91.

［10］姚洋.小农体系和中国长期经济发展［J］.读书，2010，(2):20－30.

(责任编辑:刘 艳)