APP下载

新一轮农地确权:率先发生在何处

2018-03-23陈奕山纪月清钟甫宁陈志钢

财贸研究 2018年2期
关键词:村庄比例土地

陈奕山 纪月清 钟甫宁 陈志钢

(1.中山大学,广东 广州 510275; 2.南京农业大学,江苏 南京 210095; 3.国际食物政策研究所,北京 100000)

一、引言

为解决“农户承包地块面积不准、四至不清”等问题①《中共中央、国务院关于加快发展现代农业进一步增强农村发展活力的若干意见》,http://www.gov.cn。,新一轮农地确权正在全国范围内实施。作为一项影响深远、成本巨大的政策,实施后必然要经过政策效果评估阶段。在政策评估中,不容忽略掉的重要一点是:政策实施区域可能具有很强的选择性。任何一项涉及范围广、实施难度大的政策其实施都不可能由其推出之日起就在各地区同时展开。如改革开放初期在深圳等地设立经济特区,就是综合多种考虑之后的选择性结果:深圳毗邻港澳,有独特的引进利用外资的条件,且远离主流意识形态区,因此适合作为改革开放政策的先行实施区域。改革开放政策极大促进了深圳的繁荣和发展,但是这些成就不能全归因于开放政策,还要考虑到深圳自身独特的历史、地理、文化条件。事实上,改革开放初期设立的几个经济特区,发展也一直存在明显差异(国世平 等,1995;李璇,2013;陶一桃,2014)。

那么,决定一个村庄是否率先实施确权的因素是什么?确权首批实施地是否表现出一定的选择规律?研究这个问题的意义有三方面:第一,尽管本文只聚焦于讨论确权推广规律,但在研究中建立的政策推广分析框架,也可以为研究其他政策的推广提供参考;第二,通过探索确权政策实施初期所可能存在的目标对象的选择问题,为确权政策效果的评估研究提供参考;第三,判断确权政策在各地区的初期适用性,有助于深入思考进一步推进政策实施的困难和关键。

二、相关文献述评

新政策的推广涉及政策创新这一概念,Walker(1969)定义政策创新为:政府采纳一个对它而言是“新”的项目,而不论该项目是否已经在其它地方被采用过。国外众多关于政策创新和推广的研究表明,不同地区对新政策的接受程度和采纳速度不同。基于已有研究,格雷等(2004)归纳了影响美国各州政策创新速度的各类因素,包括政治文化、文官职业化程度等政治因素,州预算资源等经济因素,教育、城市化特征等社会因素,相邻州之间的仿效和竞争等区域因素。除了接受程度外,新政策执行所面临的激励缺乏、目标模糊、预算限制、协调不力等是障碍因素(吴逊 等,2016)。O′Brien et al.(1999)发现,中国中央政府的许多政策在农村只有部分被执行,这与政府上下级的联系紧密度、地方执行环境和政策内容有关(Zweig,1985),也与官僚行为(周定财,2010)和政策目标群体的接受程度有关(班建武 等,2006;周平 等,2007)。可能是意识到各地对政策的接受程度和执行难度存在差异,中国的政策制定和执行是“摸着石头过河”的渐进式过程,提倡先进行政策试点再逐步推广。由于前期试点的结果成功与否影响后续政策的实施推广,什么样的地区会成为新政策的试点以及政策实施的先后次序就成为值得关注的问题。可以合理假设,政策制定者和执行者有动机在政策实施前期选择成功实施可能性更高的地区*如清末民初的汤寿潜就土地清丈的次序提出:“(清丈)戒合境并举……先从易处入手……务宜先审各乡何都何庄绅董最洽,风俗最驯,田额最少,从而施丈此都,竣事,即邻都榜样。然后顺都顺庄以次办理。”。

很明显,试点地区的选择、政策实施的先后与政策的具体内容有关,不能脱离具体的政策内容谈论政策实施的先后。新一轮农地确权是当下正逐步推广实施的一个重大政策,但尚无文献分析、讨论什么样的地区更可能率先实施确权。相关文献集中在检验或者讨论确权的作用或者利弊上。程令国等(2016)、付江涛等(2016)、刘玥汐等(2016)对确权促进土地流转的作用进行了评估,认为确权确实促进了土地流转;胡新艳等(2016)的研究则表明确权对农户转出土地的实际行为没有影响,但提高了农户的流转意愿和意愿租金。学者对农地确权的作用并没有达成一致性的正面意见(胡新艳 等,2016),有的学者指出确权因无法解决历史遗留等问题而易于诱发纠纷(尚旭东,2016;王毅杰 等,2015)。不同学者关于确权的观点分歧较大,这提醒人们应更加审慎地对待和判断确权的作用和影响。本文认为:确权是一项正处于逐步推广实施的重大政策,率先实施该政策的地区更可能被选择出来,因此,基于已实施确权地区的数据对确权本身的净效应进行评估,结果可能不客观准确。着眼于为更加客观的政策评估提供参考,一个值得研究的问题是:具备什么条件的村庄更可能率先实施确权?

三、政策背景与政策推广分析框架

(一)农地确权及其推广情况

在本文中,农地确权指农村土地承包经营权确权,不包括宅基地使用权和农村建设用地使用权确权。新一轮确权颁发给农户的书面文件包括农村土地承包合同和土地承包经营权证书。之前一、二轮农村土地承包并没有建立一个清晰的登记账目(付江涛 等,2016),土地边界多处于村集体或农户默认状态,缺乏书面凭证。新一轮土地确权将重新确认土地空间信息,将地块实际面积与四至范围清晰化,以法律凭证为载体明确农户对于农地的物权和财权。

确权试点与推广的基本顺序是:2009年农业部首次开展了8个村的试点工作,之后扩大到乡,2013年扩大至105个县。2014年农业部在山东、四川、安徽3个省和其他省区市的27个县进行了整体试点。截至2014年底,试点范围囊括全国1988个县(市、区),涉及1.3万个乡镇、19.5万个村,覆盖面积3.3亿亩。2015年又新增江苏、江西、湖北、湖南、甘肃、宁夏、吉林、贵州、河南9个试点省(区)。确权颁证工作预计将于2018年底左右基本完成。由此看出,新一轮承包地确权颁证工作经过了不同试点并渐进实施,并非立即大范围铺开。2014年农业部所选择的3个试点省份中四川、安徽为劳务输出大省,这暗示着试点选择的特定指向。以此类推,一些地区率先实施确权颁证,很可能是多方参与的选择性结果。下面建立一个分析框架揭示潜在的选择模式。

(二)确权政策推广的分析框架与推断

承包地确权颁证政策的实施涉及多方主体。从政策施行的角度来看,农地确权颁证是一个由上而下推动施行的过程。中央政策制定者制定政策并决心在全国范围内推行,各级政府(单位)遵照中央的意图实施农地确权,所确定或者调整的是农户土地利益。据此简单分类,确权牵涉到三方主体:中央政策制定者、逐级而下的政策执行者和农户。三方主体之间形成了两两对应的三对关系。

由于确权最终由村一级的村民委员会或者说村干部来落实,因此本研究把村庄置于考察的核心。村干部为什么落实确权颁证?张林秀等(2005)在研究农村公共品投资时将影响因素分为“需求因素”和“目标因素”两类,其潜在的逻辑过程是村庄产生公共品投资需求并向上级政府申请资助,上级政府在财政总支出有限条件下,根据政策目标决定是否批准并选择性提供资助。确权颁证实施初期也有选择性,但逻辑过程相反:中央政策制定者确定政策执行目标,各级政府遵照政策意图并选择一些村庄率先执行政策,村干部根据净收益最大化原则决定是否立刻执行政策。可将村庄率先执行政策的影响因素分为“目标因素”和“供给因素”两类:前者指上级政府为了达到一定目标而加以考虑的因素;后者指决定村干部是否愿意配合并能有效落实的因素。

1.目标因素

目标因素指与政策制定者的政策意图相匹配的因素(张林秀 等,2005)。长远来看,作为一项旨在保护农民土地权益的现代产权政策,中央政府推行确权政策的重要意图是“让农民吃上定心丸”,免除外出务工农民的后顾之忧,为土地进一步有序流转创造条件。因此,村庄的外出务工比例越高,与政策意图的契合度也就越高,被选择率先确权的可能性越高。但是,在遵照中央确权政策意图的同时,各级地方政府(省、县、乡镇)有自己的目标,例如提高地方财政收入。城镇化过程中征地是地方政府财政来源之一,地方政府可能不愿意选择在城郊和镇政府所在地率先实施确权。

2.村庄供给因素

供给因素指影响村干部承接并快速有效落实政策的因素。“开弓没有回头箭”。政策制定者既已决定在全国推行土地确权,各级政策执行者就没有选择余地,需要由上而下地宣传并执行政策。但是,考虑到政策实施的前期示范性和后续连贯性,在政策实施前期,政策制定者、更高级别政府有动机挑选政策意图能够得到贯彻的更为畅通的通道。同时,面对无法回避的政策执行要求,逐级而下的政策执行者在执行政策时会进行理性计算和应对(包括拖延)。合理的假设是他们追求政策执行净收益的最大化,根据净收益最大化原则,村庄供给因素可大致分为三类。

(1)激励因素。可把村干部类比成公共经济学中的“官僚”(尼斯坎南,2004),“官僚”追求本部门预算最大化以及晋升机会。从预算最大化角度来看,承接并快速有效落实上级布置任务可以帮助村委维持乃至增加从上级获得的拨款,因此,一个村庄的预算收入中来自上级政府的拨款比越高,越有动力快速执行上级布置的任务,更可能率先执行确权。村财政预算收入还可能有部分来自于村庄机动地,出于对确权过程中农户会要求分配机动地的顾虑,有机动地的村庄可能更不倾向于快速落实该项政策。从晋升机会的角度来看,老年村干部的晋升机会不大,因此村干部的“老龄化”会降低确权激励,降低率先执行确权的概率。

(2)确权难度因素。确权难度越高越不可能率先执行确权。村干部执行确权固化或调整的是农户的土地利益。村庄人口或土地面积规模越大,确权所涉及的利益分配者和利益标的物越多,政策执行的难度会越大,更难以成为确权颁证的率先实施地。如果近期进行过土地调整,顺势通过确权来固化土地分配状况的难度比较小;相反,调整发生时间越是久远,人均耕地面积发生变动的可能性更高,通过确权来固化以前的土地分配状况的难度就比较大。在这方面,有机动地的村庄可以在确权时“补地”给“少地”农户从而可能降低确权阻力。农民收入水平和土地的预期价值对确权难度也有影响,如果相对于收入水平来说,土地的预期价值不高,则即使农民对土地分配有异议,矛盾也可能不激烈,确权难度较低;如果土地预期价值很高,固化土地分配就可能引发激烈争论,确权难度上升。与土地预期价值相关的因素包括村庄是否在城郊或镇政府所在地和村内企业数量等。除此之外,村庄合并史和村机动地情况也是影响确权难度的一个因素。进行过合并的村庄,村干部与每个自然村的关系可能不如原来紧密,调整或固化土地分配的难度加大。

(3)农民对制度的需求。当实施确权能够满足农民的制度需求时,相应的确权执行难度就会很小。从激励的角度看,这时村干部也有动机通过率先实施确权来提高村民的支持率以及获得连任的概率。从本质上讲,制度的产生根植于人类需求,自发的人类需求催生自发的制度演进和制度安排;反方向看,制度也可起于人为设计(哈耶克,1997)。但是,相对于人为设计、正式颁布而显得刻意的外在制度而言,渐进变迁的自发制度(可能以“非正式”的形式出现)安排有更强大的惯性(诺斯,1994),这是人为设计的制度所无法回避的,并因此可能与人为设计的制度有所抵触。另一方面,在前两轮土地承包中,土地权利分配比较模糊,表现在土地面积范围的“四至不清”和村庄内可能发生的土地调整等。作为一项自上而下设计并推广的制度,新一轮确权颁证在实施过程中不免要面对与农户的制度需求以及与已有制度安排的兼容性问题。

如果一个村庄过去频繁调整土地,说明村庄对土地调整的需求比较高,对固化土地权利的确权颁证的需求较低。外出务工者具有固化土地权利、保护产权的需求,因此,劳动力外出会提高农民对确权的需求。农村社会是差序格局社会(费孝通,2006),不同个体依血缘、地缘形成社会关系网络。社会关系有亲疏不同:陌生人之间本无关系,通过一般交换形成弱关系,进而依频繁、长期交换形成熟人关系;血缘、姻亲则产生强关系(黄光国,2004)。差序格局下,不同亲疏关系有不同治理机制:弱关系以正式法则为准,导向正式制度;强关系和熟人关系人情浓厚,导向非正式制度(高名姿 等,2015)。在经济发展和外在力量不断介入的条件下,不同村庄逐渐发展出不同制度需求模式。部分村庄人情淡薄,部分村庄对人情的依赖性仍较强。总体上,现阶段广泛存在亲友间的土地无偿流转现象*根据固定观察点2011年住户调查数据,有转出耕地记录的农户中,46%为无偿转出户。,这说明人情的重要性仍值得重视。合理的预期是:村庄土地流转中无偿流转占比越高,以强关系和熟人关系为维系的非正式制度占据主导的可能性越高,村庄对正式制度(确权颁证的指向)的需求比较低。

四、实证模型、数据来源与描述分析

(一)实证模型

为检验分析框架中目标因素、激励因素、确权难度、制度需求因素会如何影响村庄确权的推断,下面将建立计量模型。理论上,分析框架部分对应了一个Biprobit模型:

(1)

只有当村庄被上级政府指派执行确权政策(目标方程中yd=1)且村庄进行了快速有效落实(供给方程中ys=1)时,土地确权才会发生,研究者才能实际观察到村庄的确权行为(y=1)。虽然Poirier(1980)提出了该模型估计的最大似然法,但由于被解释变量yd和ys无法被完全观察到,用可观察的y既代表部分的yd又代表部分的ys来估计两组方程,其估计有效性大受影响(Meng et al.,1985)。一般地,村庄调查成本大而样本量较少,估计有效性显得尤为重要,因此本文不再区分目标方程和供给方程。与很多小样本研究一样,本文将各因素放入一个Probit模型中:

I=α+β′X+ε;若I>I*,y=1否则y=0

(2)

y取值1则表示村庄是首批确权实施村,取值0则不是。X为解释变量向量,囊括目标因素和供给因素变量,下文表2和表3中给出这些变量的定义和基本描述。

(二)数据来源及样本村确权情况

本文数据来自国际食物政策研究所、南京农业大学联合农业部农村固定观察点于2014年6—8月所进行的《城镇化、劳动力转移与粮食生产》调查。该调查从农村固定观察点数据样本村中抽出8省共105村进行访问。调查得到有效村问卷99份,剔除2个因征地等原因而耕地信息缺失的样本村,剩余97个样本村。样本村中有14个村已经或正在实施承包地确权登记颁证政策(除这14村外还有部分村庄宣称已确权,但确权时间在2009年前,不属于新一轮确权范围,因此没有划归新一轮确权村),占14.43%。本文将这些村庄定义为首批确权实施村庄。样本村的地区分布和确权情况见表1。

表1 样本村庄分布和农地确权的基本情况

资料来源:IFPRI、南京农业大学和农业部农村固定观察点联合调查。数据经作者整理,下列各表同。

确权最早开始于2009年,为防止内生性问题,本研究将2009年作为基期,以基期的村庄变量解释基期之后确权政策的推广。97个样本村中有4个没有2009年的基期数据与之对应,其中2个样本村用临近的、确权发生前的2010年数据作为基期数据,另外没有2009年和2010年数据的2个村庄被剔除。最终保留95个分析样本。

(三)单因素描述分析

按照前文所划分的各类因素,下文首先对各类因素基期值与截至2014年调查时点村庄确权情况之间的关系进行分组描述和分析。描述时,一方面尽量使分组变量取值为0、5、10这样的整数;另一方面,尽量分成3组数据以观察可能存在的非线性关系,并且使每组的样本数量大致接近,保证每组有充足子样本。本节对大部分变量进行单因素分组描述(表3);对一些密切相关的变量,如劳动力外出比例与本地(乡镇内)非农就业比例(表2)、土地无偿转出户占比与有偿转出户占比(表4),则进行列联分析。

1.政策目标因素与首批确权实施地

根据前文分析,首要的政策目标因素是劳动力外出比例。表2中,纵向数据描述外出劳动力(在外居住时间超过180天)比例与确权的关系,可以看出两者呈正相关关系。在劳动力外出比不高于25%的34个村庄中,有8.8%的村庄实施了确权;而劳动力外出比高于40%的32个村庄中,有25%实施了确权。外出劳动力不多的村庄,农户仍守着土地,通过确权来让农民吃下“定心丸”可能还没有事实上的紧迫性。劳动力外出比例相对较高的村庄面临劳动力转出后土地如何利用、农民原有土地利益如何保障的问题,这样的村庄正是政策的目标对象,被挑选作为首批确权实施地更符合政策逻辑。

表2 村庄基期劳动外出比例、本地非农就业比例与确权情况列联表 (单位:%,个)

注:括号内为样本数,其余数字为百分比。

表2的横向数据描述了本地非农就业(乡镇内非农工作超过180天)比例与确权的关系,可以看出两者关系并不明确。本地非农就业比例最高的村庄,确权的比例却最低,原因可能是这些村庄的本地非农产业较发达,土地将来被征用的可能性大。在这些村庄,确权有可能与地方政府短期内的征地目标冲突,征地也可能牵涉潜在的利益争论,这降低了确权的可能性。与此类似,城郊或镇政府所在处的土地被征用的可能性较大,因此在表3中,城郊、镇政府所在地村庄的确权比例分别为12.5%、4.55%,低于非城郊、非镇政府所在地的15.19%和17.81%。

2.激励因素与首批确权实施地

财政特征方面,村庄财政收入中上级拨款占比越高的村庄,确权比例也越高。解释如下:上级拨款比是一个衡量上级政策意图往下贯彻的畅通程度的可能指标。上级拨款比越高的村庄,越有可能为了维持或增加上级拨款而率先执行上级下达的确权任务。在村庄有机动地时,村庄可能有部分收入来自机动地,确权时村民若要求将机动地明确到各家各户,将会减少财政收入,削弱确权激励。表3显示,有机动地的村庄的确权比例明显小于没有机动地的村庄。

村干部特征方面,由于不同时期教育条件不同,干部年龄和受教育程度之间存在一定程度的关联。表3显示,村干部平均年龄在40~45岁间、平均受教育程度接近高中水平的村庄确权比例最高。从贯彻政策意图的角度来看,年轻、受教育程度较高的村干部有执行好政策以获上级赏识、积累业绩实现后期晋升的动机,但其执行新政策的经验有待积累,执行政策的魄力和群众的信服度可能都不高,被最早委以政策执行任务的可能性相应较低。年纪较大的干部则可能趋于保守,缺乏争取晋升的动力。相比之下,年龄居中(可能就那么“黄金”几年)的村干部的晋升动力、政策执行经验、群众工作条件可能更为合适。

3.确权难度因素与首批确权实施地

政策实施的连贯性和前期试点成功的示范性意义决定了政策实施经由“先易后难”而非“先难后易”的路径。村户数、承包地规模、村企数量、最后一次土地调整发生时点、村庄合并史、人均收入水平都是影响确权难度的因素。村户数和承包地规模方面,相比其它规模村庄,500户以上的村庄确权比例最低,而承包地不多于1000亩的村庄确权比例最高,反映利益分配者的数量和利益标的物的规模对确权实施的影响。村企数量是衡量农地能否转为非农用途、实现增值的潜在指标,土地在未来有转为非农用途的可能则容易牵起利益和确权争论。无村企的村庄确权比例最高,反映土地不存在非农化可能性的村庄确权难度更小。

最近一次土地调整发生的时点离现在越远,人地比例越可能发生较大变化,固化以前的土地分配利益不符合当下的人地关系,会加大确权难度。表3显示:90年代以后没调整过土地的村庄只有8.82%进行了确权;90年代(二轮承包时期)调整过土地的村庄确权比例为14.71%;而在2000—2009年调整过土地的村庄确权比例高达22.22%。进行过村庄合并的村庄仅有9.09%确权,而没进行过合并的村庄确权比例达17.74%,说明村庄合并提高了确权难度。村庄人均收入对确权难度的影响不明确:一方面,村人均收入水平越高,说明居民更多从事非农工作,越不在乎土地的农业经营价值,这会降低确权难度;另一方面,人均收入越高的地区,区位条件可能更好,土地可能有更高的流转收益或潜在征地收益,又会提高确权难度。表3显示,相比其它收入水平,人均收入不高于4500元的村庄确权比例最高。这似乎反映:经济发达村庄通过确权来固化土地权利的难度更高。

表3 村庄确权的单因素分组描述

4.制度需求因素与首批确权实施地

实施联产承包以来的土地调整次数可在一定程度上反映村庄对“土地调整”的需求,这种需求越高,对确权颁证的需求越低。表3显示,调整次数较多的村庄确权的比例却更高些。这可能是因为,调整次数越多的村庄也越可能在近期进行过土地调整,而近期调整过土地会降低确权难度。在后面的实证模型中,我们将控制最后一次土地调整时间变量来考察调整次数对确权的偏影响。

相比土地调整次数,土地转出户比例是反映村庄对确权颁证需求的更重要指标。同时,由于土地无偿流转广泛存在,我们有必要区分无偿和有偿这两种土地流转类型。无偿转出户可能只是出于暂时考虑,将土地交给亲友和其他熟悉的人打理,以此避免闲置以后土壤板结和杂草丛生问题,这种情况下非正式的“人情”代替正式制度发挥产权保护的作用;作为对比,有偿转出户与转入户之间更可能只有纯经济关系,缺乏人情的保障,因此需要通过统一明晰地块位置、面积等正式制度来帮助双方厘清权责、发挥产权保护作用。

表4展示了村庄基期土地流转情况与确权关系。横向来看,在村庄内没有有偿转出户的情况下,无偿转出户的比例越高,村庄确权的比例越低;在村庄内存在有偿转出户的情况下,村庄确权比例先是随着无偿转出户比例的升高而升高,继而又明显下降。总体上,无偿转出户比例高于5%的村庄,确权比例最低。这反映,在对基于“人情”的非正式制度的依赖程度越深时,村庄对确权颁证所指向的正式产权制度的需求越低。与此不同,纵向来看,有偿转出户比例高于5%的村庄,确权比例最高。这反映,随着有偿转出户的出现和流转户之间由人情关系向纯经济关系演变,村庄对正式产权制度的需求增强。在对正式产权制度需求更强(有偿转出户比更高)的村庄率先实施确权颁证,政策的初期适应性更强。

表4 村庄基期无偿、有偿土地流转户比例与确权情况列联表 (单位:%,个)

注:括号内为样本数,其它数字为百分比。

村庄对哪种制度安排的需求更高,这取决于外来力量的介入程度和村庄融入外部大环境的程度。社会变迁下,村庄中的“人情”相比原来已经淡化是既成事实,不可否认的是,长久中所形成的非正式制度仍然有强大的惯性,在一些村庄中仍然占主导地位。如表4中所示,若土地流转中非正式制度起主导作用(即无偿转出是主要部分),村庄确权的比例会较低。若说这反映了村庄对确权颁证所指向的正式产权制度的需求较低,逻辑上并无矛盾。进一步推论,在依赖非正式制度的村庄引进正式制度,鉴于可能存在初期“水土不服”问题,新引进的“正式制度”不一定能够立刻起到诸如促进土地流转的作用。另一方面,基期中有偿转出户占比高的村庄更可能成为首批确权实施村,这似乎也说明确权在这些村庄只是顺势而为,因此在考察确权对土地流转(特别是正式流转)的作用时要扣除村庄的原有差异。

五、政策推广的实证模型结果

前文给出各类因素与村庄是否率先实施确权之间关系的描述性分析,下文在控制其他因素的条件下考察各因素的偏影响。表5是Probit模型的回归结果。

表5 影响村庄确权的因素的Probit模型回归结果

回归结果所显示的各类因素的作用在方向上与前文理论推断和描述结果基本一致,各变量系数方向和显著性显示:目标因素方面,村庄劳动力外出比越高,村庄是首批确权实施地的可能性更高;而本地非农就业比例的作用方向刚好相反;位于镇政府所在地的村庄实施确权的可能性更低。激励因素方面,村财政中来自上级拨款的比例越高,村庄实施确权的可能性更高;村干部年龄的影响呈倒U型变化,系数计算显示峰值出现在44岁左右;村机动地会降低确权可能性,但统计上不显著。确权难度方面,近期调整过土地会提高村庄确权可能性;而村户数、村内企业数量、村庄合并史会降低确权可能。与本地非农就业数、村内企业数量类似,代表经济发展水平的人均收入变量对确权的影响也为负。制度需求方面,高土地调整次数会降低确权的可能性。无偿转出户比例越高,确权可能性越低;有偿转出户比例越高,确权可能性越高。程令国等(2016)发现确权村的土地转出比例和租金水平更高,在这里得到了反向的解释:那些原本有偿流转比例更高的村庄,本身就更容易成为首批确权村庄。

六、结论与启示

正在全国范围内渐次实施的农地确权颁证是一项影响深远、实施成本巨大的政策,后续必然要经过政策评估和经验总结阶段。着眼于给更客观的政策评估研究提供参考,本文分析了首批确权地的选择规律。将可能影响首批确权地选择的因素分为目标因素、激励因素、确权难度、制度需求四类因素并进行村庄比较,研究发现:被选择且已实施确权政策的村庄与其它村庄相比存在显著差异,基期村劳动力外出比例较高、本地非农就业比例较低、参与有偿土地流转的农户比例较高、参与无偿流转比例较低、村庄处于非乡镇政府所在地、财政收入来自于上级比例越大、村干部为中年、村户数少、企业数量数少、人均收入水平低、最近调整过土地但总调整次数少,这样的村庄成为首批确权实施地的可能性更高。根据描述分析和实证模型结果,首批确权实施地确实不是随机挑选,而是在一定的政策意图下,经政策制定者、各级政府、村干部、农户各方综合权衡选择的结果。概括起来,确权颁证在各地的初期适应性是人们所考虑的。确权政策在劳动力外出比例较高、可能引发的矛盾较少、对正式制度需求更高的村庄的初期适用性更高。

本文研究结论的理论意义是:在进行确权政策的效果评估,特别是评估它对劳动力转移和土地流转的贡献时,应考虑并有效剥离村庄原有特质,否则会高估确权政策的作用。实践意义是:在进一步推行确权颁证时,需要特别注意村庄和区域的差异性。考虑到初期适用性,确权政策实施初期应定位于劳动力外出比例较高、可能引发的利益矛盾较少、对正式制度需求较高的村庄。进一步推广到其他村庄和区域时,需要尊重当地的土地分配传统,留下政策执行的弹性空间,协调当地原有的非正式制度安排。

班建武,余海婴. 2006. 教育政策执行难的利益分析:以北京市流动儿童义务教育政策实施为例[J]. 教育科学(3):10-13.

程令国,张晔,刘志彪. 2016. 农地确权促进了中国农村土地的流转吗[J]. 管理世界(1):88-98.

费孝通. 2006. 乡土中国[M]. 上海:上海人民出版社:20-25.

付江涛,纪月清,胡浩. 2016. 新一轮承包地确权登记颁证是否促进了农户的土地流转:来自江苏省3县(市、区)的经验证据[J]. 南京农业大学学报(社会科学版)(1):105-113.

高名姿,张雷,陈东平. 2015. 差序治理、熟人社会与农地确权矛盾化解:基于江苏省695份调查问卷和典型案例的分析[J]. 中国农村观察(6):60-69.

格雷,王勇兵. 2004. 竞争、效仿与政策创新[J]. 经济社会体制比较(1):92-101.

国世平,陈洪博. 1995. 深圳经济特区与其他特区经济发展状况的比较研究[J]. 特区经济(2):47-50.

哈耶克. 1997. 自由秩序原理[M]. 邓正来,译. 北京:三联书店:168-185.

胡新艳,罗必良. 2016. 新一轮农地确权与促进流转:粤赣证据[J]. 改革(4):85-94.

胡新艳,杨晓莹,罗锦涛. 2016. 确权与农地流转:理论分歧与研究启示[J]. 财贸研究(2):67-74.

黄光国. 2004. 人情与面子:中国人的权利游戏[M]. 北京:中国人民大学出版社:7-11.

李璇. 2013. 深圳、珠海、汕头经济特区发展比较研究[J]. 创新(3):60-63.

刘玥汐,许恒周. 2016. 农地确权对农村土地流转的影响研究:基于农民分化的视角[J]. 干旱区资源与环境(5):25-29.

尼斯坎南. 2004. 官僚制与公共经济学[M]. 王浦劬,等,译. 北京:中国青年出版社:5-9.

诺斯. 1994. 制度、制度变迁与经济绩效[M]. 刘守英,译. 上海:三联书店:49-62.

尚旭东. 2016. 农村土地承包经营权确权登记颁证:快速推进的“近忧”与“远虑”[J]. 农业经济(1):80-83.

陶一桃. 2014. 中国经济特区发展报告(2014)[M]. 北京:社会科学文献出版社.

王毅杰,刘海健. 2015. 农地产权的地方化实践逻辑:基于Q村土地确权风波的考察[J]. 中国农业大学学报(社会科学版)(3):52-58.

吴逊,饶墨仕,豪利特,等. 2016. 公共政策过程:制定、实施、与管理[M]. 叶林,等,译. 上海:格致出版社:127.

张林秀,罗仁福,刘承芳,等. 2005. 中国农村社区公共物品投资的决定因素分析[J]. 经济研究(11):76-86.

周定财. 2010. 街头官僚理论视野下我国乡镇政府政策执行研究:基于政策执行主体的考察[J]. 湖北社会科学(5):30-34.

周平,胡纪平. 2007. 少数民族地区生育政策的执行现状、长期影响及对策研究:以广西三江侗族自治县为例[J]. 中南民族大学学报(人文社科版)(5):109-113.

O′BRIEN K J,LI L J. 1999. Selective policy implementation in rural China [J]. Comparative Politics, 31(2):167-186.

POIRIER D J. 1980. Partial observability in bivariate probitmodels [J]. Journal of Econometrics, 12(2):209-217.

MENG C L, SCHMIDT P. 1985. On the cost of partial observability in the bivariate probitmodel [J]. International Economic Review, 26(1):71-85.

WALKER J L. 1969. The diffusion of innovations among the American states [J]. The American Political Science Review, 63(3):880-899.

ZWEIG D. 1985. Strategies of policy implementation: policy ‘winds’ and brigade accounting in rural China, 1968—1978 [J]. World Politics, 37(2):267-293.

猜你喜欢

村庄比例土地
我爱这土地
人体比例知多少
我的小村庄
村庄,你好
对这土地爱得深沉
村庄在哪里
按事故责任比例赔付
限制支付比例只是治标
村庄
分土地