土地承包权长期化背景下无地农民获得土地的途径

商春 荣， 叶 兰

（华南农业大学经济管理学院， 广东 广州 510642）

1 引言

在农村土地集体所有制下，土 地在成员之 间平均分配到农户家庭，人口增加导致农村社区不断调整土地，暂时无地的农民通过一段时间的等待可以在下一次土地调整中获得土地。实施土地承包权长期化政策后，新增人口从集体获得土地的这一途径被切断，他们便没有自己名下的土地，形成了无地农民。随着土地长期化政策的延续，无地农民的数量在增加。孙耀武推算，2004年全国无地农民约有1.45亿左右[1]。张润清在河北的调查发现，无地农民占调查人口总数的10.02%[2]。龚为纲的研究表明，广东、福建等华南地区无地人口达到43.6%[3]。王景新认为第二轮土地承包过于强调 “大稳定、小调整”，失去了化解人地矛盾的最佳机遇，目前全国至少有10%的农村人口因土地分配“起点”不公平及土地征用而沦为“无地农民”[4]。

一些学者对无地农民的存在充满了担忧。李光全、聂华林认为，就业无岗、务农无地的“无地农民工”是可能引发农村社会安定和发展危机的不稳定因素[5]。陈发桂认为，土地承包关系“长久不变”固化了村组内人均占地不均的现状，在农村缺乏有效社会保障的情况下，可能进一步导致无地农民的生存困境[6]。曲永谦认为，无地农民出生后就没有承包地，其生存困难及“死人占着活人的地”现象所导致的社会不公平影响农村社会的稳定[7]。那么，在土地承包关系长久不变的背景下，无地农民可以通过哪些途径获得土地？这一群体是否会在农村引发社会经济问题？本文通过对广东和湖南农村的调查，尝试对此进行回答。

2 无地农民数量与特征

2011年1—4月，笔者对广东、湖南两省的9个村进行调查，发放农户调查问卷378份，回收328份，回收率86.77%。调查的9个村中，除广州市良田村外，其余8个村落实土地承包权长久不变的政策。表1显示，最后调地时间距离现在越远，名下无地的农民和有无地人口的农户数量越多。

表1 调查村调地次数与无地人口数量Tab.1 Land readjustment frequency and the number of land-lost farmers in the example villages

在调查的328户、总人口1793人的样本中，无地人口为540人，无地人口占调查人口总数的30.12%，家中没有无地人口的农户为84户，占调查总数的25.61%，其余244户、占调查总数74.39%的农户家中有无地人口。受访农户家中有2个无地人口的农户最多，占调查户数的28.05%。在有无地人口的农户中，平均每户有无地人口2.21人。无地人口中女性多于男性，女性占55.64%，男性占44.36%，年龄多在30岁以下，在家务农比例极低。

3 无地农民获得土地的途径

3.1 土地调整

土地调整是村集体主导的按照公平准则进行的土地分配，通过村集体的土地调整来获得土地是无地农民的首要途径。正因为无地农民的土地诉求首先通过土地调整得以实现，土地调整成为推行土地承包制以来农村土地制度安排的常态，人口变化被看作是许多村庄进行土地调整的主要原因[8-12]。这意味着新增无地人口具有土地调整的意愿，农户进行土地调整的意愿随无地人口数量增加而变得越发强烈，由此推动了村组土地的重新调整。那么，在落实土地长期化政策的村中，有无地人口的农户是否具有土地调整的意愿？为此，本文在问卷中设计了“您想通过什么办法获得自己的承包地”，代表有无地人口的农户意愿。剔除没有无地人口的样本，获得有效样本244份。在有效样本中，希望以大调整和小调整方式获得承包地的农户占32.88%（表2）。

土地调整是交易成本高昂的集体行动，那些具有土地调整意愿的农户需要有充足的依据说服反对的农户及土地调整的执行者——村委会，需要花费个人成本才能推动村中土地调整。考虑到个人成本，具有土地调整意愿的农户进一步减少。如在回答“有没有人找村长要求分地”时，有5个村委会主任回答“有，不多”，并且都发生在交纳公粮时期（表1）。交纳公粮是无地农民要求土地调整的依据，这一理由在公粮任务取消后不存在了，此后村中无人再有动议要求进行土地调整。为进一步说明有无地人口农户土地调整意愿，本文将建立模型进行实证检验。将土地调整作为被解释变量，自变量包含受访农民个人特征、村特征和农户家庭特征等。

表2 想通过什么办法获得土地Tab.2 What way do you hope to get land

本文采用多项Logistic回归模型进行分析，利用Stata10.0进行数据处理。由于无地人口占家庭人口的比例和距离上次调地时间存在共线性，两个变量需要单独进入模型进行分析。结果见表3，模型结果中的P值>chi2= 0.0000，表明该模型拟合较好。

模型1结果表明，性别、年龄、外出打工者占家庭人口的比例、无地人口占家庭人口比例、无地对生活的影响、对30年不变政策的满意度等因素，对土地调整的影响是显著的。对比“落实30年不变政策，没办法了”这一基准类的发生比，控制其他变量不变后，男性选择 “希望村里土地全部收回重新分配（大调整）”、“人口减少的家庭退出土地给人口增加的家庭（小调整）”、“继承”发生比变化0.265倍、0.374倍、0.228倍，即降低了73.5%、62.6%、77.2%①该数值计算方法为：（对应的相对风险比-1）×100%[13]。例如，（0.265-1）×100%=73.5%。，表明男性不希望通过土地调整和继承的方式获得土地。外出打工劳动力多的农户也不希望通过土地调整方式获得土地，年长农民不希望通过继承的方式获得土地，而那些认为无地对生活有很大影响的农户，土地调整的意愿比较强烈。无地人口占家庭人口的比例对土地调整有显著影响，家中无地人口增加，农户选择“大调整”、“小调整”、“继承”等方式的发生比分别降低了98.9%、84.5%、97.4%，表明农户土地调整意愿并未因其家中无地人口增加而增强，反而下降。

表3 土地调整模型1（无地人口进入模型）Tab.3 Land readjustment model 1 （land-lost farmers included）

模型2（表4）显示，除了性别、年龄、无地对家庭生活影响、对30年不变政策的满意度等变量外，距离上次调地时间对土地调整的影响也是显著的。距离上次调地时间越远，农户选择“大调整”、“小调整”方式的发生比分别降低了19.1%、29.3%，表明距离上次调地时间越远，农户进行土地调整意愿越低。这意味在落实30年不变政策的村中，有无地人口的农户没有土地调整的意愿，村组由此不再进行土地调整，保持土地关系长久不变。

3.2 土地流转市场

通过土地流转市场租入土地是无地农民获得土地使用权的另一途径。

表5显示，“已经租入土地” 的农户占农户总数的16.16%，拥有租入意愿的农户占24.09%，“全部或部分租出土地”的农户占30.79%。租出土地多于租入土地农户的原因，可能是一些农户同时租入了两户或多户的土地。总体上参与土地流转的农户不到农户总数的1/3，且农户间土地租赁规模比较小。

家中有无地人口的农户是否更倾向于土地租入？本文将农户租入土地作为因变量，采用有序Logistic 回归模型，分析家中有无地人口的农户土地租入意愿。结果如表6所示。从模型的结果看，P值为0，表明该模型拟合度较好。 模型1、2显示，性别、无地对生活的影响等因素对土地租入有显著正向影响。在控制其他变量不变后，男性租入土地的可能性变化了 1.865、1.876倍，即提高了86.5%和87.6%①计算方法以表6中参数0.623为例， [（exp（0.623））-1]×100%=86.5%，其中，（exp（0.623））=1.865倍，（1.865-1）×100%=86.5%。正负号分别代表增加与降低[14]。。认为无地对生活有影响的农户，租入土地的可能性分别提高了215.5%、223.8%，表明他们倾向于以租入土地来解决无地问题。认为无地对生活有很大影响的农户租入土地的意愿更强烈，这些农户对土地的依赖性更强。无地人口占家庭人口的比例、距离上次调地时间等变量对农户土地租入的影响不显著。

由于不满意30年不变政策的农户可能与无地对家庭生活有影响的农户重合，两个变量间存在共线性，把后者从模型中剔出，进一步考察其余变量对农户租入土地的影响。土地租入模型3、4（表7）显示，对30年不变政策不满意的农户、外出打工劳动力占家庭人口比例、距离上次调地时间、家庭收入全部为非农收入等变量对土地租入有显著影响。家庭收入全部为非农收入的农户每增加一户，土地租入的可能性分别变化0.329倍、0.337倍,即降低67.1%、66.3%。对30年不变政策不满意的农户，租入土地的可能性分别上升129.3%、95.6%。外出打工人数占家庭人口比例高的农户，租入土地的可能性降低了73.7%。距离上次调地时间每增加一年，农户租入土地的可能性降低5.9%，表明土地不再调整以后农户租入土地的意愿并不强烈。

从土地转入模型可以看出，对30年不变政策不满意、无地对生活有影响的农户倾向于租入土地，家中外出打工人数多、家庭非农收入比例高的农户租入土地意愿不强烈。无地人口对农户租入土地的影响不显著，表明农户租入土地取决于家庭收益最大化的目标，而非家中是否有无地人口。以同样方法对农户土地租出进行

了回归分析，模型结果见表8。土地租出模型显示，家庭非农收入、外出打工劳动力比例、距离上次调地时间等变量对土地租出有显著正向影响。家庭收入全部为非农收入的农户，土地租出的可能性提高3.846倍，即提高284.6%。外出打工劳动力比例增加，农户土地租出的可能性提高372.6%，这些农户转出土地的意愿非常强烈。距离上次调地时间每增加一年，农户租出土地的可能性降低7.7%，二者之间有微弱负影响。无地人口对农户土地租出的影响不显著，家中是否有无地人口同样不是农户土地租出的主要影响因素。

表6 土地租入模型Tab.6 Land rent-in model

表7 土地租入模型Tab.7 Land rent-in model

表8 土地租出模型Tab.8 Land rent-out model

综合土地租入和租出模型发现，家中外出打工人数较多、家庭收入全部为非农收入的农户，土地租入意愿降低而租出意愿强烈。无地农民对农户土地的租入与租出都没有影响，表明无地农民的选择不是租入土地而是外出打工，外出打工成为农民无地的替代手段。距离上次调地时间对农户土地租入和租出有微弱负影响，表明土地不再调整后农户并没有更多参与土地租赁市场活动，土地租赁和土地调整之间替代性不强。

3.3 家庭内部继承

在土地调整和土地租赁之外，家庭内部继承也是无地农民获得土地的一个重要途径。

表3显示，22.52%无地农民认为可通过“继承父母”、“姐妹出嫁留下的土地”得到土地，继承已经得到部分农户认可。在回答 “上次分地之后家中是否有人留下了土地”时，回答“有人留下土地”的农户有效占比49.17%，说明近半数的农户事实上以继承方式获得了土地。在回答“如果种地，可以耕种谁的土地”时，有效回答“可以耕种父母、公婆及姐妹出嫁留下的土地” 的农户占总数71.96%，表明家庭内部土地继承关系已经成为一个普遍事实。无地农民虽然没有自己名下的土地，可以继承父母或姐妹出嫁留下的土地，当他们有耕种意愿的情况下，大部分可以耕种父母或姐妹出嫁留下的土地，无地农民因此处于隐性状态。

4 结论

本文研究发现，农民获得土地的途径分别为土地调整、通过土地流转市场租入土地获得土地使用权、家庭继承。在实行了30年不变政策的村庄，无地农民数量在增加，其进行土地调整的意愿下降，无地农民不再依赖甚至预期通过土地调整获得土地承包权，新增人口不再是土地调整的主要原因。无地农民面临无地的选择是外出打工，外出打工成为替代土地的重要生计手段。家庭继承已成为无地农民获得土地承包权的现实途径。

本文研究表明，在劳动力流动及30年不变政策约束下，无地农民获得土地的途径逐步从行政性分配转向家庭继承和市场化，但通过土地流转市场获得土地使用权还未成为无地农民的主要选择。在实行了30年不变政策的村庄，外出打工的替代效应和家庭继承缓解了无地农民对土地调整的依赖，无地农民数量增加并未引起村组土地的重新调整，从而保持了村组土地承包关系的长久不变。在劳动力流动受到限制，或因存在土地征用预期、土地增值收益提高而导致土地依赖增强的情况下，新增人口仍可能引起土地的重新调整。此外，本文研究表明土地调整和土地流转之间的替代性不强，不支持二者之间存在替代性的观点[13]，支持了二者间不存在相互制约关系的观点[14]。

本文包含如下政策含义：首先，无地农民问题因外出打工的替代效应和家庭继承而隐性化，这一群体目前并未构成农村社会发展的不稳定因素。其次，逐步发展、健全土地的替代制度，如土地租赁、农民的养老保障等，可以降低无地农民土地调整的意愿，减少土地承包关系长久不变政策实施的阻力。再次，伴随无地农民获得土地途径的家庭化和市场化，法律政策应明确家庭继承关系，规范并保障农民的土地交易权和继承权。

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