农地制度与农业绩效的实证研究?北京大学中国经济研究中心 姚 洋肇始于 70 年代末的中国农村改革使农业生产组织形式回复到以家庭为核心的传统模式。 与此同时, 农地制度也由以往的、 全国统一的人民公社所有制转变为以自然村为基础的形式各异的新型集体所有制( Liu, Carter, Yao, 1996) 。改革使农民成为土地剩余的占有者, 由此而引发的积极性的提高, 被许多人认为是导致 80 年代初农业持续高速增长的首要原因( 如 Liu,1992; MacMilliam, Whalley, Zhu, 1989) 。 但是, 自从 80年代中期以后, 改革所激发的增产潜力 已消耗贻尽, 农业生产出现了徘徊的局面。在这种情况下, 以村为基础的集体土地所有制作为改革的终极目标开始受到怀疑。在这种土地制度下, 每一个村民都享有对村里土地的所有权。但是, 这种表面上的土地所有并不意味着农民是自己分得的土地的完全所有者。与此相反, 他们对土地的产权往往是相当残缺的。 这种残缺首先来自农民作为集体土地所有者的身份本身: 由于人人对村里土地具有所有权, 土地分配不得不依照村里人口的变动而做相应的调整, 以维持由土地集体所有制和以农户为单位的生产组织形式所衍生的公平。 但是, 这种公平的一个直接代价却是农民对土地的长期使用权被剥夺, 从而失去对土地进行长期投资的积极性。 与此同 时, 土地集体所有制也对农民对土地的使用权和交易权进行了种种限制。 对土地使用权的限制表现在对农民生产计划的某些限制, 如规定粮食播种面积和农业劳动投入强度等等。 与公社化时代相比, 这些限制已经不再那么普遍, 但在一些主要产粮区和经济发达地区, 它们仍然时常出现。 对土地交易权的限制表现为对土地有偿转让、 转租、 代耕和无偿赠让, 也就是对土地市场 正常运转的干预。本文通过对江西、 浙江两省 5 县 449户农户的计量研究, 测量了以上土地制度残缺对土地产出率的影响, 并分析了这些影响的形式和途径。其基本结论是, 地权的不稳定性和对土地交易权的限制对土地产出率具有负面的影响, 其影响途径是降低要素配置效率和 减少农户对土地的长期投入。相反地, 对土地使用权的限制迫使农民保持对土地的劳动投入,从而提高土地的产出率。但是, 这种提高是以牺牲农民的其他收入来源为代价的。本文组织如下, 第一节将通过一个简单的回归分析测量地权残缺对土地产出率的影响; 第二节对这些影响的发生途径进行了理论分析; 第三节提出了一个计量模型并利用江、 浙两省的 数据对该模型进行了检验; 最后, 第四节讨论了本研究的政策含义。1中国农村观察1998. 6?在本文的写作过程中, 我得到我的导师M ichael Carlter 教授的诸多帮助和指导, 我在此表示由衷的感谢。此外, 我还 要感谢威斯康星大学农经系和北京大学中国经济研究中心的同仁的评论和建议。一、 农地制度与土地产出率本文所用的数据来自 1994 年春国务院发展研究中心农村部所进行的一项对 4 省、 8 县、800 农户 1993年情况的调查。 该调查的目的即是了解中国农地制度的演进及其与农业绩效的 关系。 因此, 它不仅包括一项农户调查, 而且也包括一项村级调查, 以了解村的土地制度安排情况。本文只利用该调查中浙江和江西两省、 5 县的资料。这 5 个县的基本情况列于表 1。表中前 3 个县属于浙江, 后 2 个县属于江西。浙江 3 个县的工业化程度很高, 60% 以上的收入来自非农产业。 相比之下, 江西的 2 个县仍然以农业为主。 另外, 浙江的土地规模较江西小得多, 但 单产却高得多。表 1样本县的基本情况(1993年)县名人均土地(亩)户均土地(亩)平均产量( 公斤/亩)?人均收入(元)?非农收入/总收入( % )宁县0. 92. 5371. 0164959. 2 绍兴0. 72. 3441. 0233278. 4乐清0. 51. 9405. 4115163. 9 安福2. 310. 7246. 082817. 1南城1. 78. 5385. 79749. 3? 一季水稻单产; ? 1993 年当年价。在利用本项调查数据所做的另外两项研究中, Liu, Carter, and Yao( 1996) 和 Carter, Liu,Roth and Yao( 1996) 系统地分析了自生产责任制以来中国农地制度的演进过程, 并进行了计量研究。 在这两项研究中, 农地制度被分解为三个部分, 即地权稳定性、 土地交易权和土地使用 权。 地权稳定性涉及的是以往村里土地调整的频率以及今后可能发生调整的概率。?土地交易权涉及的是村里对土地的有偿转包、 租赁和代耕方面给予农户的自由度。 土地使用权涉及的是对农户生产计划, 特别是劳动力投入的限制。在村级问卷中, 我们征求了村干部对一系列反映 上述三组产权问题的答案。这些问题各代表该村在某一方面的土地制度安排。由村干部对每一组问题的答案, 我们运用因子分析方法提炼出一个主因子, 以代表这一组地权的完整性。通过这一过程, 我们得到三个主因子: Sj, Mj和 Uj, 分别代表第 j 个村子的地权稳定性、 交易权和使用权的完整性。这三个因子均为标准化之后均值为 0, 均方差为 1 的变量, 并以较大的值表 示较完整的产权。利用所获得的三个地权因子, 我们可以估计地权完整性对土地产出率的影响。 由于多数农户将 90% 以上的土地用于种植水稻, 我们只研究水稻的情况, 并做下面的回归: ( 1)AVOUTij= c+ ?1Sj+ ?2Uj+ ?3Mj+ Zij?4+ eij其中, AVOUTij是第 j 村中第 i 个农户的土地平均水稻单产; Zij是代表该农户特征的一组变量; c 是一个常数, 和 ?1, , ?4一样, 为待估计的系数; 最后, eij为一随机误差量。这一误差量包含的是上述模型所未考虑到, 但影响单个农户产出率的因素。Carter, Liu, Roth and Yao2农地制度与农业绩效的实证研究?Kung and Liu( 1996) 利用本文的资料对农民的制度偏好进行了系统的分析。 他们发现, 农民对地权稳定性的看法取 决于以往已经发生的土地调整以及今后发生调整的可能性。( 1996) 考虑了农地制度的内生化问题。但是, 由于农地制度是在村一级决策过程中确定的, 而 我们所考察的是一个村子里的一小部分农户样本, 因此, 我们有理由相信 eij和三个制度因子之间是相互独立的, 从而可以用普通最小二乘法( OLS) 对( 1) 式进行估计。对于农户特征, 我们选用了家庭人地比、 平均年龄、 妇女占家庭总人口比例、 平均受教育年 数、 平均农业就业年数、 平均非农就业年数、 平地占家庭总土地面积比例以及非农工资率与水稻价格的比例。 非农工资率是由 1993 年家庭非农收入除以家庭非农就业时间而得到的。 对于那些无非农收入的农户, 他们的工资率以他们所在村的平均工资率代替。我们以 449户具有完整数据的农户为对象对( 1) 式进行了回归。表 2 列出了回归结果。表 2产出方程( 样本数= 449)变 量估计值*常数336. 08* (74. 18) 地权稳定性15. 82 (13. 13) 使用权- 52. 17* (13. 48) 交易权40. 88* (11. 83) 家庭人地比24. 74* (11. 20) 平均年龄1. 23 ( 1. 44) 妇女占家庭总人口比例60. 33 (67. 88) 平均受教育年数- 8. 41 ( 7. 77) 平均农业就业年数0. 95 ( 1. 55) 平均非农就业比例4. 17 ( 3. 22) 平地占家庭总土地面积比例3. 12* ( 0. 39) 非农工资率与水稻价格的比例- 1. 29 ( 1. 28)R20. 26* 括号中的数为标准差, * * 表示显著性在 5%以上。从表 2 可以看出, 在农户特征变量中, 除人地比和平地量对单产具有显著正的影响之外, 其它变量的影响均不显著。人地比的正影响说明除土地市场 的不完善外, 劳动力市场也不完善。?这与其它有关乡镇企业用工制度的研究结果是一致的( Yao,1996) 。 平地量的正影响显然来自土地质量对土地产出率的正影响。 在三个制度因子中, 地权稳定性虽然 有正的影响, 但统计上不显著; 较完整的交易权对产出率有显著的正影响; 相反, 较完整的使用权具有显著的负影响。 前两个结论与我们的判断相一致: 地权稳定性增加农户长期投资积极性, 完整的交易权改 善资源配置效率, 增加农户投资的动力。 第三个结论表明, 平均而言, 对使用权的限制对农户的水稻生产起到了约束作用。 换言之, 对于我们样本中的一个平 均农户来说, 如果约束解除的话, 他将会减少对水稻生产的投入。以我们所使用的制度因子衡量, 每一个因子增加一单位, 意味着地权改善度大约为完整地权的 32% ( 即每一个因子的分布占据 3. 12 个单位的区间) 。?因此, 根据我们的结果, 地权稳定性改善10% , 将意味着土地单产在样本平均值( 640 公斤) 上增加 0. 7%; 土地交易权改善同样的百分比将使单产增加 2. 0%。 与此相对照的是, 土地使用权改善同样的百分比将使水稻单产减少 2. 5%。 我们可以把制度因子的影响换算成具体产权安排的影响。由于我们已经知道了各制度因子与相关产权安排之间的相关系数, 这种换算是容易做到的。?比如, 根据换算, 土地每多调整一次,3农地制度与农业绩效的实证研究? ? ?以地权稳定性 Sj为例, 假设Rjk代表与地权稳定性有关的一种产权安排, 则换算公式为: ?( AVOUTij) / ?Rjk= ? ( AVOUTij) / ?Rjk corr( Sj, Rjk) / std(Rjk) 其中, corr( Sj, Rjk) 表示 Sj和 Rjk的相关系数, std(Rjk) 表示Rjk的标准差。“ 完整地权” 在这里指的是在我们的样本中最完整, 而不是绝对意义上最完整的地权。在下一节的理论分析中, 我们还要进一步讨论土地市场和劳动力市场的相互作用对农户资源配置的影响。土地单产下降 1. 5%; 土地从不允许租赁到允许租赁, 单产上升 6. 8% ; 最后, 从允许抛荒到不 允许抛荒, 土地单产将增加 12. 6%。后两个估计乍看偏高, 但是, 从不允许抛荒到允许抛荒、 或从不允许租赁到允许租赁意味着这两项地权各改善了100%。 认识到这一点之后, 再看这两个估计便不会觉得它们偏高了。 特别是, 后一估计还表明, 如果不对抛荒做任何限制, 由此而引起的产量损失相当于大约 13% 的农户退出农业生产。 经过这一节的分析, 我们发现农地制度的完整性对土地产出率具有或正或负的影响。 在接下来的一节中, 我们将对这些影响的途径进行理论探讨, 以便为以后的计量分析提供基础。二、 农地制度影响土地产出的途径: 理论分析在本节的讨论中, 我们将做如下的两个假设。首先, 农户的生产技术具有不变规模报酬经济。 这个假设对于运用可分性生产要素的小农生产来说并不是一个臆断, 许多研究均支持这一观点( 例如, Feder et al. , 1992 对中国的研究) 。 第二, 劳动力市场不完善。 这个假设可以从两方面来理解。一方面, 对于那些想在市场上出卖劳动力的农户, 他们的非农就业机会是受到限制的( Yao, 1997) ; 另一方面, 对于那些想从市场上雇佣劳动力进行农业生产的农户, 他们面临着 被雇劳动力的道德风险问题( Feder, 1985) , 即被雇劳动力在不完全监督下可能出现的偷懒问题。在第一个假设下, 如果劳动市场是完善的, 则土地市场的不完善将不会影响农户对土地的投入强度( 即劳动力投入与土地之比) , 因为农户总是可以通过租出和租入劳动力来回到原先他的理想投入强度上。 在这种情况下, 单位面积的土地产出率也不会受到影响?。 但是, 当劳