非农就业结构与土地租赁市场的发育，本文主要内容关键词为：非农论文,租赁市场论文,土地论文,结构论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、导言
对中国农村的一个基本观察是，尽管国家鼓励土地的自由租赁和转让，但大部分地区的土地租赁市场仍然不是很活跃。比如，加拿大多伦多大学教授白罗文等人和农科院最近合作的一项对8个省的调查表明， 参与流转的土地只占全部土地的3%～4%，浙江的这一比例高一些，但也只有7%～8%（Brandt.et al.，1998）。 国务院发展研究中心农村部和美国威斯康星大学在1988年和1993年两次对4省、8县的调查显示，土地租赁市场的活跃状况与白罗文等人对浙江的观察相近。 比如， 在1993年，参与土地交易的农户（租入和租出的农户合计）占总农户数的15%。
但是，土地租赁市场的发育程度地区差异非常大。表1 对比了后一个调查中浙江省三个县（绍兴、鄞县和东清）1988年和1993年土地租赁市场的发育程度（表1最后一行）。可以看到， 乐清县农户的土地市场参与率远远高于其它两个县。浙江这三县的经济发展水平相当，为什么土地租赁市场的发育程度大不相同呢？表1 还列举了这三个县的其它情况。可以看到，户均土地在三个县之间的差别不大，虽然乐清县较少一些；非农就业比例以绍兴最高， 但彼此之间的差距并不大， 尤其是在1993年，差距更小。因此，户均土地和非农就业的多寡不能解释土地租赁市场发育程度在三个县的差异。但是，我们注意到，乐清县拥有比其它两个县多得多的私营企业；从其它两个县的情况来看，土地市场参与率随私营企业比例的增加而增加，并与外来劳动力占全部非农就业人口的比例成正比。这就给我们一个启示，即土地租赁市场发育的程度和非农就业的结构有关。本文的目的就在于从理论和实证两个层次上探讨非农就业结构和土地租赁市场发育之间的关系，以期为目前学术界和政策制定方面的讨论提供必要的依据。
本文的理论逻辑是这样的。首先，农民可以把时间分配在农业和工业上，但是，在工业领域里由于存在就业配给，因而农民只得把更多的劳动投入到农业里，以期提高土地的边际产量，这样，土地租金的均衡价格就上升了。其中，不同农民土地边际产量的提高又是不同的，工业就业配给的影子价格对于拥有较高农业生产力的农民较高，所以，在土地边际产量提高的幅度上，农业生产力较高的农户低于农业生产力较低的农户。因此，和竞争的劳动力市场下的土地租赁市场相比，土地边际产量的分布更加集中。而一个农户参与土地市场的意愿取决于它在土地边际产量的分布上的位置。一般地，处于分布两端的农户参与土地交易的意愿更高，而处于分布中部的农户的意愿则较低。由于交易费用的存在，处于分布中部的农户可能变得完全不愿参与土地交易。所以，由于工业就业配给所形成的土地边际产量分布的集中，可以降低参加土地交易的农户的数量。
表1 绍兴、鄞县和乐清三个县的特征
县份 绍兴
鄞县
乐清
年份 19881993 1988 1993
19881993
土地/户(亩)2.762.39 2.79 2.47
2.151.89
非农业劳动比例(%) 54.161.2 73.4 73.7
54.165.5
外来劳动力比例(%) 21.946.4
7.2 13.6
9.8726.8
私营企业比例(%) 0.0 8.0
6.0 35.0
89.0
100.0
土地市场参与率(%)
1.0 8.0
5.0 31.0
72.064.0
从Skoufias（1995）与Carter et al.（1995 ）提出的交易费用模型出发，笔者建立了一个土地租赁的模型。该模型的特点包括，非农就业市场不完善（即存在就业配给）、土地租赁市场存在交易费用以及农户具有不同的生产力水平。笔者的计量经济学模型利用上述浙江三个县1988和1993两年的时间—横断面数据来检验理论模型所提出的假说。检验结果证实本模型的主要假说，即较自由的劳动力市场促成更多的土地租赁。
二、理论模型的推理过程与假说
笔者不在这里展示完整的理论模型，而只将模型的主要推理过程和结论写下来。在模型中，笔者假设农户的目标函数是他的效用最大化。一个农户可以从两种就业中获得收入，一是农业，一是工业。与一般的观察相一致，笔者假设工业工资高于农业劳动边际生产率。但是，工业就业机会有限，农户不能随心所欲地决定在工业中的工作时间。这样一来，就产生了一个劳动力市场如何达到均衡的问题。我们知道，在完全竞争条件下，价格调整是达到均衡的唯一手段。按照这一理论推理，在上述假设下，工业工资会自动降低到和农业劳动边际生产率相等的水平。但是，在实际生活中，我们却观察到，工业工资并不下降，均衡是由数量配给的方法来达到的。在理论上，对于企业运用数量配给而非价格配给来平衡劳动力市场的现象，
已经有了几个成熟的解释（比如，
Akerlof and Yellen，1986的效率工资理论，Shapiro and Stiglitz，1984的监督模型）。Yao（forthcoming）把中国农村的数量配给与当地乡镇企业的产权结构相联系，利用1993年的数据，发现鄞县的工业就业具有时间配给的特点，即农户在工业领域中的就业时间是受到限制的。笔者在这里接受这个结论，同时，假设农户不雇佣他人进行农业生产。
由于农户不能随心所欲地决定自己在工业中的工作时间，工业工资就不再是农业劳动投入的机会成本了。左右一个农户农业劳动投入的是劳动力的影子价格。这里的影子价格是这样的一个工业工资，它能诱使农民在无就业限制下的农业投入刚好达到有就业限制时的投入。从数量上来说，影子工资等于工业实际工资减去工业就业限制的货币化度量。虽然工业实际工资对每个农户都是一样的，但由于不同的农户对工业就业限制的评价不同，它们的影子工资也不同。显然，对于一个在工业中受到就业限制的农户，它的影子工资小于工业实际工资。同时，影子工资的大小与一个农户受工业就业限制的程度有关：它受限制的程度越低（即工业就业的货币度量越小），则其影子价格越大。
在没有土地市场的情况下，由于工业就业限制所导致的较低的机会成本诱使农户增加对农业的劳动投入。由于劳动力与土地总是互补的，土地的边际产出提高。但是，对于具有不同农业生产力水平的农户，土地边际产出提高的程度不同。即使是不存在工业就业配给，生产力水平较高的农户本来就愿意在农业中投入较多的劳力，因此，其受工业就业约束的程度较低，从而使其农业劳动投入的影子价格较高。在这种情况下，工业就业限制对他们增加农业投入的影响就不如对农业生产力水平较低农户的影响。
由于上述情况的出现，当土地租赁市场被引入时，相对于无工业就业约束的情况，有工业就业约束时的土地租金增加了，因为每个农户的土地边际产出都增加了。同时，土地租赁并不是无额外成本的，即要付一定的交易费用。交易费用的存在，使得一部分农户不愿意参加土地的交易，因为交易的净所得小于交易费用。这部分农户即是那些土地边际产出在村子里适中的农户，而那些土地边际产出较高或较低的农户则分别租入或租出土地。（土地边际产出较高的农户从新的一单位土地中得到的生产收益较大，足以抵消地租和交易成本；而土地边际产出较低的农户从新的一单位土地中得到的地租收入大于它失去的一单位土地的边际产出与交易成本之和。）前面证明，当工业就业限制增加时，农业生产力水平较高农户的土地边际产出增加得不如农业生产力水平较低农户的那样多。在这种情况下，一个村子的土地边际产出的分布就会集中起来。换言之，土地边际产出适中的农户的数量将增加，从而参加土地租赁交易的农户数将下降。这正是本文所要验证的假说，即劳动力市场越开放，土地租赁的频率越高。
三、实证检验
在这一部分里，将运用前面所提到的浙江省绍兴、鄞县和乐清三个县1988年和1993年的时间——横断面数据，对理论部分的假说实证检验。
（一）计量模型和数据
本项研究采用一个逻辑模型（logit ）来描叙一个农户对土地市场的参与
y[,it]＝X[,it]γ[,1]+X[,jt]γ[,2]+u[,j]+u[,i]+u[,it]
（1）
其中，y[,it]是一个潜变量，表示第i个农民在t时期是否参与土地租赁市场，y[,it]〉0代表参与，y[,it]〈0代表不参与。X[,it]是一组家庭变量，表示第i个农户的生产力水平以及它的初始土地资源。X[,jt] 是一组村变量，表示第i个家庭所在的第j个村土地交易的自由程度以及劳动力市场的竞争性；γ[,1]和γ[,2]是待估计的两组参数。最后，u[,i]和u[,j]分别是未被研究者观测到的家庭和村的特定影响，u[,it]是一个随机扰动项，它的平均值为0，且独立于自变量。如果把模型中的u[,i]和u[,j]视为固定效应（fixed effect），运用一般的逻辑模型用短期时间—横断面资料来估计（1）式得不到对系数的一致性估计（Hsiao，1985）。为解决这个问题，Chamberlain（1980 ）提出一个条件逻辑模型（conditional logit）来估计此类模型。根据这个模型，只有y[,i1]+y[,i2]＝1的农户才对估计有意义。换言之， 只有那些在两个时期对土地市场参与不同的农户才对分析有意义。定义W[,i]如下，当（y[,i1]，y[,i2]）＝（0，1）时，W[,i]＝1；当（y[,i1]·y[,i2]）＝（1，0）时，W[,i]＝0。这样，在y[,i1]+y[,i2]＝1的条件下，上述模型的对数似然函数变为：
其中I[,1]＝｛i│y[,i1]+y[,i2]＝1｝，Z[,ijt]＝（X[,it]，X[,jt]），γ＝（γ[,1]，γ[,2]）， F（[Z[,ij2]－Z[,ij1]]γ）是逻辑分布的分布函数。
数据来自国务院发展研究中心于1988年和1993年对浙江省的绍兴、鄞县和乐清三县进行的两次户与村的调查。浙江是一个相对发达的省份，其农村经济特点是地方工业与小规模农业相混合。按照上一节的理论，土地市场行为与劳动力市场的开放程度相联系。我们以表1 所列举的两个指标，即外来劳力的比例和私人企业的比例，来描述农村劳动力市场的情况。第一个指标直接衡量当地劳动力市场的开放程度。企业雇人时总是首先从当地劳动力中进行选择， 而后才招外来劳动力（王晓毅， 1996）。在一个村里，有外来劳动力工作就表明本地供给的劳动力已经用完，外来劳动力越多，则劳动力市场的竞争性越大。第二个指标反映不同的激励机制结构。一般来讲，私营企业不会象村办企业那样考虑社区的充分就业问题，也很少采用就业限制的办法来达到就业均衡。因此，更多的私人企业创造更自由的劳动力市场。
在（1）式中，我们所使用的家庭变量是家庭平均年龄、 平均正规教育程度、人均土地这三者与它们各自对应的村平均数之间差异的绝对值，并分别用DAGE，DEDU和DLAND表示它们。 用农户与村平均数的差异值而非农户数值，是因为决定单个农户是否参与土地市场的是该家庭在村里的相对位置。前两个变量决定农户生产水稻的相对效率，因为户均正规教育程度意味着农户的人力资本潜能的大小，户均年龄意味着农户在农业中积累的经验的多少。人均土地决定了一个农户在初始土地分布中的相对位置。总之，这三个变量决定一个农户在土地边际产出分布中的相对位置。由于分布于两端的农户更有可能参与土地市场，我们期望这三个变量对农户参与土地市场的可能性有正的影响。
我们用一种确切的方法把土地的交易费用参数化。虽然还存在其它费用， 我们在这里仅仅考虑与当地政府干预土地市场相关的费用。 Carter，Liu和Yao（1998）以村干部对三个问题的回答为基础，运用主因子分析方法得到一个指标用以衡量土地交易的自由程度。这三个问题是关于一个村子对土地使用权转让、土地租赁和土地代耕的限制的。我们采用他们的指标来衡量一个村对土地市场的干预程度，并以MKT-FREEDOM来表示这个指标。随着土地交易自由程度的增加， 农民参与土地市场的可能性加大。除了土地交易的自由度外，以前年度的土地调整的次数（NUM-ADJ）同样会改变农民参与土地市场的可能性。 这些调整几乎总是因为村里部分或大部分家庭的人口状况发生变化而进行的。它可能是对土地交易的替代。换句话说，过去过多的土地调整可能会削弱农民目前参与土地市场的可能性。
两个劳动力市场的指标，即外来劳动力的百分比和私人企业的百分比以OUTS-LABOR和PRIV-FIRMS表示。另外，考虑到较自由的劳动力市场对于位于土地边际产出分布两端的农户的影响比对位于分布中间的农户要小这种可能性，我们引入四个相互作用的变量，它们是劳动力市场的两个指标与DAGE，DEDU的乘积，分别称为OUTS－DAGE，OUTS－DEDU，PRIV－DAGE和PRIV－DEDU。这种可能性之所以存在，是因为位于分布两端的农户即使在劳动力市场受限制的时候也有可能会参与土地市场。最后，引入年虚拟变量YEAR（1993年＝1）来衡量1993年和1988 年的不同。
村变量的一个问题在于它们可能是内生的，而不是外生的。例如，Carter，Liu and Yao（1998）指出，村一级的制度安排是由国家、 村干部以及农户之间的相互作用而内生确定的。因此，我们在回归中所用的两个制度变量，土地交易自由度及土地调整的次数，都将与村的特定效应u[,j]相关。另外， 描述地方劳动力市场的两个变量也可能是内生的，并与u[,j]相关。因此， 一个普通的逻辑模型不能产生一致性估计。但是，条件逻辑模型通过对村特定效应的控制可以处理这种内生性。因此，条件逻辑模型的结果比普通逻辑模型的结果更可靠。
（二）检验结果
表2显示（1）式的两组估计结果。表中第1 列数据是普通模型估计的结果。此模型的样本由214个农户两年的数据构成。在这428个样本中，有128个农户（约占30%）参与了土地租赁活动。第2列数据是条件逻辑模型的估计结果。因为该模型中只有那些在两个时期中对土地市场参与有改变的农户，样本数减少到49人，其中30个在1988年参与了土地租赁活动，但在1993年没有参与土地租赁活动，另外19个则相反。
表2两个逻辑模型的估计结果
变量
模型(1)(428个样本)
常数-3.24[**](0.71)
YEAR-0.38(0.36)
DAGE0.15[**](0.07)
DEDU-0.75(0.53)
DLAND
0.04(0.07)
MKT-FREDOM -0.17(0.16)
NUM-ADJ 0.47[**](0.20)
OUTS-LABOR 0.03[**](0.008)
OUTS-DAGE
-1.83×10[-3](1.22×10[-3])
OUTS-DEDU
-2.80×10[-3](6.70×10[-3])
PRIV-FIRMS 0.033[**](0.007)
PRIV-DAGE
-7.29×10[-4](9.29×10[-4])
PRIV-DEDU
1.28×10[-2**](5.90×10[-3])
正确预测的比例 85.0%
变量
模型(2)(49个样本)
YEAR-1.93[*](1.06)
DAGE0.25[*](0.14)
DEDU0.48(0.98)
DLAND -0.45(0.40)
MKT-FREDOM 0.18(0.35)
NUM-ADJ 1.41(1.01)
OUTS-LABOR 0.11[*](0.065)
OUTS-DAGE
-9.65×10[-3](6.63×10[-3])
OUTS-DEDU
5.64×10[-2](5.16×10[-2])
PRIV-FIRMS 0.055[*](0.031)
PRIV-DAGE
-6.34×10[-4](2.07×10[-3])
PRIV-DEDU
1.69×10[-2](1.23×10[-2])
正确预测的比例 36.0%
注：括号中为标准差。*显著水平为10%；**显著水平为5%。
在普通逻辑模型中，DAGE和DLAND 的系数的符号与我们的预期相符，而DEDU则相反。此外，DAGE的系数非常显著。两个劳动力市场指标，OUTS-LABOR和PRIV-FIRMS的系数都是显著为正，与预期相符。 与OUTS-LABOR相关的两个相互作用的变量，尽管不显著，但也与预期的负号相符；也就是说，较自由的劳动力市场（由较多的外来劳动力表示）对位于土地边际产出分布两端的农户的作用较弱。 与之相对，
与PRIV-FIRMS相关的两个相互作用变量，只有一个出现了预期的负号（但不显著），另一个显著为正数。对于揭示普通逻辑模型不足之处最有说服力的结果也许是，对两个农村制度变量的估计都与我们的预期相反：土地交易的自由度具有较弱的负效应，而土地调整的次数却具有显著的正效应。
这种情况在条件逻辑模型中得到改变。现在，MKT-FREDOM的符号变为正号，NUMADJ的影响不再显著（虽然仍为正数）。涉及劳动力市场开放性的结果没有本质上的改变，即更多的外来劳动力和私人企业所显示的较自由的劳动力市场提高农户参与土地市场的可能性，但对于位于效率分布两端的农户而言，该影响变弱。至于家庭变量，DAGE仍具有显著的正影响，而DEDU与DLAND的符号则改变了。现在，DEDU具有正效应，DLAND具有负效应，而且，这两个数都是非显著的。 另一个变化是年虚拟变量，它在普通逻辑模型中是不显著的负数，而在条件逻辑模型中变成显著的负数。两组结果都表明，作为衡量个体农户生产效率的指标而言，平均年龄比教育程度更为有效。平均年龄直接表示一个农户在农业生产方面积累的经验的多少，因为所有的农户在这些年内都从未中断过农业生产。正规学校教育年限只是衡量一个农户的人力资本的潜能。我们样本中的大多数人都受过小学和初中教育，但这些教育并不能自动转化为人力资本，因为所受教育不能给人们提供任何一项工作所需要的特定技术，而是向人们提供一种获取技能的能力。拥有较高教育水平的农户在农业生产上并不一定效率更高，因为他可能把他的学识用于工业生产上。这种情况是否发生，取决于该农户是否最初就拥有（或显示出）在工业领域上的竞争优势，但我们的模型不能对此作出解释。因此，本模型中DEDU的影响在大部分时候是混合且不显著的。
四、政策含义
本文的结论为当今中国土地政策的争论提供了经验证据。在土地制度改革20年后，中国农村又处在了另一轮改革的十字路口上。目前争论较多的问题是，在市场经济中，当前这种以小农为基础的家庭农业制度是否可以形成有效的资源配置。在中国农村，目前并不存在真正意义上的土地买卖市场，因为个体农户仅仅拥有土地使用权，而最终法律意义上的土地所有权掌握在村集体的手中。尽管中央允许、并且鼓励土地使用权的有偿转让，但土地转让很少发生，因为土地价格远远低于土地真正的价值。事实上，国际经验表明，土地买卖市场对有效的资源配置的作用有限（Binswanger and Deininger，1995）。因此，农民在很大程度上依靠土地租赁市场来实现资源的有效配置。土地制度的改革创造了数额巨大的小农，许多人认为，这些小农作为独立的生产单位是低效和不稳定的。在半工业化地区，如本文所研究的浙江省，农业收入仅占农户总收入的很小一部分，许多农户完全不从事农业生产，弃耕现象时有发生。这种现象经常被拿来作为土地租赁市场低效运行的一个见证。本文通过把土地租赁市场的不活跃与劳动力市场的限制性相联系，引导人们从其它相关的要素市场的不完善来寻找答案。本文的结论告诉我们，要形成一个活跃、有效的土地租赁市场，其它要素市场的改革与土地制度的改革一样重要。近年来，沿海地区的劳动力市场与以前相比大大地活跃了，许多内地农民到沿海承包土地。因此，即使土地制度没有大的改变，沿海地区的土地市场也活跃起来。