农村集体资产股份合作制改革与农户对“一肩挑”赞成程度的关系

祝丽红,潘伟光,沙 柢

(1. 湖州师范学院医学院 护理学院,浙江 湖州 313000; 2. 浙江农林大学 a.经济管理学院, b.浙江省乡村振兴研究院,浙江 临安 311300)

2018年1月以来,《中国共产党农村基层组织工作条例》《中共中央国务院关于实施乡村振兴战略的意见》《关于建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系的意见》《中国共产党农村工作条例》等多个文件再次提到村“两委”班子应当交叉任职。推行“一肩挑”成为新时代完善乡村治理体系的重大战略部署,是新时期农村工作面临的一项重大政治任务。值得注意的是,推进“一肩挑”目标的实现,不仅依靠国家的意志,而且需要农户对“一肩挑”的制度认同和政策支持[1]。然而从实际调查结果看,当前部分地区的农民对“一肩挑”的制度安排认同度还比较低,“赞同”比例仅为29.1%,“不赞同”比例却有37.5%[2]。因此,探究影响“一肩挑”民意基础和认同的因素具有重大的理论意义和现实意义。

“一肩挑”是一种创新的乡村治理模式。在农村集体资产股份合作制改革的大背景下,学界对股份制改革与乡村治理之间的联系开展了大量研究[3],发现对发展壮大集体经济、保障农民财产权益、增加农民和村集体的收入等都有积极影响。遗憾的是,这些研究都是基于传统的村两委治理模式,针对农村集体资产股份合作制改革与“一肩挑”模式的分析研究很少。而针对农村集体资产股份合作制改革对农户关于书记村长“一肩挑”做法的赞成程度的实证分析则还没有出现。

鉴于此,研究拟采用有序Logit模型,利用浙江大学2018年的社会治理微观数据,从微观视角探讨农村集体资产股份合作制改革是否与农户对“一肩挑”的赞成程度存在因果关系,并分析影响机制。以期为夯实“一肩挑”制度的民意基础,实现“到2022年’一肩挑’占比50%”的目标提供政策建议。

1 理论分析与研究假说

书记-主任“一肩挑”在实际执行中还包括股份经济合作社董事长的兼任,至此相互制衡的村庄的权力结构发生改变,客观上增加了权力滥用和腐败等道德风险,由此激发了代理人设租、寻租等逆向选择的动力。这正是农户对“一肩挑”制度的民意支持度不高的重要原因。与此同时,中国农村正处于“撤村并村”“撤村并居”的村庄布局大变革中,庞大的村集体资产规模与产权模糊之间的矛盾日益突出[4],亟需推进农村集体资产股份合作制改革,包括集体产权清晰的改革、股份合作制组织治理的改革。产权明晰的农村集体资产股份合作制改革是否能提高农户对“一肩挑”的赞成程度?

从科斯定理看,一切制度的产生与变迁都离不开交易费用的影响[5]。换而言之,“一肩挑”机制的运行、变更也是有成本的[6],且交易费用不为零。不同的产权界定会影响制度安排的效率,在全面推行“一肩挑”的过程中就可能影响其民意基础。因此,为了降低交易成本、提升制度安排的效率,使“一肩挑”这一制度安排能实现帕累托最优,就必须保证财产权是明确的并且交易费用为零[7]。而农村集体资产股份合作制改革是对村域范围内有限的自然性资源、经营性资源及非经营性资源等集体净资产折股量化到个人的制度创新,其本质就是农村集体产权制度的改革。进行集体资产股份合作制改革的村庄,产权所有者的身份明确的且具有排他性[8],其集体组织成员有明确的股份数量、明晰的股权归属,负责人随意支配集体资产的行为受到了约束和监督,无法通过寻租等手段使集体收益分配产生倾斜[9],阻断了“一肩挑”后负责人将公共资源、公共财产私有化的可能性,打消了农户对负责人谋取私利的顾虑。

从外部性看,因实施股份合作制改革的村庄,其前期开展了大量有益的政策宣传,中期进行了有效的确权和经营,后期共享了切实的分红收益,由此产生的正外部性扭转了农户与村干部间信息不对称的局面,也正是在缩小“一肩挑”负责人的设租、寻租的空间、降低发生道德风险的可能性的过程中,农户对负责人的信任感得以增强,最终表现为“一肩挑”制度实施民意基础的提升。农户作为理性经济人,随着农村集体资产股份合作制改革的推进其赞成、认可“一肩挑”的概率极大提升。

综合以上分析,提出研究假说:农村集体资产股份合作制改革能提升农户对“一肩挑”的赞成程度。

2 研究方法

1) 数据来源。

本研究所用微观数据来源于2018年浙江大学中国农村发展研究院(CARD)组织发起的新型农村社区建设与治理调查数据。问卷主要内容包括:农户个人及家庭基本情况、村庄社区基本特征、村庄社区公共产品建设供给情况和村庄治理评估等。调研区域覆盖浙江、江西、河南、宁夏、江苏、安徽、西藏、四川、山东、贵州、河北、福建、广西、广东、甘肃、云南、辽宁、天津共计18个省市。利用分层抽样原则共抽取了93个村庄,根据花名册利用等距抽样原则,采取入户调查与半结构式访谈方式完成1 657份农户问卷。其中已实行“一肩挑”的共收集到460份农户问卷,在剔除内容不完整的问卷后,共获得有效农户问卷407份。

2) 变量的选取与含义。

① 被解释变量。农户对“一肩挑”的看法是该制度落地后测度基层民意的重要指标。为更好的衡量农户的态度倾向,指标选取“您对村书记与村主任一肩挑这种做法怎么看”这一题项,并按李克特五级量表设计选项,分别为“非常不赞成”“不太赞成”“中立”“比较赞成”“非常赞成”五个等级,程度从低到高依次赋值为1～5分。

② 核心自变量。集体资产股份合作制改革情况选取“您村里是否进行了集体资产股份合作制改革”这一题项,是、否分别赋值为1、0。因集体资产股份合作制改革已由原先需求诱致型的制度变迁升级为政府推动的供给主导型的制度变迁,这次自上而下的改革具有较强的外生性,故消除了计量模型中内生性的疑虑。

③ 控制变量。农户个体差异、选举环境差异、村庄层面差异可能会在农户行为选择上存在异质性,故而对以下变量加以控制。农户个体特征包括农户年龄、性别、是否党员、受教育年限、是否有村干部经历、收入水平等6个题项作为指标;选举环境变量包括“村两委作风满意度”“从以往的选举经验来看,能否通过选举将表现不好的村主任选下去,不让其连任”2个题项;村庄特征变量包括城(镇)中村、中心村、合并村、传统村四种村庄类型、“截至2017年底,您村常住人口数量”“村委会距离乡镇(街道)政府的距离”3个题项。鉴于本研究主要是探讨乡村撤并背景下农户对“一肩挑”看法是否存在显著差异,因此将根据是否为合并村,分别赋值为1、0。

除了控制农户个体特征、选举环境和村庄特征外,考虑到数据的异质性[10],本文设置了地区虚拟变量,将研究区域划分为东部、中部和西部地区,以东部为基准组赋值为1,中部和西部分别赋值为2、3。相关变量含义、赋值及其描述性统计如表1所列。

表1 变量定义及描述性统计

3) 模型构建。

在分析农户对“一肩挑”的赞成程度时,由于被解释变量分为非常不赞成、不太赞成、中立、赞成、非常赞成5种不同程度的选择,且不同选择间具有一定顺序,属于有序多分类变量,为避免线性模型带来的异方差问题,本文选择有序Logit模型进行分析。其具体形式为:

式中:p为农户对“一肩挑”不同赞成程度的概率,y为农户对“一肩挑”的政策程度,n表示赞成程度的五个等级,αn为截距项,k为影响因素的个数,βm表示第m个影响因素的回归系数,χm表示影响农户对“一肩挑”赞成程度的第m个变量。

3 结果与分析

1) 描述统计性分析。

从“一肩挑”的赞成情况来看,从“非常不赞成”到“非常赞成”依次占比4.42%,27.03%,40.29%,24.32%,3.93%(见表2)。由此可以看出,农户对“一肩挑”的政策支持水平偏低还有待提高[11],其中态度中立的农户占比最大,找到关键影响因素并引导这部分的农户转而赞成“一肩挑”,将极大的改变“一肩挑”的民意基础。从集体资产股份合作制改革情况来看,进行制度改革的仅占比10.73%,改革力度有待加强。从控制变量来看,样本农户男女比例较为均衡,平均年龄在47岁左右,党员比例较低,并且受教育程度整体偏低。

表2 核心自变量与农户对“一肩挑”的赞成程度

2) 农村集体资产股份合作制改革对农户“一肩挑”赞成程度的影响分析。

鉴于有序回归模型的系数大小的经济含义并不直观,因此表3将进一步关注显著性水平。模型1报告了采用有序Logit模型对自变量进行回归的结果,模型2报告了有序Probit模型的回归结果,以进一步检验显著性水平是否稳健。

表3 农户对“一肩挑”赞成程度的模型估计结果

① 核心自变量。模型1中农村集体资产股份合作制改革通过了1%水平下的显著性检验,影响方向为正向(见表3);模型2中再次考察了核心自变量的显著性水平,结果显示通过稳健性检验,研究假说得到支持。即农村集体资产股份合作制改革进行与否在农户对“一肩挑”赞成程度中,确实存在显著的促进作用。原因在于,权力集中导致腐败风险增加的政治逻辑影响村民对“一肩挑”的接受度和支持度[12]。进行农村集体资产股份合作制改革的村庄,其农户对“一肩挑”负责人更有信心,认为进行制度改革后明晰的产权制度极大的阻断了负责人通过设租、寻租等方式发生腐败、公权私用等损害农户个人、村集体利益等一系列不当行为发生的途径,打消了农户对“一肩挑”负责人的顾虑,因此农户也愿意赞成“一肩挑”;同时,经历过并顺利进行制度改革的村庄,其农户对改革的包容性将更大,尤其是当农户从农村集体资产合作制改革中获得经济利益的时候,对中央政府、地方政府推动的系列措施更倾向于赞成的态度,更愿意相信政府所做的决策是切实为百姓谋幸福,进而农户愿意赞成村书记村主任“一肩挑”。

② 控制变量。第一,农户个体特征。农户的性别对农户赞成“一肩挑”的程度均具有显著负向影响,即女性农户较男性农户更赞成“一肩挑”。可能的解释是,女性对新事物、新政策的接受度、包容性更高。第二,选举环境特征。农户对村两委干部作风的评价以及基于往届选举对政绩不好能否连任的判断,都通过5%及以上水平的统计检验。不难理解,作风优良的村两委干部更易获得群众的信赖,在推行“一肩挑”过程中更易为农户所支持;而往届选举中能够将政绩不好的村主任选下去的制度保障,使得农户对制度环境有良好的预期,即使“一肩挑”负责人当选后出现不负责的作为,农户依然可以采取集体行动另选“当家人”,从而降低“一肩挑”的执行成本。第三,村庄特征。常住人口数量对农户赞成“一肩挑”的程度均具有显著正向影响。一般地常住人口多的村庄其公共资源、公共事务更多,实施“一肩挑”后仅一个负责人难以协调各方。可能的解释是,常住人口数量多的村庄多为中心村,此类村庄人才资源较为丰富或探索、落实新政成效显著,其农户对负责人的能力高度信任,从而赞成“一肩挑”。第四,地区特征。以东部地区为基准进行回归发现,中部、西部地区的农户对“一肩挑”赞成程度呈负相关关系,模型2中西部地区较东部地区有显著差异,但模型1中未通过显著性检验。

3) 农户对“一肩挑”赞成程度的平均边际效应分析。

由于有序Logit模型中,只有显著性水平和作用方向有统计学意义,而回归系数的经济含义并不直观[13],因此需要计算各变量的边际效应,以进一步确定各自变量对因变量的影响程度。

有序Logit模型回归的边际效应检验结果表明,进行股份合作制改革每增加1单位,农户所持态度中非常不赞成、不太赞成和中立的概率将会分别下降3.3%、16.3.%和6.6%,而比较赞成和非常赞成的概率则分别上升了19.5%和6.7%(见表4),可以看出对降低不太赞成、提升比较赞成的边际效应最大。为检验有序Logit模型估计结果的稳健性,进一步使用有序Probit模型进行可靠性检验。对比两个模型的结果可以看出(见表4),是否进行股份合作制改革对“一肩挑”赞成程度的估计结果在作用方向均一致,仅在“中立”的显著性水平上存在微小差异,总体而言平均边际效应估计结果较为稳健。

表4 平均边际效应的估计结果

4 结论与建议

1) 结论。村书记村主任“一肩挑”是新时期农村治理体系现代化的重要内容,农户对“一肩挑”是否赞成和认可是制度能够成功的关键要素。本研究通过对已经落实“一肩挑”的先行地区调查分析发现,农户对“一肩挑”的整体赞成程度还有待提高。调研数据支持农村集体资产股份合作制改革对农户赞成“一肩挑”有促进作用的结论,边际效应检验表明完成股份合作制改革可有效降低非常不赞成、不太赞成、中立的占比,提高比较赞成、非常赞成的比例。此外,农户对“一肩挑”的赞成程度在农户的个体特征、村庄特征、选举环境及地区特征等层面也存在异质性。需要指出的是,本研究只关注了已经实施“一肩挑”的村庄是否完成了股份合作制改革,在未来的研究中,可以进一步关注股份合作制改革成效,对已经实行“一肩挑”和未实行“一肩挑”的农户赞成倾向的分组对比研究,充分把握集体资产股份合作制改革成效对农户赞成“一肩挑”的影响机理。

2) 建议。不同的农户对“一肩挑”的政策支持、认可程度出现较大差异。据此,对如何有效推动“一肩挑”,增强农户的赞成程度有以下几点启示:第一,加快推进改革,共享农村集体资产股份合作制改革成果。截至2020年4月,全国299.2万个拥有农村集体经营性、非经营性和资源性资产的清产核资单位完成数据上报,清产核资工作已经基本完成;其中全国已有超过36万个村完成集体经济组织成员身份确认,占总村数的60%。可见,农村集体资产股份合作制改革已取得阶段性成果。作为“一肩挑”落地后降低滥用权力和腐败的风险的重要制度保障,建议继续深化制度改革成果,在农村集体经济增长的基础上,积极释放改革红利,增加农民的股份分红收入,确保农村集体经济发展和农民集体财产性收入增加同步推进。第二,加强“一肩挑”制度优势的政策宣传,引导农户形成正确认知。党和国家需要进行广泛深入的政治动员,借助中央权威重塑农户的政治认知,使农户认识到“一肩挑”制度的优越性和乡村治理机制变革的时代意义。