对农地再分配制度的重新认识
时间：2021-09-27 14:30:33 来源：达达文档网 本文已影响 人 
一、农地再分配制度：调地
包产到户以来，中国的农地制度实际上是一种“共有私用”的产权制度。这种“共有私用”的产权结构在具体的运作过程中产生了一种典型的土地制度形态，即在农户之间根据家庭人口变化周期性调整土地的“再分配制度”。这种再分配制度的典型特征是：它不是一种市场交易制度，而是一种行政性的“配给”制度。由于这种再分配制度采用的是行政性调整方式，因而带有强制性特点。因此，这种调整行为往往不是交易双方的自愿行为。在过去的二十多年里，“调地”成了中国农村土地制度颇具特色的、又非常流行的一个重要特征。许多村庄都存在着定期或者不定期的各种形式的土地调整行为。
调地形式主要有两种：大调整和小调整。这两种典型的调地方式在农民眼里是有根本区别的。所谓大调整，简单地说就是“打乱重调”，即不管承包期是否到期，村委会根据社区内农户家庭人口变化或其它原由，由村委会将所有农户的承包地全部打乱重新分配。这样的调地过程，虽然不是所有的地块与原使用者的对应关系都发生变化，但是，所有的农户均将受到土地不稳定的影响。
所谓小调整，也是村委会对农户之间的人—地关系的一种行政性调整。恰恰与大调整相对，小调整是指个别农户之间的“多退少补”，即一定时期后，人均土地多的农户将无偿出让一部分承包地给人均土地少的农户使用。
已有的研究指出，这样的制度安排对农村的经济发展主要有两个不利的影响。首先，由于土地不断地进行调整，农户耕作的地块就会时有变动，理性的农民就不会或者减少对土地的长期投入，例如，减少一些农田基本建设和农家肥的投入。农民会倾向于进行短期的、掠夺式的耕作，例如，多施化肥。这些行为会降低土地的生产潜力，从而影响农村经济的增长（Wen，1995；Prosterman et al， 1996）。其次，由于土地是农民最为重要的生活依靠，农民会担心自己在下一轮土地调整中分不到地而不敢外出打工，从而影响农村非农经济的发展和农民收入的增加（Yao，2000）。显然，因土地调整而产生的这些不利影响造成了农民对土地使用权的预期不稳定。
针对这种情况，中国政府自上世纪80年代中期以后，就开始力图抑制土地调整，使农民对土地有稳定的使用权预期。1984年中共中央的1号文件规定“承包期限为15年”。1993年，面临不同地区承包期将陆续到期，中央政府又首次提出了“30年不变”的政策，1994年，农业部对此政策进行了具体的解释，并提出了实施的意见。随后，农民的土地承包期“30年不变”的规定于1998年写入了新修改的《土地管理法》，这使这一基本政策具有了法律的强制约束力。这里的“不变”有两重含义。第一重含义是指家庭承包责任制的制度不变，这种“共有私用”的产权结构不变；第二重含义则是指农户使用的具体地块也尽量保持不变，即土地调整不应频繁进行。第二重意思在90年代变得非常明确，中央文件多处强调要“大稳定、小调整”，并推介贵州省实行的“新增人口不再分配土地，死亡人口不再收回土地”的所谓“生不增、死不减”的完全取消土地调整的政策。这些政策可以说是对土地调整之负面影响的明确反应。
虽然中央政府的政策方向非常明确，但是，土地调整现象却没有消失，而是像以前一样，在地区间表现出极大的差异。许多调查材料表明，土地调整在许多地区不但没有消失，反而变得非常频繁，有许多地区的土地调整频率高达一年一次。从农业部1998年对全国6省824户的调查资料来看，曾经调整过土地的农户为751户，占样本总数的91％，最多的调过8次，全国平均调地次数为2.31次。由此可见调地行为之普遍和流行的程度。同时，各地之间的差异也非常之大，河北和陕西的平均调地次数都在3次左右，浙江的农户平均调地次数却很低，仅为上述省份的1/3，而湖南、安徽和四川3省的农户平均调地次数则分别为2.6次、2.5次和1．7次。
以上的分析形成了一个令人困惑的问题：既然无论从经济增长的意义上还是从中央政府的政策上来说，土地调整都不是一个最佳的选择，为何在各地实践中，土地调整却具有如此之强的生命力呢？换句话说，土地调整这种独特的制度形态，除了政策之外，还受那些因素的影响呢？
本文力图回答这个问题。在本文中，笔者将土地的大调整和小调整分开来讨论。很明显，这两种调整形式对使用权稳定（Tenure Security）的影响是非常不同的。如果将两种调整形式混为一谈，我们就很难看清楚不同因素对土地调整的影响程度。
二、农地再分配制度的决定因素分析
在现实经济生活中，除了中央政府的政策之外，地方政府的一系列发展经济的地方政策也会对土地调整产生直接的影响。例如，有些地区热衷于发展以种植经济作物为主的所谓“高效农业”，还有许多地方热衷于修路建厂，这些都会导致直接的土地调整，尤其是大调整。笔者将在分析中用地区哑变量来控制这些影响。
有关农户承包土地不断再分配这一特殊制度的成因，学界有多种解释，其中，最普遍而且公认的解释是有关“产权残缺”的分析。中国农村的土地所有权是集体的，与私有产权相比，没有严格的排他功能。不容置疑，这是问题的症结之一。而且，从管理上讲，按现行法律解释，行使所有权的主体是含糊的，村集体经济组织或村民委员会，村内部的集体经济组织或村民小组，还有乡（镇）一级的集体经济组织，均有经营管理集体所有土地的权利。这在一定程度上常常将“农民集体所有”这一概念中的“农民”两个字被忽略。但是，这一分析对于现实经济生活中的具体的土地制度问题来说，是无解的。从这种产权结构上分析，只要“集体”的组成成员有所变动，土地也就要相应地进行变动。所以，在一个村庄内，人口变动可能是决定土地调整的最主要的因素。
除此外，学界还有几种比较典型而突出的理论。例如，干部利益说。这种观点认为，决定土地调整的主要因素是地方干部的利益驱动。因为土地调整可为村集体和地方干部带来一些利益（Johnson， 1995；陈锡文，1993等）。交易费用说。这种观点认为，土地调整的频率和幅度主要取决于其内涵的交易费用，这些费用主要包括地块零碎造成的协调成本。地块越零碎，调整起来难度就越大。（Kung，2000）。市场替代说。这种观点认为，土地转让市场比较发达的地区，往往土地调整的发生频率低一些，反之亦然（Brandt et al，2002；张红宇，2002）。以上的分析都颇具洞察力，可惜的是，这些结论大都是由个案研究中得出，因而对土地调整的解释都有其局限性。具体而言，在一个地区起作用的因素到另一个地方可能就没作用了，或者即使在同一个地区，控制一些其它因素之后，这个因素的作用可能也会消失。另外一个问题是，到底哪些因素的作用是显著的呢？例如，人口变动推动土地调整，而高昂的交易费用能够抑制土地调整。这些因素同时起作用的结果将会如何？要回答这些问题，必须依靠在系统的抽样资料基础上的多元回归分析。
本文中多元回归分析所用到的抽样调查资料来自于1999年夏由农业部组织实施的一项“土地问题调查”。此次调查主要包括三个方面：①农村自包产到户以来的两轮土地承包的基本情况，特别是落实第二轮承包的最新动态；②农户对现有农地制度的看法与评价；③农民的收入与农户经济的基本情况。这是中国首次进行的比较系统和规范的农地问题抽样调查，这次调查为进一步研究中国农地制度的一些深层次问题提供了可能。这次抽样调查的样本取自6个省12个县，这6个省分别是河北、陕西、湖南、四川、安徽和浙江，省份的选取考虑了经济发展水平这个因素。本次调查采用县、乡、村、小组和农户随机分层抽样的方法，并对样本村、村民小组和农户进行问卷调查，最后收集的有效问卷为村问卷36份、农户问卷824份。
根据以往的研究，本文总结出了下列因素。在此将各因素一一罗列出来，并对它们的测度变量（Proxies）进行讨论，以形成本文的基本假设和多元分析计量模型。
1.人口变化。在现有的制度环境下，土地调整的原动力来自人口的变动。一般而言，人口相对变动率大，则调地的频率就会高；但就具体的调地制度而言，小调整对人口变动更敏感，而人口变动不一定影响大调整的发生频率。这是因为大调整的发生更多地取决于外生的政策变量。
由于本次调查的绝大部分变量均只有1998年的年度资料，因此，没有关于家庭人口变化的直接资料。所幸的是，问卷调查了农户在每次调地时的人口数，这为笔者测试一个农户自包产到户以来的十多年间家庭人口变动的幅度提供了基础资料。笔者的做法是以每次调地时的人口数作为一个数列，计算其“标准差”，并用它来衡量一定时间跨度内该家庭的人口变化幅度。
2.非农产业收入在总收入中的比例。一般来说，非农产业的发展会在一定程度上影响到土地调整（Kung and Liu，1997）。这主要表现在：有外出打工者的农户由于自家劳动力不足而难以耕种土地，而那些人多地少的农户又试图多种土地。这种因为非农就业的差异导致的人地关系失衡大多只发生在一个村子的部分农户中间。因此，这种不平衡应该主要表现在小调整而非大调整上面。
由于农户的非农收入统计十分困难，特别是其中还包括很大一部分外出打工的收入。因此，本模型将采用数据库中户主自己估计的非农收入比例，这能比较准确地反映农户家庭的经济结构。
3.亩均负担。在笔者过去的实地调查中，笔者发现农民负担的轻重和土地调整间存在着一定的相关关系（赵阳，2001）。一般来说，负担重的地区土地调整的频次会高一些，有时调整土地是为了均衡负担。因此，可以假定，农民负担重，会引致调地频率的增加。
4.地块数。测量交易费用说最好的变量就是农户的地块数。因为地块数越多，也就是土地细碎化程度越高，土地的质量差别也会越大，调地的协调成本就会越高。
该变量同样是一个反映资源禀赋的变量，但随着时间的推移是会发生变化的，因此，此处采用初次承包时的资料。
5.家庭中是否有村干部。干部利益说的检验相对比较困难，因为难以找到最佳的测量变量。笔者在此姑且假设干部倾向于调地，那么，有干部家庭的农户经历的调地频次就会高一些。另外，还考虑了一些控制变量，例如，家长年龄、家庭的辅助劳力比率（家庭依赖系数）、家庭的平均受教育程度、人均土地和省级的哑变量。
通过以上因素的分析，本文提出的基本假设如下：
假设1。在现有的制度环境下，土地调整的原动力来自于人口的变化。一般而言，人口相对变动率大，则调地的频数会增多；但就具体的调地制度而言，小调整对人口变动将更敏感，而人口变动并不一定影响大调整的发生频率，因为大调整的发生更多的取决于外生的政策变量。
假设2。一般而言，非农产业的发展将抑制土地调整的发生；但对具体的调地制度安排和调整幅度的影响则需要具体分析。
假设3。一般来说，农民负担越重，调地的压力会越大。从上述分析可以知道，农民负担的影响是在全村范围内实现的。因此，可以假设：农民负担将促使大调整的发生，但对小调整制度的影响则要考虑其它因素的综合作用。
假设4。如果交易费用说成立，一个地区农户的土地越细碎化（即地块数的越多）将直接影响到土地调整的频数和幅度。考虑到调地的具体机制，以及交易费用（主要是协调费用）与调地收益之间的复杂关系，一般而言，交易费用越大，小调整的发生频次越低；而对大调整的影响则不一定有确定关系。
假设5。有干部家庭的农户的调地频次高于没有干部的家庭。
三、模型与估计结果
考察土地再分配制度主要应集中于土地调整的两个方面：调整的频率和调整的幅度。土地调整的这两个方面构成了一个地区土地调整的最主要的特征，单看其中的一个方面并不能清楚一个地区的土地调整这一具体现象。例如，在华北一些地区，土地调整的频率极高，几乎每年一次，但是，这并不能说明所有农户的地块都因每年的土地调整而频繁变动。因为这些地区的调整大多都是小调整。相反，有些地区虽然调地频率低，但却都是大调整，农户的地块变动反而比较频繁。另外，有些地区是大调整和小调整相间，在几次小调整之后会出现一次大调整。
正如上一节讨论的大调整与小调整是完全不同的两种制度安排，为了弄清决定一个地区土地调整特点的主要因素，笔者分别构建了大调整和小调整的频率模型。在这两个模型中，土地调整的频率（大调整/小调整）用自包产到户以来土地调整的总次数来测量。同时，还要构建土地调整的幅度模型。调地幅度这个因变量比较复杂，由于农户问卷中没有直接测量调地幅度的问题，只能区分出大调整和小调整，而大小调整在一定程度上反映了调地的幅度大小，所以，笔者将小调整的累计次数除以总的调地次数（即小调整和大调整之和），得出一个小调整在调地次数中的比重，来近似地测量调地的幅度。
简明地讲，
MAG＝小调整次数/总调地次数×100％
这样，MAG作为一个相对调地幅度的指针是恰当的。这个变量值越大，则实际上表明小调整在总的调整次数中的比重越大，大调整的比重就小，实际上调地幅度就会越小。
表1列出了样本数据中大调整和小调整频次以及相对调地幅度（MAG值）的分省情况，从中可以看出省级之间样本特征的差异。
另外需要说明的是，在幅度模型中还特别又加入另一控制变量，即平均每次调地之间的时间间隔，实际上这是对调地频率的控制。
笔者设计的计量经济模型可以表述如下：
Yi＝α1+βiXi+γiX2+δiX3+λiX4+θiX5…+εi+……（1）
其中，Yi表示为因变量，即土地调整；X1表示为人口变化；X2表示为非农收入比例；X3表示为农民负担；X4表示为交易费用；X5表示为村干部；εi表示为随机状动项。
（i＝1，2，3）
其中：i＝1和i＝2表示两个调地频率模型；i=3则表示调地幅度模型。
使用Tobit模型的主要原因是由因变量的资料分布特征决定的。虽然绝大多数样本农户发生了土地调整，但很多农户并未同时发生大调整和小调整。这样，在使用大调整频次、小调整频次和小调整比例作为因变量时，有相当数量的值为零，所以不宜用OLS直线回归；而频次大小只是数量差异，并没有序列的含义，所以也不宜用Probit模型进行估计。因此，Tobit模型是更加恰当的。
笔者对所有放入模型的变量进行了统计描述，将结果总结在表2中。三个模型（两个频率模型和一个幅度模型）的计量估计结果见表3和表4。
非农就业机会这个变量在两个频率模型中都是显著的，但作用方向却恰好相反。笔者看到，非农产业的发展能够显著地减少大调整的频率，却增加了小调整的频率。这是为什么呢？
我们知道，大调整是将全村或全组所有的土地打乱重分，是一种典型的集体行动。以往的研究发现，大调整多为政策性的调整，例如，在上一轮土地承包到期和新一轮土地承包开始的时候，或者因为修路、发展特色农业需要用地的时候，都可能发生大调整行为。
但是，由非农就业机会引起的人地关系的变化有两个特点：一是这种变化发生在一部分农户之间，而非全体农户。也就是说，只有那些家里有人外出打工或者从商的农户才会产生劳动力少而土地多的情况。二是这种变化是渐渐出现的，而非突如其来的，可能去年有几户产生这种情况，今年又有另外几户产生这种情况。这两个特点使只有小调整，即部分的、个别的农户之间的土地调整，才适合解决这种由非农产业发展引起的人地关系的不平衡。可见，非农就业机会的增加和小调整的增加方向是一致的。另外，土地市场不发达，市场机制也不完善。因此，当非农就业机会增加后，土地使用权的流转需求增加了，而市场结构的缺陷使这种需求无法得到满足。因此，小调整恰恰是土地市场不足的一个补充。
至于为何大调整的频率会随非农产业的发展而降低，Kung和Liu这两位学者发现，在非农产业发达的地区，大调整发生的频率明显要比传统农区低。他们对这一现象的解释是：农民有了土地以外的非农收入来源之后，他们对土地调整的要求相对减轻。此外，大调整更多的是一种平均主义的利益诉求（Kung，1995）。而当一个地区的非农产业发达以后，农户家庭来自土地的收入占全部收入的比重会大大降低。农户间出现收入差距的主因来自非农产业（Kung and Lee， 2001）。笔者认为，大调整背后的动因主要是村庄以外的政策因素的影响，同时，大调整这一制度安排内含的交易费用极大，因此，非农就业机会的增加并不会增加大调整发生的频率。相反，非农就业机会的增加，还将导致机会成本的上升，土地再分配制度将变成一种“不上算”的制度安排。因此，非农产业的发展只会降低大调整发生的概率。
人口变化这个因素对小调整发生的频率有明显的正向作用，而对大调整没有影响。如笔者刚刚所说，大调整主要是由政策因素和其它非正常经济因素（比如农民负担与财税制度等）造成的，所以，与人口变化没有显著关系。但是小调整却是主要由人口变化导致人地关系失衡引起的。同理，人口变化也明显地提高了小调整次数在全部调地次数中的比重；同时，这也意味着人口变化在导致小调整频数增加的同时，相对而言，并不会同步加大调地的幅度。
亩均负担这个变量对土地调整的频率也有着非常显著的影响。通过两个频数模型可以看出：农民负担对大调整的发生率有显著的正的影响。也就是说，土地上的负担越重，则大调整的频率越高；而对小调整频率没有显著影响。
笔者实地调查的结果表明：由于土地的净收益很低，甚至为负收益，农民负担十分沉重。当地农民认为，种地就是背负担！有的农民不得不用外出打工的收入来贴补种地带来的税费负担。因此，农户往往只希望保留够吃口粮的田亩即可。在与基层干部的交谈中了解到，人地关系变化必然导致原来比较均衡的负担分配现在变得“不公平”了，因此，本来不轻的税费的收取工作就更加难做。所以，基层干部有调整土地的动力，目的是为了均衡负担。这样，大调整的概率大大增加。另一方面，由于农民均倾向于不要土地，或者说，主要是那些土地较少而人口相对较多的农户不想增加土地，而人地关系相对比较均衡的农民则愿意维持现状，因而，部分农民想通过“多退少补”（实际上是以“退”为主）的原则进行小调整的意愿无法实现。所以，越是负担重的地方，越会增加大调整的发生率。而小调整只在个别农户之间进行，因此，可以合乎逻辑地理解为农民负担并不是小调整的显著影响因素。本文的计量结果与笔者的实地观察是一致的。
调地幅度的模型中也显示农民负担这个变量对相对调地幅度没有显著的影响。
土地的细碎化程度（地块数）的影响：地块数越多，小调整的频次就越小，而对大调整的频次没有显著影响。这说明，土地细碎化程度越高，土地调整的难度大大增加，也即交易费用将明显加大，农民对小调整的制度偏好会减弱。如果土地相对整齐，调地就比较容易，小调整的频次就会变高。例如，山东的土地整齐划一，土地调整就比较频繁，而且主要形式也是小调整。笔者在山东的实地研究也显示了同样的结论。龚和周（1999）通过个案分析发现，当土地资源特征和技术进步等因素大大降低了土地调整的交易费用之后，并没有很强的理由妨碍农民频繁进行土地的小调整。有理由相信，本文的研究是对龚和周（1999）的一个很好的补充，而且由于本文采用了抽样资料和计量模型的检验，使结论更加可靠和令人信服。大调整主要是由政策等其它因素造成的。对于基层政府或村社组织来说，如果一旦决定要调整土地，地块问题在一定程度上将被忽略。如果大调整的受益农户较多，即便在同样的交易费用下，大调整仍然更可能发生，但并不是一个明确的关系（因此，模型中的系数是正的，但没有统计上的显著性）。从调地幅度模型来看，地块数变量使得小调整的比例明显降低。这在一定程度上反映了：土地细碎化程度越高，人们更倾向于不进行小调整。这就意味着调地的幅度可能会加大。土地的细碎化和调地幅度的正向关系恰恰说明了交易费用对土地调整的抑制作用。这个关系表明，地块数多、细碎化程度严重的地方，小调整的比例减小，而大调整的比重增高；相反，如果地块数少，细碎化程度不严重的地区，小调整的比重增高。我们知道，在交易费用高昂、小调整调不动的地方，才实行主要是由政策推动的大调整，所以，大调整的比重才会比较高。
另外，值得说明的是，村干部假设（假设5）没有得到验证。这可能是由于本文的测量变量不够理想所致。所以，有关干部利益说还有待今后进一步研究。
四、结论
第一，农村非农经济的发展对土地再分配制度有显著的影响。本文研究发现，非农经济的发展对大调整和小调整呈现相反的效应。一方面，非农产业的发展对大调整这种于农民地权稳定性损害极大的制度有明显抑制作用；另一方面，对小调整的发生频次却有正的影响。这一结论与以往的研究是一致的。同时，笔者还进一步发现了大调整与小调整事实上带有互补的性质。从一定意义上来说，非农经济的发展所造成的人地比例的失调诱致了小调整的发生，而交易费用极大的大调整却得到了抑制。这一发现有重要的理论价值，有助于澄清以往研究中对不同的土地调整制度未加区分，从而只是笼统地强调“调地”制度的负面影响的现象。事实上，小调整与大调整截然不同。小调整具有明显的“内生性”，不但对地方的经济发展非常敏感，而且也反过来调节着农民的行为。
第二，过去的研究认为，人口变化导致土地的不断调整和土地的细碎化，本文的研究显示，大调整与人口变化的关系不明确，而只有小调整非常明显地受到人口变化的影响。在这种情况下，土地调整的负面影响更多地是集中于地方政府推动的、损害农民使用权稳定预期的大调整制度。
第三，本文还首次对农民负担与土地调整的影响关系进行了实证检验。一个有意义的发现是：农民负担会加大土地大调整发生的频率。这一发现的重要政策意义在于，由于调地对农民投入积极性等方面的影响，我们要避免土地调整的负面作用。而要降低调地的可能性，有效途径之一就是要尽可能地减轻农民的负担。
包产到户以来，中国的农地制度实际上是一种“共有私用”的产权制度。这种“共有私用”的产权结构在具体的运作过程中产生了一种典型的土地制度形态，即在农户之间根据家庭人口变化周期性调整土地的“再分配制度”。这种再分配制度的典型特征是：它不是一种市场交易制度，而是一种行政性的“配给”制度。由于这种再分配制度采用的是行政性调整方式，因而带有强制性特点。因此，这种调整行为往往不是交易双方的自愿行为。在过去的二十多年里，“调地”成了中国农村土地制度颇具特色的、又非常流行的一个重要特征。许多村庄都存在着定期或者不定期的各种形式的土地调整行为。
调地形式主要有两种：大调整和小调整。这两种典型的调地方式在农民眼里是有根本区别的。所谓大调整，简单地说就是“打乱重调”，即不管承包期是否到期，村委会根据社区内农户家庭人口变化或其它原由，由村委会将所有农户的承包地全部打乱重新分配。这样的调地过程，虽然不是所有的地块与原使用者的对应关系都发生变化，但是，所有的农户均将受到土地不稳定的影响。
所谓小调整，也是村委会对农户之间的人—地关系的一种行政性调整。恰恰与大调整相对，小调整是指个别农户之间的“多退少补”，即一定时期后，人均土地多的农户将无偿出让一部分承包地给人均土地少的农户使用。
已有的研究指出，这样的制度安排对农村的经济发展主要有两个不利的影响。首先，由于土地不断地进行调整，农户耕作的地块就会时有变动，理性的农民就不会或者减少对土地的长期投入，例如，减少一些农田基本建设和农家肥的投入。农民会倾向于进行短期的、掠夺式的耕作，例如，多施化肥。这些行为会降低土地的生产潜力，从而影响农村经济的增长（Wen，1995；Prosterman et al， 1996）。其次，由于土地是农民最为重要的生活依靠，农民会担心自己在下一轮土地调整中分不到地而不敢外出打工，从而影响农村非农经济的发展和农民收入的增加（Yao，2000）。显然，因土地调整而产生的这些不利影响造成了农民对土地使用权的预期不稳定。
针对这种情况，中国政府自上世纪80年代中期以后，就开始力图抑制土地调整，使农民对土地有稳定的使用权预期。1984年中共中央的1号文件规定“承包期限为15年”。1993年，面临不同地区承包期将陆续到期，中央政府又首次提出了“30年不变”的政策，1994年，农业部对此政策进行了具体的解释，并提出了实施的意见。随后，农民的土地承包期“30年不变”的规定于1998年写入了新修改的《土地管理法》，这使这一基本政策具有了法律的强制约束力。这里的“不变”有两重含义。第一重含义是指家庭承包责任制的制度不变，这种“共有私用”的产权结构不变；第二重含义则是指农户使用的具体地块也尽量保持不变，即土地调整不应频繁进行。第二重意思在90年代变得非常明确，中央文件多处强调要“大稳定、小调整”，并推介贵州省实行的“新增人口不再分配土地，死亡人口不再收回土地”的所谓“生不增、死不减”的完全取消土地调整的政策。这些政策可以说是对土地调整之负面影响的明确反应。
虽然中央政府的政策方向非常明确，但是，土地调整现象却没有消失，而是像以前一样，在地区间表现出极大的差异。许多调查材料表明，土地调整在许多地区不但没有消失，反而变得非常频繁，有许多地区的土地调整频率高达一年一次。从农业部1998年对全国6省824户的调查资料来看，曾经调整过土地的农户为751户，占样本总数的91％，最多的调过8次，全国平均调地次数为2.31次。由此可见调地行为之普遍和流行的程度。同时，各地之间的差异也非常之大，河北和陕西的平均调地次数都在3次左右，浙江的农户平均调地次数却很低，仅为上述省份的1/3，而湖南、安徽和四川3省的农户平均调地次数则分别为2.6次、2.5次和1．7次。
以上的分析形成了一个令人困惑的问题：既然无论从经济增长的意义上还是从中央政府的政策上来说，土地调整都不是一个最佳的选择，为何在各地实践中，土地调整却具有如此之强的生命力呢？换句话说，土地调整这种独特的制度形态，除了政策之外，还受那些因素的影响呢？
本文力图回答这个问题。在本文中，笔者将土地的大调整和小调整分开来讨论。很明显，这两种调整形式对使用权稳定（Tenure Security）的影响是非常不同的。如果将两种调整形式混为一谈，我们就很难看清楚不同因素对土地调整的影响程度。
二、农地再分配制度的决定因素分析
在现实经济生活中，除了中央政府的政策之外，地方政府的一系列发展经济的地方政策也会对土地调整产生直接的影响。例如，有些地区热衷于发展以种植经济作物为主的所谓“高效农业”，还有许多地方热衷于修路建厂，这些都会导致直接的土地调整，尤其是大调整。笔者将在分析中用地区哑变量来控制这些影响。
有关农户承包土地不断再分配这一特殊制度的成因，学界有多种解释，其中，最普遍而且公认的解释是有关“产权残缺”的分析。中国农村的土地所有权是集体的，与私有产权相比，没有严格的排他功能。不容置疑，这是问题的症结之一。而且，从管理上讲，按现行法律解释，行使所有权的主体是含糊的，村集体经济组织或村民委员会，村内部的集体经济组织或村民小组，还有乡（镇）一级的集体经济组织，均有经营管理集体所有土地的权利。这在一定程度上常常将“农民集体所有”这一概念中的“农民”两个字被忽略。但是，这一分析对于现实经济生活中的具体的土地制度问题来说，是无解的。从这种产权结构上分析，只要“集体”的组成成员有所变动，土地也就要相应地进行变动。所以，在一个村庄内，人口变动可能是决定土地调整的最主要的因素。
除此外，学界还有几种比较典型而突出的理论。例如，干部利益说。这种观点认为，决定土地调整的主要因素是地方干部的利益驱动。因为土地调整可为村集体和地方干部带来一些利益（Johnson， 1995；陈锡文，1993等）。交易费用说。这种观点认为，土地调整的频率和幅度主要取决于其内涵的交易费用，这些费用主要包括地块零碎造成的协调成本。地块越零碎，调整起来难度就越大。（Kung，2000）。市场替代说。这种观点认为，土地转让市场比较发达的地区，往往土地调整的发生频率低一些，反之亦然（Brandt et al，2002；张红宇，2002）。以上的分析都颇具洞察力，可惜的是，这些结论大都是由个案研究中得出，因而对土地调整的解释都有其局限性。具体而言，在一个地区起作用的因素到另一个地方可能就没作用了，或者即使在同一个地区，控制一些其它因素之后，这个因素的作用可能也会消失。另外一个问题是，到底哪些因素的作用是显著的呢？例如，人口变动推动土地调整，而高昂的交易费用能够抑制土地调整。这些因素同时起作用的结果将会如何？要回答这些问题，必须依靠在系统的抽样资料基础上的多元回归分析。
本文中多元回归分析所用到的抽样调查资料来自于1999年夏由农业部组织实施的一项“土地问题调查”。此次调查主要包括三个方面：①农村自包产到户以来的两轮土地承包的基本情况，特别是落实第二轮承包的最新动态；②农户对现有农地制度的看法与评价；③农民的收入与农户经济的基本情况。这是中国首次进行的比较系统和规范的农地问题抽样调查，这次调查为进一步研究中国农地制度的一些深层次问题提供了可能。这次抽样调查的样本取自6个省12个县，这6个省分别是河北、陕西、湖南、四川、安徽和浙江，省份的选取考虑了经济发展水平这个因素。本次调查采用县、乡、村、小组和农户随机分层抽样的方法，并对样本村、村民小组和农户进行问卷调查，最后收集的有效问卷为村问卷36份、农户问卷824份。
根据以往的研究，本文总结出了下列因素。在此将各因素一一罗列出来，并对它们的测度变量（Proxies）进行讨论，以形成本文的基本假设和多元分析计量模型。
1.人口变化。在现有的制度环境下，土地调整的原动力来自人口的变动。一般而言，人口相对变动率大，则调地的频率就会高；但就具体的调地制度而言，小调整对人口变动更敏感，而人口变动不一定影响大调整的发生频率。这是因为大调整的发生更多地取决于外生的政策变量。
由于本次调查的绝大部分变量均只有1998年的年度资料，因此，没有关于家庭人口变化的直接资料。所幸的是，问卷调查了农户在每次调地时的人口数，这为笔者测试一个农户自包产到户以来的十多年间家庭人口变动的幅度提供了基础资料。笔者的做法是以每次调地时的人口数作为一个数列，计算其“标准差”，并用它来衡量一定时间跨度内该家庭的人口变化幅度。
2.非农产业收入在总收入中的比例。一般来说，非农产业的发展会在一定程度上影响到土地调整（Kung and Liu，1997）。这主要表现在：有外出打工者的农户由于自家劳动力不足而难以耕种土地，而那些人多地少的农户又试图多种土地。这种因为非农就业的差异导致的人地关系失衡大多只发生在一个村子的部分农户中间。因此，这种不平衡应该主要表现在小调整而非大调整上面。
由于农户的非农收入统计十分困难，特别是其中还包括很大一部分外出打工的收入。因此，本模型将采用数据库中户主自己估计的非农收入比例，这能比较准确地反映农户家庭的经济结构。
3.亩均负担。在笔者过去的实地调查中，笔者发现农民负担的轻重和土地调整间存在着一定的相关关系（赵阳，2001）。一般来说，负担重的地区土地调整的频次会高一些，有时调整土地是为了均衡负担。因此，可以假定，农民负担重，会引致调地频率的增加。
4.地块数。测量交易费用说最好的变量就是农户的地块数。因为地块数越多，也就是土地细碎化程度越高，土地的质量差别也会越大，调地的协调成本就会越高。
该变量同样是一个反映资源禀赋的变量，但随着时间的推移是会发生变化的，因此，此处采用初次承包时的资料。
5.家庭中是否有村干部。干部利益说的检验相对比较困难，因为难以找到最佳的测量变量。笔者在此姑且假设干部倾向于调地，那么，有干部家庭的农户经历的调地频次就会高一些。另外，还考虑了一些控制变量，例如，家长年龄、家庭的辅助劳力比率（家庭依赖系数）、家庭的平均受教育程度、人均土地和省级的哑变量。
通过以上因素的分析，本文提出的基本假设如下：
假设1。在现有的制度环境下，土地调整的原动力来自于人口的变化。一般而言，人口相对变动率大，则调地的频数会增多；但就具体的调地制度而言，小调整对人口变动将更敏感，而人口变动并不一定影响大调整的发生频率，因为大调整的发生更多的取决于外生的政策变量。
假设2。一般而言，非农产业的发展将抑制土地调整的发生；但对具体的调地制度安排和调整幅度的影响则需要具体分析。
假设3。一般来说，农民负担越重，调地的压力会越大。从上述分析可以知道，农民负担的影响是在全村范围内实现的。因此，可以假设：农民负担将促使大调整的发生，但对小调整制度的影响则要考虑其它因素的综合作用。
假设4。如果交易费用说成立，一个地区农户的土地越细碎化（即地块数的越多）将直接影响到土地调整的频数和幅度。考虑到调地的具体机制，以及交易费用（主要是协调费用）与调地收益之间的复杂关系，一般而言，交易费用越大，小调整的发生频次越低；而对大调整的影响则不一定有确定关系。
假设5。有干部家庭的农户的调地频次高于没有干部的家庭。
三、模型与估计结果
考察土地再分配制度主要应集中于土地调整的两个方面：调整的频率和调整的幅度。土地调整的这两个方面构成了一个地区土地调整的最主要的特征，单看其中的一个方面并不能清楚一个地区的土地调整这一具体现象。例如，在华北一些地区，土地调整的频率极高，几乎每年一次，但是，这并不能说明所有农户的地块都因每年的土地调整而频繁变动。因为这些地区的调整大多都是小调整。相反，有些地区虽然调地频率低，但却都是大调整，农户的地块变动反而比较频繁。另外，有些地区是大调整和小调整相间，在几次小调整之后会出现一次大调整。
正如上一节讨论的大调整与小调整是完全不同的两种制度安排，为了弄清决定一个地区土地调整特点的主要因素，笔者分别构建了大调整和小调整的频率模型。在这两个模型中，土地调整的频率（大调整/小调整）用自包产到户以来土地调整的总次数来测量。同时，还要构建土地调整的幅度模型。调地幅度这个因变量比较复杂，由于农户问卷中没有直接测量调地幅度的问题，只能区分出大调整和小调整，而大小调整在一定程度上反映了调地的幅度大小，所以，笔者将小调整的累计次数除以总的调地次数（即小调整和大调整之和），得出一个小调整在调地次数中的比重，来近似地测量调地的幅度。
简明地讲，
MAG＝小调整次数/总调地次数×100％
这样，MAG作为一个相对调地幅度的指针是恰当的。这个变量值越大，则实际上表明小调整在总的调整次数中的比重越大，大调整的比重就小，实际上调地幅度就会越小。
表1列出了样本数据中大调整和小调整频次以及相对调地幅度（MAG值）的分省情况，从中可以看出省级之间样本特征的差异。
另外需要说明的是，在幅度模型中还特别又加入另一控制变量，即平均每次调地之间的时间间隔，实际上这是对调地频率的控制。
笔者设计的计量经济模型可以表述如下：
Yi＝α1+βiXi+γiX2+δiX3+λiX4+θiX5…+εi+……（1）
其中，Yi表示为因变量，即土地调整；X1表示为人口变化；X2表示为非农收入比例；X3表示为农民负担；X4表示为交易费用；X5表示为村干部；εi表示为随机状动项。
（i＝1，2，3）
其中：i＝1和i＝2表示两个调地频率模型；i=3则表示调地幅度模型。
使用Tobit模型的主要原因是由因变量的资料分布特征决定的。虽然绝大多数样本农户发生了土地调整，但很多农户并未同时发生大调整和小调整。这样，在使用大调整频次、小调整频次和小调整比例作为因变量时，有相当数量的值为零，所以不宜用OLS直线回归；而频次大小只是数量差异，并没有序列的含义，所以也不宜用Probit模型进行估计。因此，Tobit模型是更加恰当的。
笔者对所有放入模型的变量进行了统计描述，将结果总结在表2中。三个模型（两个频率模型和一个幅度模型）的计量估计结果见表3和表4。
非农就业机会这个变量在两个频率模型中都是显著的，但作用方向却恰好相反。笔者看到，非农产业的发展能够显著地减少大调整的频率，却增加了小调整的频率。这是为什么呢？
我们知道，大调整是将全村或全组所有的土地打乱重分，是一种典型的集体行动。以往的研究发现，大调整多为政策性的调整，例如，在上一轮土地承包到期和新一轮土地承包开始的时候，或者因为修路、发展特色农业需要用地的时候，都可能发生大调整行为。
但是，由非农就业机会引起的人地关系的变化有两个特点：一是这种变化发生在一部分农户之间，而非全体农户。也就是说，只有那些家里有人外出打工或者从商的农户才会产生劳动力少而土地多的情况。二是这种变化是渐渐出现的，而非突如其来的，可能去年有几户产生这种情况，今年又有另外几户产生这种情况。这两个特点使只有小调整，即部分的、个别的农户之间的土地调整，才适合解决这种由非农产业发展引起的人地关系的不平衡。可见，非农就业机会的增加和小调整的增加方向是一致的。另外，土地市场不发达，市场机制也不完善。因此，当非农就业机会增加后，土地使用权的流转需求增加了，而市场结构的缺陷使这种需求无法得到满足。因此，小调整恰恰是土地市场不足的一个补充。
至于为何大调整的频率会随非农产业的发展而降低，Kung和Liu这两位学者发现，在非农产业发达的地区，大调整发生的频率明显要比传统农区低。他们对这一现象的解释是：农民有了土地以外的非农收入来源之后，他们对土地调整的要求相对减轻。此外，大调整更多的是一种平均主义的利益诉求（Kung，1995）。而当一个地区的非农产业发达以后，农户家庭来自土地的收入占全部收入的比重会大大降低。农户间出现收入差距的主因来自非农产业（Kung and Lee， 2001）。笔者认为，大调整背后的动因主要是村庄以外的政策因素的影响，同时，大调整这一制度安排内含的交易费用极大，因此，非农就业机会的增加并不会增加大调整发生的频率。相反，非农就业机会的增加，还将导致机会成本的上升，土地再分配制度将变成一种“不上算”的制度安排。因此，非农产业的发展只会降低大调整发生的概率。
人口变化这个因素对小调整发生的频率有明显的正向作用，而对大调整没有影响。如笔者刚刚所说，大调整主要是由政策因素和其它非正常经济因素（比如农民负担与财税制度等）造成的，所以，与人口变化没有显著关系。但是小调整却是主要由人口变化导致人地关系失衡引起的。同理，人口变化也明显地提高了小调整次数在全部调地次数中的比重；同时，这也意味着人口变化在导致小调整频数增加的同时，相对而言，并不会同步加大调地的幅度。
亩均负担这个变量对土地调整的频率也有着非常显著的影响。通过两个频数模型可以看出：农民负担对大调整的发生率有显著的正的影响。也就是说，土地上的负担越重，则大调整的频率越高；而对小调整频率没有显著影响。
笔者实地调查的结果表明：由于土地的净收益很低，甚至为负收益，农民负担十分沉重。当地农民认为，种地就是背负担！有的农民不得不用外出打工的收入来贴补种地带来的税费负担。因此，农户往往只希望保留够吃口粮的田亩即可。在与基层干部的交谈中了解到，人地关系变化必然导致原来比较均衡的负担分配现在变得“不公平”了，因此，本来不轻的税费的收取工作就更加难做。所以，基层干部有调整土地的动力，目的是为了均衡负担。这样，大调整的概率大大增加。另一方面，由于农民均倾向于不要土地，或者说，主要是那些土地较少而人口相对较多的农户不想增加土地，而人地关系相对比较均衡的农民则愿意维持现状，因而，部分农民想通过“多退少补”（实际上是以“退”为主）的原则进行小调整的意愿无法实现。所以，越是负担重的地方，越会增加大调整的发生率。而小调整只在个别农户之间进行，因此，可以合乎逻辑地理解为农民负担并不是小调整的显著影响因素。本文的计量结果与笔者的实地观察是一致的。
调地幅度的模型中也显示农民负担这个变量对相对调地幅度没有显著的影响。
土地的细碎化程度（地块数）的影响：地块数越多，小调整的频次就越小，而对大调整的频次没有显著影响。这说明，土地细碎化程度越高，土地调整的难度大大增加，也即交易费用将明显加大，农民对小调整的制度偏好会减弱。如果土地相对整齐，调地就比较容易，小调整的频次就会变高。例如，山东的土地整齐划一，土地调整就比较频繁，而且主要形式也是小调整。笔者在山东的实地研究也显示了同样的结论。龚和周（1999）通过个案分析发现，当土地资源特征和技术进步等因素大大降低了土地调整的交易费用之后，并没有很强的理由妨碍农民频繁进行土地的小调整。有理由相信，本文的研究是对龚和周（1999）的一个很好的补充，而且由于本文采用了抽样资料和计量模型的检验，使结论更加可靠和令人信服。大调整主要是由政策等其它因素造成的。对于基层政府或村社组织来说，如果一旦决定要调整土地，地块问题在一定程度上将被忽略。如果大调整的受益农户较多，即便在同样的交易费用下，大调整仍然更可能发生，但并不是一个明确的关系（因此，模型中的系数是正的，但没有统计上的显著性）。从调地幅度模型来看，地块数变量使得小调整的比例明显降低。这在一定程度上反映了：土地细碎化程度越高，人们更倾向于不进行小调整。这就意味着调地的幅度可能会加大。土地的细碎化和调地幅度的正向关系恰恰说明了交易费用对土地调整的抑制作用。这个关系表明，地块数多、细碎化程度严重的地方，小调整的比例减小，而大调整的比重增高；相反，如果地块数少，细碎化程度不严重的地区，小调整的比重增高。我们知道，在交易费用高昂、小调整调不动的地方，才实行主要是由政策推动的大调整，所以，大调整的比重才会比较高。
另外，值得说明的是，村干部假设（假设5）没有得到验证。这可能是由于本文的测量变量不够理想所致。所以，有关干部利益说还有待今后进一步研究。
四、结论
第一，农村非农经济的发展对土地再分配制度有显著的影响。本文研究发现，非农经济的发展对大调整和小调整呈现相反的效应。一方面，非农产业的发展对大调整这种于农民地权稳定性损害极大的制度有明显抑制作用；另一方面，对小调整的发生频次却有正的影响。这一结论与以往的研究是一致的。同时，笔者还进一步发现了大调整与小调整事实上带有互补的性质。从一定意义上来说，非农经济的发展所造成的人地比例的失调诱致了小调整的发生，而交易费用极大的大调整却得到了抑制。这一发现有重要的理论价值，有助于澄清以往研究中对不同的土地调整制度未加区分，从而只是笼统地强调“调地”制度的负面影响的现象。事实上，小调整与大调整截然不同。小调整具有明显的“内生性”，不但对地方的经济发展非常敏感，而且也反过来调节着农民的行为。
第二，过去的研究认为，人口变化导致土地的不断调整和土地的细碎化，本文的研究显示，大调整与人口变化的关系不明确，而只有小调整非常明显地受到人口变化的影响。在这种情况下，土地调整的负面影响更多地是集中于地方政府推动的、损害农民使用权稳定预期的大调整制度。
第三，本文还首次对农民负担与土地调整的影响关系进行了实证检验。一个有意义的发现是：农民负担会加大土地大调整发生的频率。这一发现的重要政策意义在于，由于调地对农民投入积极性等方面的影响，我们要避免土地调整的负面作用。而要降低调地的可能性，有效途径之一就是要尽可能地减轻农民的负担。
