郭少圓

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農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

郭少圓

摘要：利用1978—2014年我國(guó)農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)作物總播種面積、化肥使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的不斷增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展起到顯著的正向作用，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)沒有明顯影響。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，一方面要更加注重發(fā)揮土地、勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素的作用；另一方面要鼓勵(lì)地方政府進(jìn)行制度創(chuàng)新，推動(dòng)農(nóng)業(yè)改革，逐漸完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，發(fā)揮制度的能動(dòng)作用。

關(guān)鍵詞：農(nóng)地；農(nóng)業(yè)產(chǎn)權(quán)制度；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

改革開放以來，我國(guó)農(nóng)村開始實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，極大提高了農(nóng)民的積極性，使得農(nóng)業(yè)持續(xù)快速發(fā)展。按1978年價(jià)格計(jì)算，1978年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為1 117.5億元，2014年達(dá)到54 771.15億元，名義值增加了53 654.05億元，增加了48倍還多。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來自何處？除了各種生產(chǎn)要素以及技術(shù)進(jìn)步，還有其他因素嗎？筆者認(rèn)為，與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系最緊密的應(yīng)該是土地。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的變化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到底有無作用，有多大影響，是很值得研究的問題。分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)的影響，探索當(dāng)前土地政策的績(jī)效，有利于政府更好地制定相關(guān)土地政策，促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)更好更快地進(jìn)行，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

一、文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要由要素投入和技術(shù)進(jìn)步?jīng)Q定。在哈羅德-多馬模型中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)僅僅取決于資本積累。20世紀(jì)50年代，索洛模型提出技術(shù)進(jìn)步?jīng)Q定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。20世紀(jì)80年代以來，新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論進(jìn)一步指出：知識(shí)積累、技術(shù)創(chuàng)新及專業(yè)化人力資本是決定性的投入要素，不但自身收益遞增，而且能使其他投入要素收益遞增，從而使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)化，并以此說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的真正源泉。

與宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論不同，產(chǎn)生于20世紀(jì)60年代的新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派提出了新的觀點(diǎn)。他們認(rèn)為傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論還不完備，只有要素稟賦、技術(shù)和偏好，欠缺制度分析。正是某種制度安排的存在，使得決策者確定自己的立場(chǎng)正確與否及其行為結(jié)果。在制度因素的配合下，土地、勞動(dòng)和資本等要素才得以發(fā)揮功能［1］。道格拉斯·C·諾思對(duì)中世紀(jì)西方世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行的研究表明，包括產(chǎn)權(quán)制度在內(nèi)的制度是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生變量［2-4］。就現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來講，由于不同國(guó)家的制度以及制度安排的差異，使得國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不一樣［5-6］。

在國(guó)內(nèi)，就農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究而言，眾多學(xué)者運(yùn)用計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析。林毅夫率先對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了計(jì)量研究，運(yùn)用生產(chǎn)函數(shù)法對(duì)1978—1984年我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的源泉進(jìn)行了分解。結(jié)果表明：1978—1984年我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長(zhǎng)率為42.23%；以農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革為核心的農(nóng)村改革對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)十分顯著，產(chǎn)出增長(zhǎng)的46.89%來自制度改革［7］。楊小凱等運(yùn)用新興古典微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架的有關(guān)原理對(duì)中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明：1979—1987年間，產(chǎn)權(quán)制度改革通過對(duì)組織效率的影響為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作出的貢獻(xiàn)，占人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率的48%［8］。黃少安等利用1949—1978年中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，研究了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用［9］。

借助于制度經(jīng)濟(jì)研究的有關(guān)理論和計(jì)量經(jīng)濟(jì)研究方法，喬棒等探討了1978—2004年中國(guó)農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)［10］。盛濟(jì)川等運(yùn)用計(jì)量方法對(duì)1952—2007年中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明：土地制度的不同導(dǎo)致農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)存在差異，從而造成農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有較大差別?？傮w而言，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用相對(duì)較小，但從1978年開始的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制及其后續(xù)改革，較大程度提高了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，使得農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)得到了較快的發(fā)展［11］。

部分學(xué)者研究農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度與地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。比如，洪名勇等使用1949—2004年貴州省數(shù)據(jù)研究農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響［12］。常高敏運(yùn)用計(jì)量分析方法，對(duì)1975—1990年涼山彝族自治州西昌市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證分析［13］。徐光木通過對(duì)新疆農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革及其績(jī)效進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)自1978年以來農(nóng)業(yè)灌溉面積和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)新疆農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)有顯著作用，而包括農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革在內(nèi)的其他因素則沒有明顯的積極影響［14］。

綜上所述，國(guó)外關(guān)于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的研究不多，而國(guó)內(nèi)研究主要集中在農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的貢獻(xiàn)分析。即使研究農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，學(xué)者們大多使用改革開放之前的數(shù)據(jù)，使用1978年以后的全國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的反而不多。

二、模型、變量和數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定與變量選取

在研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證文獻(xiàn)中，Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)依舊是最常見的宏觀生產(chǎn)函數(shù)形式。為了探討不同的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度安排對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，筆者使用C-D函數(shù)建立計(jì)量模型。為了便于計(jì)量分析，筆者采用C-D函數(shù)的對(duì)數(shù)形式，并在其中加入農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變量，最終的模型為：

式中：Y為被解釋變量，表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出水平，在這里用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來替代。等式右側(cè)是解釋變量，主要由4部分組成。其中，C是第一部分，為截距項(xiàng)。land（土地）、labor（勞動(dòng)力）、fert（化肥）、power（機(jī)械動(dòng)力）主要用來測(cè)度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的基本要素投入變化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。It是第三部分，為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，是一個(gè)虛擬變量，主要用以檢驗(yàn)制度變遷對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響。ε是第四部分，為模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)采集整理

筆者研究所采用的相關(guān)數(shù)據(jù)都來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局以及中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。由于2013年和2014年有幾個(gè)數(shù)據(jù)缺失，因此在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，樣本時(shí)間段設(shè)為1978—2012年。具體到指標(biāo)選取，筆者用農(nóng)作物總播種面積表示土地；用農(nóng)用化肥折純量度量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的化肥使用量；用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表示動(dòng)力。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值Y利用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)進(jìn)行平減，以消除價(jià)格因素的影響，其他變量不需平減。

對(duì)于勞動(dòng)力labor，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站中有農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員和鄉(xiāng)村從業(yè)人員2個(gè)指標(biāo)。筆者認(rèn)為這2個(gè)指標(biāo)都不太準(zhǔn)確，因?yàn)?者都不是農(nóng)業(yè)從業(yè)人員。但是，相比較而言，前者更精確，畢竟后者統(tǒng)計(jì)口徑更大。因此，筆者采用農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員作為勞動(dòng)力的替代變量。

最后，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變量It用虛擬變量替代，取值為0或1。2005年農(nóng)業(yè)部通過《農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》，從國(guó)家層面規(guī)范土地流轉(zhuǎn)行為，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)發(fā)生了重大變化。因此，筆者將1978—2012年分為2段。以2005年作為分割點(diǎn)，1978—2004年的It取值為0，2005年以后的It取值為1。

三、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，筆者利用Eviews6.0對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1　平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表

由表1可知，在5%的顯著性水平下，lnY、lnland、lnlabor、lnfert、lnpower等原始變量都存在單位根，均為非平穩(wěn)序列。但是，它們的一階差分?jǐn)?shù)列均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。這表明lnY、lnland、lnlabor、lnfert、lnpower等都服從一階單位根過程，可能存在協(xié)整關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

假如變量是同階單整的，那么變量之間就有可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)做進(jìn)一步判斷。協(xié)整檢驗(yàn)有2種，分別是適用2個(gè)變量的E-G兩步法和多變量協(xié)整檢驗(yàn)的Johanson檢驗(yàn)。由于筆者研究的是多個(gè)變量之間的關(guān)系，且上述5個(gè)變量都是一階單整的，所以采用Johanson檢驗(yàn)。Johanson跡檢驗(yàn)與最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果分別見表2和表3。

從表2和表3可知，在5%的顯著性水平下，拒絕前兩個(gè)假設(shè)。跡檢驗(yàn)表明有2個(gè)協(xié)整關(guān)系，最大特征值檢驗(yàn)表明在5%的顯著性水平下沒有協(xié)整關(guān)系，所以可以認(rèn)為有且僅有2個(gè)協(xié)整關(guān)系。提取第1個(gè)協(xié)整方程為：

表2　Johanson跡檢驗(yàn)結(jié)果

表3　Johanson最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)e1進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF統(tǒng)計(jì)值為-5.603 7，小于臨界值-3.562 9，所以e1是平穩(wěn)的。這充分說明lnY、lnland、lnlabor、lnfert、lnpower等5個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）回歸分析

經(jīng)過上面的分析，我們知道5個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。下面，分析具體的數(shù)量關(guān)系，根據(jù)模型對(duì)相關(guān)變量作OLS回歸。這里我們分為兩個(gè)模型：第一個(gè)不加入農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變量，第二個(gè)加入虛擬變量。利用計(jì)量軟件做回歸分析。

1.不含制度因素

不含制度因素的回歸分析結(jié)果如下：

2.加入制度因素

加入制度因素的回歸分析結(jié)果如下：

四、結(jié)論與建議

筆者利用中國(guó)1978年以后的數(shù)據(jù)實(shí)證分析了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。結(jié)果表明影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的主要因素還是生產(chǎn)要素，如土地、勞動(dòng)力、化肥使用量、機(jī)械動(dòng)力等；產(chǎn)權(quán)制度因素的作用較小，且與農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)無顯著影響。根據(jù)新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的看法，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出應(yīng)起顯著作用。對(duì)于上述結(jié)論，一方面，有可能是指標(biāo)選取不合理，使用虛擬變量解釋力不大；另一方面，虛擬變量的時(shí)間段劃分不合理。1978年以后我國(guó)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變化過，農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)歷了幾次試點(diǎn)工作，直到2005年才形成規(guī)范文件。此外，制度變化是一個(gè)漸變的過程，可能2005年以后新的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度實(shí)行時(shí)間較短，還沒有形成巨大的推動(dòng)力。基于上述結(jié)論，農(nóng)業(yè)發(fā)展應(yīng)當(dāng)重視以下幾個(gè)方面：

第一，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更加注重發(fā)揮土地、勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素的作用，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度，注重化肥使用，減少單位面積上的勞動(dòng)力數(shù)量，促進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，加速傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展。近年來，農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)逐年減少，表明農(nóng)地逐漸形成規(guī)模化種植經(jīng)營(yíng)，有利于推進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程。

第二，逐漸完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，發(fā)揮制度的能動(dòng)作用。雖然農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響不大，但是我們也應(yīng)該注意到制度因素的力量。改革開放后我國(guó)農(nóng)村土地制度基本未變，一直實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，但要注意農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)已發(fā)生很大改變。從農(nóng)民層面來看，中國(guó)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的完整性和完全性不斷得到增強(qiáng)，這是農(nóng)業(yè)持續(xù)增長(zhǎng)的制度源泉。在今后的農(nóng)村土地改革中，我們完全可以通過完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，給予農(nóng)民更多的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展，而不必改變土地的所有制。

第三，鼓勵(lì)地方政府進(jìn)行制度創(chuàng)新，推動(dòng)農(nóng)業(yè)改革。經(jīng)過30多年的改革，現(xiàn)在影響農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷的因素已經(jīng)發(fā)生了重大變化，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)差異以及社區(qū)整合能力強(qiáng)弱不一。由于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不同，發(fā)展水平存在差距，必然導(dǎo)致未來的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度趨于復(fù)雜化、多樣化。因此，中央應(yīng)鼓勵(lì)地方政府進(jìn)行制度創(chuàng)新，開展不同的試點(diǎn)工作，在摸索中總結(jié)經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，不斷推進(jìn)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的改革。

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（編輯：唐龍）

收稿日期：2015-12-04

作者簡(jiǎn)介：郭少圓（1990-），男，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)（安徽蚌埠233030）經(jīng)濟(jì)學(xué)院2014級(jí)政治經(jīng)濟(jì)學(xué)專業(yè)在讀碩士研究生，主要研究方向?yàn)檎谓?jīng)濟(jì)學(xué)理論研究。

中圖分類號(hào)：F301.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1673-1999（2016）02-0047-03