基于森的理論的土地流轉前后福利變化的模糊評價

趙淑芹，唐守普

（1.石家莊經濟學院 公共管理學院，石家莊 050031；2.河北省土地整理服務中心，石家莊 050000）

基于森的理論的土地流轉前后福利變化的模糊評價

趙淑芹1，唐守普2

（1.石家莊經濟學院 公共管理學院，石家莊 050031；2.河北省土地整理服務中心，石家莊 050000）

文章在森的可行能力框架下討論了農戶承包地流轉前后的福利變化。以河北省187個樣本計算結果顯示，流轉前后總模糊指數不足0.5，說明農戶總體福利水平較低；農戶承包地流轉前模糊評價值為0.474，流轉后為0.469，流轉后農戶總體福利水平略有下降；農戶土地流轉規模較低的原因是流轉前后農戶福利水平變化較小。

農戶承包地；承包地流轉；模糊評價；可行能力理論

0 引言

家庭承包制下“小而全”的分散經營與大市場下的分工協作是有矛盾的，農地適度規模經營是個必然趨勢，它有利于專業化和社會化。農戶農地流轉一直是學界和政府在政策和實踐中用于解決家庭承包責任制土地細碎化的重要手段，并作為能增進農業、農村和農民整體效率和效益的行為。1983年中央承諾土地使用權是15年，1993年中央明確15年到期之后再延長30年。十七屆三中全會公布的《中共中央關于推進農村改革發展若干重大問題的決定》再次強調，“必須毫不動搖地堅持以家庭承包經營為基礎、統分結合的雙層經營體制。賦予農民更加充分而有保障的土地承包經營權，現有土地承包關系要保持穩定并長久不變。”因此，穩定的制度預期和明晰的土地產權初始界定有效地確保了土地經營權實現流轉的可能性。人們開展了對影響流轉的因素[1][2]、促進流轉方式與方法的[3～6]各類研究與實踐活動。比如，某些地方通過鄉、村集體經濟組織或村民委員會，以“集體轉租”、“股份合作”等形式，統一組織土地使用權流轉，不僅給農業開發企業帶來了額外的獲利機會，而且組織土地統一流轉的集體經濟組織或村民委員會也從中獲取了部分級差收益，使出讓土地的農戶達到基本滿意的狀態。但是，土地拋荒、粗放經營和土地資源高度稀缺并存的二元悖論并沒有破題，“短期、小規模”仍是土地流轉的主流。

學術界對農戶行為分為五類：馬克思的小農處于封建壓迫之下，技術落后、生活困苦，其目標是爭取生存和減輕剝削，行為與動機是追求剝削最小化；恰亞諾夫的小農受生產力約束，大部分小農面臨生存壓力，追求生存第一、安全第一，其行為與動機是追求生存最大化；舒爾茨的小農處于現代小農時期，他們面臨著經營壓力，其行為與動機為利潤最大化；黃宗智的商品化小農追求效用最大化[1]。徐勇、鄧大才[7]的社會化小農是介于商品化小農和現代化小農之間階段的小農，其行為動機和目標應該是貨幣收入最大化。事實上，上述看似不同的小農行為都是在特定的資源稟賦結構和約束條件下的理性決策結果。單個農戶土地的流轉行為是否發生、采取何種方式流轉以及流轉數量，應是農戶在對自身流轉前后福利水平衡量后的理性選擇，而非整體效率擇優的結果。

本文試圖在阿馬蒂亞·森(Amartya Sen)的可行能力方法(Capability Approach)框架下[8]分析農戶農地流轉中福利的變化，并依此尋找當前土地流轉率不高、流轉規模小的原因。

1 森的可行能力方法概述及其應用

阿馬蒂亞·森在他的《以自由看待發展》詮釋“實質(substantive)自由”是指享受人們有理由珍視的那種生活的可行能力，而有價值的生活的“功能性活動”構成一個人的“可行能力”。功能性活動反映一個人認為值得去做或達到的多種多樣的事情和狀態。如果獲得的功能性活動組成了一個人的福利，能力(capability)則反映了一個人可以獲得福利的真正機會和選擇的自由，是各種可能的功能性活動向量的集合。“森實際上強調，影響個人福利水平或者生活水平的不是物品本身，而是物品能夠為人們帶來什么，以及人們能夠利用這些物品做些什么[9]。”而且，可獲得的功能性活動和可行能力與人們的個體特征和社會經濟條件緊密相關，相同的資源被不同的人在不同的環境下可轉換成不同的功能性活動。由于森以人為中心的發展觀對中國社會應對挑戰具有重大的現實意義，又由于傳統的福利經濟學中效用衡量福利未能充分反映，如個人自由、公共權利的獲得和侵犯、個人健康、休閑娛樂的時間、社會關系、就業狀況等，而且易受“適應性行為和心理調節”的影響，國內開始利用可行能力方法完善福利研究。高進云等[10]將家庭經濟收入、社會保障、居住條件、社區生活、環境和心理作為農民福利的功能性活動及指標，將家庭特征和地區社會經濟環境作為轉換因素（表1），利用模糊隸屬度評價方法農地城市流轉前后農戶福利水平進行研究。

本文所指的農戶土地流轉是發生在農戶之間的土地農用流轉行為，它與農地的城市流轉共同組成農戶的土地流轉，兩者的共同點是農戶可支配的土地減少，這是本文借鑒上述指標體系和方法作為基礎的原因[10]。但他們也存在區別：一是城市流轉發生在農戶與國家之間，原則上流轉交易不可逆，農戶永久失地；二是城市流轉發生土地用途變化，總農用地數量減少，人均農用地數量減少；三是因城市流轉可能發生農戶居住條件的變化，而后者大部分是因農戶的城市居住而發生農用流轉。因此，必須對上述指標進行一定的修正評價農地流轉前后的福利變化（見表1）。

表1 農戶土地流轉功能性活動及指標表

家庭人均純收入包括家庭經營純收入、工資性收入和轉移性、財產性收入。承包地流轉后，農戶土地數量或從有到無，或規模有多變少，對農戶來講都涉及農民的福利變化。一般情況下，農地流轉后，農民的農業收入減少，非農收入增加，財產性收入增加，總收入變動方向可能為正也可能為負。同時，農地城市流轉后，農戶的非預期性開支可能增加，從而導致純收入發生變化，本文用財產性收入代替純收入指標。

據國家統計局公布的數據[11]：2009年，全國農民工總量為2.3億人，占農村人口數量的32.4%（農村人口7.12億），外出農民工數量為1.5億人（在異地以非農就業為主的農業戶籍人口），外出農民工中從事制造業、服務業、建筑業的比重分別為39.1%、25.5%和17.3%。教育水平影響了“遷徙人”的城市職業選擇。第三代農民繼續延續的“遷徙”式打工模式說明本地二、三產業的容納富裕勞動力能力的不足，也說明第二、三代農民對本地二、三產業的創業與發展貢獻不足。二、三產業規模和農民教育水平變化影響農戶機會選擇與個人發展。本文用非農就業代替住房條件功能性活動。

農村基層政權和強勢群體的強權干預、股份制公司經營的后續風險隱患、私下流轉問題、土地轉讓或入股的定價等問題導致流轉交易安全性，農產品市場的穩定性和農地征收補償水平是農戶的透明性保證。農地城市流轉前，農戶有自己的農田，那么心中就有自己的原野。流轉后生活秩序或復雜化或簡單化，如打工中人際關系的非熟人化帶來的心理變化，有適應和不適應兩種狀態。當然，這一因素主要是農民的主觀感受和認識程度。對未來生活的確定性是一種防護性保障。

2 農戶福利的實證研究

2.1 研究區域與數據來源

本文以遠城市農村農戶的土地流轉作為研究對象。所謂遠城市農村一般距離城鄉結合部一定的距離，這里土地流轉類型主要為農地的農用流轉。本文的實證分別選擇了石家莊靈壽縣、衡水深澤縣、保定滿城縣，張家口市固源縣、承德市承德縣、唐山豐南縣、秦皇島撫寧縣、邢臺威縣、邯鄲涉縣、滄州鹽山縣和廊坊霸的3個村，共33個村作為調查區域，針對農戶進行隨機入戶訪談，填寫調查問卷，獲得187份有效問卷。本文所用的數據除入戶調查數據外，部分來自2008～2009年河北省統計局發布的河北經濟統計年鑒和河北省國民經濟和社會發展統計公報以及2006年河北省統計局第二次農業普查數據。

2.2 農戶土地流轉前后的福利變化指標取值與評價

2.2.1 指標取值

本研究將農戶福利狀況表示為模糊集X，設農地城市流轉前后可能變化的福利內容為X的子集W，則第n個農戶的福利函數可表示為W(n)={x,A(xij)}，其中x∈X，A(xij)則是x對W的隸屬度，A(xij)∈[0,1]，一般設定隸屬度為1時福利處于絕對好的狀態，為0時狀況絕對差，等于0.5時其狀態最模糊，不好也不壞，隸屬度值越大表示農戶的福利狀況越好。本文指標變量分為3種類型：虛擬二分變量（D）、虛擬定性變量（Q）和連續變量（C）。

虛擬二分變量是非模糊的，只存在兩種情況，有或無，高或低，因此，其隸屬度只有1或0兩種結果，隸屬度函數為：

本文農民平均文化水平、二、三產業發育程度和社保水平屬于這類指標。

（1）本文取農戶家庭成員的文化程度眾數作為樣本取值，農民平均文化水平按照河北省農村文化程度最大人群水平，單個樣本高于平均水平賦值為1，低于取0。

（2）二、三產業發育程度用本地容納農民工就業情況表示。按照全國農民工2.3億，本地就業農民工為0.8億人（在本地以非農就業為主的農業戶籍人口）[11]，按照2009年底全國7.12億農村人口[12]，平均家庭戶規模3.16人[13]計算，戶均本地就業農民工0.35人。本文取達到本地就業農民工0.35人為最高值1，沒有達到為最小值0。

（3）截止20009年底，除石家莊市和邯鄲市的8個市轄區、1個開發區實行城鎮居民醫療保險外，河北省其他164個縣(市、區)和19個開發區、管理區已全部實行新農合制度，河北省新農合制度已覆蓋了所有農村地區。5410萬農業人口中，有4668萬參加了新農合，參合率為86.29%。本文取截止2009年農戶參與河北省新農合的為最高值1，沒有參與為最小值為0。

在對福利進行評估時，所研究的內容常常無法得到定量的數據，只能通過語言定性描述，這就是虛擬定性變量。虛擬定性變量是對研究對象進行同程度的主觀評價。假設一項研究中有m種狀態，為這m種狀態依次賦值，其中，xijmax和xijmin分別表示指標xij最大和最小的虛擬定性變量取值，其隸屬度函數為：

（1）在對市場交易安全性進行滿意程度的評價時，本研究設置：很安全（賦值 4 分），一般（3 分），不安全（2 分），很不安全（1分）4種狀態。根據187個樣本農戶調查，利用式（2）得到隸屬度。

（2）對農產品市場的穩定性的研判，根據農戶對未來糧食價格的走勢判斷數據。本研究設置：很穩定（賦值4分），一般（3 分），不穩定（2 分），很不穩定（1 分）等 4 種狀態。

（3）對農地征收補償水平的研判，本研究設置：升高（賦值 3分），穩定（2 分），降低（1分）等 3種狀態。

（4）對生活秩序改變的研判，根據農戶對工作、生活環境的判斷得出，設置：向好（賦值 3分），相同（2分），降低（1分）等3種狀態。

（5）由于農戶撫養與贍養狀況、收入水平等均存在明顯的差異，農戶對未來生活的信心可以表示為：充滿信心（賦值4分）、不擔憂（3 分），擔憂（2 分），非常擔憂（1 分）等 4 種狀態。

連續變量的隸屬函數可以按照以下兩式求值，其中，xmax和xmin分別表示指標xi最大和最小連續變量取值。值越大越好的正向變化用式（3），值越大越差的負向變化用式（4）。

（1）在對農業收入進行隸屬度計算時，考慮土地的畝均收益是有限度的，所以首先計算樣本的最大畝均收益和最小畝均收益，這兩個值乘以每個農戶的土地面積即為每個農戶可能獲得的最大和最小農業收入，農民的實際農業收入與最大農業收入相差越小，計算出的隸屬度應越大，說明該農戶對土地資源的利用程度較高。本文取2008年河北省人均家庭經營純收入2416.22元作為最大農業收入[14]，最小值為0，187個樣本農戶的人均家庭經營純收入作為實際值（3745.21～1347.26 元），利用（3）式得到樣本的隸屬度。

（2）非農業收入與農戶家庭中從事非農領域就業的人數有關，最大的非農收入乘以家庭非農就業人數就可得出該家庭非農業總收入。本文選擇2008年河北省的人均非農收入1979.52元作為人均非農業收入最大值[14]，認為如果達到或超過這個水平其福利狀況就是好的，最小值設為0。

（3）在計算轉移性、財產性收入的隸屬度時，選擇2009年河北省的人均轉移性、財產性收入399.72元作為人均轉移性、財產性收入最大值[14]，認為如果達到這個水平其福利狀況就是好的。最小值設為0。

表2 農戶土地流轉前后福利狀況的模糊評價

（4）計算農地面積的隸屬度時，取聯合國糧農組織規定的人均0.8畝的警戒線為最低水平，最高水平為河北省2008年人均耕地面積值1.26畝[14]。

（5）根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50～59%為溫飽，40～50%為小康，30～40%為富裕，低于30%為最富裕[15]。本文按照聯合國制定的標準，即恩格爾系數的最大值取59%，最小值取30%。

2.2.2 權重確定

一般而言，權重系數的確定主要有主觀賦權法和客觀賦權法兩大類。具體方法包括專家打分法、層次分析法、主成分分析法、因子分析法、二項系數法、變異系數法、相關系數矩陣法、環比評分法、模糊區間法和重要性排序法等。專家打分法是常用的確定權重的方法，是指通過匿名方式征詢有關專家對特定對象的意見，通過對專家的意見進行統計處理和分析歸納，客觀地綜合多數專家的經驗與主觀判斷，對大量難以采用技術方法進行定量分析的因素做出合理估算，經過多輪意見征詢、反饋和調整后得出結果的分析方法。

由于流轉前后功能性活動的權重會發生變動，本文運用專家打分法分別確定功能性活動層 X1、X2、X3、X4、X5和 X6的權重 R1、R2、R3、R4、R5、R6，指標體系中各指標的權重：R1={R11，R12，R13}；R2={R21，R22，R23}；R3={R31，R32}；R4={R41，R42，R43}；R5={R51}；R6={R61}(見表 2)。

2.2.3 指標加總及評價

（1）計算功能性活動層次的綜合評判結果。家庭經濟狀況綜合評價：X1=A1R1；社會保障綜合評價：X2=A2R2；非農就業綜合評價：X3=A3R3；環境綜合評價：X4=A4R4；生活綜合評價：X5=A5R5；心理綜合評價：X6=A6R6。

（2）對X層次綜合評價。綜合評判結果為：X=AR。

3 結論與討論

（1）根據權重最大原則（對上一層的評價貢獻最大），由權重集X可以看出，影響農地流轉的最主要的功能性活動是家庭經濟狀況，對農戶土地流轉福利的評價貢獻達30%；其次是社會保障（25%）；第三是非農就業，占20%。這說明在現階段，環境、生活與心理貢獻處于較低的層次上。

（2）根據總目標的綜合評判結果，以河北省187個樣本計算結果看，流轉前后總模糊指數不足0.5，說明傳統農區的農戶流轉前后總體福利水平較低。

（3）根據總目標的綜合評判結果，以河北省187個樣本計算結果看，流轉前的總模糊指數為0.474，流轉后的總模糊指數為0.469，說明農戶總體福利水平略有下降。由此可以推論，這一地區，農戶土地流轉規模低原因是流轉前后農戶福利水平變化較小。

（4）由此可見，提高農地流轉水平與規模的主要措施應該是通過增加農民收益、提高農戶保障水平和非農就業等來增加農民福利。只靠政策推進流轉的速度與規模的做法不會得到農戶的響應的。

當然，本文的樣本均分布在傳統的農業區，沒有詳細細分純農戶、兼業戶和非農戶。對于城鄉結合帶或農業專業化與產業化比較發達的農業園區，上述結論是否適用有待進一步驗證。另外，本文沒有考慮農戶為增值而保有土地的因素。

[1]何國俊,徐沖.城郊農戶土地流轉意愿分析[J].經濟科學,2007，(5).

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[11]國家統計局.2009年農民工監測調查報告[R].2010-03-19.

[12]國家統計局.中華人民共和國2009年國民經濟和社會發展統計公報[EB.OL]http://www.stats.gov.cn/tjgb/ndtjgb/qgndtjgb/t20100225_402622945.htm.

[13]國家統計局.2009年中國統計年鑒[EB/OL].http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2009/indexch.htm.

[14]河北省統計局.2008年河北經濟統計年鑒[M].北京：中國統計出版社,2008.

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A

1002-6487（2011）11-0051-03

河北省自然科學基金資助項目（G2009000951）；河北省科技廳軟科學資助項目（08457233D）

趙淑芹（1965－），女，河北鹽山人，博士，教授，研究方向：國土資源經濟和管理制度與政策。

（責任編輯/亦 民）