诱致性制度变迁还是强制性制度变迁？———中国农村土地调整的制度演进及地区差异研究

丰　雷　蒋　妍　叶剑平

一、引言

改革开放30多年来，中国政府的农村土地政策一直沿着稳定地权、增强农民信心的方向前进^注7，并坚持与整体经济改革一致的市场化取向，但是土地调整仍然是当前中国农地制度的一个重要特征^注8，对农民的地权稳定性产生重要影响。为什么在中央统一的政策推行下，各地呈现出“千差万别”的土地制度安排?^注9土地调整制度演进的时间路径又如何?

迄今有关中国农村土地调整影响后果的实证研究尚未给出令人信服的一致结论。多数学者认为由于土地调整等因素所导致的地权不稳定不仅减弱了农民进行中长期投入的激励，限制了农地改良，而且阻碍了潜在的土地流转和农地市场发育。但也有学者认为地权不稳定对中国农地投资和农业绩效的负面影响不大，土地调整以及“千差万别”的土地制度安排可能正是适应现实的理性选择。

与上述将土地调整视为外生变量，研究其对农地投资和农业绩效影响的大量文献相比，对土地调整本身的形成机制和影响因素的研究较少。已有研究主要基于诱致性制度变迁假说对中国农村土地调整制度进行理论和实证分析。首先，龚启圣、周飞舟(1999)对山东桓台和陕西商南的个案分析表明，不同地区的土地调整制度是由当地的资源状况及其衍生的技术水平所决定，目的是最大限度地降低交易成本。Kung & Bai(2010)进一步选取中国6省96个村庄的数据进行计量检验，结果支持“交易费用”假说而不支持“诱致性制度变迁”假说，即村庄的土地调整决策主要是基于村庄地理和规模性的交易费用考虑而非基于地权稳定性的经济效率考虑。其次，姚洋(2000b)认为，在解释中国农地制度的地区差异方面，诱致性制度变迁假说较为适用，但该假说忽视了决定制度变迁的政治过程，实际上，土地制度的选择是一个风险分摊收益与谈判成本和效率损失之间的权衡过程，欠发达地区的定期调地可看作一个理性的集体选择。姚洋(2003a)进一步将政治过程引入制度分析模型，认为在政治过程允许转移支付的条件下，诱致性制度变迁假说成立，通过多数原则能够实现有效制度变迁；计量检验则表明，中国农村的集体决策过程是理性模型、政治模型及其他可能模型的混合体。此外，Brandt等(2004)提出了解释土地调整制度形成的“市场替代说”、“公平保障说”、“税费负担说”和“干部寻租说”等假说，认为上级政府赋予村干部多重目标(如税费收取等)及其寻租行为是导致土地调整的主要原因，增进农村地权稳定性的最好途径是改变对地方干部的激励。

上述研究对中国农村土地调整制度进行了卓有成效的探索。但是，已有文献或进行案例分析，或基于小样本量的截面数据，缺乏时间跨度且不易体现地区差异，由此导致上述针对诱致性制度变迁假说的检验本身并不充分。更为重要的是，在中国这样一个快速增长的转型经济体中，虽已历经30多年市场取向的分权改革，中央集权的控制作用依然强大，中国的整体经济改革及各领域的改革均呈现出明显的强制性制度变迁特征。在考察中国农村土地调整制度的演进和地区差异时，中央有关土地调整的正式规则及其渐进性实施特征至关重要，然而已有研究却大都给予忽略^注10，由此得出的结论^注11及政策含义^注12缺乏解释力和说服力。

本文基于新制度经济学的制度变迁理论，应用1999—2010年中国人民大学和美国农村发展研究所组织的5次17省调查数据，对中国农村土地调整的制度变迁和地区差异进行实证分析。除引言外，全文结构如下：第二部分对本文所采用的调查数据及农地调整制度背景进行描述；第三部分提出可供检验的具体假说；第四部分是计量检验和分析；最后进行总结。

二、中国农村的土地调整：调查数据及制度背景

1．调查方法与样本分布

1999年中国人民大学(ＲUC)和美国农村发展研究所(ＲDI)合作进行了首次17省农村土地调查，之后于2001年、2005年、2008年和2010年又陆续进行了4次调查。调查采用多阶段随机抽样和便利抽样相结合的抽样方法，第一阶段选取的17省包含了中国所有的农业大省；第二阶段从每个省至少选取100个村，每个村内调查1~2个农户^注13，每个县不超过6个农户，每个乡镇不超过3个农户。为保证样本代表性，在选取村的时候，考虑了村庄与最近城镇距离上的多样性。采用入户访问的问卷调查方法，由访问员在不事先通知、村干部不在场的情况下对农民进行面访。5次调查共收回8589份有效问卷，其中，1999年、2001年、2005年、2008年和2010年分别为1621、1617、 1962、1773 和1616份。调查样本的地区分布见表1。

表11999—2010年5次17省调查的样本分布

调查样本8.9%位于城市郊区，91.1%位于农村；71.2%的样本村距离最近的乡镇或县城10公里以内。被调查农户的户均人口数均值为4.5人，户均耕地面积为6.2亩，人均耕地面积为1.4亩，户均承包耕地数目为4.4块。被调查者受教育年限均值为7.4年，年龄均值为46.2岁。2010年家庭现金收入中种田得来的比例低于20%的农户占50.1%，即约一半的农户家庭现金收入中的80%来自非农收入。

2．中国农村土地调整的主要特点

对1999—2010年17省农村土地调查数据进行描述分析，可以看出其时序发展、地区差异以及调地原因等主要特点。

(1)二轮承包后，实际土地调整明显减少，土地调整的频率逐步减缓。首先，自分田到户(1984年)至1999年和2001年，进行过土地调整的村占全部被调查村的比例分别为79.9%和82.6%；二轮承包(1993年)以来至2008年和2010年，进行过土地调整的村比例分别为37.5%和40.1%，与分田到户以来的调地比例相比大大下降(见表2)。其次，1999年和2001年调查显示，在进行过土地调整的村中，约半数的村最近一次调整分别发生在1996年和1997—1998年，即调查前的2~3年，也就是说，约半数的村2~3年内未调整过土地。2010年调查则显示，约1 /4的村10年内未调整过土地，约半数的村5年内未调整过土地，而有3/4的村2~3年内未调整过土地(见图1)。可见，经历了1995—1996年和1998—1999年二轮承包及土地调整的高峰期后^注14，相当一部分村不再调整土地，土地调整的频率逐步减缓。

表21999—2010年调查的中国农村土地调整情况

图1 各调查年份最近一次土地调整的时间累计百分比

图2 分田到户以来和二轮承包后进行土地调整的村比例

(2)土地调整的省市差异显著，而且平原地区调地多，丘陵和山区等调地少。如图2所示，分田到户以来和二轮承包后土地调整均最少的省份是贵州(17.6%和7.8%)、广西(36.2%和13.6%)和云南(57%和21.7%)。分田到户以来和二轮承包后土地调整均最多的省份是江西(94.1%和51.7%)、山东(91.7%和48.1%)和湖南(91.3%和43%)。分田到户以来调地相对多，但二轮承包后调地相对少的是吉林(87.6%和7.6%)、安徽(91.5%和20.5%)、黑龙江(88.2%和27.4%)和河北(93.4%和31.4%)。此外，土地调整的不同地理特征区域的差异显著，即平原地区土地调整最多(43.5%)，丘陵地区次之(38.1%)，山区最少(29.3%)(见表3)。

表3不同地理条件区域进行土地调整的村比例%

(3)人口变化是引起土地调整的主要原因，支持“不得调地”政策的农户比例明显高于反对的比例。引起土地调整的主要原因除人口变化(69.6%)外，征地(12.2%)和土地整理(6.5%)也是重要影响因素(见表4)。其次，支持在30年承包期内“不得调地”政策的农户比例(42.5%)明显高于反对的比例(28.2%)，且地区差异显著，吉林(64.3%)、浙江(48.6%)、四川(48.4%)和黑龙江(47.6%)的支持比例最高；湖南(33.3%)、安徽(34.1%)和江苏(35.6%)的支持比例最低(见表5和图3)。

表4进行土地调整的原因%

表5农户对“不得调地”政策的态度%

注：在实际调查的问题选项中，“支持”包括“强烈支持”和“支持”；“反对”包括“强烈反对”和“反对”；“中立”则包括“不支持也不反对”和“不清楚”。

图3 农民调地意愿的地域差异

3．中央“不得调地”政策及其渐进式实施特征

为何在中央“不得调地”政策的强制实施下，各地仍普遍进行土地调整? 如前所述，一些学者认为这是由于地方“无视”中央政策所致。实际上，在中国当前的中央集权的政治经济体制下，地方政府及农村集体不仅不可能“无视”中央政策，反之会尽力“揣摩”中央政策精神后再作出相应决策。系统梳理自1984年来的中央有关政策，细致体会各项政策的具体文本及含义，并结合调查数据一起分析，有助于给出更好的解释。总的来看，中央“不得调地”政策的一大特征是其渐进的实施方式，即尽管政策的大方向始终一致，但实施的力度却是先松后紧、逐步增强的，可大致分为以下三个阶段:

(1)不仅允许小调整，而且允许大调整阶段(1984—1996年)。不论是1984年的中共中央1号文件，还是1993年的中发11号文件《中共中央、国务院关于当前农业和农村经济发展的若干政策措施》，以及1995年《国务院批转农业部关于稳定和完善土地承包关系意见的通知》，其中有关“土地调整”的规定含义是一致的，即不论是采用“可以”还是“提倡”的具体措辞，也不论是规定土地调整所需具备的具体条件如何，实际上都是允许在15年或30年承包期内进行土地调整，并且允许“大调整”，尽管对其进行了严格限制。

(2)不允许大调整，但允许小调整阶段(1997—2007年)。1997年中办发16号文件《中共中央办公厅、国务院办公厅关于进一步稳定和完善农村土地承包关系的通知》的措辞开始发生明显改变，明确规定“不能将原来的承包地打乱重新发包”，即不允许“大调整”，但仍然允许“在个别农户之间小范围适当调整”，即“小调整”。该文以及1998年的《土地管理法》中均明确规定了“小调整”的条件，即“必须经村民会议三分之二以上成员或者三分之二以上村民代表的同意，并报乡(镇)人民政府和县级人民政府农业行政主管部门批准”。2002年的《农村土地承包法》第二十七条以及2007年的《物权法》中均规定“承包期内，发包方不得调整承包地”，并进一步严格了小调整的条件，即只有“因自然灾害严重毁损承包地等特殊情形”才能进行小调整。

(3)强调承包关系“长久不变”以及确权发证阶段(2008年至今)。2008年中共第十七届中央委员会第三次全体会议通过的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》中，提出“现有土地承包关系要保持稳定并长久不变”，并在之后2009年和2010年两个中共中央一号文件中再次强调。两个一号文件中又进一步规定要做好集体土地所有权确权登记颁证工作，并“全面落实承包地块、面积、合同、证书‘四到户’”。可以认为，自此进入一个强调确权发证、重视土地承包关系具体落实的阶段。

结合上述对中央政策与调查数据的描述分析，可以发现，中央政策对全国及各地的土地调整产生了显著影响。二轮承包后中央“不得调地”政策的逐步收紧，是导致二轮承包后全国及各地土地调整大幅减少的一个主要原因。调查数据显示，全国进行土地调整的村比例从之前的约80%降至二轮承包后的约40%(见表2)，且调地频率也逐步趋缓(见图1)，各省均有显著下降(见图2)。因此，中央“不得调地”政策的渐进式实施是导致各地进行土地调整并存在显著差异的一个重要原因。也就是说，并非中央政策未起作用，各地也绝非“不理会”中央政策，相反，正是由于中央政策是渐进实施的，不同时期的具体规定有较大弹性，从而留给地方足够的政策调整空间，使得各地能够在充分领会和理解中央政策细致含义的基础上，根据各地的资源禀赋条件和社会经济发展水平作出相应决策。

三、中国农村土地调整的制度变迁：假说的提出

上述分析表明，中国农村土地调整制度总体上是朝着减少土地调整、延长土地承包期、稳定承包关系的方向演进的，具有明显的产权界定逐步清晰的演进途径。这可以由诱致性制度变迁假说进行解释，即人口增加、地理条件变化、经济增长及产业结构升级等导致人均土地面积减少，土地相对稀缺程度增加，土地相对价格提高，土地调整的交易成本增加，农村土地制度将朝着土地调整减少、土地承包经营权期限延长等产权明晰的方向演进。

与人口增加和地理条件变化两方面因素的影响相比，经济增长及产业结构变化特别是非农就业增加的影响较为复杂。经济增长会同时带来土地价值和劳动力价值的提高，如果前者的提高大于后者，则经济增长的净效应是进一步加剧了土地的相对稀缺程度。非农产业的出现以及农村劳动力流向工业、服务业等部门，一方面会降低农村土地稀缺程度的压力，并由于非农就业导致的人口变化直接带来对调整土地的需求，从而导致土地调整的增加；另一方面，非农就业增加以及农村劳动力的频繁流动增加了土地调整的交易成本，并且伴随着经济增长和专业分工的发展，资本进入农村以及不同村庄之间“非人际关系化交换”的增加，进一步增加了调地的交易成本。此外，经济发展水平以及非农收入提高，还降低了农民对土地社会保障功能的依赖程度，从而减少了对土地调整的实际需要。综上，尽管经济增长和非农产业发展提高了劳动力价值，非农就业也直接带来对土地调整的需求，从而对减少土地调整具有负向影响，但是如果这一负向影响小于上述分析中的正向影响，则经济增长以及非农就业增加的净影响是与人口增加、地理条件变差的影响一致，即导致土地调整的交易成本增加，实际土地调整减少。

基于上述分析，提出以下假说:

假说1(诱致性制度变迁假说:资源禀赋的影响)：村庄的人均耕地面积越少，地理条件越差，所在区域的经济发展水平越高，非农产业比例越大，则该村越倾向于不调整土地。

进一步地，由于制度本身的公共物品性质以及制度变迁过程中的“搭便车”行为，导致纯粹由私人自发形成或仅依靠诱致性制度变迁形成的新制度安排的供给不足。制度本身的规模报酬递增性质以及行为人受“主观模型”和意识形态的影响，导致制度变迁存在“路径依赖”或“锁定效应”。因此，国家干预或政府介入，进行强制性制度变迁，以弥补纯粹由诱致性制度变迁所带来的制度供给不足。强制性制度变迁假说可进一步解释中国农村土地调整的制度演进，即中央政府作为“不得调地”政策的制定者和实施者，决定了农地调整制度变迁的主要方向。中央“不得调地”政策采用了渐进的实施方式，一方面是基于不同地区资源禀赋和社会经济发展水平存在巨大差异的考虑，留给地方足够的运作空间，以充分发挥地方多样化的制度创新优势；另一方面则是由于目前我国仍处于经济快速发展、城市化和工业化加速的时期，未来的不确定性大，激进式改革的成本更高。总之，中央“不得调地”政策的渐进式实施，给地方留下了进行土地调整的空间。^注15由于正式规则始终处于变动之中，不同的地方政府以及农村集体对中央政策的理解不同进一步加大了各地土地调整的差异，地方政府对中央政策更为重视、中央政策得到更好落实的地区，实际土地调整也就更少。

基于上述分析，提出以下假说:

假说2(强制性制度变迁假说:土地证书的影响):发放合法的土地承包经营权证书的村庄，并且土地承包经营权证书越规范(如含有不得调整土地的条款)，则该村越倾向于不调整土地。

四、计量检验

1．变量和数据

本文计量检验所使用的数据来自两个数据库。与土地调整有关的村级和农户数据均来自在中国人民大学(ＲUC)和美国农村发展研究所(ＲDI)17省农村土地调查基础上建立的“ＲUC/ＲDI中国农村17省农户问卷调查数据库”。调查方法、样本分布及主要变量的描述结果见本文第二部分。由于村集体的土地调整行为受区域经济发展水平及产业结构变化的影响，本文计量模型中还包含县级人均GDP和非农产业比例两个变量，数据均来自国家统计局《中国区域经济统计年鉴》(2006年、2009年和2010年)。表6中列出了各变量名称、定义和观测个数等，并给出了各变量的主要描述统计分析结果。

表6变量名称、定义及描述统计分析结果

注:*由于中国农村大多采取了按人头平均分配土地的方式，所以采用“家庭人均耕地面积”(即“家庭耕地总面积/家庭人口数”)作为村级人均耕地面积的代理变量。

这里需要说明的是：(1)由于历次调查中样本村的抽取是相互独立的，所以本文数据是混合数据而非面板数据。(2)2005年后的调查问卷中所设问题与2001年前的问卷有较大差异，1999年和2001年问卷中缺少用于计量检验的部分变量，因此本文计量检验采用2005年、2008年和2010年的调查数据。(3)全部问卷包含100多个问题，数据库中包含800多个变量，所以我们重点对2005年、2008年和2010年有关土地调整的数据进行了整理。例如，对于“是否调地”变量，原问题有3个答案，即：1=有；2=没有；3=不清楚。描述分析表明，有约5%的受访者回答“不清楚”，因此后续描述统计和回归分析中将之视为缺失数据，未参与分析。此外，对于其他变量的少量数据缺失情况，也采用完全样本法进行处理，最终形成用于计量检验的有效样本量为3369。通过对整理后数据与之前各变量的均值和方差进行比较，以及对不同样本的计量检验结果的比较分析，未发现显著差异，因此可将这些不同样本视为来自同一总体。

2．计量模型设定

(1)Probit和Tobit模型。

为检验本文的假说，同时考虑计量估计结果的稳健性，本文分别以被调查村“是否调地”和“调地次数”为因变量进行回归分析，并对每个模型分别讨论自变量外生和内生假定下的估计。“是否调地”模型的因变量Y为0—1变量，属于限值因变量，我们选择常用的Probit模型。模型设定如下：

Y^*=x₁β₁+αz+ε，ε|x₁z～Normal(0，σ²)

Y=1［Y^*＞0］(Probit模型)

其中，自变量x₁包括地理条件(含丘陵、山区等2个变量)、村级状况(含人均耕地面积、征地、与县城距离等3个变量)、地区经济和产业结构(含非农产业比例、人均GDP等2个变量)以及年份虚拟变量和省份虚拟变量；自变量z为正式规则及其实施(含土地承包经营权证书、禁止土地调整条款等2个变量)(详见表6)。β₁和α代表回归系数。

“调地次数”模型的因变量M在“0”处左截尾，为避免选择性样本偏误，我们采用常用的Tobit模型(Brandt et al．，2004；Deininger and Jin，2009；Kung and Bai2010)；其自变量与Probit模型相同；回归系数仍用β₁和α表示。

M^*=x1β₁+αz+μ，u|x₁ z～Normal(0，σ²)

M=max(0，M^*)(Tobit 模型)

(2)Probit-IV和Tobit-IV模型。

上述计量模型都假定正式规则及其实施变量是外生的。学者们注意到了土地调整模型中自变量的内生性问题，并进行了讨论。但是，绝大多数土地调整模型均未考虑土地政策或正式规则变量(如土地证书)，而包含土地证书变量的少量文献则对该变量做了外生性假定，例如，Deininger&Jin(2009)以土地调整和土地征收为因变量的Probit和Tobit模型中，认为由于绝大多数证书发放是很久以前，当时的村领导现在大都已更换，所以可以将土地证书变量视为外生。此外，Saint-Macary等(2010)以农户投资为因变量的Probit模型中，认为某区域某时点会同时发证给所有农户，所以土地证书变量也没有内生性问题。然而，在研究中国农村土地调整制度变迁的案例中，如果某些影响正式规则实施(如发放证书)的村级变量(如村领导偏好、村民意愿等)同时会影响村的土地调整决策，并且这些变量在模型中未被观测，则将导致模型系数估计出现内生性系统偏差。^注16为分析正式规则及其实施变量的内生性问题，本文采用工具变量法，分别建立Probit-IV和Tobit-IV 模型如下：

Y^*=x₁β₁+αz+v₁，z=x₁δ₁+x₂δ₂+v₂

Y=1［x₁δ₃+x₂δ₄+v₃ ＞0］(Probit-IV模型)

M^*=x₁β₁+αz+v₁，z=x₁δ₁+x₂δ₂+v₂

M=max(0，x₁δ₃+x₂δ₄+v₃)(Tobit-IV模型)

其中，自变量x₁和z与上述Probit和Tobit模型中的相同，随机误差项v₁、v₂、v₃服从联合正态分布，允许任意相关。x₂为正式规则及其实施变量的工具变量，选取该村所在县内除该村以外的其他n_j－1个被调查村发放土地承包经营权证书的比例以及证书中包含禁止土地调整条款的比例分别作为“土地承包经营权证书”和“禁止土地调整条款”两个变量的工具变量。选择理由如下：工具变量的选择条件使其与内生变量具有较强相关性，而且必须外生，即与回归方程中的误差项不相关。由于同一县中其他村发放土地证书的状况反映的是该县的发证状况，这可能与该村是否发证相关，但是由于剔除了该村，所以与该村的土地调整决策没有直接的联系，因此，将同一县内其他n_j－1个村发放土地证书及包含禁止土地调整条款的平均值分别作为该村土地证书和禁止土地调整条款的工具变量是可行的。

3．估计和检验结果

表7显示了Probit和Probit-IV模型，以及Tobit和Tobit-IV模型的估计检验结果。为检验工具变量的选择是否合适，首先，分别对“土地承包经营权证书”、“禁止土地调整条款”与其各自的工具变量进行斯皮尔曼相关分析，相关系数值分别为0.56和0.52，并且均在1%的显著性水平上统计显著；其次，分别将两个工具变量加入Probit和Tobit模型，以检验工具变量的外生性，即它们是否对因变量有直接影响，这也可视为一个过度识别检验。检验结果表明，两个工具变量对因变量均无显著的直接影响。因此，“土地承包经营权证书”和“禁止土地调整条款”的工具变量的选择是合适的。这一点还可以进一步从表7中的的Probit、Tobit 模型与采用工具变量法的Probit-IV、Tobit-IV模型的结果比较中看出来。采用工具变量法的模型中，绝大多数其他自变量系数的符号、大小以及显著性均无明显变化，但“土地承包经营权证书”和“禁止土地调整条款”两个关键变量的系数大小及显著性变化明显。“土地承包经营权证书”的显著性不变，但系数绝对值明显增加，“禁止土地调整条款”的系数则在工具变量模型中不再显著。下面我们分别解释上述估计检验结果对诱致性变迁和强制性制度变迁两个假说的具体验证。

(1)诱致性变迁假说的验证。

不论是否采用工具变量法，“是否调地”模型以及“调地次数”模型的估计检验结果均验证了假说1(即诱致性制度变迁假说)的成立。丘陵和山区两个变量的系数为负且都显著，显示出固有的地理条件因素对农村土地调整行为的显著影响，即村庄所处地区地理条件越差，则土地调整的交易成本(包括测量成本以及协调或谈判成本等)越高，从而越倾向于减少土地调整。这与龚启圣和周飞舟(1999)的案例分析以及Kung & Bai(2010)以大调整比例为因变量的计量检验结论一致。

人均GDP的系数为负且显著，进一步支持了诱致性制度变迁假说，即经济增长同时带来土地价值和劳动力价值的提高，但是由于前者提高更多，导致土地的相对稀缺程

度增加，从而产生减少土地调整、农地产权界定更加清晰的诱致性需求。非农产业比例的系数为正且显著，这与假说不符，对此解释如下：一方面，非农就业的增加减少了农民对土地的依赖，降低了土地的相对稀缺程度，也减少了调地的交易成本；另一方面，非农产业部门的发展所引起的农村人口变化也直接导致了对土地调整的实际需要。

由于模型中未包含土地价格变量，但包含了所调查村与县城的距离变量，因此如果将该变量视为所调查村平均土地价格的代理变量，即与县城距离越近，土地价格越高，而模型的检验结果表明，相应的土地调整越少，这可以看作诱致性制度变迁的又一个证据。

检验诱致性制度变迁假说时，最有意思的一个变量是人均耕地面积，这是反映人—地比特别是土地相对稀缺程度的关键变量。本文的检验结果表明，该变量系数为负，但不显著。^注17那么，这是否意味着诱致性制度变迁假说不成立呢? 我们认为，并不能由此简单地否定诱致性制度变迁假说。很多学者都注意到了耕地对农户所具有的社保功能，由于中国人多地少且土地相对极为稀缺(调查显示，农民人均耕地面积仅为1.4亩)，所以土地不仅是生产工具，还成为农民最后的生活乃至生存保障。因此，在人均耕地面积很小从而耕地的社保功能居于主导地位时，由此导致的要求增加土地调整的效应(可称为“农地社保功能效应”)可能会超过由于土地相对稀缺程度和相对价格提高所引致的减少土地调整的效应(可称为“诱致性变迁效应”)，最终的结果取决于二者的相对大小。本文的检验结果表明，“诱致性变迁效应”与“农地社保功能效应”大致抵消，表现为人均耕地变量的系数不显著。

(2)强制性变迁假说的验证。

本文的研究表明，不论是否采用工具变量法，“是否调地”模型以及“调地次数”模型的估计检验结果都为假说2(即强制诱致性制度变迁假说)的成立提供了初步证据。描述分析部分表明，中央“不得调地”的正式规则是导致二轮承包后全国及各地土地调整大幅减少的主要原因。这里的计量检验进一步证明，土地承包经营权证书的发放对土地调整的减少具有显著影响。这一实证分析结果至少包含两点重要含义：一是中国农村土地调整制度的演进受资源禀赋特征、社会经济发展等诱致性需求影响的同时，政治决策在这一制度变迁过程中也发挥了重要作用，这种由中央政府发起并主导的自上而下的改革，通过“多数原则”(如允许转移支付，以及政治上的联合、游说、权力交易等)有可能实现有效的制度变迁。二是这一结论与新制度经济学的基本逻辑一致，即在交易费用大于零的真实世界里，市场机制发挥资源配置功能的前提是产权的清晰界定，而保障产权界定的关键是法治(rule of law)的建立和完善，其中的一个具体措施就是使得产权人持有有效证明其产权的正式文件(例如中国农村的土地承包经营权证书)，这有利于增强地权稳定性，进一步唤醒了原本未得到充分利用的“沉睡资本”，从而提高资源配置效率。

目前正式土地产权证明文件的发放或者说产权的“正规化”对于地权稳定性的影响是否显著还存在广泛争论，探讨这些正式规则及文件产生预期效果所必需的条件是一个研究前沿。^注18那么，为什么中央主导的以增进地权稳定性为目标的中国农村土地调整制度改革取得了一定成功，土地承包经营权证书的发放确实显著减少了土地调整，增进了地权稳定性呢?^注19其中的经验尚需进一步地深入研究和系统总结，但有一点是明确的，即中国政府所采用的渐进性的改革方式是其成功的一个关键。正式规则、非正式约束及其实施特征构成制度的三个基本，制度变迁过程表现为这三者的边际调整，也就是说，三者的互动决定了制度变迁过程。在中国的农村土地调整制度变迁中，中央政府“不得调地”的政策并非一开始就明确强制、毫无弹性地完全禁止，而是采用了一种目标一致但逐步强化的灵活而有弹性的实施方式，具体表现为不同时期中央政策规定文本上的“模糊性”。正是这一“有意模糊”的渐进式实施特征，为中央正式规则的形成、地方政府的有效实施，以及非正式约束等制度要素的协调及互动创造了条件，最终导致了有效的制度变迁。

具体来说:(1)首先是中央正式规则与地方有效实施的互动。尽管地方政府经常会根据自己的需要误用、滥用甚至有意扭曲中央政策的本意，但是地方政府对于中央政策既有“阳奉阴违”的一面，也有“言听计从”的一面，在中国当前的集权体制和官员晋升制度下，只强调地方政府“阳奉阴违”而不会“言听计从”恐怕与现实相差太远。特别是，在二者互动的过程中，中央政府和地方政府都会基于对地方资源禀赋特点、发展水平阶段等因素的“现实考虑”，以及对提高农地利用效率、农民收入水平和促进农业增长的“效率考虑”而进行相应决策，从而保证了中央政策制定与地方有效实施之间的良好互动，有利于促成目标一致的制度变迁。(2)其次是中央正式规则、地方实施以及非正式约束的互动。在中央“不得调地”政策的渐进式实施过程中，中央及各级政府会努力宣传有关政策以使下级政府、农村集体以及农户等逐步熟悉了解，并且这一针对农民土地权利的宣传特别是基层(村)一级的宣传工作对于增加农户土地投入和提升农民未来地权稳定的信心具有促进作用。土地承包经营权证书的发放是逐步增进的，中央政府1997年开始要求向农民发放书面证明文件以确认30年土地使用权^注20，1999年17省调查表明，有约40%的农户持有土地承包经营权证书，到2005年这一比例增至约50%，到2010年则达到约60%。这种渐进的实施方式，不仅有利于地方政府逐渐理解并有效执行中央政策，也有利于农民增强对市场和产权功能的认知，使得“不得调地”政策逐步得到农民的拥护，同时也有利于政府、村集体以及农户综合权衡农地利用效率(市场化配置、地权稳定性等)与公平(农地均分、农地社保功能等)之间的关系，从而促成有效制度变迁。

本文的研究还表明，土地承包经营权证书的发放本身就非常重要，特别是在改革的初期阶段，证书的发放本身可能比证书的规范性(如证书中包含禁止土地调整条款等)更加重要。计量检验结果表明，尽管“禁止土地调整条款”变量的系数在Probit模型和Tobit模型中均在10%的显著性水平上统计显著，但是在采用工具变量法的Probit-IV和Tobit-IV模型中均不显著(见表7)。为进一步检验假说2的后半部分，即“土地承包经营权证书越规范，则该村越倾向于不调整土地”，我们构建了一个“发放规范的土地证书”变量^注21，该变量取值为1表示证书“规范”，取值为0表示“不规范”。在增加了“发放规范的土地证书”变量的Probit和Tobit模型以及应用工具变量法的Probit-IV模型和Tobit-IV模型中，检验结果均表明，该变量系数不显著。因此，我们还无法证明证书的规范性对减少土地调整的显著影响。看来，至少在产权改革及发放证书的初期阶段，证书本身比证书的规范更重要，作用也更显著。也就是说，为增强地权稳定性，可能更为务实的做法是，第一步先保证都有证书，而证书的规范性是第二步的问题。毕竟，尽管中央政府1997年就开始要求向农民发放土地证书，2009年和2010年又连续出台两个中央一号文件强调确权发证，但是截至2010年8月开展第5次17省调查时，仍有约40%的农户没有拿到土地承包经营权证书。

4．进一步分析和讨论

首先，本文的分析表明，尽管中国农村土地制度处于快速剧烈的变动中，但其演进证据仍然支持主要基于长期历史分析所得出的“诱致性制度变迁假说”，即资源相对稀缺程度和相对价格的变化是制度变迁的重要来源。同时，中国农村土地制度的演进很大程度上是强制性制度变迁的结果，中央政府的决策显著影响了制度变迁的总体路径。资源禀赋条件的变化引致了“自发”的诱致性制度变迁需求，如果这一需求能够得到中央正式规则的支持并得以全面推广，则方向一致的强制性制度变迁形成；而符合资源禀赋条件和市场需求变化的中央正式规则的实施，在很大程度上是诱致性制度变迁的延续，并进一步巩固了诱致性制度变迁的成果。本文对中国农村土地调整制度演进的分析初步证明了这一点。仍需进一步讨论的是，强制性制度变迁的方向在什么条件下会与诱致性制度变迁方向一致，什么条件下相反? 具体到中国的农地制度演进的实例中，为什么中央会选择进行分权让利的改革，其决定性因素又是什么? 等等。

其次，渐进式与激进式改革的优劣这一制度变迁的实施问题也有待进一步探讨。诺思认为绝大多数的制度变迁都是渐进的，这一“关于制度变迁最重要的论点”在中国农地制度的演进中得以充分体现，改革开放后中国农村的土地制度演进采用了一种渐进的变迁模式，这种渐进的变迁模式以及与之密切联系的产权明晰的市场取向改革，成为中国农村经济乃至总体经济持续增长的一个关键。然而，这种“有意模糊”的正式规则，一方面由于其灵活而富有弹性，给地方以及未来发展留出足够调整空间，从而能够有效地应对巨大的地区差异以及未来发展的不确定性，这是收益；另一方面，也会由于产权界定不清晰而导致“租金耗散”成本，以及由于规则不明确导致市场主体无法形成稳定预期等成本。例如，当未来资源禀赋条件或社会经济状况发生变化，如非农产业越来越发达，劳动力流出农村越来越多，外部资本加快进入农村以及非人际关系化交换大量增加时，这种“有意模糊”的制度安排的成本会越来越高。中央是否应该“提前”预测到这种变化，通过制定统一的正式规则进行更加明确的农地产权界定，或者是否应该进一步放权，明确给予地方更多自主权，鼓励地方制度创新，“提前”制定适合地方特点的地方规则，是有待进一步探讨的问题。

最后，非正式约束对中国农村土地调整制度演进的影响值得深入探讨。影响农村土地调整制度演进的非正式约束有：长期以来“均贫富”的乡村传统文化特征以及近期集体所有制约束所形成的“土地均分”的观念，农村集体以及农户个体对市场作用和产权功能等的认知，对耕地社保功能的认知以及由此形成的对中央政府“不得调地”政策的态度等。农户对中央“不得调地”政策的态度是复杂的，随时间的变化也是非线性的，17省调查表明，从2001年到2008年农民对该政策的支持程度是增加的(由42%增至45%)，明确反对的比例大大下降(由42%降至21%)，但是2010年的支持度(38%)比2008年显著下降，反对的比例则上升(由21%到28%)，这可能与近些年征地、土地整理等增加造成人—地比变化从而直接增加了土地调整需求以及农民对征地补偿不满意等有关。但是不管怎样，这一非正式约束的变化对农地制度演进的影响，与正式规则及其实施特征的关系，以及这一非正式约束本身的决定及其影响因素等，都是重要而有趣的研究题目。

五、结束语

本文基于新制度经济学的制度变迁理论，应用连续的大样本的调查数据，对中国农村土地调整的制度演进进行实证分析。本文的研究结论为诱致性制度变迁假说提供了新的证据，地理条件等资源禀赋差异，以及人均GDP和非农产业比例等社会经济变量是影响中国农村土地调整制度演进的显著因素。中央政策等正式规则及其实施特征对农地制度演进的影响被大多数已有研究所忽略，本文的研究则为强制性制度变迁假说提供了初步证据。中央自上而下实行的“不得调地”政策显著减少了各地的土地调整，中央政策的渐进性实施方式则是造成各地土地调整差异的重要原因。这一点也许可以为其他发展中国家及转轨国家政府主导的农村产权改革提供经验借鉴。总之，中国的经验表明，国家或政府在制度变迁中的角色非常重要，当政府在社会经济领域的某些方面“做对了”时，能够而且已经提高了几亿人的福利水平。如果我们的目标是建设一个开放而有序的新农村，那么进一步稳定地权和增强农民信心的市场取向改革仍然是未来的主要方向，也是大势所趋。因此，进行土地确权，发放合法且规范的土地承包经营权证书，并同时实施配套制度改革(如农地产权转让登记制度、解决土地纠纷的农村土地法庭制度的建立等)，将有助于降低制度变迁的成本，减少土地调整，增进地权稳定性。