農地城市流轉過程中農民征地補償收益研究
——基于省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析

張志超 吳曉忠

（南開大學 經濟學院，天津 300071）

一、引言及文獻回顧

從1979年《中外合資經營企業(yè)法》提出的場地使用權作為中方投資或由合營企業(yè)向政府繳納使用費開始，我國的土地有償使用制度經歷了30多年的歷程。近年來，隨著城鎮(zhèn)化進程和土地有償使用制度改革的推進，土地財政各項收益大幅提高，對政府財政的影響日益增加，逐漸成為中央和地方政府調節(jié)經濟和實現(xiàn)資源優(yōu)化配置的重要手段。但是在當前財政分權模式下，土地收益分配引發(fā)了一系列的問題，而作為其初始環(huán)節(jié)也是重要環(huán)節(jié)的農民征地補償問題尤為突出：農地城市流轉過快，耕地資源大幅減少，威脅我國糧食安全以及使農民失去賴以生存的土地保障；而作為農地城市流轉的第一步，征地過程中農民獲得的征地補償與征地前土地帶來的收益（經濟收益和非經濟收益）比例嚴重失調，征地補償難以維持失地農民基本生活水平，也難以取代征地后不斷強化的土地保障功能；外加上農民社會保障制度的不健全，加劇了社會矛盾。對此，我國政府高度重視，黨的十八屆三中全會指出：“縮小征地范圍，規(guī)范征地程序，完善對被征地農民合理、規(guī)范、多元保障機制。擴大國有土地有償使用范圍，減少非公益性用地劃撥。建立兼顧國家、集體、個人的土地增值收益分配機制，合理提高個人收益。”這對于我國農民征地補償、農村土地增值收益分配、健全政府宏觀調控體系、保護土地產權制度具有重要意義。

對于農地城市流轉過程中農民土地補償問題，國內學者從宏觀和微觀兩方面做了大量研究。宏觀方面研究認為征地補償分配是農民地權的歧視、農地流轉中政府雙重職能以及中央與地方政府之間、政府與農民之間利益博弈的結果。①陳利根、陳會廣：《土地征用制度改革與創(chuàng)新：一個經濟學分析框架》，《中國農村觀察》2003年第6期。具有強制性制度供給主體和國有土地所有者雙重身份的政府占有優(yōu)勢地位②郭亮：《土地征收中的利益主體及其權利配置——對當前征地沖突的法社會學探析》，《華中科技大學學報》（社會科學版）2012年第5期。，而農民作為土地收益分配中最弱勢的一方，在土地實際所有人方面處于“虛置”地位③安體富、竇欣：《我國土地出讓金：現(xiàn)狀、問題及政策建議》，《南京大學學報》（哲學社會科學版）2011年第1期。，被動地影響征地補償制度的供給和變遷，導致土地制度和收益分配不利于農村集體④匡家在：《地方政府行為的制度分析：基于土地出讓收益分配制度變遷的研究》，《中央財經大學學報》2009年第4期。，他們往往會采用非法手段來求得補償，給政策執(zhí)行和監(jiān)督帶來更高的成本。最終博弈過程使得各利益集團收益—成本關系發(fā)生變化，這實際上是利益集團利益和地權的再分配過程。⑤李濤：《農地征用的收益分配及博弈分析》，《經濟理論與經濟管理》2006年第9期。

微觀方面對于農民土地補償收益主要是從土地流轉中測算農民補償前后福利變化以及均衡分析。衡量方法主要有調查問卷的方式⑥王曾：《失地農民年齡、生產率和持續(xù)生存能力：基于調查數(shù)據(jù)的實證分析》，《經濟經緯》2014年第2期。、設定征地農民福利的功能性指標⑦高進云、周智、喬學鋒：《森的可行能力理論框架下土地征收對農民福利的影響測度》，《中國軟科學》2010年第12期。、以及構建土地流轉福利分配模型⑧彭開麗、張鵬、張安錄：《農地城市流轉中不同權利主體的福利均衡分析》，《中國人口、資源與環(huán)境》2009年第2期。等方法，這些方法具有針對性（基本都是研究某個地區(qū)的征地補償情況）且比較全面（研究方法和手段的多樣性），研究表明被征地農民除居住條件外，家庭經濟狀況、社會保障狀況、環(huán)境條件、可持續(xù)生存能力等都比征地前惡化。因此建議國家擴大征地補償范圍和提高補償標準，與土地市場價格掛鉤，不以農地農用價值進行一次性補償，加大對農民土地增值收益轉移支付力度⑨吳冠岑：《土地供給、分配機制與地方財政風險防范》，《改革》2012年第4期。；明確規(guī)定農民收益的法定最低分配比例，積極探索土地股份合作等多樣化分配形式。⑩丁同民：《現(xiàn)行農地非農化收益分配不公平的根源與思考》，《中州學刊》2013年第3期。

已有的文獻采用不同的研究方法從不同角度分析了農民征地補償收益情況，對深化改革現(xiàn)行土地收益分配關系具有重要意義。相對于已有文獻，本文考慮到我國《土地管理法》對農民征地補償主要是基于耕地年均產值標準（產值倍數(shù)法），其與農地的自然環(huán)境，生產條件和當?shù)氐慕洕鷹l件密切相關，因此在現(xiàn)有文獻基礎上融入以上因素；另外，已有文獻研究基本從靜態(tài)角度考慮了農地補償情況，不具有長期性和連續(xù)性。本文綜合考慮以上情況，在現(xiàn)有文獻基礎和理論上構建農地城市流轉過程的農民征地補償?shù)膭討B(tài)框架，考慮自然、生產、經濟等條件因素并以全國31省市數(shù)據(jù)為例，運用動態(tài)面板模型估算農民征地補償?shù)亩唐诤烷L期情況。

二、農民征地補償收益的理論模型

農地城市流轉過程是農地資源消耗過程，具有不可逆轉性，而伴隨著該過程是農民的征地補償和福利的變化。因此，本文在高進云等（2010）提出的農地補償基礎上構建農地補償?shù)膭討B(tài)模型，以考察征地過程中農地城市流轉對農民征地補償?shù)挠绊憽＂俑哌M云、喬榮鋒：《農地城市流轉福利優(yōu)化的動態(tài)分析》，《數(shù)學的實踐與認識》2010年第6期。

假設：（1）在期初農民的土地資源面積為S0，在時間t時農民擁有的農地面積為St，即St＝S0-E（t）dt，其中 E為t時刻農地流轉速；（2）在 t時刻農地征收給農民帶來相應的經濟補償Ct，由于在不同時間補償價格不同，且有逐漸增加的趨勢，則單位面積補償價格為ertP，P為期初征地補償價格，r為大于0的指數(shù)增長率，則相應的經濟補償為 Ct＝ertP d St＝EertP d t；（3） 土地帶來的收益不僅包括經濟收益，還包括如生態(tài)、食物安全與世代公平等社會價值和生態(tài)價值的非經濟收益，即所謂的外部性效益，且該外部性效益是農地面積St的函數(shù)；（4）在t時刻農民的福利水平包括擁有的農地帶來的經濟收益和非經濟收益以及獲得的征地補償，即UT＝U（St，C）t＝U（St，ertEP）；（5）將時間段為[0，T]的農民補償收益值進行折現(xiàn)，時間折現(xiàn)率為ρ。則農民征地補償福利變化為：

建立如下動態(tài)最優(yōu)化模型：

根據(jù)動態(tài)控制的方法，建立漢密爾頓方程，即

分別對協(xié)狀態(tài)變量，狀態(tài)變量和控制變量求導，得到：

根據(jù)最值條件，令，則可以得到：

對于（3）式，在任一時刻t，補償價格與邊際收益、折現(xiàn)率和補償?shù)闹笖?shù)增長率有關。隨著農地城市化流轉，農地面積越來越少，相應的外部性效益也越來越小，農地的邊際效用越來越大；同樣，隨著土地流轉以及補償?shù)脑黾樱谘a償充足的情況下，補償給農民帶來的效用是增加的，但是補償?shù)倪呺H效用是遞減的，因此為正，而為負且絕對值可能逐漸減少。因此（3）式右邊可能增加或者減少，甚至不變。

但是結合我國現(xiàn)實情況，我國征地補償是按照產值倍數(shù)來進行補償，政府在征地的過程中沒有考慮土地的非經濟收益，導致征地補償價格機制不能全面反映農民的全部收益（圖1）。AD是農地需求曲線，MSC是征地的邊際社會成本，MPC是征地的邊際私人成本。

從全社會角度看，征地的邊際成本為MSC，相應的征地數(shù)量為Q3，征地價格為P3，社會福利為AOE1。從市場角度分析，政府只考慮農民土地的經濟收益，不考慮土地的非經濟收益，因此相應的邊際成本為MPC，征地數(shù)量為Q2，征地價格為P2，社會福利損失為FE1E2。如果土地市場受到某種因素的影響（如政府征地市場壟斷）使征地價格低于P2，如處于P1位置，則征地數(shù)量為Q1，社會福利損失達到E1E3G。因此，對于Q3到Q1過程所導致的損失，是由政府征地補償時不考慮非經濟收益以及政府失靈造成的，使得農民補償?shù)膿p失程度加深。①曲福田、馮淑怡、諸培新等：《制度安排、價格機制與農地非農化研究》，《經濟學（季刊）》2004年第1期。

因此對于（3）式右面部分可能形成如下的征地補償路徑，在農地城市流轉初期，由于是少量農地的流轉，剩余農地帶來的邊際效用與征地補償帶來的邊際效用是對等的，隨著農地城市流轉的推進，農地越來越少，給農民帶來的邊際效用越來越大；但是由于非經濟損失也越來越大而農地的補償越來越不足以維持農民的基本生活水平，相應的社會保障等機制也沒配套上，則出現(xiàn)補償給農民的邊際效用增大的情況，導致剩余農地帶來的邊際效用與征地補償帶來的邊際效用之間出現(xiàn)嚴重失調。因此，可能出現(xiàn)短期內農民的補償是增加的，但長期內農民獲得的補償相對農地的征收是減少的。基于以上理論分析，本文將運用動態(tài)面板模型從實證角度進一步考察農民征地補償?shù)亩唐诤烷L期情況。

圖1 征地過程中的補償價格機制

三、農民征地補償短期與長期比較分析

（一）模型的設定與變量的選取

本文選取2000-2011年全國31個省市面板數(shù)據(jù)進行分析，所有數(shù)據(jù)來自于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》，《中國國土資源年鑒》，《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省市的統(tǒng)計年鑒。根據(jù)前文理論模型假設，在一定的土地數(shù)量下，農民征地數(shù)量與所擁有的土地數(shù)量之間具有一定的線性關系，并且為了考查農地城市流轉中土地征收對農民補償?shù)亩唐谂c長期效應，本文以人均耕地面積為核心解釋變量，同時選取其當期和滯后期變量來考察農地征收的短期和長期效應。另外，根據(jù)我國《土地管理法》的相關規(guī)定，農民征地補償費與前三年的耕地總產值有關，且農民征地補償存在一定的慣性增長趨勢，靜態(tài)面板對此的估計有可能是有偏的，考慮到這些因素本文在模型自變量中加入征地補償滯后項。設定相應的動態(tài)面板模型為：

其中，i（＝1，2，…，31）表示31個省市的樣本，t（＝2000，…，2011）表示考察的時間段；ηi表示不隨時間變化的個體效應，εit為與解釋變量無關的隨機擾動項；DIit為農民征地補償，CULit為人均耕地面積，Xit為控制變量。

對于征地補償，考慮到其主要是針對耕地的補償費用，本文采用產值倍數(shù)法來計算，使用農林牧漁業(yè)中的農業(yè)總產值Pi和耕地面積計算單位面積總產值Si，取前3年單位產值的20倍的平均作為土地所有補償費②《土地管理法》的規(guī)定每公頃被征收耕地的土地補償費和安置補助費，最高不得超過被征收前三年平均年產值的30倍。本文考慮全國土地實際情況，取前3年單位產值的20倍來核算。另外，國土資源部于2013年12月30日上午以新聞發(fā)布會的形式，簡要公布了第二次全國土地調查數(shù)據(jù)，還沒公布各省市的耕地面積，而《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》耕地面積數(shù)據(jù)只公布到2008年。對于2009-2011年耕地面積數(shù)據(jù)，如果相關省市年鑒公布該數(shù)據(jù)則本文采用該年鑒數(shù)據(jù)，如果沒公布則本文采用農作物總播種面積與復種指數(shù)之比來計算，其中復種指數(shù)根據(jù)2008年以前的農作物總播種面積和耕地面積來計算并預測2008年以后的趨勢而得到。，即。對于人均耕地面積，以各省市的耕地面積除以相應的人口得到。

對于控制變量，考慮到產值倍數(shù)法計算的農民征地補償受多種因素影響，本文將其歸為三類：自然因素、生產因素和經濟因素。對于自然因素，選取降水量和日照時間來表示，這兩個變量直接或間接地體現(xiàn)了地區(qū)農作物生長的自然條件優(yōu)劣性，對農業(yè)產值有著重要影響。③統(tǒng)計年鑒上反映自然因素的統(tǒng)計量有溫度、濕度、降水量和日照時間，考慮到溫度和濕度分別與日照時間和降水量有一定內在聯(lián)系，本文選取日照時間和降水量來表示自然條件；另外，對于這兩個變量《中國統(tǒng)計年鑒》選取典型城市來表示，考慮到把各城市的日照時間和降水量分別加總表示自然因素的無意義性和不可操作性，本文也選取各省典型城市來代表相應省份的自然因素。對于生產條件，本文選取化肥施用量和農業(yè)機械總動力來表示，這兩個變量體現(xiàn)了地區(qū)農業(yè)投入程度與產出效率。對于經濟因素，本文選取財政支農支出、人均GDP、固定資產投資（均為1999年為基期折算的實際值）以及城鄉(xiāng)收入差距這四個因素，其中：（1）財政支農支出考慮了生產性與非生產性支出①Barro R，“Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth”，Journal of Political Economy，Vol．98，No．5，1990，PP．103-126．，資本性支出與經常項目支出②Devarajan S，Swaroop V，Zou H，“The Composition of Public Expenditure and Economic Growth”， Journal of Monetary Economics，Vol．37，No．2，1996，PP．313-344．，選取支援農村生產力支出和農林水利氣象等部分事業(yè)費等因素的總和來體現(xiàn)政府對農民的補償力度；（2）人均GDP則反映了該地區(qū)的經濟發(fā)展水平，本文利用GDP平減指數(shù)折算的各省市實際GDP除以各省市的總人口得到；（3）固定資產投資體現(xiàn)了地區(qū)農地城市流轉的程度以及地方投資對建設用地的需求程度，學界普遍認為房地產投資這一指標可以反映城鄉(xiāng)之間消費、投資、生產力等因素之間差異③尹向飛、陳柳欽：《城鎮(zhèn)居民收入差距、財富差距、收入增長與房價關系的因果檢驗：1992-2006》，《河北經貿大學學報》2008年第6期。，且房地產投資與農地流轉相關性較大，本文選擇房地產投資來代表固定資產投資；（4）城鄉(xiāng)收入差距體現(xiàn)了失地農民城鎮(zhèn)化進程的差異，考慮到泰爾（Theil）指數(shù)綜合考慮了城鄉(xiāng)收入絕對差（數(shù)值與樣本基期選擇有關）以及城鄉(xiāng)收入相對比（沒考慮城鄉(xiāng)人口結構）指標的優(yōu)點，本文選擇泰爾指數(shù)來度量城鄉(xiāng)收入差距。各變量的統(tǒng)計描述特征如表1所示。

表1全國31省市面板數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

（二）模型的估計與結果分析

為了消除異方差和部分變量數(shù)值相對較大產生的影響，本文對帶有量綱的數(shù)據(jù)取對數(shù)；為了防止變量的非平穩(wěn)性導致的偽回歸問題，以及各省市差異導致的異質性問題，首先進行各變量的面板單位根和面板平穩(wěn)性檢驗（表2）。其中，農民征地補償、人均耕地、日照時間、降水量、化肥施用量、農業(yè)機械總動力、財政支農支出、人均GDP、固定資產投資、城鄉(xiāng)收入差距都通過了五種檢驗，而固定資產投資沒通過IPS檢驗，但通過了其他四種檢驗，因此可以認為這些變量都是平穩(wěn)的。

對于動態(tài)面板的估計，本文考慮以下兩方面因素：一方面系統(tǒng)廣義矩估計（System GMM）相對差分廣義矩估計（Difference GMM）和水平廣義矩估計（Level GMM）具有很好的有限樣本性質，且估計效率也高④Blundell R， Bond S， “Initial Conditions and Moments Restrictions in Dynamic Panel Data Models”， Journal of Econometrics，Vol．87，No．1，1998，PP．115-143．；另一方面，兩步GMM估計對截面相關和異方差問題具有較好效果，且兩步估計比一步估計具有更低的有偏性。①Windmeijer F，“A Finite Sample Correction for the Variance of Linear Efficient Two-step GMM Estimators”， Journal of Econometrics，Vol．126，No．1，2005，PP．25-51．因此本文采用系統(tǒng)廣義距估計的兩步法進行估計，并通過Sargan過度識別檢驗和殘差序列相關檢驗進行判斷，相關結果見表3。

從自然條件來看，根據(jù)估計2和估計5，降水量和日照時間的估計系數(shù)為正，說明降水量和日照時間給地區(qū)創(chuàng)造了良好的自然條件，使農地的單位面積產值增加，由產值倍數(shù)法決定的農地補償額也越大。而從生產條件來看，根據(jù)估計3和估計5可以發(fā)現(xiàn)，與自然條件類似，化肥施用量和農業(yè)機械總動力擁有量越大，生產效率越高，農業(yè)生產總值也越大，單位耕地產值也會相應增加，也同樣能增加由產值倍數(shù)法決定的農民征地補償。

表2 全國31省市面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

從經濟條件來看，根據(jù)估計4和估計5：（1）人均GDP和政府的財政支農支出從宏觀和微觀兩個角度反映了地區(qū)經濟發(fā)展水平和政府對三農的支持作用，人均GDP越高，財政支農支出越大，說明地方政府有比較強的財力來補償失地的農民，政府可以通過稅收減免、種糧直補等政策來增加失地農民的福利，因此在征地補償中財政支農支出提高了農民獲得的征地補償；（2）對于城鄉(xiāng)收入差距，由于各地區(qū)城鄉(xiāng)收入的泰爾指數(shù)不同，很大程度上說明了農民生活水平與城市居民之間的差距，因此城鄉(xiāng)收入差距大的地區(qū)也反映了相對較小的收益補償。其主要原因在于城鎮(zhèn)化進程中并沒實現(xiàn)真正的“人的城鎮(zhèn)化”，戶籍制度是抑制城鄉(xiāng)勞動力流動和失地農民市民化的一個重要因素，戶籍制度的差異不僅會導致城鄉(xiāng)工人工資水平的差異，而且在養(yǎng)老、醫(yī)療和失業(yè)保險上也表現(xiàn)較大差異①姚先國、賴普清：《中國勞資關系的城鄉(xiāng)戶籍差異》，《經濟研究》2004年第7期。；（3）對于固定資產投資，考慮到固定資產投資的長期性，本文同時考查了其前一期值與當期值，地區(qū)固定資產投資強度越大，城鎮(zhèn)化進程所需的建設用地就越多，征地流轉速度也越高，但對農民的補償起到了抑制作用，這可能是在征地過程中政府沒有考慮土地的額外價值，在城鎮(zhèn)化進程和農地征收過程中政府相關的服務、設施和政策制度的配套實施沒有跟上，過多的固定資產投資嚴重削弱了其城鎮(zhèn)化服務功能，外加上農民對自身利益的維護意識和耕地保護意識的相對薄弱，對政策影響力較小，使得征地補償價格偏低。

表3 動態(tài)面板估計結果

另外，從5個估計結果可知，征地補償?shù)臏箜椣禂?shù)為正，即前一期的值與當期值之間是正相關關系，說明補償費用是發(fā)散且呈指數(shù)型不斷增長的。①Barro R，Sala-i-Martin X，“Convergence”，The Journal of Political Economy，Vol．100，No．2，1992，PP．223-251．而人均耕地面積本期值與征地補償正相關，前一期值與征地補償負相關，即隨著農地城市流轉推進，短期內增加農民的收益，但從長期來看抑制農民的收益。這意味著剛開始時人均耕地較多，政府通過各種方式征收土地的激勵就越強，但是隨著農地城市流轉，農民逐漸失去了土地給予其的生存、發(fā)展和社會保障功能，外加上征地補償（初次分配）和土地出讓金（二次分配）是脫節(jié)的，在政府土地出讓收入中，可用于提高基本公共服務的可自主支配的支出較少，改善民生的作用也有限。②有學者指出：包括征地和拆遷補償支出、規(guī)定計提項目、繳納新增建設用地使用費、業(yè)務費以及土地初步整理等在內的必要成本支出占土地批租收入的70%-75%左右，也就是說只有約25%的收入可以作為地方政府可支配財力，如果計提10%作為教育等支出，這一比重更低。參見賈康、劉微：《“土地財政”論析》，《經濟學動態(tài)》2012年第1期。因此從長期來看農地城市流轉對農民征地補償是起抑制作用的。

四、研究結論與政策建議

根據(jù)以上分析，本文得到如下結論：（1）良好的自然和生產條件能增加農地產值，因此能增加基于產值倍數(shù)法的農地征收補償；（2）在經濟因素中，人均GDP和財政支農支出本身反映了經濟發(fā)展水平和對農民的直接補貼效應，因此都能增加農民土地收益。但是反映失地農民城鎮(zhèn)化進程差異的城鄉(xiāng)收入差距，以及反映地方投資對建設用地的需求程度的固定資產投資從短期和長期都抑制征地補償，對城鎮(zhèn)化的推進起阻礙作用；（3）短期內農地城市流轉能增加農民征地補償，但長期內是抑制的，一次性的征地補償不僅沒有考慮諸如土地生態(tài)價值的非經濟收益，還割斷了農民長期分享土地增值收益的路徑，特別是城鄉(xiāng)土地市場不統(tǒng)一以及城鄉(xiāng)要素交換不等價，阻礙了市場公共資源的均衡配置。

因此需要采取相應的措施進一步完善土地收益分配：（1）注重城鎮(zhèn)化和農地城市流轉的協(xié)調發(fā)展。城鎮(zhèn)化是我國社會發(fā)展必然要經歷的過程，而農地城市流轉是城鎮(zhèn)化的一個必然步驟。因此在城鎮(zhèn)化進程中一方面要提高土地等資源利用效率，堅持生態(tài)文明和綠色發(fā)展；堅持市場在配置資源的同時發(fā)揮政府對農村的轉移支付能力，提升失地農民社會保障機制，實行土地資源有償使用制度和生態(tài)補償制度，確保利民、惠民項目資金的到位和合理分配。（2）推動土地市場化改革，逐步推進土地價格形成的市場化機制，使之與國有土地同等入市、同權同價；完善城鄉(xiāng)要素等價交換機制，保障農民工同工同酬以及公平分享土地增值收益，使市場在資源配置中起決定性作用；加強土地使用權轉讓管理和地價管理，建立以標定地價為核心的地價動態(tài)監(jiān)測系統(tǒng)以實現(xiàn)有效調控土地市場；在推動市場化改革同時使農民在農地資源配置效率的提高、長效增收機制和財產性權益等方面得到保障，擴大農民在土地流轉的長期收益空間。

（責任編輯：余風）