农地股份合作制增收效应的实证研究

农地股份合作制增收效应的实证研究

一引言城乡收入差距扩大是一个不争的事实。农民拥有的生产要素主要是劳动力和土地，增加农民收入，不但需要增加劳动性收入，更应让农民凭借土地要素参与收入分配，以分享经济发展成果。农地股份合作制就是一种农民凭借土地要素参与收入分配的制度安排。这种制度安排率先在广东南海、顺德等地试点并且得以成功实施，随后推广至东莞、佛山乃至整个珠三角地区。该制度安排在实施初期，对于缓解工业用地紧张、推进城镇化进程与提升农民收入方面均发挥了非常积极的作用。因此，江苏、浙江、山东等沿海地区农村纷纷效仿，农地股份合作制改革一度比较红火。从一些地方的实践来看，农地股份合作制糅合了股份制和合作制的特征：土地股份化和以合作经济组织的方式进行经营。农地的承包权转化为农民的股权，农地的经营权则交由股份合作组织。在股权设置上，一般设有集体股、土地股、资产股三种股权。集体股的设立是为发展股份合作经济组织之用，一般占净资产的30%。在股红分配上，各股份合作经济组织的经营纯收入，在完成国家税收、上缴各种费用、归还到期债务、弥补上年度亏损后，按不同比例分红（王贵宸，2001）。伴随农地股份合作制在实践中的推广，理论界给予农地股份合作制深入的讨论和极大的关注，很多研究视角都具有非常重要的理论和现实意义。作为股份合作制的参与主体，农民能否从中分享到经济增长的利益以及分享利益的多少，直接关系到农民支持和拥护该制度安排的积极性。因此，探讨农地股份合作制的增收绩效问题尤其重要。为此，本文运用广东省佛山市南海区、顺德区、高明区、三水区1992～2009年的相关社会经济数据，采用“双重差分模型”的计量方法估计农地股份合作制对农民增收所产生的因果效应的大小，以检验这一制度创新对农民收入的真正影响。二理论假说与计量模型农民拥有的生产要素主要是劳动力和土地。依据中国现阶段收入分配应坚持的按劳分配和按生产要素分配相结合原则，增加农民收入，不仅要增加劳动性收入，还应该考虑让农民凭借土地要素参与收入分配的问题。如上文所述，不少学者对农地股份合作制的增收效果持肯定态度，认为农地股份合作制在理论上可以带来如下的政策效果：有助于增加农民利用土地使用权取得各项收入的机会，有利于调整农民的收入结构，有益于提高农民的人均纯收入。基于此，我们归纳出以下三点理论假说。理论假说1：农地股份合作制经由经营性收入渠道影响人均纯收入。伴随农村剩余劳动力的转移，适度扩大农民农地经营的面积，有助于农业新技术、新设备的采用及先进管理理念的运用，有助于降低农业生产经营的成本。而且，即使农业经营具有规模报酬不变的产业特征，适度扩张农民的农地经营面积，也有助于其农业收入的增加（钱忠好等，2006）。此外，在农业生产上不具有优势或不愿意从事农业生产的农民可以将农地使用权转让出去，在农村或者城镇从事自主经营活动。因为非农产业的比较收益相对较高，这部分农民的非农经营性收入也将大幅提升。理论假说2：农地股份合作制间接地经由工资性收入渠道影响人均纯收入。将农民的土地承包权变为可以永久享有的股份分红权，既保留了家庭承包制的合理内核，又将农民的土地收益延伸到土地非农化过程。成员权的保留使农民在选择到农外就业时没有了后顾之忧，从而也加剧了农民的非农化过程（蒋省三等，2003）。脱离农业生产的农民，或者进入农产品加工企业等从事第二、第三产业的活动而分享农业产业化的收益，或者“毫无牵挂”地进入城镇开展非农活动，其工资性收入均可能有所增加。理论假说3：农地股份合作制经由财产性收入渠道影响人均纯收入。蒋省三等人认为在这种制度安排下，与国家征地不同，集体在上交了与土地有关的各项税费以后，土地非农化的级差收益被保留在了集体内部，供集体和农户共享，即农地股份合作制的制度安排有助于农民分享土地非农化带来的土地增值收益（钱忠好等，2003）。具体而言，借助农地股份合作制的制度安排，农民在将土地经营权转移出去的同时，仍拥有资本化了的农地使用权，集体经济组织可通过出租土地及其地上建筑物获得较为稳定的租金收入。假如集体经济组织和农民之间存在合理的利益分配机制，农民可以真正分享土地增值收益，其财产性收入可相应大幅度增加。此外，农民工资性收入和经营性收入增加后，也能够像城镇居民那样投资房地产、股票债券等，从而衍生出更多的财产性收入。要考察农地股份合作制对农民收入的影响，直观上就是要比较农地股份合作制实施前后农民收入的差异。但是，从严格的实证角度看，如此简单的比较最多只能说明农地股份合作制与农民收入变动之间存在相关性，而无法说明农民收入变动一定是由农地股份合作制度创新所引起。因为与此制度创新同时发生的其他一些政策或经济变化（如农产品价格的波动）也可能引起农民收入的变化。此外，这种简单的比较也未能控制地区间的诸多差异，因此，我们很难对实施效果进行准确判断。“双重差分模型”是一种用来估计一项政府政策给政策作用对象带来的净影响的计量经济方法。它的基本思路是将一项政策的实施类比于自然实验中对试验对象施加的某种“处理”。该模型把样本划分为四组：实施前的对照组、实施后的对照组、实施前的处理组和实施后的处理组。其中，“处理组”是政策作用对象；“对照组”是非政策作用对象。假设处理组和对照组之间不存在系统差异，通过控制其他因素，可以计算处理组在政策实施前后某个指标（如农民人均收入，用y表示）的变化量（收入增长量），同时计算对照组在政策实施前后同一指标的变化量，然后计算上述两个变化量的差值（即所谓的“双重差分值”），就可以反映政策对处理组的净影响。如图1所示。采用“双重差分模型”可以有效控制其他共时性政策的影响和全面实施市（区）和非全面实施市（区）的事前差异，从而可以有效地分离出农地股份合作制对农民收入的净影响。图1政策对处理组的净影响即：DD=［E（y1/p=1）-E（y0/p=1）］-［E（y1/p=0）-E（y0/p=0）］，其中，p=1代表全面实施农地股份合作制的市（区），p=0代表未全面实施农地股份合作制的市（区），y1代表实施后的农民收入，y0代表实施前的农民收入。DD只是一个纯数量概念，需要对其统计上的显著性进行检验。双重差分模型的具体估计方法有2×2方格分析法、混合截面数据模型估计法（包括OLS法和一阶差分法）、非观测效应综列数据模型估计法（包括固定效应法、一阶差分法和随机效应法）。在模型中，如果对于不同的截面或不同的时间序列，其截距是不同的，则可以采用在模型中加虚拟变量的方法估计回归系数，此种模型被称为固定效应面板模型（fixedeffectsregressionmodel）。本文将采用非观测效应综列数据模型估计法中的固定效应法来估计。与简单的混合回归相比，固定效应回归可以消除一些不随时间变化的组间的固定差异影响。考虑到数据时间跨度比较长，残差之间可能存在某种相关性或差异性，因此我们进行的是稳健性方差下的固定效应回归。假定随机变量y与p之间存在的是线性关系，且满足古典线性回归模型的基本假定，则固定效应面板模型是：yit=α+β·Pit·Ti+γxit+Tt+Pi+uit（1）其中，i代表市（区），t代表时期，yit是市（区）i在t时期的人均纯收入增长率；Pi是虚拟变量，全面实施农地股份合作制的市（区）为1，否则为0；Tt也是虚拟变量，市（区）在农地股份合作制实施当年及之后被赋值为1，反之为0；xit是一组可观测的控制变量，包括人均GDP增长率、1992年GDP、人均耕地面积；uit是无法观测的、因市（区）和时间不同而不同的时变误差。利用固定效应面板模型以得到参数的一致性估计，此时计量模型（1）中β的估计量就称为双重差分估计量（difference-in-differencesestimator）。如果是显著的，而且是正的，则我们的理论假说成立；否则，理论假说不成立。使用双重差分模型的关键要求之一是选取恰当而合适的“对照组”，“对照组”与“处理组”除了在实验变量（在我们的例子中是股份合作制）以外必须尽可能相似，否则两个组别显示的差异有可能是其他未控制因素所导致的。对此，我们对变量进行了均值检验，以检验在控制了可观察变量之后两个组别是否存在显著的差异性。采用双重差分模型估计政策变化效应必须满足一个前提条件，那就是政策变化本身必须是外生的。早在20世纪80年代中期，农业部就曾选择广东南海等地进行农地股份合作制的改革试验（钱忠好等，2006）。由此可见，农地股份合作制是政府推动下的试点改革。因此，计量分析中的内生性问题基本可以被忽略。此外，在当前中国的户籍制度和土地产权制度之下，农民因为农地股份合作制的原因而迁徙的情况应该非常少，所以，我们也可以排除“准自然实验”本身可能引起的一些内生性反应。三经验分析和结果解释（一）数据说明1.数据描述在样本市（区）中，南海、高明、顺德、三水同属于广东省佛山市所辖区。股份合作制改革在样本期内分层次推进，南海市于1992年开始农地股份合作制改革试点，并于1995年3月遍及全市农村。随着南海率先推出土地股份制合作模式，顺德也从1994年初逐渐开创了顺德模式的土地股份合作制，并于1999年全面实施。其后，三水市也在1997年9月作出全面推行以土地为中心的农村股份合作制的决定，并已于2008年全面完成。而高明截至2008年尚未进行土地股份合作制改革。这样的数据结构使得我们可以把股份合作制改革视为一种“准自然实验”，并对其增收效果进行估计。南海市1992～2005年的相关社会经济数据来自1993～2006年的《南海年鉴》，之后数据来自相应年份的《国民经济和社会发展统计公报》；顺德1993年的数据由1995年《佛山年鉴》中提供的1994年数据计算而来，1994～2000年的数据来自1995～2001年的《佛山年鉴》，之后数据来自佛山市顺德区发展规划和统计局网站；三水1992～2005年的数据来源于1993～2006年的《佛山年鉴》，之后数据来自相应年份的《国民经济和社会发展统计公报》；高明市1992～1997年的相关社会经济数据来自1993～1998年的《佛山年鉴》，1998～2005年的数据来自1999～2006年的《高明年鉴》，之后数据来自相应年份的《国民经济和社会发展统计公报》。2.指标解释被解释变量农民人均纯收入增长率由1992～2009年的农民人均纯收入计算得到。用于反映农地股份合作制进程的变量有农地股份合作制改革，于该市（区）进行农地股份合作制的当年和此后取值1，否则为0；农地股份合作制改革当年，仅在农地股份合作制改革当年取值1，否则取值0；另外14个指标变量“农地股份合作制改革第i年”，分别当该市（区）处于改革第i年时为1，否则为0。值得说明的是，因为南海市农地股份合作制是1995年全面实施的，因此我们认为改革的效果应该在1996年及以后反映出来。影响各市（区）农民收入变动的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素是人均GDP变动率、1992年人均GDP、人均耕地面积变动率，其他因素虽然对农民收入也有影响，但有的不易取得数据，如财政补贴；有的与人均耕地面积可能高度相关，如粮食产量；还有的因素在运用面板数据时在地区间的差异并不大，如居民消费价格指数。因此这些其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随机误差项中，并通过R2检验结果来检验是否遗漏了重要的控制变量。因此，我们选取以下三个变量来控制其他因素的影响，它们是人均GDP增长率、1992年人均GDP、人均耕地面积变动率。3.均值检验双重差分估计方法的关键是选取的对照组与处理组除了在实验变量（在我们的例子中是股份合作制）以外必须真正可比，否则两个组别显示的差异有可能是其他未控制因素所导致的。为此，我们对全面实施市（区）和未全面实施市（区）进行了均值检验。我们认为，如果全面实施市（区）在全面实施股份合作制之前和对照市（区）的差别不大，那么这个对比更为可信，因为这表明随后的差异由股份合作这一制度创新进行解释是合理的，同时均值检验结果也减轻了选择性的谬误（selectionbias）以及为股份合作制的外生性提供了进一步的支持。均值检验的结果如表1所示。表1均值检验的结果从表1可以看出，除了高明的人均耕地面积变动率与均值（-5.11）稍有差异外，全面实施市（区）在全面实施股份合作制之前和对照市（区）的其他变量的均值均不存在显著的差异性。这说明我们选取的对照组符合该模型的要求，即除了农地股份合作制这一试验变量以外，对照组与处理组是真正可比的。全部样本关键变量的描述性统计如表2所示。表2全部样本关键变量的描述性统计4.数据平稳性检验为了避免“伪回归”，确保估计结果的有效性，我们对每个变量的数据序列的平稳性特征，采用相同根单位根LLC检验方法和不同根单位根Fish-ADF检验方法（如果在两种检验中均拒绝存在单位根的原假设，则我们说此序列是平稳的，反之则不平稳），分别就每个变量的时间序列数据的水平形式进行了检验。其中，检验过程中滞后期的确定采用SC最小准则（结果略）。检验结果表明，所有变量均为平稳序列，满足建立固定效应模型的要求。（二）经验分析1.基本回归结果表3列出了固定效应模型（1）的估计结果。计量结果表明，农地股份合作制在实施当年及之后的3年内的确对农民人均纯收入有显著的正面影响，或者说农地股份合作制在促进农民增收方面有显著作用。但是从全面实施农地股份合作制之后的第4年开始直至第9年，农地股份合作制的系数估计值虽依然为正数，但却逐年减小，说明此期间农地股份合作制对农民人均纯收入增长率仍有正向影响，但影响作用均不显著且影响力却越来越小；而从改革后的第10年开始直至第13年，系数估计值转而为负数（虽然统计上看并不显著），说明这4年间股份合作制对农民人均纯收入产生了负面影响；虽然第14年系数估计值又变为正数，但是在统计上仍不显著。因此，可以说农地股份合作制不具备持续的增收效应。2.结果解释由以上分析可知，长期来看，农地股份合作制的一个关键目标，即通过制度创新增加全面实施市（区）的农民人均纯收入并没有实现（即全面实施农地股份合作制并没有使得农民人均纯收入比未全面实施市（区）的农民人均纯收入取得更快增长）。除实施当年及以后的3年之外的其他年份里，农地股份合作制都没有显著增加农民人均纯收入，所以，农地股份合作制的增收效应在经济上的可持续性就可能存在问题。表3固定效应模型的估计结果为什么会出现上述实证结果呢？可能的原因如下。第一，依据统计数据所得出的增收效果可能失真。王贵宸（2001）在关于南海市平洲区农民股份合作制和股权流动的调查报告中指出，许多农业劳动力已转入非农产业，并且有了较稳定的收入，但为了维护自己的经济权益不愿把户口迁走。那么，逆向思考即可得出，现实中可能存在这样一种情况：在城市化进程中，一部分收入高、有能力的农民已转移至城镇，同时将户口迁出了农村。中国的城市化进程一直在按一定的比例推进，并且农地股份合作制确实促使了实施地区城市化以更快的速度扩张，农民剩余劳动力以更大的规模转移，从而加速了农民的非农化程度（蒋省三等，2003）。所以，将户口迁出农村的富裕农民客观存在。而被解释变量农民人均纯收入增长率中的农民概念是按户籍来进行统计的，这意味着统计中的农民概念是没有包括曾受惠于农地股份合作制、但收入累积到一定程度后将户口迁出农村的那部分人口。因此，通过计量模型得到的增收效果就很难反映该制度安排的实际增收效果。这或许可以部分地解释为什么该制度安排在实施前3年内可以明显促进农民增收，而之后年份里其增收效果却并不明显。第二，农民的实际分红所得并没有与经济合作社的总收入同比例上涨。我们不否认，一些远离城镇的村社，继续依赖租金收入维持股份分红不断增长的可能性越来越小。但我们同时也不能否认的是，绝大多数集体经济组织的总体收益并没有减少，而是稳步增长。农地股份合作制之所以能够成功推行，是因为土地集中使用后的经济价值要高于分户经营时的经济价值（钱忠好等，2006）。邢少文（2008）的调查显示，随着城镇化程度越来越高，土地在不断增值，南海北边村的土地出租价格从1994年的每亩2000元左右已升至2008年的每亩1.5万元。2007年南海区农民经济总收入比最早开始试点改革时的1992年增长了26.7倍，而农民人均纯收入却只增长4.17倍，股红分配额也仅增长9.91倍。这就是说，农地股份合作制推行一段时间之后，实际分到农民手中的股红并没有与集体经济合作社的总收入同比例上涨，农地股份合作制在促进农民增收方面发挥的作用越来越小。进一步讲，为什么农民的实际分红所得并没有与经济合作社的总收入同比例上涨？极有可能的原因是，集体经济组织与农民在分享收益的过程中出现了矛盾。理论上，集体经济组织与农民的收益具有一致性。因为农民是集体成员，其收益要通过集体经济组织得到实现，农地股份合作制下两者作为一个整体在与地方政府博弈中胜出。但是，现实中两者极易出现矛盾，原因在于农地股份合作制的两个内生性问题：政社合一与利益制衡机制缺乏。第一，股份合作组织与村委会是两块牌子，同一班人马，在这样“政社合一”的组织架构下，成员之一的农民与另一成员的乡村集体之间存在着行政上领导与被领导的关系，这使得乡村集体可以凭借优势地位谋求自身利益的最大化（焦必方等，2010），其现实表现则为公积金和公益金的提取数量与农民实际享受到的公共服务和基础设施建设不成比例，集体留用数量过于随意。第二，从表面上看，农地股份合作制引进了股份制的各方利益制衡机制，设立了股东代表大会、董事会和监事会，但是，董事、理事、监事一般仍然主要由村干部交叉兼任（朱守银等，2002）。当财务不公开、监督不到位成为常态，村干部挪用、贪污等行为也就在所难免，出现农民的实际分红所得并没有与经济合作社的总收入同比例上涨的现象也就不