商春 榮， 葉 蘭

（華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院， 廣東 廣州 510642）

1 引言

在農(nóng)村土地集體所有制下，土 地在成員之 間平均分配到農(nóng)戶家庭，人口增加導(dǎo)致農(nóng)村社區(qū)不斷調(diào)整土地，暫時無地的農(nóng)民通過一段時間的等待可以在下一次土地調(diào)整中獲得土地。實施土地承包權(quán)長期化政策后，新增人口從集體獲得土地的這一途徑被切斷，他們便沒有自己名下的土地，形成了無地農(nóng)民。隨著土地長期化政策的延續(xù)，無地農(nóng)民的數(shù)量在增加。孫耀武推算，2004年全國無地農(nóng)民約有1.45億左右[1]。張潤清在河北的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，無地農(nóng)民占調(diào)查人口總數(shù)的10.02%[2]。龔為綱的研究表明，廣東、福建等華南地區(qū)無地人口達(dá)到43.6%[3]。王景新認(rèn)為第二輪土地承包過于強調(diào) “大穩(wěn)定、小調(diào)整”，失去了化解人地矛盾的最佳機遇，目前全國至少有10%的農(nóng)村人口因土地分配“起點”不公平及土地征用而淪為“無地農(nóng)民”[4]。

一些學(xué)者對無地農(nóng)民的存在充滿了擔(dān)憂。李光全、聶華林認(rèn)為，就業(yè)無崗、務(wù)農(nóng)無地的“無地農(nóng)民工”是可能引發(fā)農(nóng)村社會安定和發(fā)展危機的不穩(wěn)定因素[5]。陳發(fā)桂認(rèn)為，土地承包關(guān)系“長久不變”固化了村組內(nèi)人均占地不均的現(xiàn)狀，在農(nóng)村缺乏有效社會保障的情況下，可能進(jìn)一步導(dǎo)致無地農(nóng)民的生存困境[6]。曲永謙認(rèn)為，無地農(nóng)民出生后就沒有承包地，其生存困難及“死人占著活人的地”現(xiàn)象所導(dǎo)致的社會不公平影響農(nóng)村社會的穩(wěn)定[7]。那么，在土地承包關(guān)系長久不變的背景下，無地農(nóng)民可以通過哪些途徑獲得土地？這一群體是否會在農(nóng)村引發(fā)社會經(jīng)濟問題？本文通過對廣東和湖南農(nóng)村的調(diào)查，嘗試對此進(jìn)行回答。

2 無地農(nóng)民數(shù)量與特征

2011年1—4月，筆者對廣東、湖南兩省的9個村進(jìn)行調(diào)查，發(fā)放農(nóng)戶調(diào)查問卷378份，回收328份，回收率86.77%。調(diào)查的9個村中，除廣州市良田村外，其余8個村落實土地承包權(quán)長久不變的政策。表1顯示，最后調(diào)地時間距離現(xiàn)在越遠(yuǎn)，名下無地的農(nóng)民和有無地人口的農(nóng)戶數(shù)量越多。

表1 調(diào)查村調(diào)地次數(shù)與無地人口數(shù)量Tab.1 Land readjustment frequency and the number of land-lost farmers in the example villages

在調(diào)查的328戶、總?cè)丝?793人的樣本中，無地人口為540人，無地人口占調(diào)查人口總數(shù)的30.12%，家中沒有無地人口的農(nóng)戶為84戶，占調(diào)查總數(shù)的25.61%，其余244戶、占調(diào)查總數(shù)74.39%的農(nóng)戶家中有無地人口。受訪農(nóng)戶家中有2個無地人口的農(nóng)戶最多，占調(diào)查戶數(shù)的28.05%。在有無地人口的農(nóng)戶中，平均每戶有無地人口2.21人。無地人口中女性多于男性，女性占55.64%，男性占44.36%，年齡多在30歲以下，在家務(wù)農(nóng)比例極低。

3 無地農(nóng)民獲得土地的途徑

3.1 土地調(diào)整

土地調(diào)整是村集體主導(dǎo)的按照公平準(zhǔn)則進(jìn)行的土地分配，通過村集體的土地調(diào)整來獲得土地是無地農(nóng)民的首要途徑。正因為無地農(nóng)民的土地訴求首先通過土地調(diào)整得以實現(xiàn)，土地調(diào)整成為推行土地承包制以來農(nóng)村土地制度安排的常態(tài)，人口變化被看作是許多村莊進(jìn)行土地調(diào)整的主要原因[8-12]。這意味著新增無地人口具有土地調(diào)整的意愿，農(nóng)戶進(jìn)行土地調(diào)整的意愿隨無地人口數(shù)量增加而變得越發(fā)強烈，由此推動了村組土地的重新調(diào)整。那么，在落實土地長期化政策的村中，有無地人口的農(nóng)戶是否具有土地調(diào)整的意愿？為此，本文在問卷中設(shè)計了“您想通過什么辦法獲得自己的承包地”，代表有無地人口的農(nóng)戶意愿。剔除沒有無地人口的樣本，獲得有效樣本244份。在有效樣本中，希望以大調(diào)整和小調(diào)整方式獲得承包地的農(nóng)戶占32.88%（表2）。

土地調(diào)整是交易成本高昂的集體行動，那些具有土地調(diào)整意愿的農(nóng)戶需要有充足的依據(jù)說服反對的農(nóng)戶及土地調(diào)整的執(zhí)行者——村委會，需要花費個人成本才能推動村中土地調(diào)整?？紤]到個人成本，具有土地調(diào)整意愿的農(nóng)戶進(jìn)一步減少。如在回答“有沒有人找村長要求分地”時，有5個村委會主任回答“有，不多”，并且都發(fā)生在交納公糧時期（表1）。交納公糧是無地農(nóng)民要求土地調(diào)整的依據(jù)，這一理由在公糧任務(wù)取消后不存在了，此后村中無人再有動議要求進(jìn)行土地調(diào)整。為進(jìn)一步說明有無地人口農(nóng)戶土地調(diào)整意愿，本文將建立模型進(jìn)行實證檢驗。將土地調(diào)整作為被解釋變量，自變量包含受訪農(nóng)民個人特征、村特征和農(nóng)戶家庭特征等。

表2 想通過什么辦法獲得土地Tab.2 What way do you hope to get land

本文采用多項Logistic回歸模型進(jìn)行分析，利用Stata10.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。由于無地人口占家庭人口的比例和距離上次調(diào)地時間存在共線性，兩個變量需要單獨進(jìn)入模型進(jìn)行分析。結(jié)果見表3，模型結(jié)果中的P值>chi2= 0.0000，表明該模型擬合較好。

模型1結(jié)果表明，性別、年齡、外出打工者占家庭人口的比例、無地人口占家庭人口比例、無地對生活的影響、對30年不變政策的滿意度等因素，對土地調(diào)整的影響是顯著的。對比“落實30年不變政策，沒辦法了”這一基準(zhǔn)類的發(fā)生比，控制其他變量不變后，男性選擇 “希望村里土地全部收回重新分配（大調(diào)整）”、“人口減少的家庭退出土地給人口增加的家庭（小調(diào)整）”、“繼承”發(fā)生比變化0.265倍、0.374倍、0.228倍，即降低了73.5%、62.6%、77.2%①該數(shù)值計算方法為：（對應(yīng)的相對風(fēng)險比-1）×100%[13]。例如，（0.265-1）×100%=73.5%。，表明男性不希望通過土地調(diào)整和繼承的方式獲得土地。外出打工勞動力多的農(nóng)戶也不希望通過土地調(diào)整方式獲得土地，年長農(nóng)民不希望通過繼承的方式獲得土地，而那些認(rèn)為無地對生活有很大影響的農(nóng)戶，土地調(diào)整的意愿比較強烈。無地人口占家庭人口的比例對土地調(diào)整有顯著影響，家中無地人口增加，農(nóng)戶選擇“大調(diào)整”、“小調(diào)整”、“繼承”等方式的發(fā)生比分別降低了98.9%、84.5%、97.4%，表明農(nóng)戶土地調(diào)整意愿并未因其家中無地人口增加而增強，反而下降。

表3 土地調(diào)整模型1（無地人口進(jìn)入模型）Tab.3 Land readjustment model 1 （land-lost farmers included）

模型2（表4）顯示，除了性別、年齡、無地對家庭生活影響、對30年不變政策的滿意度等變量外，距離上次調(diào)地時間對土地調(diào)整的影響也是顯著的。距離上次調(diào)地時間越遠(yuǎn)，農(nóng)戶選擇“大調(diào)整”、“小調(diào)整”方式的發(fā)生比分別降低了19.1%、29.3%，表明距離上次調(diào)地時間越遠(yuǎn)，農(nóng)戶進(jìn)行土地調(diào)整意愿越低。這意味在落實30年不變政策的村中，有無地人口的農(nóng)戶沒有土地調(diào)整的意愿，村組由此不再進(jìn)行土地調(diào)整，保持土地關(guān)系長久不變。

3.2 土地流轉(zhuǎn)市場

通過土地流轉(zhuǎn)市場租入土地是無地農(nóng)民獲得土地使用權(quán)的另一途徑。

表5顯示，“已經(jīng)租入土地” 的農(nóng)戶占農(nóng)戶總數(shù)的16.16%，擁有租入意愿的農(nóng)戶占24.09%，“全部或部分租出土地”的農(nóng)戶占30.79%。租出土地多于租入土地農(nóng)戶的原因，可能是一些農(nóng)戶同時租入了兩戶或多戶的土地?？傮w上參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶不到農(nóng)戶總數(shù)的1/3，且農(nóng)戶間土地租賃規(guī)模比較小。

家中有無地人口的農(nóng)戶是否更傾向于土地租入？本文將農(nóng)戶租入土地作為因變量，采用有序Logistic 回歸模型，分析家中有無地人口的農(nóng)戶土地租入意愿。結(jié)果如表6所示。從模型的結(jié)果看，P值為0，表明該模型擬合度較好。 模型1、2顯示，性別、無地對生活的影響等因素對土地租入有顯著正向影響。在控制其他變量不變后，男性租入土地的可能性變化了 1.865、1.876倍，即提高了86.5%和87.6%①計算方法以表6中參數(shù)0.623為例， [（exp（0.623））-1]×100%=86.5%，其中，（exp（0.623））=1.865倍，（1.865-1）×100%=86.5%。正負(fù)號分別代表增加與降低[14]。。認(rèn)為無地對生活有影響的農(nóng)戶，租入土地的可能性分別提高了215.5%、223.8%，表明他們傾向于以租入土地來解決無地問題。認(rèn)為無地對生活有很大影響的農(nóng)戶租入土地的意愿更強烈，這些農(nóng)戶對土地的依賴性更強。無地人口占家庭人口的比例、距離上次調(diào)地時間等變量對農(nóng)戶土地租入的影響不顯著。

由于不滿意30年不變政策的農(nóng)戶可能與無地對家庭生活有影響的農(nóng)戶重合，兩個變量間存在共線性，把后者從模型中剔出，進(jìn)一步考察其余變量對農(nóng)戶租入土地的影響。土地租入模型3、4（表7）顯示，對30年不變政策不滿意的農(nóng)戶、外出打工勞動力占家庭人口比例、距離上次調(diào)地時間、家庭收入全部為非農(nóng)收入等變量對土地租入有顯著影響。家庭收入全部為非農(nóng)收入的農(nóng)戶每增加一戶，土地租入的可能性分別變化0.329倍、0.337倍,即降低67.1%、66.3%。對30年不變政策不滿意的農(nóng)戶，租入土地的可能性分別上升129.3%、95.6%。外出打工人數(shù)占家庭人口比例高的農(nóng)戶，租入土地的可能性降低了73.7%。距離上次調(diào)地時間每增加一年，農(nóng)戶租入土地的可能性降低5.9%，表明土地不再調(diào)整以后農(nóng)戶租入土地的意愿并不強烈。

從土地轉(zhuǎn)入模型可以看出，對30年不變政策不滿意、無地對生活有影響的農(nóng)戶傾向于租入土地，家中外出打工人數(shù)多、家庭非農(nóng)收入比例高的農(nóng)戶租入土地意愿不強烈。無地人口對農(nóng)戶租入土地的影響不顯著，表明農(nóng)戶租入土地取決于家庭收益最大化的目標(biāo)，而非家中是否有無地人口。以同樣方法對農(nóng)戶土地租出進(jìn)行

了回歸分析，模型結(jié)果見表8。土地租出模型顯示，家庭非農(nóng)收入、外出打工勞動力比例、距離上次調(diào)地時間等變量對土地租出有顯著正向影響。家庭收入全部為非農(nóng)收入的農(nóng)戶，土地租出的可能性提高3.846倍，即提高284.6%。外出打工勞動力比例增加，農(nóng)戶土地租出的可能性提高372.6%，這些農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的意愿非常強烈。距離上次調(diào)地時間每增加一年，農(nóng)戶租出土地的可能性降低7.7%，二者之間有微弱負(fù)影響。無地人口對農(nóng)戶土地租出的影響不顯著，家中是否有無地人口同樣不是農(nóng)戶土地租出的主要影響因素。

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

綜合土地租入和租出模型發(fā)現(xiàn)，家中外出打工人數(shù)較多、家庭收入全部為非農(nóng)收入的農(nóng)戶，土地租入意愿降低而租出意愿強烈。無地農(nóng)民對農(nóng)戶土地的租入與租出都沒有影響，表明無地農(nóng)民的選擇不是租入土地而是外出打工，外出打工成為農(nóng)民無地的替代手段。距離上次調(diào)地時間對農(nóng)戶土地租入和租出有微弱負(fù)影響，表明土地不再調(diào)整后農(nóng)戶并沒有更多參與土地租賃市場活動，土地租賃和土地調(diào)整之間替代性不強。

3.3 家庭內(nèi)部繼承

在土地調(diào)整和土地租賃之外，家庭內(nèi)部繼承也是無地農(nóng)民獲得土地的一個重要途徑。

表3顯示，22.52%無地農(nóng)民認(rèn)為可通過“繼承父母”、“姐妹出嫁留下的土地”得到土地，繼承已經(jīng)得到部分農(nóng)戶認(rèn)可。在回答 “上次分地之后家中是否有人留下了土地”時，回答“有人留下土地”的農(nóng)戶有效占比49.17%，說明近半數(shù)的農(nóng)戶事實上以繼承方式獲得了土地。在回答“如果種地，可以耕種誰的土地”時，有效回答“可以耕種父母、公婆及姐妹出嫁留下的土地” 的農(nóng)戶占總數(shù)71.96%，表明家庭內(nèi)部土地繼承關(guān)系已經(jīng)成為一個普遍事實。無地農(nóng)民雖然沒有自己名下的土地，可以繼承父母或姐妹出嫁留下的土地，當(dāng)他們有耕種意愿的情況下，大部分可以耕種父母或姐妹出嫁留下的土地，無地農(nóng)民因此處于隱性狀態(tài)。

4 結(jié)論

本文研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民獲得土地的途徑分別為土地調(diào)整、通過土地流轉(zhuǎn)市場租入土地獲得土地使用權(quán)、家庭繼承。在實行了30年不變政策的村莊，無地農(nóng)民數(shù)量在增加，其進(jìn)行土地調(diào)整的意愿下降，無地農(nóng)民不再依賴甚至預(yù)期通過土地調(diào)整獲得土地承包權(quán)，新增人口不再是土地調(diào)整的主要原因。無地農(nóng)民面臨無地的選擇是外出打工，外出打工成為替代土地的重要生計手段。家庭繼承已成為無地農(nóng)民獲得土地承包權(quán)的現(xiàn)實途徑。

本文研究表明，在勞動力流動及30年不變政策約束下，無地農(nóng)民獲得土地的途徑逐步從行政性分配轉(zhuǎn)向家庭繼承和市場化，但通過土地流轉(zhuǎn)市場獲得土地使用權(quán)還未成為無地農(nóng)民的主要選擇。在實行了30年不變政策的村莊，外出打工的替代效應(yīng)和家庭繼承緩解了無地農(nóng)民對土地調(diào)整的依賴，無地農(nóng)民數(shù)量增加并未引起村組土地的重新調(diào)整，從而保持了村組土地承包關(guān)系的長久不變。在勞動力流動受到限制，或因存在土地征用預(yù)期、土地增值收益提高而導(dǎo)致土地依賴增強的情況下，新增人口仍可能引起土地的重新調(diào)整。此外，本文研究表明土地調(diào)整和土地流轉(zhuǎn)之間的替代性不強，不支持二者之間存在替代性的觀點[13]，支持了二者間不存在相互制約關(guān)系的觀點[14]。

本文包含如下政策含義：首先，無地農(nóng)民問題因外出打工的替代效應(yīng)和家庭繼承而隱性化，這一群體目前并未構(gòu)成農(nóng)村社會發(fā)展的不穩(wěn)定因素。其次，逐步發(fā)展、健全土地的替代制度，如土地租賃、農(nóng)民的養(yǎng)老保障等，可以降低無地農(nóng)民土地調(diào)整的意愿，減少土地承包關(guān)系長久不變政策實施的阻力。再次，伴隨無地農(nóng)民獲得土地途徑的家庭化和市場化，法律政策應(yīng)明確家庭繼承關(guān)系，規(guī)范并保障農(nóng)民的土地交易權(quán)和繼承權(quán)。

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