農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革與農(nóng)戶對“一肩挑”贊成程度的關(guān)系

祝麗紅,潘偉光,沙 柢

(1. 湖州師范學(xué)院醫(yī)學(xué)院 護(hù)理學(xué)院,浙江 湖州 313000; 2. 浙江農(nóng)林大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, b.浙江省鄉(xiāng)村振興研究院,浙江 臨安 311300)

2018年1月以來,《中國共產(chǎn)黨農(nóng)村基層組織工作條例》《中共中央國務(wù)院關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》《關(guān)于建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制和政策體系的意見》《中國共產(chǎn)黨農(nóng)村工作條例》等多個(gè)文件再次提到村“兩委”班子應(yīng)當(dāng)交叉任職。推行“一肩挑”成為新時(shí)代完善鄉(xiāng)村治理體系的重大戰(zhàn)略部署,是新時(shí)期農(nóng)村工作面臨的一項(xiàng)重大政治任務(wù)。值得注意的是,推進(jìn)“一肩挑”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn),不僅依靠國家的意志,而且需要農(nóng)戶對“一肩挑”的制度認(rèn)同和政策支持[1]。然而從實(shí)際調(diào)查結(jié)果看,當(dāng)前部分地區(qū)的農(nóng)民對“一肩挑”的制度安排認(rèn)同度還比較低,“贊同”比例僅為29.1%,“不贊同”比例卻有37.5%[2]。因此,探究影響“一肩挑”民意基礎(chǔ)和認(rèn)同的因素具有重大的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

“一肩挑”是一種創(chuàng)新的鄉(xiāng)村治理模式。在農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革的大背景下,學(xué)界對股份制改革與鄉(xiāng)村治理之間的聯(lián)系開展了大量研究[3],發(fā)現(xiàn)對發(fā)展壯大集體經(jīng)濟(jì)、保障農(nóng)民財(cái)產(chǎn)權(quán)益、增加農(nóng)民和村集體的收入等都有積極影響。遺憾的是,這些研究都是基于傳統(tǒng)的村兩委治理模式,針對農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革與“一肩挑”模式的分析研究很少。而針對農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革對農(nóng)戶關(guān)于書記村長“一肩挑”做法的贊成程度的實(shí)證分析則還沒有出現(xiàn)。

鑒于此,研究擬采用有序Logit模型,利用浙江大學(xué)2018年的社會治理微觀數(shù)據(jù),從微觀視角探討農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革是否與農(nóng)戶對“一肩挑”的贊成程度存在因果關(guān)系,并分析影響機(jī)制。以期為夯實(shí)“一肩挑”制度的民意基礎(chǔ),實(shí)現(xiàn)“到2022年’一肩挑’占比50%”的目標(biāo)提供政策建議。

1 理論分析與研究假說

書記-主任“一肩挑”在實(shí)際執(zhí)行中還包括股份經(jīng)濟(jì)合作社董事長的兼任,至此相互制衡的村莊的權(quán)力結(jié)構(gòu)發(fā)生改變,客觀上增加了權(quán)力濫用和腐敗等道德風(fēng)險(xiǎn),由此激發(fā)了代理人設(shè)租、尋租等逆向選擇的動力。這正是農(nóng)戶對“一肩挑”制度的民意支持度不高的重要原因。與此同時(shí),中國農(nóng)村正處于“撤村并村”“撤村并居”的村莊布局大變革中,龐大的村集體資產(chǎn)規(guī)模與產(chǎn)權(quán)模糊之間的矛盾日益突出[4],亟需推進(jìn)農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革,包括集體產(chǎn)權(quán)清晰的改革、股份合作制組織治理的改革。產(chǎn)權(quán)明晰的農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革是否能提高農(nóng)戶對“一肩挑”的贊成程度?

從科斯定理看,一切制度的產(chǎn)生與變遷都離不開交易費(fèi)用的影響[5]。換而言之,“一肩挑”機(jī)制的運(yùn)行、變更也是有成本的[6],且交易費(fèi)用不為零。不同的產(chǎn)權(quán)界定會影響制度安排的效率,在全面推行“一肩挑”的過程中就可能影響其民意基礎(chǔ)。因此,為了降低交易成本、提升制度安排的效率,使“一肩挑”這一制度安排能實(shí)現(xiàn)帕累托最優(yōu),就必須保證財(cái)產(chǎn)權(quán)是明確的并且交易費(fèi)用為零[7]。而農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革是對村域范圍內(nèi)有限的自然性資源、經(jīng)營性資源及非經(jīng)營性資源等集體凈資產(chǎn)折股量化到個(gè)人的制度創(chuàng)新,其本質(zhì)就是農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度的改革。進(jìn)行集體資產(chǎn)股份合作制改革的村莊,產(chǎn)權(quán)所有者的身份明確的且具有排他性[8],其集體組織成員有明確的股份數(shù)量、明晰的股權(quán)歸屬,負(fù)責(zé)人隨意支配集體資產(chǎn)的行為受到了約束和監(jiān)督,無法通過尋租等手段使集體收益分配產(chǎn)生傾斜[9],阻斷了“一肩挑”后負(fù)責(zé)人將公共資源、公共財(cái)產(chǎn)私有化的可能性,打消了農(nóng)戶對負(fù)責(zé)人謀取私利的顧慮。

從外部性看,因?qū)嵤┕煞莺献髦聘母锏拇迩f,其前期開展了大量有益的政策宣傳,中期進(jìn)行了有效的確權(quán)和經(jīng)營,后期共享了切實(shí)的分紅收益,由此產(chǎn)生的正外部性扭轉(zhuǎn)了農(nóng)戶與村干部間信息不對稱的局面,也正是在縮小“一肩挑”負(fù)責(zé)人的設(shè)租、尋租的空間、降低發(fā)生道德風(fēng)險(xiǎn)的可能性的過程中,農(nóng)戶對負(fù)責(zé)人的信任感得以增強(qiáng),最終表現(xiàn)為“一肩挑”制度實(shí)施民意基礎(chǔ)的提升。農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人,隨著農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革的推進(jìn)其贊成、認(rèn)可“一肩挑”的概率極大提升。

綜合以上分析,提出研究假說:農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革能提升農(nóng)戶對“一肩挑”的贊成程度。

2 研究方法

1) 數(shù)據(jù)來源。

本研究所用微觀數(shù)據(jù)來源于2018年浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院(CARD)組織發(fā)起的新型農(nóng)村社區(qū)建設(shè)與治理調(diào)查數(shù)據(jù)。問卷主要內(nèi)容包括:農(nóng)戶個(gè)人及家庭基本情況、村莊社區(qū)基本特征、村莊社區(qū)公共產(chǎn)品建設(shè)供給情況和村莊治理評估等。調(diào)研區(qū)域覆蓋浙江、江西、河南、寧夏、江蘇、安徽、西藏、四川、山東、貴州、河北、福建、廣西、廣東、甘肅、云南、遼寧、天津共計(jì)18個(gè)省市。利用分層抽樣原則共抽取了93個(gè)村莊,根據(jù)花名冊利用等距抽樣原則,采取入戶調(diào)查與半結(jié)構(gòu)式訪談方式完成1 657份農(nóng)戶問卷。其中已實(shí)行“一肩挑”的共收集到460份農(nóng)戶問卷,在剔除內(nèi)容不完整的問卷后,共獲得有效農(nóng)戶問卷407份。

2) 變量的選取與含義。

① 被解釋變量。農(nóng)戶對“一肩挑”的看法是該制度落地后測度基層民意的重要指標(biāo)。為更好的衡量農(nóng)戶的態(tài)度傾向,指標(biāo)選取“您對村書記與村主任一肩挑這種做法怎么看”這一題項(xiàng),并按李克特五級量表設(shè)計(jì)選項(xiàng),分別為“非常不贊成”“不太贊成”“中立”“比較贊成”“非常贊成”五個(gè)等級,程度從低到高依次賦值為1～5分。

② 核心自變量。集體資產(chǎn)股份合作制改革情況選取“您村里是否進(jìn)行了集體資產(chǎn)股份合作制改革”這一題項(xiàng),是、否分別賦值為1、0。因集體資產(chǎn)股份合作制改革已由原先需求誘致型的制度變遷升級為政府推動的供給主導(dǎo)型的制度變遷,這次自上而下的改革具有較強(qiáng)的外生性,故消除了計(jì)量模型中內(nèi)生性的疑慮。

③ 控制變量。農(nóng)戶個(gè)體差異、選舉環(huán)境差異、村莊層面差異可能會在農(nóng)戶行為選擇上存在異質(zhì)性,故而對以下變量加以控制。農(nóng)戶個(gè)體特征包括農(nóng)戶年齡、性別、是否黨員、受教育年限、是否有村干部經(jīng)歷、收入水平等6個(gè)題項(xiàng)作為指標(biāo);選舉環(huán)境變量包括“村兩委作風(fēng)滿意度”“從以往的選舉經(jīng)驗(yàn)來看,能否通過選舉將表現(xiàn)不好的村主任選下去,不讓其連任”2個(gè)題項(xiàng);村莊特征變量包括城(鎮(zhèn))中村、中心村、合并村、傳統(tǒng)村四種村莊類型、“截至2017年底,您村常住人口數(shù)量”“村委會距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)政府的距離”3個(gè)題項(xiàng)。鑒于本研究主要是探討鄉(xiāng)村撤并背景下農(nóng)戶對“一肩挑”看法是否存在顯著差異,因此將根據(jù)是否為合并村,分別賦值為1、0。

除了控制農(nóng)戶個(gè)體特征、選舉環(huán)境和村莊特征外,考慮到數(shù)據(jù)的異質(zhì)性[10],本文設(shè)置了地區(qū)虛擬變量,將研究區(qū)域劃分為東部、中部和西部地區(qū),以東部為基準(zhǔn)組賦值為1,中部和西部分別賦值為2、3。相關(guān)變量含義、賦值及其描述性統(tǒng)計(jì)如表1所列。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

3) 模型構(gòu)建。

在分析農(nóng)戶對“一肩挑”的贊成程度時(shí),由于被解釋變量分為非常不贊成、不太贊成、中立、贊成、非常贊成5種不同程度的選擇,且不同選擇間具有一定順序,屬于有序多分類變量,為避免線性模型帶來的異方差問題,本文選擇有序Logit模型進(jìn)行分析。其具體形式為:

式中:p為農(nóng)戶對“一肩挑”不同贊成程度的概率,y為農(nóng)戶對“一肩挑”的政策程度,n表示贊成程度的五個(gè)等級,αn為截距項(xiàng),k為影響因素的個(gè)數(shù),βm表示第m個(gè)影響因素的回歸系數(shù),χm表示影響農(nóng)戶對“一肩挑”贊成程度的第m個(gè)變量。

3 結(jié)果與分析

1) 描述統(tǒng)計(jì)性分析。

從“一肩挑”的贊成情況來看,從“非常不贊成”到“非常贊成”依次占比4.42%,27.03%,40.29%,24.32%,3.93%(見表2)。由此可以看出,農(nóng)戶對“一肩挑”的政策支持水平偏低還有待提高[11],其中態(tài)度中立的農(nóng)戶占比最大,找到關(guān)鍵影響因素并引導(dǎo)這部分的農(nóng)戶轉(zhuǎn)而贊成“一肩挑”,將極大的改變“一肩挑”的民意基礎(chǔ)。從集體資產(chǎn)股份合作制改革情況來看,進(jìn)行制度改革的僅占比10.73%,改革力度有待加強(qiáng)。從控制變量來看,樣本農(nóng)戶男女比例較為均衡,平均年齡在47歲左右,黨員比例較低,并且受教育程度整體偏低。

表2 核心自變量與農(nóng)戶對“一肩挑”的贊成程度

2) 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革對農(nóng)戶“一肩挑”贊成程度的影響分析。

鑒于有序回歸模型的系數(shù)大小的經(jīng)濟(jì)含義并不直觀,因此表3將進(jìn)一步關(guān)注顯著性水平。模型1報(bào)告了采用有序Logit模型對自變量進(jìn)行回歸的結(jié)果,模型2報(bào)告了有序Probit模型的回歸結(jié)果,以進(jìn)一步檢驗(yàn)顯著性水平是否穩(wěn)健。

表3 農(nóng)戶對“一肩挑”贊成程度的模型估計(jì)結(jié)果

① 核心自變量。模型1中農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn),影響方向?yàn)檎?見表3);模型2中再次考察了核心自變量的顯著性水平,結(jié)果顯示通過穩(wěn)健性檢驗(yàn),研究假說得到支持。即農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革進(jìn)行與否在農(nóng)戶對“一肩挑”贊成程度中,確實(shí)存在顯著的促進(jìn)作用。原因在于,權(quán)力集中導(dǎo)致腐敗風(fēng)險(xiǎn)增加的政治邏輯影響村民對“一肩挑”的接受度和支持度[12]。進(jìn)行農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革的村莊,其農(nóng)戶對“一肩挑”負(fù)責(zé)人更有信心,認(rèn)為進(jìn)行制度改革后明晰的產(chǎn)權(quán)制度極大的阻斷了負(fù)責(zé)人通過設(shè)租、尋租等方式發(fā)生腐敗、公權(quán)私用等損害農(nóng)戶個(gè)人、村集體利益等一系列不當(dāng)行為發(fā)生的途徑,打消了農(nóng)戶對“一肩挑”負(fù)責(zé)人的顧慮,因此農(nóng)戶也愿意贊成“一肩挑”;同時(shí),經(jīng)歷過并順利進(jìn)行制度改革的村莊,其農(nóng)戶對改革的包容性將更大,尤其是當(dāng)農(nóng)戶從農(nóng)村集體資產(chǎn)合作制改革中獲得經(jīng)濟(jì)利益的時(shí)候,對中央政府、地方政府推動的系列措施更傾向于贊成的態(tài)度,更愿意相信政府所做的決策是切實(shí)為百姓謀幸福,進(jìn)而農(nóng)戶愿意贊成村書記村主任“一肩挑”。

② 控制變量。第一,農(nóng)戶個(gè)體特征。農(nóng)戶的性別對農(nóng)戶贊成“一肩挑”的程度均具有顯著負(fù)向影響,即女性農(nóng)戶較男性農(nóng)戶更贊成“一肩挑”?？赡艿慕忉屖?女性對新事物、新政策的接受度、包容性更高。第二,選舉環(huán)境特征。農(nóng)戶對村兩委干部作風(fēng)的評價(jià)以及基于往屆選舉對政績不好能否連任的判斷,都通過5%及以上水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。不難理解,作風(fēng)優(yōu)良的村兩委干部更易獲得群眾的信賴,在推行“一肩挑”過程中更易為農(nóng)戶所支持;而往屆選舉中能夠?qū)⒄儾缓玫拇逯魅芜x下去的制度保障,使得農(nóng)戶對制度環(huán)境有良好的預(yù)期,即使“一肩挑”負(fù)責(zé)人當(dāng)選后出現(xiàn)不負(fù)責(zé)的作為,農(nóng)戶依然可以采取集體行動另選“當(dāng)家人”,從而降低“一肩挑”的執(zhí)行成本。第三,村莊特征。常住人口數(shù)量對農(nóng)戶贊成“一肩挑”的程度均具有顯著正向影響。一般地常住人口多的村莊其公共資源、公共事務(wù)更多,實(shí)施“一肩挑”后僅一個(gè)負(fù)責(zé)人難以協(xié)調(diào)各方。可能的解釋是,常住人口數(shù)量多的村莊多為中心村,此類村莊人才資源較為豐富或探索、落實(shí)新政成效顯著,其農(nóng)戶對負(fù)責(zé)人的能力高度信任,從而贊成“一肩挑”。第四,地區(qū)特征。以東部地區(qū)為基準(zhǔn)進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn),中部、西部地區(qū)的農(nóng)戶對“一肩挑”贊成程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,模型2中西部地區(qū)較東部地區(qū)有顯著差異,但模型1中未通過顯著性檢驗(yàn)。

3) 農(nóng)戶對“一肩挑”贊成程度的平均邊際效應(yīng)分析。

由于有序Logit模型中,只有顯著性水平和作用方向有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,而回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義并不直觀[13],因此需要計(jì)算各變量的邊際效應(yīng),以進(jìn)一步確定各自變量對因變量的影響程度。

有序Logit模型回歸的邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明,進(jìn)行股份合作制改革每增加1單位,農(nóng)戶所持態(tài)度中非常不贊成、不太贊成和中立的概率將會分別下降3.3%、16.3.%和6.6%,而比較贊成和非常贊成的概率則分別上升了19.5%和6.7%(見表4),可以看出對降低不太贊成、提升比較贊成的邊際效應(yīng)最大。為檢驗(yàn)有序Logit模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性,進(jìn)一步使用有序Probit模型進(jìn)行可靠性檢驗(yàn)。對比兩個(gè)模型的結(jié)果可以看出(見表4),是否進(jìn)行股份合作制改革對“一肩挑”贊成程度的估計(jì)結(jié)果在作用方向均一致,僅在“中立”的顯著性水平上存在微小差異,總體而言平均邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 平均邊際效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

4 結(jié)論與建議

1) 結(jié)論。村書記村主任“一肩挑”是新時(shí)期農(nóng)村治理體系現(xiàn)代化的重要內(nèi)容,農(nóng)戶對“一肩挑”是否贊成和認(rèn)可是制度能夠成功的關(guān)鍵要素。本研究通過對已經(jīng)落實(shí)“一肩挑”的先行地區(qū)調(diào)查分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶對“一肩挑”的整體贊成程度還有待提高。調(diào)研數(shù)據(jù)支持農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革對農(nóng)戶贊成“一肩挑”有促進(jìn)作用的結(jié)論,邊際效應(yīng)檢驗(yàn)表明完成股份合作制改革可有效降低非常不贊成、不太贊成、中立的占比,提高比較贊成、非常贊成的比例。此外,農(nóng)戶對“一肩挑”的贊成程度在農(nóng)戶的個(gè)體特征、村莊特征、選舉環(huán)境及地區(qū)特征等層面也存在異質(zhì)性。需要指出的是,本研究只關(guān)注了已經(jīng)實(shí)施“一肩挑”的村莊是否完成了股份合作制改革,在未來的研究中,可以進(jìn)一步關(guān)注股份合作制改革成效,對已經(jīng)實(shí)行“一肩挑”和未實(shí)行“一肩挑”的農(nóng)戶贊成傾向的分組對比研究,充分把握集體資產(chǎn)股份合作制改革成效對農(nóng)戶贊成“一肩挑”的影響機(jī)理。

2) 建議。不同的農(nóng)戶對“一肩挑”的政策支持、認(rèn)可程度出現(xiàn)較大差異。據(jù)此,對如何有效推動“一肩挑”,增強(qiáng)農(nóng)戶的贊成程度有以下幾點(diǎn)啟示:第一,加快推進(jìn)改革,共享農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革成果。截至2020年4月,全國299.2萬個(gè)擁有農(nóng)村集體經(jīng)營性、非經(jīng)營性和資源性資產(chǎn)的清產(chǎn)核資單位完成數(shù)據(jù)上報(bào),清產(chǎn)核資工作已經(jīng)基本完成;其中全國已有超過36萬個(gè)村完成集體經(jīng)濟(jì)組織成員身份確認(rèn),占總村數(shù)的60%?？梢?農(nóng)村集體資產(chǎn)股份合作制改革已取得階段性成果。作為“一肩挑”落地后降低濫用權(quán)力和腐敗的風(fēng)險(xiǎn)的重要制度保障,建議繼續(xù)深化制度改革成果,在農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)上,積極釋放改革紅利,增加農(nóng)民的股份分紅收入,確保農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民集體財(cái)產(chǎn)性收入增加同步推進(jìn)。第二,加強(qiáng)“一肩挑”制度優(yōu)勢的政策宣傳,引導(dǎo)農(nóng)戶形成正確認(rèn)知。黨和國家需要進(jìn)行廣泛深入的政治動員,借助中央權(quán)威重塑農(nóng)戶的政治認(rèn)知,使農(nóng)戶認(rèn)識到“一肩挑”制度的優(yōu)越性和鄉(xiāng)村治理機(jī)制變革的時(shí)代意義。