土地承包權長期化背景下無地農民獲得土地的途徑

商春 榮， 葉 蘭

（華南農業大學經濟管理學院， 廣東 廣州 510642）

1 引言

在農村土地集體所有制下，土 地在成員之 間平均分配到農戶家庭，人口增加導致農村社區不斷調整土地，暫時無地的農民通過一段時間的等待可以在下一次土地調整中獲得土地。實施土地承包權長期化政策后，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，形成了無地農民。隨著土地長期化政策的延續，無地農民的數量在增加。孫耀武推算，2004年全國無地農民約有1.45億左右[1]。張潤清在河北的調查發現，無地農民占調查人口總數的10.02%[2]。龔為綱的研究表明，廣東、福建等華南地區無地人口達到43.6%[3]。王景新認為第二輪土地承包過于強調 “大穩定、小調整”，失去了化解人地矛盾的最佳機遇，目前全國至少有10%的農村人口因土地分配“起點”不公平及土地征用而淪為“無地農民”[4]。

一些學者對無地農民的存在充滿了擔憂。李光全、聶華林認為，就業無崗、務農無地的“無地農民工”是可能引發農村社會安定和發展危機的不穩定因素[5]。陳發桂認為，土地承包關系“長久不變”固化了村組內人均占地不均的現狀，在農村缺乏有效社會保障的情況下，可能進一步導致無地農民的生存困境[6]。曲永謙認為，無地農民出生后就沒有承包地，其生存困難及“死人占著活人的地”現象所導致的社會不公平影響農村社會的穩定[7]。那么，在土地承包關系長久不變的背景下，無地農民可以通過哪些途徑獲得土地？這一群體是否會在農村引發社會經濟問題？本文通過對廣東和湖南農村的調查，嘗試對此進行回答。

2 無地農民數量與特征

2011年1—4月，筆者對廣東、湖南兩省的9個村進行調查，發放農戶調查問卷378份，回收328份，回收率86.77%。調查的9個村中，除廣州市良田村外，其余8個村落實土地承包權長久不變的政策。表1顯示，最后調地時間距離現在越遠，名下無地的農民和有無地人口的農戶數量越多。

表1 調查村調地次數與無地人口數量Tab.1 Land readjustment frequency and the number of land-lost farmers in the example villages

在調查的328戶、總人口1793人的樣本中，無地人口為540人，無地人口占調查人口總數的30.12%，家中沒有無地人口的農戶為84戶，占調查總數的25.61%，其余244戶、占調查總數74.39%的農戶家中有無地人口。受訪農戶家中有2個無地人口的農戶最多，占調查戶數的28.05%。在有無地人口的農戶中，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，在家務農比例極低。

3 無地農民獲得土地的途徑

3.1 土地調整

土地調整是村集體主導的按照公平準則進行的土地分配，通過村集體的土地調整來獲得土地是無地農民的首要途徑。正因為無地農民的土地訴求首先通過土地調整得以實現，土地調整成為推行土地承包制以來農村土地制度安排的常態，人口變化被看作是許多村莊進行土地調整的主要原因[8-12]。這意味著新增無地人口具有土地調整的意愿，農戶進行土地調整的意愿隨無地人口數量增加而變得越發強烈，由此推動了村組土地的重新調整。那么，在落實土地長期化政策的村中，有無地人口的農戶是否具有土地調整的意愿？為此，本文在問卷中設計了“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，希望以大調整和小調整方式獲得承包地的農戶占32.88%（表2）。

土地調整是交易成本高昂的集體行動，那些具有土地調整意愿的農戶需要有充足的依據說服反對的農戶及土地調整的執行者——村委會，需要花費個人成本才能推動村中土地調整。考慮到個人成本，具有土地調整意愿的農戶進一步減少。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”，并且都發生在交納公糧時期（表1）。交納公糧是無地農民要求土地調整的依據，這一理由在公糧任務取消后不存在了，此后村中無人再有動議要求進行土地調整。為進一步說明有無地人口農戶土地調整意愿，本文將建立模型進行實證檢驗。將土地調整作為被解釋變量，自變量包含受訪農民個人特征、村特征和農戶家庭特征等。

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回歸模型進行分析，利用Stata10.0進行數據處理。由于無地人口占家庭人口的比例和距離上次調地時間存在共線性，兩個變量需要單獨進入模型進行分析。結果見表3，模型結果中的P值>chi2= 0.0000，表明該模型擬合較好。

模型1結果表明，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”這一基準類的發生比，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（大調整）”、“人口減少的家庭退出土地給人口增加的家庭（小調整）”、“繼承”發生比變化0.265倍、0.374倍、0.228倍，即降低了73.5%、62.6%、77.2%①該數值計算方法為：（對應的相對風險比-1）×100%[13]。例如，（0.265-1）×100%=73.5%。，表明男性不希望通過土地調整和繼承的方式獲得土地。外出打工勞動力多的農戶也不希望通過土地調整方式獲得土地，年長農民不希望通過繼承的方式獲得土地，而那些認為無地對生活有很大影響的農戶，土地調整的意愿比較強烈。無地人口占家庭人口的比例對土地調整有顯著影響，家中無地人口增加，農戶選擇“大調整”、“小調整”、“繼承”等方式的發生比分別降低了98.9%、84.5%、97.4%，表明農戶土地調整意愿并未因其家中無地人口增加而增強，反而下降。

表3 土地調整模型1（無地人口進入模型）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，距離上次調地時間對土地調整的影響也是顯著的。距離上次調地時間越遠，農戶選擇“大調整”、“小調整”方式的發生比分別降低了19.1%、29.3%，表明距離上次調地時間越遠，農戶進行土地調整意愿越低。這意味在落實30年不變政策的村中，有無地人口的農戶沒有土地調整的意愿，村組由此不再進行土地調整，保持土地關系長久不變。

3.2 土地流轉市場

通過土地流轉市場租入土地是無地農民獲得土地使用權的另一途徑。

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

家中有無地人口的農戶是否更傾向于土地租入？本文將農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戶土地租入意愿。結果如表6所示。從模型的結果看，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%。正負號分別代表增加與降低[14]。。認為無地對生活有影響的農戶，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。認為無地對生活有很大影響的農戶租入土地的意愿更強烈，這些農戶對土地的依賴性更強。無地人口占家庭人口的比例、距離上次調地時間等變量對農戶土地租入的影響不顯著。

由于不滿意30年不變政策的農戶可能與無地對家庭生活有影響的農戶重合，兩個變量間存在共線性，把后者從模型中剔出，進一步考察其余變量對農戶租入土地的影響。土地租入模型3、4（表7）顯示，對30年不變政策不滿意的農戶、外出打工勞動力占家庭人口比例、距離上次調地時間、家庭收入全部為非農收入等變量對土地租入有顯著影響。家庭收入全部為非農收入的農戶每增加一戶，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戶，租入土地的可能性分別上升129.3%、95.6%。外出打工人數占家庭人口比例高的農戶，租入土地的可能性降低了73.7%。距離上次調地時間每增加一年，農戶租入土地的可能性降低5.9%，表明土地不再調整以后農戶租入土地的意愿并不強烈。

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

了回歸分析，模型結果見表8。土地租出模型顯示，家庭非農收入、外出打工勞動力比例、距離上次調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收入的農戶，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，農戶土地租出的可能性提高372.6%，這些農戶轉出土地的意愿非常強烈。距離上次調地時間每增加一年，農戶租出土地的可能性降低7.7%，二者之間有微弱負影響。無地人口對農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現，家中外出打工人數較多、家庭收入全部為非農收入的農戶，土地租入意愿降低而租出意愿強烈。無地農民對農戶土地的租入與租出都沒有影響，表明無地農民的選擇不是租入土地而是外出打工，外出打工成為農民無地的替代手段。距離上次調地時間對農戶土地租入和租出有微弱負影響，表明土地不再調整后農戶并沒有更多參與土地租賃市場活動，土地租賃和土地調整之間替代性不強。

3.3 家庭內部繼承

在土地調整和土地租賃之外，家庭內部繼承也是無地農民獲得土地的一個重要途徑。

表3顯示，22.52%無地農民認為可通過“繼承父母”、“姐妹出嫁留下的土地”得到土地，繼承已經得到部分農戶認可。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”的農戶有效占比49.17%，說明近半數的農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” 的農戶占總數71.96%，表明家庭內部土地繼承關系已經成為一個普遍事實。無地農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，無地農民因此處于隱性狀態。

4 結論

本文研究發現，農民獲得土地的途徑分別為土地調整、通過土地流轉市場租入土地獲得土地使用權、家庭繼承。在實行了30年不變政策的村莊，無地農民數量在增加，其進行土地調整的意愿下降，無地農民不再依賴甚至預期通過土地調整獲得土地承包權，新增人口不再是土地調整的主要原因。無地農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民獲得土地承包權的現實途徑。

本文研究表明，在勞動力流動及30年不變政策約束下，無地農民獲得土地的途徑逐步從行政性分配轉向家庭繼承和市場化，但通過土地流轉市場獲得土地使用權還未成為無地農民的主要選擇。在實行了30年不變政策的村莊，外出打工的替代效應和家庭繼承緩解了無地農民對土地調整的依賴，無地農民數量增加并未引起村組土地的重新調整，從而保持了村組土地承包關系的長久不變。在勞動力流動受到限制，或因存在土地征用預期、土地增值收益提高而導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整。此外，本文研究表明土地調整和土地流轉之間的替代性不強，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系的觀點[14]。

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

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