唐 浩

(中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083)

一、引言及文獻述評

農(nóng)地再分配制度是一項頗具中國特色的土地制度。農(nóng)地再分配是指對承包期內(nèi)的土地或承包到期的土地進行調(diào)整，一般包括大調(diào)整和小調(diào)整兩種形式。對于農(nóng)地再分配的產(chǎn)生原因，學界主要從兩個視角進行研究:一是從人口變化的視角，即由于土地是農(nóng)民的基本社會保障，人口變化是土地調(diào)整的內(nèi)在需求和動力。二是從國家政策的視角，即國家政策特別是農(nóng)業(yè)稅費政策的變化是導致農(nóng)地再分配與否的重要原因。從這兩個視角來解釋農(nóng)地再分配的產(chǎn)生原因可以說不無道理，但是現(xiàn)實中的農(nóng)地再分配可能更為復雜。比如有些村莊根據(jù)人口的變化對土地進行定期調(diào)整，而有些村莊自包產(chǎn)到戶以來土地就一直沒有調(diào)整過;有些村莊在《農(nóng)村土地承包法》頒布后特別是農(nóng)業(yè)稅費免除后，土地調(diào)整已經(jīng)很難進行，但有些村莊卻依然如故，還是定期對土地進行調(diào)整。可以說，農(nóng)地再分配制度不同的村莊有不同的表現(xiàn)。因此，研究農(nóng)地再分配制度的產(chǎn)生原因需要深入村莊內(nèi)部尋找原因。

村莊農(nóng)地再分配制度到底受哪些因素影響?一些學者從定性和定量的角度進行了研究，分別提出了如下幾種假說:一是人口變化與平等獲得土地假說。即人口變化與村莊土地再分配正相關(guān)，人口變化越大，村莊土地再分配的頻率將越高，反之越低［1］。二是干部利益假說。這種觀點認為，村莊是否進行土地調(diào)整取決于土地調(diào)整能否為村集體和地方干部帶來一些利益。比如在農(nóng)業(yè)稅費很重的時候，村干部就將土地從不能完成任務(wù)的村民那里拿走，分配給能完成任務(wù)的村民［1－2］。三是交易費用假說。即土地細碎化程度越高、調(diào)整難度越大，則土地調(diào)整就越少甚至不調(diào)整，反之則調(diào)整頻繁［3－4］。四是市場替代假說。即土地調(diào)整是對土地流轉(zhuǎn)市場的一種替代，土地流轉(zhuǎn)市場越發(fā)達的地區(qū)，土地調(diào)整的頻率越低，反之越高［5］。五是農(nóng)民收入來源假說。即如果農(nóng)民收入對土地經(jīng)營的依賴程度越高，也就是說農(nóng)民的非農(nóng)收入越少，那么土地調(diào)整將越頻繁，反之土地調(diào)整將越少［4－5］。六是農(nóng)民偏好假說。即如果一個村莊偏好土地調(diào)整的農(nóng)民占多數(shù)，那么這個村莊的土地調(diào)整將會比較頻繁，反之土地調(diào)整將會很少發(fā)生甚至不會發(fā)生［6］。七是村莊民主假說。即村莊民主程度越高，選舉越激烈，土地調(diào)整將越頻繁，反之越低［1］。這些假說并不互相排斥，而是每一種假說都解釋了決定農(nóng)地再分配一種或幾種因素或動機。除了以上幾種假說之外，一些學者還通過計量分析發(fā)現(xiàn)影響土地調(diào)整的其他因素。比如村干部年齡，年齡越大的村干部，對于聲譽和升遷越?jīng)]興趣，更傾向于通過調(diào)整土地來獲取租金［1］。廖洪樂發(fā)現(xiàn)，村莊第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比重、是否實行“兩田制”、村莊離縣城的距離、農(nóng)民是否簽訂承包合同、村莊機動地比例等因素都對土地調(diào)整有重要影響［7］。在以上這些影響因素或動機中，許多學者對它們的影響程度進行了排序。陳錫文認為影響農(nóng)地調(diào)整的主要因素是地方干部的利益驅(qū)動［2］;趙陽認為人口變動可能是決定土地調(diào)整的最主要因素［4］;張紅宇認為人均承包土地面積的多少是影響土地調(diào)整最主要的因素［5］;韓冰華則認為決定土地調(diào)整的主要原因是農(nóng)戶的土地調(diào)整偏好［6］。

以上學者對農(nóng)地再分配的影響因素研究不乏深刻洞見，但他們的研究結(jié)論、研究樣本的選取和變量設(shè)定等方面都還存在值得商榷和進一步完善的地方。一是某些研究結(jié)論之間存在矛盾。比如上面談到的不同學者對影響土地調(diào)整的最主要原因認識并不相同，而對于一些影響土地調(diào)整的因素，學者之間的研究也不一致甚至是相反的。張紅宇認為決定土地調(diào)整的主要原因是人均承包土地面積，人均承包土地面積越小，調(diào)整越頻繁，反之亦然［5］。但廖洪樂則認為人均土地面積的大小對土地調(diào)整的影響是不確定的［7］;Brandt等認為村干部的行為對農(nóng)村承包地調(diào)整有影響［1］，但廖洪樂認為村干部行為對農(nóng)村承包地調(diào)整的影響在統(tǒng)計上不顯著［7］;市場替代假說也存在爭議，趙陽認為，土地調(diào)整并不是對土地流轉(zhuǎn)市場不發(fā)達的一種替代，因為許多村莊土地流轉(zhuǎn)和土地調(diào)整并行不悖［8］。由于這些研究結(jié)論之間存在矛盾，因此具有進一步進行研究的必要。二是一些影響土地調(diào)整的重要變量學者們并沒有考慮。學者們在研究影響村莊土地調(diào)整的因素時主要考慮了村莊土地資源稟賦、村莊經(jīng)濟條件、政治條件以及村莊的外部環(huán)境等因素。這些學者都將土地調(diào)整看成是鄉(xiāng)村組織和干部主導的行政性調(diào)整。其實在現(xiàn)實中，除了土地的行政性調(diào)整，在村組內(nèi)部還存在著習慣性土地調(diào)整，即由農(nóng)民自己主導，不需要政府或鄉(xiāng)村干部組織，由此形成的土地調(diào)整已經(jīng)成為一種習慣或習俗。既然存在習慣性土地調(diào)整，那么村莊內(nèi)部的社會文化因素必須納入分析范疇。三是樣本的代表性有需要進一步改進的余地。在能檢索到的研究農(nóng)地再分配影響因素的文獻中，Brandt等所使用的樣本最大，為215個村莊［1］。其余研究使用的樣本都在100個以下，而且一些研究根本就是通過定性分析得出結(jié)論。因此，利用更大和更有代表性的樣本來研究農(nóng)地再分配的影響因素是必要的。

二、經(jīng)驗分析策略

本文將使用一個全國性的大樣本數(shù)據(jù)，將學者們遺漏的一些影響土地調(diào)整的重要變量納入模型，分析影響農(nóng)地再分配的村莊原因。

(一)數(shù)據(jù)來源及樣本分布

本文使用的數(shù)據(jù)為“2005年全國城鄉(xiāng)居民生活綜合研究 (CGSS2005)”①關(guān)于此數(shù)據(jù)的說明請參見:http://www.cssod.org/news03.php中的農(nóng)村問卷。該數(shù)據(jù)覆蓋全國24個省、自治區(qū)的401個村莊、4 274個農(nóng)戶，只有北京、天津、上海、青海、寧夏、西藏和新疆等7個省、自治區(qū)、直轄市沒有樣本?？梢哉f，該數(shù)據(jù)非常具有代表性。樣本村莊的分布情況如表1所示。

表1 樣本村莊分布情況 (CGSS2005，農(nóng)村問卷)

(二)農(nóng)地再分配狀況

農(nóng)地再分配包括土地大調(diào)整和小調(diào)整兩種形式。在實踐中，土地調(diào)整一般以村民小組為單位，很少有跨出村民小組的土地調(diào)整發(fā)生。這既是“三級所有、隊為基礎(chǔ)”人民公社體制的一種延續(xù)，也是因為村民小組是農(nóng)民實際生產(chǎn)生活的互組合作單位。在本部分的經(jīng)驗分析模型中，村莊是否進行土地大調(diào)整和小調(diào)整是由農(nóng)戶問卷數(shù)據(jù)匯總生成的，其具體定義為:在農(nóng)戶回答“實行包產(chǎn)到戶以來，有沒有全組范圍內(nèi)的土地小調(diào)整?”一題時，只要有一個農(nóng)戶回答“有”，則認為這個村莊存在土地小調(diào)整，變量定義為1;如果所有農(nóng)戶都回答“沒有”，則認為這個村莊不存在土地小調(diào)整，變量定義為0。同樣，在農(nóng)戶回答“實行包產(chǎn)到戶以來，全組范圍內(nèi)的土地打亂重分有多少次?”一題時，只要有一個農(nóng)戶回答“1次及以上”，則認為這個村莊存在土地大調(diào)整，變量定義為1;如果所有農(nóng)戶都回答“0”，則認為這個村莊不存在土地大調(diào)整，變量定義為0。關(guān)于村莊土地大調(diào)整和小調(diào)整的分布情況如表2所示。

表2 村莊進行土地大調(diào)整和小調(diào)整的分布情況 (分省)

從表2來看，自包產(chǎn)到戶以來，全國進行過土地大調(diào)整的村莊比例為75.8%，超過了進行土地小調(diào)整的村莊比例67.8%。從分省的情況來看，進行過土地大調(diào)整的村莊比例在60%以上的省、自治區(qū)有16個，占到樣本省份的66.7%;而進行過土地大調(diào)整的村莊比例在40%以下的省、自治區(qū)只有5個，即江西省、廣西自治區(qū)、海南省、貴州省和云南省，其中海南省和貴州省進行過土地大調(diào)整的村莊為0，由于海南省的樣本村莊只有2個，缺乏代表性，因此真正沒有進行過土地大調(diào)整的省份只有貴州省。這主要是因為貴州省作為全國的土地實驗區(qū)，在第一輪土地承包期到期以后，將農(nóng)民的土地承包期順延50年不變。進行過土地小調(diào)整的村莊比例在60%以上的省、自治區(qū)有14個，占到樣本省份的58.3%;而進行過土地小調(diào)整的村莊比例在40%以下的省、自治區(qū)有6個，即吉林省、福建省、江西省、廣西自治區(qū)、海南省和貴州省。其余4個省份進行過土地小調(diào)整的村莊比例在50%左右。

(三)影響農(nóng)地再分配的村莊諸變量

根據(jù)其他學者的研究啟示以及數(shù)據(jù)的可得性，本文將影響農(nóng)地再分配的村莊諸變量分為四個類別:村莊經(jīng)濟變量、村莊政治變量、村莊社會文化變量和村莊自然特征變量。

1.村莊經(jīng)濟變量

村莊經(jīng)濟變量具體包括六個變量:一是“2004年全年人均純收入”，用于測度村莊經(jīng)濟發(fā)展水平，該變量為村莊直接調(diào)查數(shù)據(jù)。二是“非農(nóng)收入占比”，用于測度農(nóng)民收入來源對農(nóng)地再分配的影響，該變量根據(jù)村莊調(diào)查數(shù)據(jù)計算所得。三是“2004年人均集體收入”，用于測度村莊財政收入對農(nóng)地再分配的影響，該變量根據(jù)2004年村莊集體收入數(shù)據(jù)計算所得。四是“每畝耕地的稅費負擔”，用于測度稅費負擔的多少對農(nóng)地再分配的影響。該變量由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，即將每個村莊調(diào)查農(nóng)戶的稅費改革前畝均稅費負擔進行平均計算所得。五是“村莊人口撫養(yǎng)比例”，用于測度村莊人口壓力對農(nóng)地再分配的影響，該變量為村莊總?cè)丝谂c村莊勞動力的比值。六是“家庭成員沒分到地的農(nóng)戶比例”，用于測度人口變化對農(nóng)地再分配的影響。該變量由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，即家庭成員沒分到地的農(nóng)戶數(shù)目與樣本農(nóng)戶數(shù)目的比值。

2.村莊政治變量

村莊政治變量具體包括三個變量:一是“村莊民主程度”。該變量由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，在每個村中，當農(nóng)戶回答“在實際操作中，你們村的村民代表是如何產(chǎn)生的?”一題時，如果有超過50%的農(nóng)戶回答“村民提名，選舉產(chǎn)生”或“由村中大戶推薦或直接參與”，則認為村莊民主程度高，變量定義為1。反之，如果有超過50%的農(nóng)戶回答“由鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部指定”或“由村支書/村主任指定”，則認為村莊民主程度低，變量定義為0。二是“村民對村委會工作和決策的關(guān)注程度”。該變量也由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，在每個村中，當農(nóng)戶回答“您對村民委員會日常工作和決策的關(guān)注程度是怎樣的呢?”一題時，如果有超過50%的農(nóng)戶回答“比較關(guān)注”或“非常關(guān)注”，則認為村民對村委會工作和決策的關(guān)注程度高，變量定義為1。反之，如果有超過50%的農(nóng)戶回答“一點也不關(guān)注”或“不太關(guān)注”或“一般”，則認為村民對村委會工作和決策的關(guān)注程度低，變量定義為0。三是“村支書/村主任任現(xiàn)職有幾年了?”用于測度村干部行為對農(nóng)地再分配的影響。該變量為直接調(diào)查數(shù)據(jù)。

3.村莊社會文化變量

村莊社會文化變量具體包括四個變量:一是“村民之間的互助程度”。該變量由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，在每個村中，當農(nóng)戶回答“在日常生活中，您與您的鄰居，街坊/同村其他居民之間有互助行為嗎?”一題時，如果有超過50%的農(nóng)戶回答“較多”或“很多”，則認為村民之間的互助程度高，變量定義為1。反之，如果有超過50%的農(nóng)戶回答“沒有”或“偶爾有”或“有時有”，則認為村民之間的互助程度低，變量定義為0。二是“是否存在家族網(wǎng)絡(luò)或組織”。該變量也由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，在每個村中，當農(nóng)戶回答“您所在的社區(qū)/村莊有沒有家族網(wǎng)絡(luò)或組織呢?”一題時，只要有一個農(nóng)戶回答“有以姓氏為紐帶的親族網(wǎng)絡(luò)，但沒有正式的組織”或“有以宗祠/祠堂為活動中心的家族組織”，則認為村莊存在家族網(wǎng)絡(luò)或組織，變量定義為1。反之，如果所有農(nóng)戶都回答“沒有”，則認為村莊不存在家族網(wǎng)絡(luò)或組織，變量定義為0。三是“本村第一大姓氏占全村總?cè)丝诘谋壤嵌嗌?”用于測度村莊異質(zhì)性對農(nóng)地再分配的影響。該變量為直接調(diào)查數(shù)據(jù)所得。四是“偏好土地調(diào)整的農(nóng)戶比例”。該變量由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，即偏好土地調(diào)整的農(nóng)戶數(shù)目與樣本農(nóng)戶數(shù)目的比值。

4.村莊自然特征變量

村莊自然特征變量具體包括四個變量:一是“村莊總?cè)丝跀?shù)”。該變量為村莊實際調(diào)查數(shù)據(jù)。二是“人均耕地面積”，用于測度土地資源稟賦對農(nóng)地再分配的影響。該變量為村莊耕地面積與總?cè)丝跀?shù)的比值。三是“每塊地多少畝”，用于測度土地細碎化程度對農(nóng)地再分配的影響。該變量由農(nóng)戶數(shù)據(jù)匯總而成，即通過計算村莊樣本農(nóng)戶“每塊地多少畝”的均值而得。四是“本村離縣城有多少千米”。該變量為直接調(diào)查數(shù)據(jù)。

除了以上村莊各特征變量對農(nóng)地再分配的影響外，本文在實證模型中還考慮了一個區(qū)域虛擬變量對農(nóng)地再分配的影響，即“村莊是否處于東部”，處于東部變量定義為1，不處于東部變量定義為0。表3為影響農(nóng)地再分配村莊諸變量的描述統(tǒng)計情況。

表3 影響農(nóng)地再分配的村莊解釋變量的描述統(tǒng)計

三、實證結(jié)果及分析

(一)模型設(shè)定

由于“村莊是否進行土地大調(diào)整或土地小調(diào)整”是一個虛擬變量，也就是說該變量只取兩個值，即是取1或者否取0，所以，筆者將使用Logit模型進行估計。本文將設(shè)定兩個回歸模型研究影響農(nóng)地再分配的村莊原因，模型1為村莊是否進行土地大調(diào)整的回歸分析，模型2為村莊是否進行土地小調(diào)整的回歸分析。

本文設(shè)定的計量經(jīng)濟模型如下:

其中，j=1，…，n;i=1，2分別代表2個模型;LTi為因變量，即村莊是否進行土地大調(diào)整或土地小調(diào)整;Ej為一組村莊經(jīng)濟變量，Pj為一組村莊政治變量;Sj為一組村莊社會文化變量;Nj為一組村莊自然特征變量;ai為常數(shù)項，ri為區(qū)域虛擬變量，εi為誤差估計項。

本文利用SPSS16.0進行模型運算，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 農(nóng)地再分配的村莊原因的Logit模型估計結(jié)果

(二)模型估計結(jié)果分析

1.村莊經(jīng)濟變量對農(nóng)地再分配的影響

2004年農(nóng)民的人均純收入代表了村莊的經(jīng)濟發(fā)展水平，但其對土地大調(diào)整和小調(diào)整都沒什么影響，因為它們的影響系數(shù)都為0，而且該變量對土地大調(diào)整的影響在統(tǒng)計上顯著;非農(nóng)收入占比對模型1和模型2的影響為正，即非農(nóng)收入占比越高，農(nóng)民對土地經(jīng)營收入越不依賴，則越傾向進行土地調(diào)整，但該變量在統(tǒng)計上不顯著。這在一定程度上證偽了張紅宇［5］和趙陽［4］等學者提出的農(nóng)民收入來源假說，即農(nóng)民收入越依賴于土地，越傾向于進行土地調(diào)整?？赡艿脑蚴峭恋卮笳{(diào)整是一種典型的集體行動，往往與土地征用、土地承包期到期和農(nóng)民的土地產(chǎn)權(quán)偏好有關(guān)系，而與農(nóng)民的收入來源沒有必然的聯(lián)系。而對于土地小調(diào)整，當農(nóng)民的非農(nóng)收入占比越高時，即農(nóng)民對土地越不依賴時，村莊出于其它原因或目的進行土地小調(diào)整面臨的壓力和障礙就少，因此相對來說土地小調(diào)整會增加;2004年農(nóng)民的人均集體收入在模型1和模型2中的系數(shù)都為0且不顯著，即該變量對村莊土地大調(diào)整和小調(diào)整沒什么影響;每畝耕地的稅費負擔在模型1中的系數(shù)為負但不顯著，在模型2中的系數(shù)為正且顯著。這說明該變量對土地大調(diào)整沒什么影響，但對土地小調(diào)整有影響，即稅費負擔越重，村莊越傾向于進行土地小調(diào)整，這進一步證實了其他學者的研究結(jié)論，稅費負擔越重，集體組織越傾向通過土地小調(diào)整等手段來完成稅費任務(wù)的收取;人口撫養(yǎng)比例在模型1和模型2中系數(shù)都為正，即人口撫養(yǎng)比例越高，村莊越傾向于進行土地大調(diào)整與小調(diào)整，但該變量在統(tǒng)計上不顯著?？赡艿脑蚺c農(nóng)民非農(nóng)收入占比對土地調(diào)整的影響原因一致;家庭成員沒分到地的農(nóng)戶比例在模型1和模型2中的系數(shù)都為正且在1%的水平上顯著，即當家庭成員沒分到地的農(nóng)戶比例越高時，越不傾向調(diào)整土地。當時考慮設(shè)定該變量主要是作為村莊人口變化的替代變量來計量其對土地調(diào)整的影響，但從計量結(jié)果來看似乎與我們的常識相悖。其實家庭成員沒分到地的農(nóng)戶比例是一種結(jié)果，正因為村莊沒有進行土地大調(diào)整和小調(diào)整或調(diào)整的頻率很低，因此村莊內(nèi)家庭成員沒分地的農(nóng)戶比例就會高。

從村莊經(jīng)濟變量對農(nóng)地再分配的影響來看，耕地稅費負擔對土地小調(diào)整有影響，他們之間是正向關(guān)系。家庭成員沒分到地的農(nóng)戶比例作為結(jié)果，與土地調(diào)整呈現(xiàn)反向關(guān)系。農(nóng)民收入來源假說沒有得到證實，農(nóng)民的人均純收入、人均集體收入以及村莊人口撫養(yǎng)比對土地再分配沒什么影響。

2.村莊政治變量對農(nóng)地再分配的影響

村莊民主程度在模型1和模型2中的系數(shù)都為負，即民主程度越高，村莊越不傾向于進行土地調(diào)整，但該變量在統(tǒng)計上都不顯著。這在一定程度上證偽了Brandt等［1］提出的村莊民主假說，該假說認為村莊民主程度越高，選舉越激烈，土地調(diào)整將越頻繁，反之越低。村民對村委會工作的關(guān)注程度在模型1中的系數(shù)為正但不顯著，在模型2中的系數(shù)為負且顯著。這說明村民對村委會工作的關(guān)注程度越高，村莊越不傾向于進行土地小調(diào)整，其原因與村莊民主程度對土地調(diào)整的影響原因類似;村支書/村主任任現(xiàn)職有幾年在模型1中的系數(shù)為負，即主要村干部任現(xiàn)職期限越長，越不傾向于進行土地大調(diào)整，但該變量在統(tǒng)計上不顯著。該變量在模型2中的系數(shù)為正，即主要村干部任現(xiàn)職期限越長，越傾向于進行土地小調(diào)整，但不顯著。該變量作為村干部年齡的替代變量，考察村干部年齡對土地調(diào)整的影響。Brandt等［1］等認為年齡越大的村干部，對于聲譽和升遷越?jīng)]興趣，更傾向于通過調(diào)整土地來獲取租金。但筆者的計量結(jié)果不支持這一觀點?？赡艿脑蚴谴甯刹康男袨橹辉谔囟〞r期特別是稅費負擔重的時期才對土地調(diào)整發(fā)生影響，而在控制稅費負擔的條件下，村干部的行為對農(nóng)地再分配的影響較小。

從村莊政治變量對農(nóng)地再分配的影響來看，村莊民主程度和主要村干部任現(xiàn)職的期限對土地調(diào)整沒有什么影響。村民對村委會工作的關(guān)注程度對村莊土地大調(diào)整沒什么影響，但對土地小調(diào)整有反向影響，即村民對村委會工作越關(guān)注，村莊越不傾向于進行土地小調(diào)整。

3.村莊社會文化變量對農(nóng)地再分配的影響

村民之間的互助程度在模型1中的系數(shù)為正但不顯著，在模型2中的系數(shù)為正且顯著，這說明村民之間的互助程度越高，村莊越傾向于進行土地小調(diào)整。村莊是否存在家族網(wǎng)絡(luò)或組織在模型1和模型2中的系數(shù)都為正，即存在家族網(wǎng)絡(luò)或組織的村莊傾向于進行土地調(diào)整，但該變量在統(tǒng)計上不顯著?？赡艿脑蚴乾F(xiàn)在村莊中有家族網(wǎng)絡(luò)或組織的比較少。在擁有家族網(wǎng)絡(luò)或組織的村莊中，真正發(fā)揮作用的不多。村莊第一大姓人口比例在模型1和模型2中的系數(shù)都為負且顯著，即村莊第一大姓人口比例越高，越不傾向于進行土地調(diào)整。這一結(jié)論似乎與我們的常識相悖，因為村莊第一大姓是衡量村莊異質(zhì)性的指標，第一大姓人口比例越高，說明村莊的異質(zhì)性越低，宗族勢力越大，應該越傾向于進行土地調(diào)整，但是計量結(jié)果不支持這一推論。可能的原因是隨著改革給予農(nóng)民經(jīng)濟自主、鄉(xiāng)村選舉和進城勞動等現(xiàn)代權(quán)利，開始了其“公民化”進程，宗族與農(nóng)民的血緣關(guān)系被國家與公民的社會契約取代;偏好土地調(diào)整的農(nóng)戶比例在模型1和模型2中的系數(shù)都為正且非常顯著，這說明偏好土地調(diào)整的農(nóng)戶比例越高，村莊越傾向于進行土地調(diào)整，韓冰華提出的關(guān)于農(nóng)地再分配的農(nóng)民偏好假說得到進一步證實［6］。

從村莊社會文化變量對農(nóng)地再分配的影響來看，村民之間的互助程度對土地小調(diào)整有正的影響，而對大調(diào)整沒什么影響。是否存在家族網(wǎng)絡(luò)或組織對農(nóng)地調(diào)整的影響不大。村莊第一大姓的比例對農(nóng)地調(diào)整有負向影響。而村莊偏好土地調(diào)整的農(nóng)戶比例對土地調(diào)整有正向影響，農(nóng)民偏好假說得到證實。所以說，村莊社會文化變量對農(nóng)地再分配有重要影響，但這種影響的趨勢在下降。

4.村莊自然特征變量對農(nóng)地再分配的影響

村莊總?cè)藬?shù)在模型1和模型2中系數(shù)為0且顯著，這說明村莊人口規(guī)模對農(nóng)地再分配沒有什么影響。村莊人均耕地面積在模型1中的系數(shù)為負且顯著，這說明人均耕地面積越大的村莊越不傾向于進行土地大調(diào)整。該變量在模型2中的系數(shù)也為負但不顯著，這說明村莊土地資源稟賦對土地小調(diào)整沒什么影響。這一結(jié)論不太支持張紅宇的觀點，他認為人均承包土地面積的多少是影響土地調(diào)整最主要的因素;村莊每塊地多少畝在模型1中的系數(shù)為正且顯著，這說明每塊地的土地面積越大，即土地越不細碎，村莊越傾向于進行土地大調(diào)整。該變量在模型2中的系數(shù)也為正但不顯著，這說明土地細碎化對土地小調(diào)整的影響不大。這一結(jié)論在一定程度上不支持土地調(diào)整的交易費用假說，說明土地調(diào)整的交易費用對土地小調(diào)整沒有什么影響;村莊離縣城的距離在模型1和模型2中的系數(shù)都為負，說明離縣城距離越遠，村莊越不傾向于進行土地調(diào)整，但該變量在統(tǒng)計上不顯著。

從村莊自然特征變量對農(nóng)地再分配的影響來看，村莊人均耕地面積對土地大調(diào)整有負向影響，每塊耕地的面積對土地大調(diào)整有正向影響，而村莊人口規(guī)模和離縣城的距離對土地大調(diào)整沒有什么影響。而村莊自然特征變量對土地小調(diào)整基本沒有什么影響。

四、結(jié)論與進一步思考

根據(jù)其他學者的研究啟示以及數(shù)據(jù)的可得性，本文將影響農(nóng)地再分配的村莊諸變量分為四個類別:村莊經(jīng)濟變量、村莊政治變量、村莊社會文化變量和村莊自然特征變量。另外為了考慮村莊所處區(qū)域?qū)r(nóng)地再分配的影響，在實證模型中還設(shè)置了一個區(qū)域虛擬變量，即“村莊是否處于東部”。從計量結(jié)果來看，在村莊經(jīng)濟變量中，耕地稅費負擔對土地小調(diào)整有影響，它們之間是正向關(guān)系。家庭成員沒分到地的農(nóng)戶比例作為結(jié)果，與土地調(diào)整呈現(xiàn)反向關(guān)系。農(nóng)民收入來源假說沒有得到證實，農(nóng)民的人均純收入、人均集體收入以及村莊人口撫養(yǎng)比對土地再分配沒什么影響;在村莊政治變量中，村莊民主程度、主要村干部任現(xiàn)職的期限對土地調(diào)整沒有什么影響。村民對村委會工作的關(guān)注程度對村莊土地大調(diào)整沒什么影響，但對土地小調(diào)整有反向影響。在村莊社會文化變量中，村民之間的互助程度對土地小調(diào)整有正的影響，而對大調(diào)整沒什么影響。是否存在家族網(wǎng)絡(luò)或組織對農(nóng)地調(diào)整的影響不大。村莊第一大姓的比例對農(nóng)地調(diào)整有負向影響。而村莊偏好土地調(diào)整的農(nóng)戶比例對土地調(diào)整有正向影響，農(nóng)民偏好假說得到證實。所以說，村莊社會文化變量對農(nóng)地再分配有重要影響，但這種影響的趨勢在下降。在村莊自然特征變量中，村莊人均耕地面積對土地大調(diào)整有負向影響，每塊耕地的面積對土地大調(diào)整有正向影響，而村莊人口規(guī)模和離縣城的距離對土地大調(diào)整沒有什么影響。而村莊自然特征變量對土地小調(diào)整基本沒有什么影響。處于東部地區(qū)的村莊傾向于進行土地大調(diào)整，而對土地小調(diào)整的影響卻很小。從以上研究結(jié)果我們基本可以得出兩個結(jié)論:一是農(nóng)村土地制度不是一項單純的經(jīng)濟制度，其深受村莊的社會文化以及政治因素的影響。二是在土地再分配制度中，影響土地大調(diào)整和小調(diào)整的因素并不相同。土地大調(diào)整受外部因素影響更多，而土地小調(diào)整受村莊內(nèi)部因素影響更多，特別是受村莊社會文化變量的影響。

對于村莊農(nóng)地再分配制度，應該如何評價，其未來何去何從?從法律和政策層面來看，國家對農(nóng)地再分配基本持否定甚至禁止的態(tài)度。但現(xiàn)實中的農(nóng)地再分配不僅僅是村莊理性的表現(xiàn)，更為重要的是其具有多方面的功能和作用。首先是社會保障功能，即通過土地再分配保障“人人有飯吃”［9］。其次是促進經(jīng)濟發(fā)展的作用。通過土地再分配建立的社會保障機制相當于為參與工業(yè)化的農(nóng)村剩余勞動力提供了一份“社會工資”，從而降低了工業(yè)化的成本，實現(xiàn)了哈特意義上的“無剝奪的積累”，從而促進了整個國家經(jīng)濟的持續(xù)快速發(fā)展［10］。最后是建構(gòu)村莊共同體的作用。這一共同體不僅僅是村民互助和交換的地方，更是他們進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、尋找精神歸屬的地方。

［1］Brandt，L.，李果，黃季焜，Rozelle，S. 中國的土地使用權(quán)和轉(zhuǎn)移權(quán):現(xiàn)狀評價［J］.經(jīng)濟學(季刊)，2004，(3):951－982.

［2］陳錫文.中國農(nóng)村改革:回顧與展望［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］趙陽.對農(nóng)地再分配制度的重新認識［J］.中國農(nóng)村觀察，2004，(4):22－30.

［5］張紅宇.中國農(nóng)地調(diào)整與使用權(quán)流轉(zhuǎn):幾點評論［J］. 管理世界，2002，(5):76－87.

［6］韓冰華.我國農(nóng)村土地調(diào)整及其影響因素的實證研究［J］. 生態(tài)經(jīng)濟，2005，(8):24－27.

［7］廖洪樂.農(nóng)村承包地調(diào)整［J］.中國農(nóng)村觀察，2003，(1):46－54.

［8］趙陽.共有與私用:中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的經(jīng)濟學分析［M］.北京:生活·讀書·新知三聯(lián)書店，2007.

［9］陳劍波.農(nóng)地制度:所有權(quán)問題還是委托—代理問題［J］. 經(jīng)濟研究，2006，(7):83－91.

［10］姚洋.小農(nóng)體系和中國長期經(jīng)濟發(fā)展［J］.讀書，2010，(2):20－30.

(責任編輯:劉 艷)