我國農村土地間接流轉供應鏈聯盟的利益分配機制研究
——基于“對稱互惠共生”視角

溫修春，何 芳，馬志強

（1.江蘇大學管理學學院，江蘇鎮江 212013；2.同濟大學經濟與管理學院，上海 200092；3.江蘇大學土木工程與力學學院，江蘇鎮江 212013）

我國農村土地間接流轉供應鏈聯盟的利益分配機制研究
——基于“對稱互惠共生”視角

溫修春1，3，何 芳2，馬志強1

（1.江蘇大學管理學學院，江蘇鎮江 212013；2.同濟大學經濟與管理學院，上海 200092；3.江蘇大學土木工程與力學學院，江蘇鎮江 212013）

利益分配是供應鏈聯盟的一個共同而關鍵的問題，制訂公平合理的利益分配方案對供應鏈聯盟的成功運作無疑是重要的。本文從“對稱互惠共生”的視角，按照生產要素貢獻分配利益的原則，首先采用柯布-道格拉斯生產函數確定各生產要素（勞動、土地和資本）貢獻率，然后，對人力資本要素（勞動）建立相應的博弈模型并給出了在利益相關者之間的最優分配解，而對于非人力資本要素則按其投入比例進行分配，最后，通過算例求解得到了農戶、中介組織和種植企業在土地流轉中獲得的最優綜合分配額。本文研究結果不僅對農村土地間接流轉，而且對其他生產商與供應商之間的供應鏈合作利益分配機制的建立也具有指導意義。

農村土地；間接流轉；供應鏈聯盟；利益分配；對稱互惠共生

1 引言

近年來，我國農村土地承包經營權流轉市場出現了一種新型的土地流轉模式——“中介參與的間接式”。土地間接流轉是指通過土地流轉經營中介組織為媒介進行的土地流轉活動，如土地銀行（土地信用合作社）、土地信托機構、土地儲備機構、農村集體經濟組織等等。根據我國各地區的農村土地流轉實踐來看，我國專業化從事土地流轉的第三方組織主要有以下三類：第一類是以四川彭州市、寧夏平羅縣等為代表的“土地銀行”；第二類是以浙江紹興縣、湖南益陽市等為代表的“土地信托服務機構”；第三類是以江蘇常州市、浙江平湖市等為代表的“土地股份合作社”。由于它們均承擔著土地流轉中介服務的功能，因此，本文將這些組織統稱為“中介組織”。

事實上，根據浙江大學農業現代化與農村發展研究中心和浙江省農業廳聯合調查組的調研報告顯示，浙江省的土地流轉中，共有3069個中介服務組織參與，農地流轉中介服務組織的數量占村數量的比例為7.8%，同時，浙江省農地流轉面積達到300畝，占全省總耕地面積的12.4%，其比例在全國名列前茅［1］。由此可見，中介組織在農村土地流轉過程中發揮的作用非同一般。對此，劉莉君［2］也比較分析了直接式、政府參與的間接式和中介參與的間接式三種農村土地流轉模式的績效，得出中介參與的間接式是最優的。然而，關于農村土地間接流轉聯盟利益分配的研究文獻極少，即使是關于其他供應鏈聯盟中的利益分配問題，絕大多數文獻也只是在非對稱共生關系的前提下來研究的，但這并沒有達到“帕累托最優”的狀態。根據共生理論，對稱性互惠共生是共生系統進化的基本方向和根本法則，同時，對稱性互惠共生狀態也是最佳激勵兼容狀態或稱最佳資源配置狀態［3］。因此，促進對稱性互惠共生關系的形成是任何共生系統（包括農村土地流轉）發展的必然要求。鑒于此，本文從對稱互惠共生模式的角度出發，試圖研究我國農村土地間接流轉供應鏈聯盟的利益分配機制，以此為我國農村土地間接流轉實踐提供理論指導。

2 我國農村土地流轉供應鏈利益相關者的共生關系

2.1 非對稱的互惠共生關系

張穎聰、張文秀［4］指出在土地流轉市場中，農戶、農村集體經濟組織、中介組織和業主或經濟組織等土地使用者產生的關系，具備構成委托代理關系的條件；李懷、高磊［5］認為農戶簽訂土地承包合同后，因為具備了土地的轉讓權，所以既可以選擇自主經營，亦可以選擇委托其他組織或個人經營，在農地流轉中進一步形成委托代理關系；同樣，許艷［6］也指出農戶、農村集體經濟組織（筆者注：類似中介組織）和非農業主之間存在著契約關系、信息不對稱和利益結構不一致，三者之間確實存在著委托代理關系。由此可見，在我國農村土地間接流轉過程中，農戶、中介組織與種植企業之間的關系實質上是一種委托代理的關系，而且還是一種雙重委托代理的關系，不僅農戶與中介組織之間存在著委托代理關系，同時中介組織與種植企業之間也存在著委托代理關系。正是由于他們這種各自所處的地位不對等，因而他們之間的利益分配機制往往表現為非對稱性，即一方攫取另一方的經濟剩余。因此，此時他們三者之間的非對稱互惠共生關系可用圖1表示：

圖1 我國農村土地間接流轉主體間的非對稱共生關系

2.2 對稱的互惠共生關系

在現實中，由于各聯盟成員彼此之間的依賴程度不同，各自所處的地位也將不同，所以大多數的共生關系均表現為非對稱互惠共生。然而，在所有系統中對稱性互惠共生系統是最有效率也是最穩定的系統，任何具有對稱性互惠共生特征的系統在同種共生模式中具有最大的共生能量，任何具有非對稱性互惠共生特征的系統在同種模式中，關鍵共生因子分配的非對稱性越小則具有越大的共生能量［7］。繼此之后，卓穎、蔡運隆等［8］進一步研究得出，共生單元處于正向對稱共生狀態（即共生單元的共生度相等且均大于0）時，共生能量達到最優分配，能量損耗最小，是最理想的共生狀態。另外，在新古典生產理論中，存在著一個虛擬的廠商，這個虛擬的廠商決定生產過程中需要使用勞動和資本的數量，并將勞動和資本投入到生產過程中，得到一定數量的產品，稱為“廠商模型”［9］。據此，本文假設農戶、中介組織和種植企業以對稱互惠共生模式存在，而且在農村土地流轉中也存在這樣一個“公正”的虛擬廠商，使得投入該供應鏈聯盟的各生產要素之間不存在雇傭關系，既非“資本雇傭勞動”也非“勞動雇傭資本”，亦不存在任何一方攫取另一方的經濟剩余。因此，可用簡單示意圖來表示各聯盟成員之間的對稱互惠共生關系（如圖2所示）：

圖2 我國農村土地間接流轉主體間的對稱共生關系

Thorton和Tuma［10］認為，供應鏈聯盟沒有固定的邊界，組織間的關系可能發生斷裂、重組，而導致聯盟網絡不斷變化和擴展。這樣，從理論上來說，農村土地流轉供應鏈聯盟由非對稱的鏈式聯盟演變為對稱的網絡狀聯盟完全是有可能的。

3 對稱互惠共生供應鏈聯盟利益分配的總體原則

在對稱互惠共生的網絡狀聯盟中，各聯盟成員之間又該如何來分配利益呢？江澤民同志在黨的十五大報告中提出“把按勞分配與按生產要素分配結合起來，鼓勵資本、技術等生產要素參與收益分配”。之后，黨的十六大又提出了“勞動、資本、技術和管理等生產要素按貢獻參與分配的原則”。實質上，按生產要素貢獻參與分配是對以往分配方式的繼承與發展，標志著對我國收入分配制度的探索又達到一個新的理論高度。由此可見，按生產要素貢獻參與分配是我國當前及未來一定時期內的主要收入分配制度。另外，對于虛擬企業（供應鏈聯盟）的利益分配研究，趙忠華、王曉華［11］認為，“要素價值的確定是利益分配的基礎，而分配要素價值的確定又要根據參與分配要素的特點和在虛擬企業中所起的作用來確定。”

因此，本文針對我國農村土地間接流轉過程中，農戶、中介組織和種植企業在組建對稱互惠共生的聯盟之后，各聯盟成員之間按生產要素貢獻原則分配利益，較好地貫徹了“效率優先，兼顧公平”的社會主義收入分配原則。由于按生產要素分配是生產要素所有權或占有權在經濟上的實現，即憑借要素所有權或占有權獲取收益［12］，所以又設農戶是土地要素的占有者（或所有者），中介組織和種植企業則為資本要素和勞動要素的所有者。

4 測度參與合作的生產要素貢獻率

縱觀歷史，關于生產要素貢獻測度的研究，最早由克拉克（John Bates Clark）創立的邊際生產力分配理論和由馬歇爾（Alfred Marshall）創立的供求均衡分配理論均從邊際量上測度勞動和資本（包括土地）要素的份額與貢獻。至20世紀20年代，美國數學家柯布（C.W.Cobb）和經濟學家道格拉斯（Paul H.Douglas）又創立了生產函數理論，即稱為柯布-道格拉斯生產函數（Cobb-Douglas production function），從總量上測度勞動和資本要素的份額及貢獻；后來，索洛（Robert Merton Solow）又發現了生產函數模型的“余值”現象，于是，就又引入了丁伯根（Jan Tinbergen）提出的“全要素生產率”的概念，用以說明技術進步的貢獻。

因此，本文在借鑒前人的研究基礎上，對我國農村土地間接流轉供應鏈聯盟中各生產要素貢獻的測度時，引入修正的柯布-道格拉斯生產函數的一般形式：

F（K，H，L）=Y=AKχHγL?（1）

其中，Y為總產出量，參考國內大多數學者的做法以及本文的研究內容，選用農戶、中介組織與種植企業合作的總收益值作為總產出量；A為全要素生產率，常常被視為科技進步水平的指標；K為資本投入量；H為勞動力投入量，對此國內外學者常用投入的勞動力人數作為勞動投入量指標，然而，在理論上，勞動投入量是指實際投入的勞動量，應該用有效的勞動時間來反映，而有效的勞動時間不僅取決于勞動的投入數量，還取決于勞動的利用效率與勞動的質量等多種因素［13］；L為土地投入量；χ、γ、?分別為資本、土地和勞動產出的彈性系數。

首先，對公式（1）兩邊取自然對數進行線性變換，則可得：

其次，對公式（2）兩邊求微分，可得：

其中，dY/Y表示總產出增長率，dA/A表示全要素生產率增長率，d K/K表示資本要素增長率，d H/H表示勞動要素增長率，d L/L表示土地要素增長率。

再將（2）式分別對A，K，H，L求偏導數，并整理得：

其中，?Y/?A，?Y/?K、?Y/?H和?Y/?L的經濟學意義分別是：在現有的生產條件下，當其他生產要素比例保持不變時，每增加一個單位全要素、資本、勞動和土地所引起的總產出的增加，即它們對農業生產總產出的貢獻，其在數量上相當于各生產要素的純收益。

然后，再引入生產函數要素分析方法，則可建立各生產要素與產出的函數關系式（即各生產要素貢獻率）：

又通常實際測算用差分代替微分，則式（3）可轉化為：

于是，資本增長、勞動增長和土地增長對總產出增長的貢獻率則分別為：

因此，式（5）可被式（7）所替代。

而全要素的平均增長率（即全要素生產率增長率）常用“索羅余值法”計算，即由式（6）可得：

那么，全要素增長對總產出增長的貢獻率為：

正如前文所述，按生產要素分配是憑借要素所有權或占有權來獲取收益的，然而，農戶、中介組織和種植企業都不是全要素的所有者或占有者，因此，本文對全要素對總產出的增長率按資本、土地和勞動要素貢獻率的比例進行分配，則資本增長、土地增長和勞動增長對總產出增長的貢獻率分別轉化為：

5 我國農村土地間接流轉供應鏈聯盟的利益分配方案

周其仁［16］將企業（筆者注：本文中的虛擬廠商）視為“人力資本和非人力資本的一個特別市場合約”，而人力資本（勞動要素）與非人力資本（土地、資金和技術要素等）存在本質的區別：其一，非人力資本與其所有者在自然形態上具有可分離性，可以在不同的所有者之間相對容易地轉移，而人力資本則做不到這點，而且根據周其仁［16］的研究表明，不管在什么樣的社會中，人力資本與其所有者不可分離的狀況都是無法改變的；其二，人力資本所有者不僅擁有顯性人力資本，還有隱性人力資本，而非人力資本則相對易觀察。基于人力資本與非人力資本的差異性，故本文按照人力資本與非人力資本分類進行要素貢獻分配收益，并且假設土地流轉后的總產出為F（K0，L0，H0）=Y0。

5.1 因人力資本要素貢獻的分配

5.1.1 基本模型的構建

根據前文的假設，中介組織和種植企業為土地流轉供應鏈中的勞動要素所有者，因此，設g1和g2分別表示中介組織和種植企業的工作努力水平；η1和η2分別表示中介組織和種植企業工作的貢獻系數（其大小取決于該成員的核心能力的獨特性和相對重要性）；ρ1和ρ2分別表示中介組織與種植企業的工作創新性活動成本系數，則他們的工作努力總成本函數為：C（ρ1g1，ρ2g2），且滿足：?C/?g1＞0，?2C/?2g1＞0，?C/?g2＞0，?2C/?2g2＞0；又設總勞動收益為R（η1g1，η2g2），π為中介組織和種植企業合作的凈勞動收益，則有：

為研究問題的方便，不失一般性，我們可以進一步假設，中介組組織與種植企業的工作努力總成本以及總勞動收益分別為努力水平的二次函數和線性函數，則有：

其中，θ為中介組織與種植企業之間工作的關聯系數，但為了使生產函數具備Hyers-Ulam穩定性，故此假設θ=0；C0為常數，表示固定成本（或陷入性成本）；ξ為隨機干擾變量，且服從正態分布，即ξ～N（0，σ2）。這里，值得特別說明的是，各函數式中加系數是為了后面運算化簡的方便，可以通過對開方計入成本系數而將各函數式的系數化為1，并不影響各變量之間的函數關系。

將上述式（14）、（15）代入式（13）可得：

一般而言，常見有三種利益分配模式：產出分享模式、固定支付模式和混合模式［17］，但結合上述聯盟成員均以對稱互惠共生模式而存在的假設，因此，本文進一步假設中介組織和種植企業之間是以產出分享模式（同時成本也按比例共同分擔）對勞動收益進行分配，且他們的收益分配比例分別為β、1-β，且0＜β＜1，以及各自成本分攤比例為s、1-s，且0＜s＜1；又設π1，π2分別為中介組織和種植企業的凈勞動收益，則有：

在考慮土地流轉的產出存在風險的情況下，此時設中介組織和種植企業均為風險厭惡者，風險性成本分別為：

其中，r1和r2分別表示中介組織和種植企業的風險規避程度。

因此，可得到中介組織和種植企業整體及其各自的確定性等價收入為：

5.1.2 模型的求解

（1）最優努力水平的確定

在對稱互惠共生關系中，虛擬廠商是激勵契約的設計者，也是該博弈中的領導者，則在此博弈過程中具有“先行一步”的優勢，先給出收益分配比例，然后其他利益相關者再根據此選擇自己的努力水平。因此，我們首先采用逆推法考慮博弈方的第二步。

假定虛擬廠商給出的收益分配比例已定，分析中介組織和種植企業會怎樣選擇自己的行動（即努力水平）。根據公式（17）和（18）分別對g1，g2求偏導，且令?CE1/?g1=0，?CE2/?g2=0，則可得到中介組織和種植企業為追求自身利益最大（即采取不合作行動策略）而在納什均衡時的努力水平g*1和：

由上述兩式可解得：

則有：

由此，我們可以得出以下結論：

結論1：中介組織和種植企業在追求自身最大效用時所付出的工作努力水平與自身的分配系數成正比，與自身的工作貢獻系數成正比，與自身的成本分攤系數成反比，與自身創新性活動的成本系數的平方成反比，而與各自的風險規避程度無關，這與實際情況是完全吻合的，由此可見前面的假設是符合實際的。

（2）最優分配系數的確定

我們再考慮雙方博弈的第一步，即最優分配比例的確定。通過式（23）、（24）表明，在滿足各自自身效用最大化的情況下，中介組織和種植企業各自根據分配比例來選擇最優工作努力水平，反過來，此式亦可表示他們根據各自的工作努力水平來確定最優分配比例β和1-β。因此，將式（23）、（24）帶入式（20），然后令?CE/?β=0，則可求得：

因此，可以得出如下結論：

結論2：中介組織和種植企業之間分別按照各自成本分攤系數，即s：（1-s）的分配比例分享勞動收益時，可使他們合作的總體凈收益達到帕累托最優，因此，β*或1-β*也稱為最優分配系數。

那么，再由式（26）和式（27）可得：

因此，又可以得出如下結論：

結論3：在帕累托最優狀態時，最優分配系數只與各自承擔的成本分攤比例系數有關，且呈正比例關系，說明此時的報酬與付出是完全對等的，而與自身的工作貢獻系數、創新性活動的成本系數、項目本身的風險程度及參與人的風險規避程度均無關，這與實際情況是完全吻合的，正所謂“一份耕耘一份收獲”，由此可見前面的假設是符合實際的。

（3）實際合作中分配系數的確定

在合作中中介組織和種植企業的實際利益分配系數應根據實際其工作努力水平來調整，此分配原則亦符合我國當前社會主義社會階段實行“多勞多得，少勞少得”的按勞分配制度，并且依此可加強成員彼此之間的監督與協調，盡量避免共同合作中的“偷懶”或“搭便車”現象［18］。

因此，中介組織和種植企業的收益分配系數可由式（23）和式（24）得到：

因此，可以得出如下結論

結論4：在實際分配利益時，實際分配系數與各自的工作努力水平、工作貢獻系數、創新性活動的成本系數以及各自承擔的成本分攤比例系數有關，而與各自的風險規避程度無關，這也是公平合理的。

（4）因勞動要素貢獻的分配額

根據對稱互惠共生模式的假設，故可忽略風險因素對要素所有者之間造成的影響，即不需對要素貢獻分配的結果進行風險系數修正。那么，中介組織與種植企業因勞動要素對總產出貢獻額為：

若按照生產要素貢獻的原則分配勞動收益時，則中介組織與種植企業因貢獻勞動要素而獲得的最優收益與實際收益分別為：

5.2 非人力資本要素貢獻的分配

相對而言，非人力資本按要素貢獻分配較為簡單些，正如前文所述非人力資本與其所有者具有可分離性，一旦分離它將不會隨著其所有權人的不同而不同，也就是說，無論誰投入非人力資本要素對總產出發揮的作用都是相同的，而且根據對稱互惠共生模式的假設，則完全可認為風險與投入成正比關系。因此，非人力資本要素的分配可按投資人投入的要素數量比例進行分配。

5.2.1 因資本要素貢獻的分配額

假設中介組織與種植企業的投入資本比例分別為：l與1-l，則中介組織與種植企業因資本要素貢獻而獲得的收益分別為：

5.2.2 因土地要素貢獻的分配額

同理，對于土地要素貢獻的分配亦可采取根據投入的土地數量按比例進行分配。但在本文中，只有農戶才是土地要素的提供者，則不需要再按比例在成員之間進行分配。因此，農戶因土地要素貢獻而獲得的收益為：

5.3 利益相關者的最優綜合分配額

綜上所述，農戶、中介組織和種植企業因人力資本要素（勞動）和非人力資本要素（土地和資本）貢獻而在農村土地間接流轉中應獲得的最優收益分別為：

6 應用算例

假設：土地流轉后的總產出Y0=2000元/畝·年，資本增長、土地增長和勞動增長對土地流轉總產出增長的貢獻率分別轉化為：G′（K0）=25%，G′（L0）=45%，G′（H0）=30%，以及中介組織和種植企業提供資本要素和勞動要素的比例分別為：s：（1-s）=1：4，l：（1-l）=2：3，那么，將上述參數分別代入式（40）、式（41）和式（42）可得到農戶、中介組織和種植企業應分配到的收益額為：

7 結語

從上述可知，本文是在對稱互惠共生模式的假設基礎上，基于我國當前的“按生產要素貢獻參與分配”原則，首先，應用柯布—道格拉斯生產函數理論測度資本、勞動和土地等生產要素的貢獻率，從而確定各生產要素對總產出的貢獻額；其次，針對勞動者之間因其勞動要素貢獻的利益分配問題，鑒于人力資本與非人力資本的特殊性，則采用博弈論的相關理論建立了利益分配模型，從而確定中介組織與種植企業以勞動要素為合作基礎的最優利益分配系數，并以此為基礎評價合作中他們的實際工作表現，進而確定他們的實際利益分配系數；最后，確定了農戶、中介組織和種植企業各自因其貢獻而應獲得的利益。

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Research on the Benefit Distribution of the Supply Chain Alliance on Indirect Rural Land Transfer——Based on the Perspective of Symmetrical and Reciprocal Symbiosis

WEN Xiu-chun1，3HE Fang2MA Zhi-qiang3
（1.School of Management，Jiangsu University，Zhenjiang 212013，China；2.School of Economics and Management，Tongji University，Shanghai 201804，China；3.Faculty of Civil Engineering and Mechanics，Jiangsu University，Zhenjiang 212013，China）

As the benefit distribution is a common and critical problem in supply chain alliance，a fair and reasonable plan of benefit distribution is undoubtedly important for supply chain alliance.Based on the perspective of symmetrical and reciprocal symbiosis，according to the benefit distribution principle of production factors contribute，firstly，various production factors（e.g labor，land and capital）contribution rate are determined by Cobb-Douglas production function.Secondly，a game model about human capital factors（e.g labor）is set up and its optimal solution is given，yet the benefit about non-human capital factors（e.g land and capital）is distributed according to their investment proportions.At last，the optimal comprehensive allocations of the farmers，intermediary organizations and plantation companies are respectively obtained by numerical example in land transfer.The analysis in this paper has guiding significances not only for the distribution mechanism of the indirect rural land transfer，but also for the distribution mechanism of cooperation benefits between producers and suppliers.

rural land；indirect transfer；supply chain alliance；benefit distribution；symmetrical and reciprocal symbiosis

F304.8

A

1003-207（2014）07-0052-07

2012-04-10；

2013-06-30

國家自然科學基金資助項目（71073110）；江蘇省教育廳高校哲學社會科學基金資助項目（2013SJB6300016）；江蘇大學高級人才啟動基金資助項目（13JDG041）；江蘇省博士后科研資助項目（1302059C）

溫修春（1978-），男（漢族），江西贛州人，講師，管理科學與工程博士后，研究方向：工程管理、房地產投資與土地資源管理等.