农村承包地调整的影响因素分析

农村承包地调整的影响因素分析

自20世纪80年代初农村农村土地普遍实行家庭承包经营以来，中国农村市场出现了两种模式，即大调整和小调整。一般认为,大调整是把所有承包地按合法人口重新分配;小调整则是部分土地在部分农户间的重新分配。大调整有两种形式:一是只动面积而主要地块不动,即按合法人口重新分配土地面积,但农户原来承包的地块多数不动;二是既动面积又动地块,即不仅土地面积按合法人口重新分配,而且农户原来承包的地块也重新打乱。小调整的形式则多种多样,有的预留机动地,承包期内利用机动地进行小调整;有的不留机动地,承包期内在人口增减户间直接对调;有的规定过几年就统一进行一次小调整,等等。人们对伴随家庭承包经营而出现的土地调整现象看法不一。有的反对,认为土地调整会影响农民对土地的稳定感和对土地的投入;有的赞成,认为它可以缓解人地矛盾,是现实的选择。对于承包地调整原因的分析,也不一样,多数人把土地调整归结于村组干部,认为村组干部可以从调地中得到各种好处,他们更倾向于进行土地调整,而农户则是土地调整的受害者(更准确地说,应当是一部分农户受益,一部分农户受损)。在已有文献资料中,系统分析土地调整及其影响因素的不多。本文尝试对这一问题进行系统分析。这里的大调整专指既动面积又动地块的大调整,更准确地说,是指涉及该集体组织100%的农户和70%以上承包地的调整。笔者视只动面积而主要地块不动的大调整为小调整。一、样本村和组的土地调整(一)承包期内不同户的调地次数对承包地调人们在研究中国农村承包地调整时,通常以农户作为观测样本,通过考察农户来分析承包地调整。本项研究将换个角度,以村、组作为观测样本。这是因为土地调整是以村、组为单位进行的,样本农户的调地信息不足以全面反映村、组的土地调整情况。比如,有些户的承包地在承包期内进行过小调整,而有些户的承包地则没小调过。又比如,由于各农户的立户时间不一样,有些样本户的调地次数多,而有些样本户的调地次数就少。本文认为,依据样本户的调地次数难以准确推断其所在村、组的调地次数。本文研究的样本为陕西、安徽、湖南、四川、浙江5省、10县、30个村的90个村民小组(每省6个样本村,每村3个村民小组,共18个村民小组)【注文1】。在第一轮土地承包时【注文2】,90个样本村民小组都是独立的发包单位。在第二轮土地承包时,浙江省有3个样本村是由行政村代替村民小组进行土地发包的,但这些村的村民小组界限仍很明显;其他27个样本村的81个村民小组都是以村民小组为单位进行土地发包的。(二)村民小组以下简称居民组的基本土地适应1.样本组小调整次数“三和三基”时的基本调查各样本组实行土地承包到户的时间不同。在90个样本组中,有11个组是在1979～1980年承包到户的,有71个组是1981～1983年实行土地承包到户的,有8个组到1984年才开始实行土地承包到户。实施第二轮土地延包的时间各样本组也不同。在90个样本组中,有30个组是1994～1995年开始实施的,有9个组是1996年开始实施的,有42个组是1998～1999年开始实施的,还有9个组到笔者调查时只是做好了土地调整方案,实际调整要到1999年底或2000年初才能进行。由于时间跨度大,在确定土地调整次数时,有一个准确性的问题。自农村土地承包以来,在样本组中,土地大调整次数比较少(最多的只有4次),农民和组长们记得很清楚;在承包期内,隔几年进行一次小调整,组长也能记得清楚,而且到时一定会进行小调整。难就难在那些规定年年要进行小调整的样本组。因为在这些样本组中,有些年份农户间有人口变动,村组就进行了小调整;有些年份农户间没有人口变动,实际上就没有发生小调整。对于这些样本组,不管是否真正发生过小调整,只要是规定年年小调整,笔者就把它看成年年进行了小调整,并对其小调整次数重新赋值。自土地承包到户以来,90个样本组中有88个进行过土地的大、小调整,占样本组总数的97.8%。90个组共发生过567次大、小调整【注文4】,组均6.3次。有的组只发生过大调整;有的组只发生过小调整;有的组既有大调整又有小调整。具体情况见表1。通过各样本村民小组自承包以来土地大、小调整次数的直方图,能直观地看出样本组在土地调整方面的差异。图1反映的是样本组自土地承包以来发生大调整的情况。大调整次数最多的样本组共发生过4次大调整;有一部分组没有进行过大调整,其中,四川省的18个样本组中没有发生过大调整的比例最高。各省样本组之间土地大调整差异(用均方差反映)由大到小依次为浙江(0.235)、湖南(0.216)、陕西(0.207)、安徽(0.191)、四川(0.111)。图2反映的是样本组自承包以来发生小调整的情况。样本组总体小调整频率明显大于大调整频率。安徽、浙江两省样本组土地小调整频率低;湖南、四川两省样本组土地小调整的频率要高于其他三省,浙江省样本组小调整的频率最低。各省样本组之间的土地小调整差异(用均方差反映)由大至小依次为四川(1.257)、陕西(0.856)、湖南(0.819)、安徽(0.381)、浙江(0.135)。图3反映的是自承包以来样本组发生土地调整(大、小调整次数之和)的情况。由于小调整的频率远高于大调整的频率,且样本组间小调整差异大于大调整差异。因此,土地调整的差异主要是受小调整差异的影响。安徽、浙江两省样本组的土地调整频率较低;陕西、湖南、四川样本组间的土地调整较频繁。各省样本组间土地调整差异(用均方差反映)由大到小依次为四川(1.274)、湖南(0.912)、陕西(0.898)、安徽(0.412)、浙江(0.214)。在样本组间,土地大调整的差异不如土地小调整的差异大,这可能是受宏观政策环境的影响所致。因为土地大调整是政府所不提倡的,特别是自1984年中央提出农村土地承包期再延长15年的政策推出之后,宏观政策对土地调整的约束作用明显增强。组间土地小调整差异大,说明各村民小组在进行土地小调整时所受的外部制约因素不如土地大调整那么强。有的样本组是隔几年小调一次,有的样本组是一年一小调。样本组间土地调整的差异,反映各组在做土地调整决策时是相互独立的,尤其是小调整的决策。2.承包地调整情况在样本组发生的96次土地大调整中,有60次发生在第一轮土地承包期内,有36次发生在第二轮土地承包期内。第一轮60次土地大调整中,除1次大调整只涉及90%的承包地外,其他59次都是把全部承包地打乱重分。进行土地大调整的直接原因按选取频率高低依次为:①执行“延长承包期15年不变”政策,占21%;②人口变化引起土地占有不均,占16%;③实行“两田制”,搞规模经营,占13%;④原定承包期到期,占12%;⑤土地征占,占11%;⑥地块过于分散,占11%。此外,直接导致土地大调整的原因还有:留机动地或原机动地用完,占5%;农户土地质量不均,占4%;发展高效农业,占4%;改变土地分配办法,占2%;家族矛盾,占1%。第二轮的36次大调整,均发生在第二轮土地延包开始时。除3次是把大部分承包地作了调整外,其他33次都是把所有的土地打乱重分。上述分析显示,引起承包地大调整的原因很多,人口变化不是最主要的原因。在样本组发生的471次土地小调整中,有435次发生在第一轮承包期内;有36次发生在第二轮承包期内。由于样本组小调整较频繁,有的是年年小调整,这就增加了对第一轮小调整进行考察的难度。笔者共跟踪到第一轮承包期内163次小调整,小调整平均涉及样本组41%的农户,最高涉及100%的农户,最低为2%;平均涉及13%的承包耕地面积,最高涉及50%的承包耕地面积,最低的为1%。163次小调中有128次说明了调地的办法,其中,有23次是用机动地进行调整;有39次是用推移法,将多地户的地顺序推移给少地户;有11次是组里指定了专门的调地区域,在人口增减的农户中对调;有55次只动人口有变动的农户的耕地,实行多退少补。具体情况见表2。163次小调整的直接原因按选取频率高低依次为:①承包期内人口发生变化,不得不小调,占57%;②承包时就说好几年一调或一年一调,占39%;③土地发生少量征占,占3%。人口变化是引起小调整的主要原因。在第二轮土地承包期内的36次小调整中,有26次发生在第二轮延包开始的时候,有10次是在第二轮延包后发生的。在第二轮延包后进行小调整的10个样本组中,有6个组是在第二轮开始时进行了大调整,然后又都分别进行了1次小调整;有3个组在第二轮延包时是直接延包,第二轮延包完成后又分别进行了1次小调整;有1个组在第二轮延包时进行了小调整后,后来又进行了1次小调整。第二轮延包后发生的9次小调整,平均涉及组里40%的农户和13%的耕地,其中,最多的涉及100%的农户和50%的耕地;最少的涉及7%的农户和1%的耕地。二、整理剂对整前面分析了土地调整的形式、直接原因及样本组间土地调整的差异。现在笔者假定这些原因和差异后面隐含着多方面的影响因素,比如资源状况、经济实力、农户对土地的依赖程度等等,而且各个因素对土地调整的影响不一样。(一)土地的大、小调整替代关系反映土地调整最直观的指标是土地调整频率,即调整次数,包括大调整和小调整次数。为此,笔者把调整次数作为因变量。土地的大、小调整之间是否存在替代关系?即大调整多的地方,其小调整就少;大调整少的地方,其小调整就多。若以承包以来大调整次数作为因变量(Y),小调整次数作为自变量(X),回归结果为:Y=1.27-0.0389X(T=-1.884,在10%统计水平显著)。大调整与小调整之间存在一定的替代关系,但不是很显著。(二)土地调地的次数1.样本组实行家庭承包经营时间的长短。这一变量会影响调整次数,如果承包时间越长,其调地次数可能就会越多。其值为调查期前一年减去样本组实行承包经营的初始时间,即实行家庭承包经营时间=1998年-承包起始年份。2.人均耕地面积。人均耕地面积对土地调整可能有正或负的影响。人均耕地面积越多,人地矛盾不突出,农户调地愿望不强烈,从而减少调整次数;也有可能因土地是重要的经济来源,占有土地就意味着占有经济资源,在这种情况下,人均耕地面积越多,调地次数反而可能增加。人均耕地面积越少,人地矛盾突出,农户要求调整土地,从而调整次数增加;也有可能因为土地太少,调不调都没有什么大的差别,调整次数反而减少。土地调整次数是历年之和。在研究人均耕地面积与土地调整关系时,必须把自实行家庭承包经营以来人均耕地面积的变化考虑进去,仅用1998年人均耕地面积难以说明问题。因此,人均耕地面积=(初期人均耕地面积+1998年人均耕地面积)/2。由于有9个样本组没有承包初期的耕地和人口数据,笔者对其承包初期的人均耕地面积进行了推算。3.机动地比例。机动地是用于土地调整的,其对土地调整可能有正或负的影响。一方面,由于有机动地,就可以减少土地大调整的次数。另一方面,也可能因为有机动地,小调整的次数增多。用第一轮机动地面积占耕地面积的比例反映。4.所在村第二、第三产业发达程度。若所在村第二、第三产业较发达,农民就业门路较多,农户收入对土地的依赖程度不高,调地次数可能就少;相反,若第二、第三产业不发达,农民收入对土地的依赖性较强,就可能趋向于选择调地。用样本村1996～1998年第二、第三产业收入占全村经济总收入的比重表示。5.土地流转程度。假定土地流转可以替代土地调整调节人地矛盾,即土地流转发生率高的组,其调地次数少;反之,则调地次数有增加趋势。用各组样本农户自实行家庭承包经营以来累计转入和转出耕地年数的平均数来表示,即土地流转程度=(样本户累计转入年数+样本户累计转出年数)/样本户数。6.土地亩均负担水平。土地负担水平对土地调整可能有正影响,即负担越重,调地次数越多。用1996～1998年3年样本组土地承担的除农业税、定购任务、义务工和积累工以外的负担来反映。绝大多数样本组的义务工和积累工是按劳动力和人口分摊的,只有极个别组按耕地面积分摊,故计算亩均负担水平时剔除两工。7.第一轮承包期内是否实行“两田制”。“两田制”就是把耕地分为口粮田和责任田。口粮田的承包期限较稳定,责任田的承包期限稳定性较差。因此,“两田制”对土地调整次数可能有正或负的影响。该变量为虚拟变量,1表示实行“两田制”,0表示不实行“两田制”。8.第一轮承包期内是否与农民签订了承包合同。承包合同对土地调整次数可能有正或负的影响,这主要取决于承包合同对土地调整的具体规定。该变量为虚拟变量,1表示签订了承包合同,0表示没有签订承包合同。9.第一轮承包期是否明确规定为15年。该变量为虚拟变量,1表示明确规定承包期为15年,0表示承包期不到15年或没做明确规定。10.样本村组的地势状况。该变量为虚拟变量,1为平原,0为丘陵(90个村民小组要么为平原组,要么为丘陵组,没有山区组)。11.样本组离乡政府的距离。村组离乡政府越近,其土地调整越容易受到控制,其调地次数可能就越少。12.样本组离县城的距离。村组离县城越近,其非农就业机会相对较多,调地次数可能就少,反之,调地次数就增加。13.样本户认为调地应由农民自己决定的比例。土地调整应由农民自己来决定,还是应由上级政府来决定,不同农户的看法不一。这一比例的高低对调地次数有正或负的影响。14.样本组中非村组干部户认为任何条件下都必须进行土地调整的农户的比例。现实情况下,样本农户中有83.5%的农户认为应该调整土地。在提出了如“在保留承包权的前提下,允许土地自由转包;增加非农就业机会;通过动帐不动地的办法解决人地矛盾”等8个假设条件后,就有75%的农户认为可以做到不调地。即样本农户中有25%的农户认为任何条件下都必须调整土地。假设这一比例对样本组调地次数有正影响。15.组长的调地偏好。笔者假设组长的行为动机对组里的土地调整会产生影响。尽管历任组长由于个人因素可能有不同的偏好,但笔者假设他们的利益取向都是一样的。用无论什么条件下是否必须进行土地调整来反映组长的调地偏好。这是个虚拟变量,1代表任何条件下必须调地,即偏好调地;0表示满足一定条件后就可以不调地,即无调地偏好。16.村干部的调地偏好。笔者假设村干部也会对村民小组的土地调整产生影响。同组长的调地偏好一样,用无论什么条件下是否必须进行土地调整来反映村干部的调地偏好。这是个虚拟变量,1代表任何条件下必须调地,即偏好调地;0表示满足一定条件后就可以不调地,即无调地偏好。影响土地调整的因素很多,可能远不止笔者观测到的前12个因素。因此,我们又列出了后4个意愿变量,观测一下村组干部及农户的意愿对调地的影响。三、回归模型的结果的分析和解释(一)影响因素的重要程度和调笔者采用多元线性回归模型来对数据进行分析处理,即YI=αI+BIΧ,其中I=1、2、3,分别代表承包地调整、承包地大调整、承包地小调整。Y为因变量,即土地调整次数。Χ为自变量,即影响土地调整的因素。12个变量回归结果见表3。16个变量回归结果见表4。1.12个变量回归结果分析。12个变量回归结果显示:土地亩均负担水平、第一轮签订土地承包合同和机动地比例对样本组承包地调整有显著性正影响;人均耕地面积、所在村第二、第三产业比重、土地流转程度、实行“两田制”和离县城的距离对土地调整有显著性负影响。根据β绝对值判断,这些因素对调地影响的重要程度由高到低依次为:所在村第二、第三产业比重、人均耕地面积、实行“两田制”、离县城距离、土地亩均负担水平、机动地比例、签订承包合同、土地流转程度。实行承包经营时间的长短、第二和第三产业比重对大调整有显著性正影响。土地亩均负担水平、机动地比例、第一轮签有承包合同对小调整有显著性正影响。人均耕地面积、所在村第二、第三产业比重、土地流转程度、“两田制”和离县城的距离对小调整有显著性负影响。根据β绝对值判断,对小调整影响的重要程度由高到低依次为:所在村第二、第三产业比重、人均耕地面积、实行“两田制”、离县城距离、土地亩均负担水平、签订承包合同、机动地比例、土地流转程度。2.16个变量回归结果分析。16个变量回归结果显示:土地亩均负担水平、机动地比例、第一轮签有承包合同、调地由农民自己决定的比例、非村组干部户认为任何条件下必须调地的比例对土地调整有显著性正影响。人均耕地面积、所在村第二、第三产业比重、土地流转程度、“两田制”和离县城的距离对土地调整有显著性负影响。根据β绝对值判断,这些因素对调地影响的重要程度由高到低依次为:所在村第二、第三产业比重、人均耕地面积、离县城距离、机动地比例、“两田制”、土地亩均负担水平、第一轮签有承包合同、土地流转程度、调地由农民自己决定的比例。实行家庭承包时间的长短、第二和第三产业比重、非村组干部户认为任何条件下必须调地的比例对大调整有显著性正影响。土地亩均负担水平、机动地比例、第一轮签有承包合同及组长的调地偏好对小调整有显著性正影响。人均耕地面积、所在村第二、第三产业比重、土地流转程度、“两田制”和离县城的距离对小调整有显著性负影响。根据β绝对值判断,这些因素对小调整的重要程度由高到低依次为:所在村第二和第三产业比重、人均耕地面积、离县城距离、“两田制”、机动地比例、土地亩均负担水平、第一轮签有承包合同、土地流转程度、组长的调地偏好。(二)土地调整问题1.机动地对小调整有显著性正影响,但对大调整却起不到有效的抑制作用,而且机动地比例越高,大调整还有可能增加。2.第二、第三产业比重对大调整有显著性正影响,对小调整有显著性负影响。即第二、第三产业发达地区趋向于选择土地大调整,而尽量避免小调整。一方面,第二、第三产业发达地区,农民就业门路广,对土地的依赖程度低,新增人口不一定非得调地,从而使小调整次数减少;另一方面,第二、第三产业发达地区,发生土地征占或实行土地规模经营的可能性大,通常会涉及所有农户,小调整解决不了问题,所以,有必要进行大调整。3.土地流转和实行“两田制”可以抑制土地小调整。“两田制”可以抑制土地小调整,这一点与通常认为“两田制”容易引起土地调整的观点相反。4.第一轮签有承包合同对小调整有显著性正影响,即有承包合同的组,其小调整次数比较多。这主要是因为,第一轮签订的承包合同一般是由本组农民自己拟订的,在承包合同的内容上往往都有要隔几年进行一次小调整或年年小调整的说法,而且农户一般都是严格按照其所签合同内容来执行的。所以,承包合同确保了小调整的正常进行。这与第一轮承包期内的情况是相吻合的。从回归结果可以看出,第一轮签订的承包合同有抑制土地大调整的作用(系数符号为负)。5.样本组是否规定“承包期为15年”对其土地调整的影响不显著。这与事实是相符的。第一轮承包期规定为15年,但当时并没有强调15年之内不再调地,相反,“大稳定、小调整”的做法在全国比较普遍。因此,是否规定“承包期为15年”并不影响样本组的土地调整。6.样本组离县城距离对土地小调整有显著性负影响。这与前面的假设相反。可能的原因是,由于村组离县城越近,农户兼业的可能性越大,再加上农产品越