張 歡，陳 英，謝保鵬

（甘肅農業(yè)大學管理學院，甘肅 蘭州 730070）

要素配置效率不僅是我國農業(yè)全要素生產率的主要決定因素[1]，也是實現(xiàn)農業(yè)高質量發(fā)展的關 鍵[2]。然而，改革開放以來我國要素市場化改革一直滯后于產品市場化改革[3]，土地、勞動力和資本等生產要素配置效率低下的現(xiàn)象普遍存在[4]。我國農地資源稀缺，推動農地資源的有效配置對實現(xiàn)農業(yè)高質量發(fā)展尤為重要[5]。2020年，國家進一步明確“推進土地要素市場化配置”的改革舉措，旨在促進土地要素的高效有序流動。但市場運行的本質是自由平等的產權讓渡，因此，為了確保農地產權政策在改革過程中的有效性，需要厘清農地產權和農地配置效率之間的關系。

根據(jù)Farrell的定義，要素配置效率是指投入或產出一定的前提下，通過要素投入調整所能達到的實際產出和最優(yōu)產出的比值或者最優(yōu)投入與實際投入的比值。顯然，要素配置效率屬經濟增長因素中的非要素投入因素[1]。土地要素市場化配置改革進程中，如何在非要素投入因素中體現(xiàn)農地要素配置的作用？目前，就該問題的研究主要集中于兩方面。一是土地要素市場化配置的影響研究。土地市場化配置改革的“制度紅利”，優(yōu)化了農地資源配置，提高了農地市場交易的競爭性[6]，強化了農地的社會保障功能[7]，提高了農業(yè)績效[8-9]。二是農地配置效率的影響機制?，F(xiàn)有研究普遍認為，深化農地市場化配置的關鍵在于“實權”和“流動”[10],需要在完善農地產權制度的基礎上[11]，建設城鄉(xiāng)統(tǒng)一的建設用地市場，以實現(xiàn)農村土地的自主有序流動和高效公平配置[4]。但從根本上探討農地產權結構是如何影響農地配置效率的研究并不多見。鑒于中國農業(yè)高質量發(fā)展的迫切現(xiàn)實需要，亟須厘清農地產權和農地配置效率之間的關系。本文通過構建“結構—功能—效率”分析框架，深入分析農地產權對農地配置效率的影響，以期為農業(yè)高質量發(fā)展提供決策依據(jù)。

1 理論分析

產權，一般指經濟主體將其財產投入生產活動時所擁有的一組權利。而農村土地產權（下文簡稱農地產權）作為產權的一種具體形式，指由各種農地權利組成的權利束，用以界定農業(yè)經營主體的行為空間。依據(jù)現(xiàn)代產權理論，完整的農地產權結構包含排他的使用權、獨享的收益權和自由的轉讓權，因為使用、收益和處置基本上涵蓋了所有的資源利用行為[12]。本文主要探究農地使用權、農地收益權與農地轉讓權對農地配置效率的影響。

眾所周知，市場運行的本質是平等自由的產權讓渡[13]，要實現(xiàn)以農地配置效率為目標導向的土地要素市場化配置改革，明晰農地產權是重中之重。首先，新制度經濟學認為產權界定是決定經濟績效的關鍵[14]，它可以引導實現(xiàn)影響經濟績效行為的激勵[15]，即通過權利的配置決定經濟活動的主體，并由此決定社會財富的分配[16]。同理，農地資源配置是通過農地權利界定來影響農戶土地利用行為的動機。其次，行為由動機決定，而動機的產生在于內在需求與外在環(huán)境的雙重激勵[17]。就農地產權層面來說，農地產權的界定賦予相應的農地產權功能，農地產權功能的賦予決定農戶的勞動分配規(guī)則[18]。這些公認規(guī)則可以使農戶明晰享受權能的界限，從而形成較為穩(wěn)定的決策環(huán)境，激勵約束農戶的行為，進而干預農地市場運行或農地資源配置。然而，產權主體行使權能的自由空間取決于產權結構的完整程度[18]。不同產權結構下，權利束構成及其發(fā)揮的產權功能不同，對產權主體行為的激勵約束效應也會有所差異，影響最終的產權績效。

由此，深入分析農地產權結構與農地配置效率的關系，則產權結構界定、產權功能賦予和產權績效變化之間的聯(lián)系不可分立而談，故構建“結構—功能—效率”分析框架（圖1）。

圖1 “結構—功能—效率”分析框架

2 農地產權結構測度

界定與衡量農地產權結構是本文研究的重點。由于完整的產權結構包括排他的使用權、獨享的收益權和自由的轉讓權，其中“排他”“獨享”和“自由”都蘊含“排除其他主體干預”的意思。因此，本文借鑒已有研究[17，19-20]對農地產權的測度方式，圍繞產權排他性，從國家和集體干預農戶的角度測度農地使用權、農地收益權和農地轉讓權的實際排他程度。

2.1 農地使用權測度

農地使用權是指農戶對農地生產計劃的自主決策空間，故測度其排他性程度即度量農戶能在多大程度上免受其他涉農主體干預做出農地生產決策。

首先，國家干預農業(yè)經營主體對農地生產計劃的自主決策權。1953年和1995年我國先后實施“統(tǒng)購統(tǒng)銷”“糧食三定”政策，嚴重干預農戶的生產決策。1985年，國家取消農產品“統(tǒng)購統(tǒng)銷”政策。1992年底，放開糧食價格的管制，形成市場購銷體制，至2004年全面放開糧食市場，正式結束強制性的糧食合同定購。比較不同時期農戶對農地生產計劃的自主決策程度，本文將其分為4個階段：1978—1984年、1985—1992年、1993—2003年、2004年至今，分別賦值為0、0.5、0.7、1。

其次，集體干預農業(yè)經營主體對農地生產計劃的自主決策權。1978年在現(xiàn)行農地資源分配準則下，農戶農地承包期較短且承包規(guī)模受農戶家庭人口數(shù)量的影響，農地占有關系極不穩(wěn)定。為此，國家針對這一現(xiàn)象提出一系列政策，包括1984年提出“土地承包期一般應在15年以上”，1993年提出“為了穩(wěn)定土地承包關系，鼓勵農民增加投入，提高土地的生產率，在原定的耕地承包期到期之后，再延長30年不變”，2017年提出“第二輪土地承包到期后再延長30年”等。比較不同時期農地承包期年限，本文將農地占有關系穩(wěn)定性分為3個階段：1~5年（1978—1982年）、10年（1983—1992年），以及30年（1993年至今），分別賦值0.25、0.5和0.75。

綜上所述，農地使用權排他性程度測度公式為：

式中，use為農地使用權；w1、w2為各指標權重，采用熵權法確定。

2.2 農地收益權測度

農地收益權是指產權主體因個人依法經營農地的行為而獲取相應收益的權利，測度其排他性程度即度量農戶能在多大程度上排除其他涉農主體獨自享有農地收益。

首先，國家對農戶獨享農地收益的主要干預方式有兩種。一是從人民公社時期開始征收的農業(yè)稅，但2006年全面取消后，這一干預方式也宣告結束。二是通過價格“剪刀差”干預農地收益，但已有研究[17]證明，糧食商品率較低時，調整收購價格幾乎不會影響農戶的種植積極性。因此，本文僅選擇農業(yè)稅占農業(yè)產值比例來反映其干預程度。

其次，集體對農戶獨享農地收益的主要干預方式是集體提留，嚴重侵害了農民的利益。因此，本文選取集體提留占農業(yè)產值的比例來反映其干預程度。

綜上所述，農地收益權排他性程度測度公式為：

式中，ben為農地收益權；w1、w2為各指標權重，采用熵權法確定。

2.3 農地轉讓權測度

農地轉讓權，是指產權主體對農地做出自主處置的行為空間，包括流轉、抵押和繼承等處置行為。測度其排他性程度即度量農戶能在多大程度上對農地做出流轉、抵押和繼承等自主處置。

首先，農地流轉權。1986年頒布的《土地管理法》明確表示“任何單位和個人不得侵占、買賣、出租或者以其他形式非法轉讓土地”。1990年的《城鎮(zhèn)國有土地使用權出讓和轉讓暫行條例》規(guī)定，“按規(guī)定取得土地使用權的土地使用者，其使用權在使用年限內可以轉讓、出租、抵押或者用于其他經濟活動”。2003年的《農村土地承包法》指出，“承包方可以自主決定依法采取出租（轉包）、入股或者其他方式向他人流轉土地經營權，并向發(fā)包方備案”，強調了農地流轉過程中農戶的自主性。2018年修訂后的《農村土地承包法》再次重申了承包方作為流轉的主體地位。比較不同時期對農戶進行農地流轉的限制程度，本文將其分為3個階段：1978—1979年、1990—2002年、2003年 至 今，分別賦值為0、0.5、1。

其次，農地抵押權。2014年，國家提出“賦予農民對承包地占有、使用、收益、流轉及承包經營權抵押、擔保權能”。自此，承包農地的抵押融資實踐步入正軌，包括2015年的《“兩權”抵押指導意見》、2016年的《農地經營權抵押辦法》與《農地“三權分置”完善意見》，以及2018年的《關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》等相關文件，均強調承包農地經營權可依法進行抵押融資。比較不同時期對農戶進行農地抵押的限制程度，本文將其分為2個階段：1978—2013年、2014年至今，分別賦值為0、1。

最后，農地繼承權。1985年的《繼承法》首次明確個人繼承可以依法獲得承包地收益。但2003年的《農村土地承包法》規(guī)定，承包農地的主體是農戶而非個人。通過比較不同時期政策文件中對農地繼承的限制程度，本文將其分為2個階段：1978—1984年、1985年至今，分別賦值為0、0.5。

綜上所述，農地轉讓權排他性程度測度公式為：

式中，dis為農地轉讓權；w1、w2、w3為各指標權重，采用熵權法確定。

3 研究設計

3.1 模型設定

3.1.1 農地配置效率測度

依據(jù)生產前沿面理論，假設其他生產要素x與農地生產要素land生產了農產品Y，則生產函數(shù)的一般表達式為（Y=x，land）。在一定生產條件約束下，農地配置效率等于可行的最小農地投入量與實際投入量之比，即AE=min{μ：f（x，μland≥Y）}=land"/land，AE表示農地配置效率，μ表示不存在任何效率損失情形下的最小的農地投入與實際投入量，land表示實際農地投入量，land"表示技術上可行的最小農地投入量。因此，本文以技術效率為衡量標準，測度在一定的生產條件約束下獲取最優(yōu)產出的能力，進而得到農地配置效率。具體表達式如下：

其中，Yit為省區(qū)在時間t的農業(yè)產出，Xit為省區(qū)i在時間t的其他生產要素投入，landit為省區(qū)i在時間t的農地要素投入，a為待估參數(shù)，vit和uit分別為隨機誤差項和技術無效率項。技術效率為實際產出和隨機前沿產出之比：

采用柯布-道格拉斯函數(shù)作為隨機前沿技術效率的具體模型：

其中，a0為常數(shù)項，aj、am為待估參數(shù)，設定uit=0得到技術上有效地產出Y"it，因此農業(yè)有效地產出Y"it為：

假定（6）（7）式相等，可得：

因此，省區(qū)i在時間t的農地配置效率AEit為：

3.1.2 農地產權結構對農地配置效率的調節(jié)效應測度

為揭示農地產權結構對農地配置效率的影響，本文引入權利變量交互項，具體設定如下：

其中，AEit為省區(qū)i在時間t的農地配置效率，laborit表示省區(qū)i在時間t的農業(yè)勞動力投入，useit、benit、disit分別表示省區(qū)i在時間t的農地使用權、收益權和轉讓權的排他性程度。laborit useit、laboritbenit、laboritdisit為權利與勞動力要素的交互項。β0為模型的常數(shù)項，β1~β8為模型的待估計參數(shù)。zit為控制變量，包括省區(qū)i在時間t的農業(yè)機械投入、區(qū)域虛擬變量和時間趨勢變量等。μi與εit分別為不隨時間變化和隨時間變化的殘差項。

本文共采取樣本1120個，包含28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（不包括海南、重慶、西藏和港澳臺地區(qū)）。處理T比N大的長面板數(shù)據(jù)時，需考慮擾動項εit的異方差和自相關問題。方法有： ①采用LSDV估計系數(shù)，同時對標準誤差進行校正； ②對異方差或自相關的具體形式進行假設，然后使用可行的FGLS進行估計，包括僅解決組內自相關的FGLS和解決同時存在組間異方差、組內自相關及組間同期相關問題的全面FGLS?？傮w而言，“LSDV+面板校正”更為穩(wěn)健，全面FGLS更為有效，僅解決組內自相關的FGLS介于二者之間。

3.2 變量選取

被解釋變量：農地配置效率。本文將農業(yè)作為研究對象，產出指標為農業(yè)產值（1978年不變價），投入指標為農地、農業(yè)勞動力、農業(yè)機械總動力和化肥（折純施用量）。其中農地用農作物總播種面積表示，農業(yè)勞動力用第一產業(yè)從業(yè)人員×（農業(yè)產值/農林牧副漁總產值）表示，農業(yè)機械總動力用農林牧副漁機械總動力×農業(yè)產值/（農林牧副漁總產值）表示。核心解釋變量：農地產權結構。如何衡量農地產權結構是本文研究的重點和難點。控制變量：農業(yè)機械總動力投入、個體虛擬變量和時間趨勢變量，見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

3.3 數(shù)據(jù)來源與說明

本文采用數(shù)據(jù)為全國28個省（自治區(qū)、直轄 市）（不包括海南、重慶、西藏和港澳臺地區(qū)）1979年—2018年共40年的農業(yè)數(shù)據(jù)。其中農業(yè)投入和產出數(shù)據(jù)，1979—2008年的來自《新中國六十年資料匯編》，其余來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》，以及各地區(qū)《統(tǒng)計年鑒》；農業(yè)稅數(shù)據(jù)來自《新中國農業(yè)稅歷程》；集體提留數(shù)據(jù)來自《中國農業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

4 實證檢驗與結果分析

4.1 長面板數(shù)據(jù)檢驗

根據(jù)前文所述，處理T大N小的長面板數(shù)據(jù)時需檢驗擾動項εit可能存在的異方差和自相關問題。本文就相關問題進行如下檢驗。

由表2可知，模型1、2的檢驗結果均在1%水平上拒絕原假設，即擾動項中同時存在組間異方差、組內自相關及組間自相關問題。因此，本文選用全面FGLS模型和“LSDV+面板校正”模型對回歸結果進行對比分析。

表2 異方差和自相關檢驗

4.2 估計結果

根據(jù)回歸結果可知，隨著農地產權結構排他性的增強，農業(yè)勞動力和農地配置效率之間存在顯著的相互關系。第一，隨著農地使用權排他性程度的增強，農業(yè)勞動力和農地配置效率之間呈負相關，農地使用權排他性程度每增加1，農地配置效率在農業(yè)勞動力的作用下下降2.3786（由于“LSDV+面板校正”模型更為穩(wěn)健，這里選用其分析）。第二，隨著農地收益權排他性程度的增強，農業(yè)勞動力和農地配置效率之間呈負相關，農地收益權排他性程度每增加1，相應的農地配置效率下降2.871。第三，隨著農地轉讓權排他性程度的增強，農業(yè)勞動力和農地配置效率之間呈正相關，農地轉讓權排他性程度每增加1，相應的農地配置效率提高2.7265。FGLS(2)列和LSDV(2)列表明，加入控制變量后，二者間的顯著關系依舊穩(wěn)健。由此可見，隨著農地產權結構排他性的增強，在總體上穩(wěn)健地影響著農地資源配置（表3）。

表3 估計結果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

更換產權測度范圍。檢驗不同的農地產權排他性程度的賦值對估計結果的影響。本文將農地使用權中的農地承包期指標賦值為0、0.3、1。將農地轉讓權中的農地流轉權賦值為0、0.7、1。由于農地收益權的排他性程度并不是基于政策分析主觀賦值，故不進行替換。

控制內生性?？紤]到可能存在的內生性問題，由于在宏觀層面難以找到合適的工具變量，本文將因變量滯后項作為解釋變量納入計量模型中，構成動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。就長動態(tài)面板數(shù)據(jù)而言，使用糾偏最小二乘虛擬變量法（LSDVC）進行系數(shù)估計較為合適，因此文本選用LSDVC模型對回歸結果進行內生性問題檢驗，具體結果見表4。

根據(jù)表4可知，回歸結果在穩(wěn)健性檢驗中依然成立，表明農地產權結構排他性的增強在總體上顯著地影響農地資源配置，且農地轉讓權起著關鍵作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

5 結論與建議

本文將農地產權結構作為農地資源配置的前提納入分析，構建“結構—功能—效率”分析框架，采用1979—2018年28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，考察農地產權結構影響農地資源配置的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：①農地產權結構總體上顯著影響農地資源的配置，這一結論在更換產權測度范圍、控制內生性和使用不同估計方法的情況下都成立；②不同種類的農地權利對農地資源配置狀況的影響存在顯著差異；③農地轉讓權在農地資源配置中起著關鍵作用，農地轉讓權排他性程度增強可以顯著提高農地資源配置效率。

推進土地市場化配置改革是改善農業(yè)要素資源配置效率低下的有效途徑。目前我國仍然存在要素市場化發(fā)展滯后，土地、資本、勞動力等要素不能得到充分利用的問題，尤其是土地要素。因此，需加快推進農地市場化配置改革，通過市場機制的資源配置功能實現(xiàn)農地資源的自由流動，進而提高農地資源配置效率，實現(xiàn)農業(yè)的高質量發(fā)展。

賦予農戶完整的農地轉讓權是提高農地配置效率的關鍵，具有發(fā)揮農地市場化配置效應的理論和現(xiàn)實必然性。已有研究表明，在我國產權制度變遷中，農地轉讓權細分一直滯后于農地使用權與收益權細分。因此，為改善農地資源錯配，推動鄉(xiāng)村振興，政府需要以深化農地產權制度改革為主線，強化產權結構與改革措施之間的統(tǒng)一性，讓市場在資源配置中真正起到決定性作用。