郭少圓

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

郭少圓

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

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

改革開放以來，我國農(nóng)村開始實行家庭聯(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年價格計算，1978年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為1 117.5億元，2014年達到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)濟增長的動力來自何處？除了各種生產(chǎn)要素以及技術(shù)進步，還有其他因素嗎？筆者認為，與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長聯(lián)系最緊密的應(yīng)該是土地。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的變化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長到底有無作用，有多大影響，是很值得研究的問題。分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)的影響，探索當(dāng)前土地政策的績效，有利于政府更好地制定相關(guān)土地政策，促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)更好更快地進行，從而促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

一、文獻回顧

現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟增長理論認為經(jīng)濟增長主要由要素投入和技術(shù)進步?jīng)Q定。在哈羅德-多馬模型中，經(jīng)濟增長僅僅取決于資本積累。20世紀50年代，索洛模型提出技術(shù)進步?jīng)Q定經(jīng)濟增長。20世紀80年代以來，新經(jīng)濟增長理論進一步指出：知識積累、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)濟增長動態(tài)化，并以此說明經(jīng)濟增長的真正源泉。

與宏觀經(jīng)濟增長理論不同，產(chǎn)生于20世紀60年代的新制度經(jīng)濟學(xué)派提出了新的觀點。他們認為傳統(tǒng)經(jīng)濟理論還不完備，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正確與否及其行為結(jié)果。在制度因素的配合下，土地、勞動和資本等要素才得以發(fā)揮功能［1］。道格拉斯·C·諾思對中世紀西方世界經(jīng)濟增長進行的研究表明，包括產(chǎn)權(quán)制度在內(nèi)的制度是經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量［2-4］。就現(xiàn)代經(jīng)濟增長來講，由于不同國家的制度以及制度安排的差異，使得國家的經(jīng)濟增長不一樣［5-6］。

在國內(nèi)，就農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長研究而言，眾多學(xué)者運用計量模型進行實證分析。林毅夫率先對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的相關(guān)關(guān)系進行了計量研究，運用生產(chǎn)函數(shù)法對1978—1984年我國農(nóng)業(yè)增長的源泉進行了分解。結(jié)果表明：1978—1984年我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長率為42.23%；以農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革為核心的農(nóng)村改革對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長貢獻十分顯著，產(chǎn)出增長的46.89%來自制度改革［7］。楊小凱等運用新興古典微觀經(jīng)濟學(xué)分析框架的有關(guān)原理對中國農(nóng)村經(jīng)濟增長進行了實證研究，結(jié)果表明：1979—1987年間，產(chǎn)權(quán)制度改革通過對組織效率的影響為經(jīng)濟增長作出的貢獻，占人均實際收入增長率的48%［8］。黃少安等利用1949—1978年中國農(nóng)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，研究了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的作用［9］。

借助于制度經(jīng)濟研究的有關(guān)理論和計量經(jīng)濟研究方法，喬棒等探討了1978—2004年中國農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻［10］。盛濟川等運用計量方法對1952—2007年中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長進行了實證分析，結(jié)果表明：土地制度的不同導(dǎo)致農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻存在差異，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)制度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用相對較小，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)濟增長。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)制度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響［12］。常高敏運用計量分析方法，對1975—1990年涼山彝族自治州西昌市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟進行實證分析［13］。徐光木通過對新疆農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革及其績效進行實證研究，發(fā)現(xiàn)自1978年以來農(nóng)業(yè)灌溉面積和農(nóng)業(yè)機械總動力對新疆農(nóng)業(yè)增長有顯著作用，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，國外關(guān)于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的研究不多，而國內(nèi)研究主要集中在農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的貢獻分析。即使研究農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，學(xué)者們大多使用改革開放之前的數(shù)據(jù)，使用1978年以后的全國數(shù)據(jù)進行研究的反而不多。

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)濟增長的實證文獻中，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)制度安排對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻，筆者使用C-D函數(shù)建立計量模型。為了便于計量分析，筆者采用C-D函數(shù)的對數(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。land（土地）、labor（勞動力）、fert（化肥）、power（機械動力）主要用來測度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的基本要素投入變化對農(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，是一個虛擬變量，主要用以檢驗制度變遷對農(nóng)業(yè)增長的影響。ε是第四部分，為模型的隨機擾動項。

（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)都來自國家統(tǒng)計局以及中國統(tǒng)計年鑒。由于2013年和2014年有幾個數(shù)據(jù)缺失，因此在進行計量分析時，樣本時間段設(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)機械總動力表示動力。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值Y利用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)進行平減，以消除價格因素的影響，其他變量不需平減。

對于勞動力labor，國家統(tǒng)計局網(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個指標(biāo)。筆者認為這2個指標(biāo)都不太準(zhǔn)確，因為2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)營權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》，從國家層面規(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，1978—2004年的It取值為0，2005年以后的It取值為1。

三、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，筆者利用Eviews6.0對相關(guān)數(shù)據(jù)進行ADF檢驗。檢驗結(jié)果見表1。

表1　平穩(wěn)性檢驗結(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，它們的一階差分數(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

假如變量是同階單整的，那么變量之間就有可能存在長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。需要進行協(xié)整檢驗做進一步判斷。協(xié)整檢驗有2種，分別是適用2個變量的E-G兩步法和多變量協(xié)整檢驗的Johanson檢驗。由于筆者研究的是多個變量之間的關(guān)系，且上述5個變量都是一階單整的，所以采用Johanson檢驗。Johanson跡檢驗與最大特征值檢驗的結(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，拒絕前兩個假設(shè)。跡檢驗表明有2個協(xié)整關(guān)系，最大特征值檢驗表明在5%的顯著性水平下沒有協(xié)整關(guān)系，所以可以認為有且僅有2個協(xié)整關(guān)系。提取第1個協(xié)整方程為：

表2　Johanson跡檢驗結(jié)果

表3　Johanson最大特征值檢驗結(jié)果

對e1進行單位根檢驗，ADF統(tǒng)計值為-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個變量之間存在長期均衡關(guān)系。

（三）回歸分析

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

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1978年以后的數(shù)據(jù)實證分析了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。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、勞動力、化肥使用量、機械動力等；產(chǎn)權(quán)制度因素的作用較小，且與農(nóng)業(yè)增長無顯著影響。根據(jù)新制度經(jīng)濟學(xué)的看法，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出應(yīng)起顯著作用。對于上述結(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，虛擬變量的時間段劃分不合理。1978年以后我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變化過，農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)歷了幾次試點工作，直到2005年才形成規(guī)范文件。此外，制度變化是一個漸變的過程，可能2005年以后新的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度實行時間較短，還沒有形成巨大的推動力?；谏鲜鼋Y(jié)論，農(nóng)業(yè)發(fā)展應(yīng)當(dāng)重視以下幾個方面：

第一，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更加注重發(fā)揮土地、勞動、資本等生產(chǎn)要素的作用，提高農(nóng)業(yè)機械化程度，注重化肥使用，減少單位面積上的勞動力數(shù)量，促進農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，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，有利于推進我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程。

第二，逐漸完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，發(fā)揮制度的能動作用。雖然農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(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。改革開放后我國農(nóng)村土地制度基本未變，一直實行家庭聯(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，中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的完整性和完全性不斷得到增強，這是農(nóng)業(yè)持續(xù)增長的制度源泉。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)，促進農(nóng)業(yè)進一步發(fā)展，而不必改變土地的所有制。

第三，鼓勵地方政府進行制度創(chuàng)新，推動農(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)濟結(jié)構(gòu)出現(xiàn)差異以及社區(qū)整合能力強弱不一。由于不同地區(qū)經(jīng)濟結(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)鼓勵地方政府進行制度創(chuàng)新，開展不同的試點工作，在摸索中總結(jié)經(jīng)驗教訓(xùn)，不斷推進農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的改革。

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（編輯：唐龍）

收稿日期：2015-12-04

作者簡介：郭少圓（1990-），男，安徽財經(jīng)大學(xué)（安徽蚌埠233030）經(jīng)濟學(xué)院2014級政治經(jīng)濟學(xué)專業(yè)在讀碩士研究生，主要研究方向為政治經(jīng)濟學(xué)理論研究。

中圖分類號：F301.1

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1673-1999（2016）02-0047-03