農(nóng)地制度及績效的實證探究
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本文所用的數(shù)據(jù)來自1994年春國務(wù)院發(fā)展研究中心農(nóng)村部所進行的一項對4省、8縣、800農(nóng)戶1993年情況的調(diào)查。該調(diào)查的目的即是了解中國農(nóng)地制度的演進及其與農(nóng)業(yè)績效的關(guān)系。因此,它不僅包括一項農(nóng)戶調(diào)查,而且也包括一項村級調(diào)查,以了解村的土地制度安排情況。本文只利用該調(diào)查中浙江和江西兩省、5縣的資料。這5個縣的基本情況列于表1。表中前3個縣屬于浙江,后2個縣屬于江西。浙江3個縣的工業(yè)化程度很高,60%以上的收入來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。相比之下,江西的2個縣仍然以農(nóng)業(yè)為主。另外,浙江的土地規(guī)模較江西小得多,但單產(chǎn)卻高得多。在利用本項調(diào)查數(shù)據(jù)所做的另外兩項研究中,Liu,Carter,andYao(1996)和Carter,Liu,RothandYao(1996)系統(tǒng)地分析了自生產(chǎn)責任制以來中國農(nóng)地制度的演進過程,并進行了計量研究。在這兩項研究中,農(nóng)地制度被分解為三個部分,即地權(quán)穩(wěn)定性、土地交易權(quán)和土地使用權(quán)。
地權(quán)穩(wěn)定性涉及的是以往村里土地調(diào)整的頻率以及今后可能發(fā)生調(diào)整的概率。①土地交易權(quán)涉及的是村里對土地的有償轉(zhuǎn)包、租賃和代耕方面給予農(nóng)戶的自由度。土地使用權(quán)涉及的是對農(nóng)戶生產(chǎn)計劃,特別是勞動力投入的限制。在村級問卷中,我們征求了村干部對一系列反映上述三組產(chǎn)權(quán)問題的答案。這些問題各代表該村在某一方面的土地制度安排。由村干部對每一組問題的答案,我們運用因子分析方法提煉出一個主因子,以代表這一組地權(quán)的完整性。通過這一過程,我們得到三個主因子:Sj,Mj和Uj,分別代表第j個村子的地權(quán)穩(wěn)定性、交易權(quán)和使用權(quán)的完整性。這三個因子均為標準化之后均值為0,均方差為1的變量,并以較大的值表示較完整的產(chǎn)權(quán)。利用所獲得的三個地權(quán)因子,我們可以估計地權(quán)完整性對土地產(chǎn)出率的影響。
由于多數(shù)農(nóng)戶將90%以上的土地用于種植水稻,我們只研究水稻的情況,并做下面的回歸:(1)AVOUTij=c+α1Sj+α2Uj+α3Mj+Zijα4+eij其中,AVOUTij是第j村中第i個農(nóng)戶的土地平均水稻單產(chǎn);Zij是代表該農(nóng)戶特征的一組變量;c是一個常數(shù),和α1,…,α4一樣,為待估計的系數(shù);最后,eij為一隨機誤差量。這一誤差量包含的是上述模型所未考慮到,但影響單個農(nóng)戶產(chǎn)出率的因素。Carter,Liu,RothandYao(1996)考慮了農(nóng)地制度的內(nèi)生化問題。但是,由于農(nóng)地制度是在村一級決策過程中確定的,而我們所考察的是一個村子里的一小部分農(nóng)戶樣本,因此,我們有理由相信eij和三個制度因子之間是相互獨立的,從而可以用普通最小二乘法(OLS)對(1)式進行估計。對于農(nóng)戶特征,我們選用了家庭人地比、平均年齡、婦女占家庭總?cè)丝诒壤⑵骄芙逃陻?shù)、平均農(nóng)業(yè)就業(yè)年數(shù)、平均非農(nóng)就業(yè)年數(shù)、平地占家庭總土地面積比例以及非農(nóng)工資率與水稻價格的比例。
非農(nóng)工資率是由1993年家庭非農(nóng)收入除以家庭非農(nóng)就業(yè)時間而得到的。對于那些無非農(nóng)收入的農(nóng)戶,他們的工資率以他們所在村的平均工資率代替。在農(nóng)戶特征變量中,除人地比和平地量對單產(chǎn)具有顯著正的影響之外,其它變量的影響均不顯著。人地比的正影響說明除土地市場的不完善外,勞動力市場也不完善。①這與其它有關(guān)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)用工制度的研究結(jié)果是一致的(Yao,1996)。平地量的正影響顯然來自土地質(zhì)量對土地產(chǎn)出率的正影響。在三個制度因子中,地權(quán)穩(wěn)定性雖然有正的影響,但統(tǒng)計上不顯著;較完整的交易權(quán)對產(chǎn)出率有顯著的正影響;相反,較完整的使用權(quán)具有顯著的負影響。前兩個結(jié)論與我們的判斷相一致:地權(quán)穩(wěn)定性增加農(nóng)戶長期投資積極性,完整的交易權(quán)改善資源配置效率,增加農(nóng)戶投資的動力。
第三個結(jié)論表明,平均而言,對使用權(quán)的限制對農(nóng)戶的水稻生產(chǎn)起到了約束作用。換言之,對于我們樣本中的一個平均農(nóng)戶來說,如果約束解除的話,他將會減少對水稻生產(chǎn)的投入。以我們所使用的制度因子衡量,每一個因子增加一單位,意味著地權(quán)改善度大約為完整地權(quán)的32%(即每一個因子的分布占據(jù)3.12個單位的區(qū)間)。②因此,根據(jù)我們的結(jié)果,地權(quán)穩(wěn)定性改善10%,將意味著土地單產(chǎn)在樣本平均值(640公斤)上增加0.7%;土地交易權(quán)改善同樣的百分比將使單產(chǎn)增加2.0%。與此相對照的是,土地使用權(quán)改善同樣的百分比將使水稻單產(chǎn)減少2.5%。我們可以把制度因子的影響換算成具體產(chǎn)權(quán)安排的影響。由于我們已經(jīng)知道了各制度因子與相關(guān)產(chǎn)權(quán)安排之間的相關(guān)系數(shù),這種換算是容易做到的。③比如,根據(jù)換算,土地每多調(diào)整一次,土地單產(chǎn)下降1.5%;土地從不允許租賃到允許租賃,單產(chǎn)上升6.8%;最后,從允許拋荒到不允許拋荒,土地單產(chǎn)將增加12.6%。后兩個估計乍看偏高,但是,從不允許拋荒到允許拋荒、或從不允許租賃到允許租賃意味著這兩項地權(quán)各改善了100%。認識到這一點之后,再看這兩個估計便不會覺得它們偏高了。特別是,后一估計還表明,如果不對拋荒做任何限制,由此而引起的產(chǎn)量損失相當于大約13%的農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。經(jīng)過這一節(jié)的分析,我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)地制度的完整性對土地產(chǎn)出率具有或正或負的影響。在接下來的一節(jié)中,我們將對這些影響的途徑進行理論探討,以便為以后的計量分析提供基礎(chǔ)。
二、農(nóng)地制度影響土地產(chǎn)出的途徑:理論分析
在本節(jié)的討論中,我們將做如下的兩個假設(shè)。首先,農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)具有不變規(guī)模報酬經(jīng)濟。這個假設(shè)對于運用可分性生產(chǎn)要素的小農(nóng)生產(chǎn)來說并不是一個臆斷,許多研究均支持這一觀點(例如,Federetal.,1992對中國的研究)。第二,勞動力市場不完善。這個假設(shè)可以從兩方面來理解。一方面,對于那些想在市場上出賣勞動力的農(nóng)戶,他們的非農(nóng)就業(yè)機會是受到限制的(Yao,1997);另一方面,對于那些想從市場上雇傭勞動力進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶,他們面臨著被雇勞動力的道德風險問題(Feder,1985),即被雇勞動力在不完全監(jiān)督下可能出現(xiàn)的偷懶問題。在第一個假設(shè)下,如果勞動市場是完善的,則土地市場的不完善將不會影響農(nóng)戶對土地的投入強度(即勞動力投入與土地之比),因為農(nóng)戶總是可以通過租出和租入勞動力來回到原先他的理想投入強度上。在這種情況下,單位面積的土地產(chǎn)出率也不會受到影響①。但是,當勞動力市場不完善時,土地市場的不完善將影響農(nóng)戶對土地的投入強度,因而也影響土地產(chǎn)出率。在以上兩個假設(shè)下,我們對地權(quán)穩(wěn)定性、土地使用權(quán)和土地交易權(quán)對農(nóng)戶投入強度的影響依次進行分析。
(一)地權(quán)穩(wěn)定性
地權(quán)穩(wěn)定性只影響功效超過一年的投入,即中、長期投入,而不影響農(nóng)戶的當前投入,如勞動力、化肥等,因為土地調(diào)整總是在年末當農(nóng)業(yè)季節(jié)結(jié)束時進行的。同時,地權(quán)穩(wěn)定性也不大可能影響農(nóng)戶之間土地的租賃活動,因為農(nóng)戶總是可以通過簽訂一年一度的租賃合同來回避可能存在的失去租出的土地的危險。地權(quán)的不穩(wěn)定意味著農(nóng)戶的土地在將來的某一時刻將易手到他人手中。盡管農(nóng)戶可能因失去已經(jīng)在這些土地上的進行的投資而得到補償,但這種補償?shù)牧亢茈y確定,因為每個人對同一投資所給予的價值是不一樣的。因此,地權(quán)不穩(wěn)定的作用和對農(nóng)戶投資征收一種隨機稅一樣,將降低農(nóng)戶的投資積極性。
(二)土地使用權(quán)
如同我們在前面所指出的,對土地使用權(quán)的限制主要表現(xiàn)在對農(nóng)戶投入,特別是勞動力投入的限制上,即農(nóng)戶必須在某一種作物(通常是糧食作物)的生產(chǎn)中投入不低于一定量的人力和物力。顯然,這一限制對那些比較愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶來說是不起作用的,而只對那些不太愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶起作用。這意味著在我們的樣本中,這一限制對浙江的大多數(shù)農(nóng)戶可能起作用,而對江西的大部分農(nóng)戶則不起作用。為簡化我們下面的計量分析,我們只考察這樣的限制是否對我們樣本中的一個平均農(nóng)戶起作用。
(三)土地交易權(quán)
在完全市場條件下,我們應(yīng)該觀測到這樣的情況,即人地比大于某一特定值(如村子的人地比)時,該農(nóng)戶將租入土地(或出賣勞動力),而人地比低于那一特定值時,該農(nóng)戶將租出土地(或雇入勞動力)。①這樣所產(chǎn)生的均衡結(jié)果將是每個農(nóng)戶的土地投入強度相等。②在不完全產(chǎn)權(quán)和不完全勞動力市場條件下,情況變得復(fù)雜起來。我們把對土地交易權(quán)的限制歸納為農(nóng)戶為土地交易所付出的地租以外的費用。這些費用包括游說村干部的時間以及為繞過限制而消耗的其它費用。由于這一費用的存在,土地交易中買方的付出和賣方的所得不再是對稱的了。以P表示土地租賃的名義價格,c(Mj)代表由于交易權(quán)不完整而產(chǎn)生的費用。我們假設(shè)c(Mj)是Mj的減函數(shù),即較完整的交易權(quán)減少交易的額外成本。那么,買者付出的實際價格為P+c(Mj),而賣者得到的是P-c(Mj)。土地租入者將租入土地直至土地邊際產(chǎn)出率等于P+c(Mj),土地租出者將租出土地直至土地邊際產(chǎn)出率等于P-c(Mj),因此,租入者和租出者的土地邊際生產(chǎn)率不相等,因而他們的土地投入強度也不相等。對于那些土地邊際產(chǎn)出處于P-c(Mj)和P+c(Mj)之間的農(nóng)戶,他們將不租入或租出土地。這與完全市場下的情況不同。在那里,存在不租入或租出土地的農(nóng)戶的概率為零,因為租出與租入土地的分水嶺是一個特定的值。當?shù)貦?quán)不完全時,存在處于自給自足狀態(tài)的農(nóng)民的概率將大于零,且與地權(quán)的不完整性成正比(或與Mj成反比)。這意味著,交易權(quán)的不完整具有兩種效應(yīng)。
第一種效應(yīng)為資源配置效率。不完整的土地交易權(quán)使土地邊際產(chǎn)出不能在不同農(nóng)戶之間達到均等。從另一個角度來看,農(nóng)戶的勞動力投入強度因交易權(quán)的不完整性而產(chǎn)生差異,此差異隨交易權(quán)不完整性的擴大而擴大。但是,應(yīng)該記住的是,資源配置效應(yīng)只對市場不完善的要素產(chǎn)生作用。由于除勞動力市場以外的其它當前要素市場已相當成熟、開放(如XiaoandFultou,1997對化肥市場的研究所顯示的),我們有理由相信這些當前要素投入不會受到地權(quán)不完整性的影響。
但是,對于長期投資來說,由于它們的收益延伸到現(xiàn)期生產(chǎn)以后的時期,農(nóng)戶在即期決定該期的投資量時必須考慮投資在以后各期的邊際收益折現(xiàn)。在土地和勞動力市場不完善的情況下,這些邊際收益受相應(yīng)時期勞動力投入強度的影響。因此,如同當期勞動力投入強度一樣,當期的長期投資強度在農(nóng)戶之間也存在差異,且此差異隨交易權(quán)不完整性的擴大而擴大。正是從減少農(nóng)戶勞動力投入強度和投資強度在農(nóng)戶之間的差異這點出發(fā),我們說完善的土地交易權(quán)具有改進資源配置的效應(yīng)。第二種效應(yīng)是Besley所說的交易收益。土地交易權(quán)越不完善,土地邊際產(chǎn)出處于P-c(Mj)和P+c(Mj)之間,從而不想進行土地交易的人越多。在這種情況下,農(nóng)戶在現(xiàn)期內(nèi)進行的投資,以后一旦想在市場上實現(xiàn)其價值(比如當他有了較好的非農(nóng)就業(yè)機會而想租出一部分土地時),他能找到買主的機會將降低,從而使其對現(xiàn)期的投資的價值打上折扣。反言之,較完善的土地交易權(quán)使農(nóng)戶對其現(xiàn)期投資在未來實現(xiàn)其市場價值更具有信心,從而也增強他在現(xiàn)期增加投資的動力。
三、農(nóng)地制度影響土地產(chǎn)出的途徑:經(jīng)驗檢驗
前一節(jié)的理論分析為我們指出了農(nóng)地制度影響土地產(chǎn)出率的途徑。本節(jié)在此分析的基礎(chǔ)上提出一個計量模型,并利用我們所擁有的數(shù)據(jù)對理論結(jié)論進行檢驗。根據(jù)理論部分的分析,地權(quán)殘缺只影響勞動力投入和中、長期投資的強度。我們選1989年到1993年間綠肥的種植面積為我們將考察的中、長期投資。綠肥是南方稻米種植區(qū)在冬季廣泛種植的一種肥田草,其效力和其它農(nóng)家肥一樣,可以持續(xù)3～5年。因此,其價值在土地重分中有失去的危險。下面我們依次討論勞動投入強度和綠肥種植密度(即1989～1993年5年間平均每畝土地種植了綠肥的次數(shù))的估計方法。
(一)勞動力投入強度
在完全市場條件下,同村的所有農(nóng)戶將具有同樣的勞動投入強度。該均衡勞動投入強度取決于村里的勞動力和土地的相對價格,而后者又與該村的人地比密切相關(guān)。以l-j表示第j村的人地比,lij表示第j戶農(nóng)戶的勞動力投入強度。則lij和l-j的關(guān)系可以表示為lij=αl-j=lj,其中α是將村的人地比轉(zhuǎn)變?yōu)榇寰鈩趧油度霃姸鹊南禂?shù)。但是,當?shù)貦?quán)不完整時,該關(guān)系將不再成立。以下我們依次引進土地交易權(quán)和土地使用權(quán)的不完善,以確定他們對lij的影響。先看交易權(quán)。從理論部分我們得知,交易權(quán)的完善使得農(nóng)戶的勞動投入強度趨同,即趨于各村的均衡勞動投入強度。這使我們假設(shè)如下的關(guān)系式:(2)lij′-ljl-ij-l-j=γc+γm1Mj式中,lij′是農(nóng)戶i在只有交易權(quán)不完善的情況下的虛擬勞動投入強度,l-ij是它的人地比,γc和γm1是兩個待估計的系數(shù)。lij′-lj測量的是農(nóng)戶的虛擬勞動投入強度離村均衡的距離。為了排除農(nóng)戶資源秉賦的影響,我們用農(nóng)戶的人地比和村的人地比之間的距離l-ij-l-j去標準化上述距離。如果我們的理論推導是正確的話,則我們期望γm1為負數(shù),即較完善的交易權(quán)減小各個農(nóng)戶的勞動力投入強度與村均衡之間的(標準化)距離。
為使(2)式具有可操作性,我們進一步假設(shè)lij′-lj與l-ij-l-j具有相同的符號。由于殘缺的交易權(quán)使農(nóng)戶的勞動力投入強度更趨近于他們的資源秉賦,此假設(shè)是可以接受的。在此假設(shè)下,我們可以將(2)式改寫成:(3)lij′-lj=γc(l-ij-l-j)+γm1Mj(l-ij-l-j)上式很好地涵蓋了完善交易權(quán)所能起到的作用。如果γm1為負的話,則對于一個具有較高的人地比、處于出租勞動力(或租入土地)位置的農(nóng)戶,完善交易權(quán)使其勞動力投入強度降低到村均衡位置;反之,對于一個具有較低人地比、處于租入勞動力(或租出土地)位置的農(nóng)戶,完善交易權(quán)的作用恰恰相反。這正是理論部分指出的完整交易權(quán)所具有的資源配置效應(yīng)。再引入使用權(quán)的不完整。正如理論部分所指出的,我們只考察不完整使用權(quán)對一個平均農(nóng)戶的影響。則農(nóng)戶的實際勞動投入強度可以表示為:(4)lij=lij′+γu1Uj如果對使用權(quán)的限制對一個平均農(nóng)戶是有效的,即較寬松的使用權(quán)使他降低勞動投入強度,則我們期望γu1為負數(shù)。將(3)式與(4)式相加并加入農(nóng)戶特征變量組Zij以控制各農(nóng)戶所固有的異質(zhì)性,我們得到一個可以估計的等式:(5)lij=αl-j+γc(l-ij-l-j)+γm1Mj(l-ij-l-j)+γu1Uj+Zijγz1+εij其中εij是一個與其它自變量相獨立的隨機變量。Zij中可以包括一個常數(shù)項,則該常數(shù)項與αl-j之和為第j村的均衡勞動投入強度。
(二)綠肥種植密度
我們以kij代表農(nóng)戶的綠肥種植密度。根據(jù)理論部分的討論,農(nóng)地制度對kij具有四種效應(yīng):地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、交易收益效應(yīng)以及使用權(quán)效應(yīng)。根據(jù)前面對勞動力投入強度的討論,我們假設(shè)下面的關(guān)系式:(6)kij=γsSj+γm2Mj+γm3Mj(l-ij-l-j)+γu2Uj+Zijγz2+δij式中δij,如同εij一樣,為一純粹隨機發(fā)生的誤差項。式中幾個系數(shù)的解釋是,γs代表地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng),γm2代表交易收益效應(yīng),γm3代表資源配置效應(yīng),γu2代表使用權(quán)效應(yīng)。由于許多農(nóng)戶在5年間從未種植過綠肥,即他們的kij為零,OLS方法不能適用于(6)式的估計。一個更好的估計方法是托賓模型。在下面的估計中,我們將采用該模型。
(三)估計結(jié)果
利用前面估計產(chǎn)出時所用的449戶農(nóng)戶的資料,我們對(5)式和(6)式進行了估計。全部農(nóng)戶結(jié)果不近人意之處是資源配置效應(yīng)和使用權(quán)效應(yīng)均不顯著。為此,(6)式以省為單位重新估計了兩次。其結(jié)果分別列于表3的第二、第三列。從第二列浙江的結(jié)果可以看出,資源配置效應(yīng)仍然不顯著,而使用權(quán)效應(yīng)非常顯著,且具有我們所期望的負號。使用權(quán)在浙江具有顯著的效應(yīng),說明在那里對使用權(quán)的限制對一個代表農(nóng)戶是有效的。資源配置效應(yīng)不顯著的原因可能是浙江3縣的勞動力市場較為發(fā)達。這可以由農(nóng)戶人地比與村人地比之差的系數(shù)得到佐證:該系數(shù)不顯著,說明農(nóng)戶能夠通過勞動力市場達到均衡,從而使其勞動力在土地上的投入強度不受自家要素秉賦的影響。與浙江相對照,資源配置效應(yīng)在江西表現(xiàn)得非常顯著,且具有我們所期待的負號,但使用權(quán)效應(yīng)卻恰恰不顯著。
后一個結(jié)論說明對使用權(quán)的限制對江西的一個代表農(nóng)戶是不起作用的,因為他的勞動投入已經(jīng)超過了規(guī)定的最低投入量。前一結(jié)論說明江西的勞動力市場仍不發(fā)達,這一推測也可以由大部分農(nóng)戶特征變量所擁有的顯著系數(shù)所映證。與先驗期望一致,人地比較村平均多的或農(nóng)業(yè)經(jīng)驗較多的農(nóng)戶對土地的勞動投入強度較高;相反,較年長、教育水平較高或非農(nóng)經(jīng)驗較多的農(nóng)戶對土地的投入強度較低。和勞動力投入相比,對綠肥種植面積的估計更具有一致性。從表4可以看出,除使用權(quán)效應(yīng)外,其它效應(yīng),如地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng)、交易收益效應(yīng)以及資源配置效應(yīng)均得到證實。使用權(quán)效應(yīng)不顯著可能是因為對使用權(quán)的限制主要集中在勞動力投入方面。其它效應(yīng)的證實不僅補上了在非洲沒有被發(fā)現(xiàn)的東西,而且也為國內(nèi)對農(nóng)地制度與長期投資關(guān)系的研究增添了新的內(nèi)容。特別是,我們的研究結(jié)果與Feder等人對東北的研究有顯著的不同之處。他們沒有發(fā)現(xiàn)地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)戶投資之間有顯著關(guān)系(Feder,Lau,LinandLuo,1992)。究其原因,他們所考察的投資不是附著于土地的,而我們的研究直接考察附著于土地的投資,結(jié)論自然比他們的要可靠。
四、結(jié)束語
本研究系統(tǒng)地分析了地權(quán)殘缺對土地產(chǎn)出率的影響及其途徑。我們發(fā)現(xiàn),地權(quán)的改善具有多方面的效應(yīng),如地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng)、資源配置效應(yīng)以及交易權(quán)效應(yīng)。這些結(jié)果對中國農(nóng)村下一步的改革具有重要的參考價值。雖然我們沒有發(fā)現(xiàn)地權(quán)穩(wěn)定性對產(chǎn)出具有顯著的正面效應(yīng),但我們發(fā)現(xiàn)它對農(nóng)戶的長期投資具有顯著的推動作用。這一對比可能是因為我們的樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)長期投資的量較小,因而對產(chǎn)出的貢獻也小。但是,我們不能因此就忽視地權(quán)不穩(wěn)定所帶來的效率損失。由地權(quán)不穩(wěn)定所導致的長期投資的減少,其效果可能在短期內(nèi)并不明顯;但長此以往,土地質(zhì)量必然下降,從而影響中國農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。穩(wěn)定地權(quán)要求減少土地的調(diào)整次數(shù),或永不做調(diào)整。中央政府已同意將土地承包合同再延長30年;但是,該政策是否已被廣泛、認真地執(zhí)行仍是一個未知數(shù)。根據(jù)以往的研究(如Kung,1994),在現(xiàn)存的集體所有制下,農(nóng)民可能不愿意長期固定土地的分配格局。中國是一個小農(nóng)為主的國家,小農(nóng)的一個特征是對失去基本生活保障的恐懼。在這種情況下,土地的得與失在農(nóng)民那里不再是對稱的了。他們會寧愿放棄對現(xiàn)有土地的長期占有權(quán),以換取未來自己人口增加對增加土地擁有量的保證。
這一論點為一些學者(如Kung,1994;Dong,1996)和政策制定者所接受,并用來支持當前的土地集體所有制。但是,這一論點忽視了一個重要的因素,即土地的完全私人占有是被排除在農(nóng)民的選擇之外的。如果農(nóng)民被賦予了選擇土地完全私有的權(quán)利,①我們就很難斷定他們?nèi)匀粫x擇現(xiàn)有的土地制度安排。與穩(wěn)定地權(quán)相比,給予農(nóng)民完全的土地交易權(quán)是一件較少爭論的政策取向。與本文所研究的1993年相比,如今土地的有償轉(zhuǎn)讓、轉(zhuǎn)租已自由和普遍得多了。但是,在這些年間,隨著在各種借口下集體化回潮的出現(xiàn),以行政手段代替市場對土地進行重組的現(xiàn)象不斷發(fā)生。改變這種狀況的核心是使各級領(lǐng)導干部認識到市場在組織資源配置方面的優(yōu)勢。本文的研究正是這種努力的一部分。對土地使用權(quán)的限制,在發(fā)達地區(qū)如浙江沿海縣份起到了增加糧食產(chǎn)量的作用。
但是,這是以犧牲農(nóng)民其它方面的收入為代價的。增加糧食產(chǎn)量的受益者不是農(nóng)民自己,而是城市居民。且不論由農(nóng)民負擔為城市居民提供食物的成本是否公平,發(fā)達地區(qū)的農(nóng)民是否還能稱為農(nóng)民本身就是個問題。從經(jīng)濟意義上講,他們已不能再稱為農(nóng)民了,因為他們收入的絕大部分以及就業(yè)的絕大部分均來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。僅僅因為他們?nèi)跃幼≡谛姓^(qū)劃的農(nóng)村地區(qū)就認定他們是農(nóng)民是沒有說服力的,也是不公平的,更不用說逼迫他們?nèi)シN地了。要解決發(fā)達地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)問題,還有待各級政府為勞動力的跨區(qū)流動以及土地的自由流轉(zhuǎn)做一些扎扎實實的工作,而不是簡單地強迫本地居民種好田。
