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一、農(nóng)地制度與土地產(chǎn)出率

本文所用的數(shù)據(jù)來(lái)自1994年春國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心農(nóng)村部所進(jìn)行的一項(xiàng)對(duì)4省、8縣、800農(nóng)戶1993年情況的調(diào)查。該調(diào)查的目的即是了解中國(guó)農(nóng)地制度的演進(jìn)及其與農(nóng)業(yè)績(jī)效的關(guān)系。因此,它不僅包括一項(xiàng)農(nóng)戶調(diào)查,而且也包括一項(xiàng)村級(jí)調(diào)查,以了解村的土地制度安排情況。本文只利用該調(diào)查中浙江和江西兩省、5縣的資料。這5個(gè)縣的基本情況列于表1。表中前3個(gè)縣屬于浙江,后2個(gè)縣屬于江西。浙江3個(gè)縣的工業(yè)化程度很高,60%以上的收入來(lái)自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。相比之下,江西的2個(gè)縣仍然以農(nóng)業(yè)為主。另外,浙江的土地規(guī)模較江西小得多,但單產(chǎn)卻高得多。在利用本項(xiàng)調(diào)查數(shù)據(jù)所做的另外兩項(xiàng)研究中,Liu,Carter,andYao(1996)和Carter,Liu,RothandYao(1996)系統(tǒng)地分析了自生產(chǎn)責(zé)任制以來(lái)中國(guó)農(nóng)地制度的演進(jìn)過(guò)程,并進(jìn)行了計(jì)量研究。在這兩項(xiàng)研究中,農(nóng)地制度被分解為三個(gè)部分,即地權(quán)穩(wěn)定性、土地交易權(quán)和土地使用權(quán)。

地權(quán)穩(wěn)定性涉及的是以往村里土地調(diào)整的頻率以及今后可能發(fā)生調(diào)整的概率。①土地交易權(quán)涉及的是村里對(duì)土地的有償轉(zhuǎn)包、租賃和代耕方面給予農(nóng)戶的自由度。土地使用權(quán)涉及的是對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)計(jì)劃,特別是勞動(dòng)力投入的限制。在村級(jí)問(wèn)卷中,我們征求了村干部對(duì)一系列反映上述三組產(chǎn)權(quán)問(wèn)題的答案。這些問(wèn)題各代表該村在某一方面的土地制度安排。由村干部對(duì)每一組問(wèn)題的答案,我們運(yùn)用因子分析方法提煉出一個(gè)主因子,以代表這一組地權(quán)的完整性。通過(guò)這一過(guò)程,我們得到三個(gè)主因子:Sj,Mj和Uj,分別代表第j個(gè)村子的地權(quán)穩(wěn)定性、交易權(quán)和使用權(quán)的完整性。這三個(gè)因子均為標(biāo)準(zhǔn)化之后均值為0,均方差為1的變量,并以較大的值表示較完整的產(chǎn)權(quán)。利用所獲得的三個(gè)地權(quán)因子,我們可以估計(jì)地權(quán)完整性對(duì)土地產(chǎn)出率的影響。

由于多數(shù)農(nóng)戶將90%以上的土地用于種植水稻,我們只研究水稻的情況,并做下面的回歸:(1)AVOUTij=c+α1Sj+α2Uj+α3Mj+Zijα4+eij其中,AVOUTij是第j村中第i個(gè)農(nóng)戶的土地平均水稻單產(chǎn);Zij是代表該農(nóng)戶特征的一組變量;c是一個(gè)常數(shù),和α1,…,α4一樣,為待估計(jì)的系數(shù);最后,eij為一隨機(jī)誤差量。這一誤差量包含的是上述模型所未考慮到,但影響單個(gè)農(nóng)戶產(chǎn)出率的因素。Carter,Liu,RothandYao(1996)考慮了農(nóng)地制度的內(nèi)生化問(wèn)題。但是,由于農(nóng)地制度是在村一級(jí)決策過(guò)程中確定的,而我們所考察的是一個(gè)村子里的一小部分農(nóng)戶樣本,因此,我們有理由相信eij和三個(gè)制度因子之間是相互獨(dú)立的,從而可以用普通最小二乘法(OLS)對(duì)(1)式進(jìn)行估計(jì)。對(duì)于農(nóng)戶特征,我們選用了家庭人地比、平均年齡、婦女占家庭總?cè)丝诒壤?、平均受教育年?shù)、平均農(nóng)業(yè)就業(yè)年數(shù)、平均非農(nóng)就業(yè)年數(shù)、平地占家庭總土地面積比例以及非農(nóng)工資率與水稻價(jià)格的比例。

非農(nóng)工資率是由1993年家庭非農(nóng)收入除以家庭非農(nóng)就業(yè)時(shí)間而得到的。對(duì)于那些無(wú)非農(nóng)收入的農(nóng)戶,他們的工資率以他們所在村的平均工資率代替。在農(nóng)戶特征變量中,除人地比和平地量對(duì)單產(chǎn)具有顯著正的影響之外,其它變量的影響均不顯著。人地比的正影響說(shuō)明除土地市場(chǎng)的不完善外,勞動(dòng)力市場(chǎng)也不完善。①這與其它有關(guān)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)用工制度的研究結(jié)果是一致的(Yao,1996)。平地量的正影響顯然來(lái)自土地質(zhì)量對(duì)土地產(chǎn)出率的正影響。在三個(gè)制度因子中,地權(quán)穩(wěn)定性雖然有正的影響,但統(tǒng)計(jì)上不顯著;較完整的交易權(quán)對(duì)產(chǎn)出率有顯著的正影響;相反,較完整的使用權(quán)具有顯著的負(fù)影響。前兩個(gè)結(jié)論與我們的判斷相一致:地權(quán)穩(wěn)定性增加農(nóng)戶長(zhǎng)期投資積極性,完整的交易權(quán)改善資源配置效率,增加農(nóng)戶投資的動(dòng)力。

第三個(gè)結(jié)論表明,平均而言,對(duì)使用權(quán)的限制對(duì)農(nóng)戶的水稻生產(chǎn)起到了約束作用。換言之,對(duì)于我們樣本中的一個(gè)平均農(nóng)戶來(lái)說(shuō),如果約束解除的話,他將會(huì)減少對(duì)水稻生產(chǎn)的投入。以我們所使用的制度因子衡量,每一個(gè)因子增加一單位,意味著地權(quán)改善度大約為完整地權(quán)的32%(即每一個(gè)因子的分布占據(jù)3.12個(gè)單位的區(qū)間)。②因此,根據(jù)我們的結(jié)果,地權(quán)穩(wěn)定性改善10%,將意味著土地單產(chǎn)在樣本平均值(640公斤)上增加0.7%;土地交易權(quán)改善同樣的百分比將使單產(chǎn)增加2.0%。與此相對(duì)照的是,土地使用權(quán)改善同樣的百分比將使水稻單產(chǎn)減少2.5%。我們可以把制度因子的影響換算成具體產(chǎn)權(quán)安排的影響。由于我們已經(jīng)知道了各制度因子與相關(guān)產(chǎn)權(quán)安排之間的相關(guān)系數(shù),這種換算是容易做到的。③比如,根據(jù)換算,土地每多調(diào)整一次,土地單產(chǎn)下降1.5%;土地從不允許租賃到允許租賃,單產(chǎn)上升6.8%;最后,從允許拋荒到不允許拋荒,土地單產(chǎn)將增加12.6%。后兩個(gè)估計(jì)乍看偏高,但是,從不允許拋荒到允許拋荒、或從不允許租賃到允許租賃意味著這兩項(xiàng)地權(quán)各改善了100%。認(rèn)識(shí)到這一點(diǎn)之后,再看這兩個(gè)估計(jì)便不會(huì)覺(jué)得它們偏高了。特別是,后一估計(jì)還表明,如果不對(duì)拋荒做任何限制,由此而引起的產(chǎn)量損失相當(dāng)于大約13%的農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。經(jīng)過(guò)這一節(jié)的分析,我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)地制度的完整性對(duì)土地產(chǎn)出率具有或正或負(fù)的影響。在接下來(lái)的一節(jié)中,我們將對(duì)這些影響的途徑進(jìn)行理論探討,以便為以后的計(jì)量分析提供基礎(chǔ)。

二、農(nóng)地制度影響土地產(chǎn)出的途徑:理論分析

在本節(jié)的討論中,我們將做如下的兩個(gè)假設(shè)。首先,農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)具有不變規(guī)模報(bào)酬經(jīng)濟(jì)。這個(gè)假設(shè)對(duì)于運(yùn)用可分性生產(chǎn)要素的小農(nóng)生產(chǎn)來(lái)說(shuō)并不是一個(gè)臆斷,許多研究均支持這一觀點(diǎn)(例如,Federetal.,1992對(duì)中國(guó)的研究)。第二,勞動(dòng)力市場(chǎng)不完善。這個(gè)假設(shè)可以從兩方面來(lái)理解。一方面,對(duì)于那些想在市場(chǎng)上出賣勞動(dòng)力的農(nóng)戶,他們的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)是受到限制的(Yao,1997);另一方面,對(duì)于那些想從市場(chǎng)上雇傭勞動(dòng)力進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶,他們面臨著被雇勞動(dòng)力的道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題(Feder,1985),即被雇勞動(dòng)力在不完全監(jiān)督下可能出現(xiàn)的偷懶問(wèn)題。在第一個(gè)假設(shè)下,如果勞動(dòng)市場(chǎng)是完善的,則土地市場(chǎng)的不完善將不會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)土地的投入強(qiáng)度(即勞動(dòng)力投入與土地之比),因?yàn)檗r(nóng)戶總是可以通過(guò)租出和租入勞動(dòng)力來(lái)回到原先他的理想投入強(qiáng)度上。在這種情況下,單位面積的土地產(chǎn)出率也不會(huì)受到影響①。但是,當(dāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)不完善時(shí),土地市場(chǎng)的不完善將影響農(nóng)戶對(duì)土地的投入強(qiáng)度,因而也影響土地產(chǎn)出率。在以上兩個(gè)假設(shè)下,我們對(duì)地權(quán)穩(wěn)定性、土地使用權(quán)和土地交易權(quán)對(duì)農(nóng)戶投入強(qiáng)度的影響依次進(jìn)行分析。

(一)地權(quán)穩(wěn)定性

地權(quán)穩(wěn)定性只影響功效超過(guò)一年的投入,即中、長(zhǎng)期投入,而不影響農(nóng)戶的當(dāng)前投入,如勞動(dòng)力、化肥等,因?yàn)橥恋卣{(diào)整總是在年末當(dāng)農(nóng)業(yè)季節(jié)結(jié)束時(shí)進(jìn)行的。同時(shí),地權(quán)穩(wěn)定性也不大可能影響農(nóng)戶之間土地的租賃活動(dòng),因?yàn)檗r(nóng)戶總是可以通過(guò)簽訂一年一度的租賃合同來(lái)回避可能存在的失去租出的土地的危險(xiǎn)。地權(quán)的不穩(wěn)定意味著農(nóng)戶的土地在將來(lái)的某一時(shí)刻將易手到他人手中。盡管農(nóng)戶可能因失去已經(jīng)在這些土地上的進(jìn)行的投資而得到補(bǔ)償,但這種補(bǔ)償?shù)牧亢茈y確定,因?yàn)槊總€(gè)人對(duì)同一投資所給予的價(jià)值是不一樣的。因此,地權(quán)不穩(wěn)定的作用和對(duì)農(nóng)戶投資征收一種隨機(jī)稅一樣,將降低農(nóng)戶的投資積極性。

(二)土地使用權(quán)

如同我們?cè)谇懊嫠赋龅?對(duì)土地使用權(quán)的限制主要表現(xiàn)在對(duì)農(nóng)戶投入,特別是勞動(dòng)力投入的限制上,即農(nóng)戶必須在某一種作物(通常是糧食作物)的生產(chǎn)中投入不低于一定量的人力和物力。顯然,這一限制對(duì)那些比較愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)是不起作用的,而只對(duì)那些不太愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶起作用。這意味著在我們的樣本中,這一限制對(duì)浙江的大多數(shù)農(nóng)戶可能起作用,而對(duì)江西的大部分農(nóng)戶則不起作用。為簡(jiǎn)化我們下面的計(jì)量分析,我們只考察這樣的限制是否對(duì)我們樣本中的一個(gè)平均農(nóng)戶起作用。

(三)土地交易權(quán)

在完全市場(chǎng)條件下,我們應(yīng)該觀測(cè)到這樣的情況,即人地比大于某一特定值(如村子的人地比)時(shí),該農(nóng)戶將租入土地(或出賣勞動(dòng)力),而人地比低于那一特定值時(shí),該農(nóng)戶將租出土地(或雇入勞動(dòng)力)。①這樣所產(chǎn)生的均衡結(jié)果將是每個(gè)農(nóng)戶的土地投入強(qiáng)度相等。②在不完全產(chǎn)權(quán)和不完全勞動(dòng)力市場(chǎng)條件下,情況變得復(fù)雜起來(lái)。我們把對(duì)土地交易權(quán)的限制歸納為農(nóng)戶為土地交易所付出的地租以外的費(fèi)用。這些費(fèi)用包括游說(shuō)村干部的時(shí)間以及為繞過(guò)限制而消耗的其它費(fèi)用。由于這一費(fèi)用的存在,土地交易中買方的付出和賣方的所得不再是對(duì)稱的了。以P表示土地租賃的名義價(jià)格,c(Mj)代表由于交易權(quán)不完整而產(chǎn)生的費(fèi)用。我們假設(shè)c(Mj)是Mj的減函數(shù),即較完整的交易權(quán)減少交易的額外成本。那么,買者付出的實(shí)際價(jià)格為P+c(Mj),而賣者得到的是P-c(Mj)。土地租入者將租入土地直至土地邊際產(chǎn)出率等于P+c(Mj),土地租出者將租出土地直至土地邊際產(chǎn)出率等于P-c(Mj),因此,租入者和租出者的土地邊際生產(chǎn)率不相等,因而他們的土地投入強(qiáng)度也不相等。對(duì)于那些土地邊際產(chǎn)出處于P-c(Mj)和P+c(Mj)之間的農(nóng)戶,他們將不租入或租出土地。這與完全市場(chǎng)下的情況不同。在那里,存在不租入或租出土地的農(nóng)戶的概率為零,因?yàn)樽獬雠c租入土地的分水嶺是一個(gè)特定的值。當(dāng)?shù)貦?quán)不完全時(shí),存在處于自給自足狀態(tài)的農(nóng)民的概率將大于零,且與地權(quán)的不完整性成正比(或與Mj成反比)。這意味著,交易權(quán)的不完整具有兩種效應(yīng)。

第一種效應(yīng)為資源配置效率。不完整的土地交易權(quán)使土地邊際產(chǎn)出不能在不同農(nóng)戶之間達(dá)到均等。從另一個(gè)角度來(lái)看,農(nóng)戶的勞動(dòng)力投入強(qiáng)度因交易權(quán)的不完整性而產(chǎn)生差異,此差異隨交易權(quán)不完整性的擴(kuò)大而擴(kuò)大。但是,應(yīng)該記住的是,資源配置效應(yīng)只對(duì)市場(chǎng)不完善的要素產(chǎn)生作用。由于除勞動(dòng)力市場(chǎng)以外的其它當(dāng)前要素市場(chǎng)已相當(dāng)成熟、開(kāi)放(如XiaoandFultou,1997對(duì)化肥市場(chǎng)的研究所顯示的),我們有理由相信這些當(dāng)前要素投入不會(huì)受到地權(quán)不完整性的影響。

但是,對(duì)于長(zhǎng)期投資來(lái)說(shuō),由于它們的收益延伸到現(xiàn)期生產(chǎn)以后的時(shí)期,農(nóng)戶在即期決定該期的投資量時(shí)必須考慮投資在以后各期的邊際收益折現(xiàn)。在土地和勞動(dòng)力市場(chǎng)不完善的情況下,這些邊際收益受相應(yīng)時(shí)期勞動(dòng)力投入強(qiáng)度的影響。因此,如同當(dāng)期勞動(dòng)力投入強(qiáng)度一樣,當(dāng)期的長(zhǎng)期投資強(qiáng)度在農(nóng)戶之間也存在差異,且此差異隨交易權(quán)不完整性的擴(kuò)大而擴(kuò)大。正是從減少農(nóng)戶勞動(dòng)力投入強(qiáng)度和投資強(qiáng)度在農(nóng)戶之間的差異這點(diǎn)出發(fā),我們說(shuō)完善的土地交易權(quán)具有改進(jìn)資源配置的效應(yīng)。第二種效應(yīng)是Besley所說(shuō)的交易收益。土地交易權(quán)越不完善,土地邊際產(chǎn)出處于P-c(Mj)和P+c(Mj)之間,從而不想進(jìn)行土地交易的人越多。在這種情況下,農(nóng)戶在現(xiàn)期內(nèi)進(jìn)行的投資,以后一旦想在市場(chǎng)上實(shí)現(xiàn)其價(jià)值(比如當(dāng)他有了較好的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)而想租出一部分土地時(shí)),他能找到買主的機(jī)會(huì)將降低,從而使其對(duì)現(xiàn)期的投資的價(jià)值打上折扣。反言之,較完善的土地交易權(quán)使農(nóng)戶對(duì)其現(xiàn)期投資在未來(lái)實(shí)現(xiàn)其市場(chǎng)價(jià)值更具有信心,從而也增強(qiáng)他在現(xiàn)期增加投資的動(dòng)力。

三、農(nóng)地制度影響土地產(chǎn)出的途徑:經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

前一節(jié)的理論分析為我們指出了農(nóng)地制度影響土地產(chǎn)出率的途徑。本節(jié)在此分析的基礎(chǔ)上提出一個(gè)計(jì)量模型,并利用我們所擁有的數(shù)據(jù)對(duì)理論結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)理論部分的分析,地權(quán)殘缺只影響勞動(dòng)力投入和中、長(zhǎng)期投資的強(qiáng)度。我們選1989年到1993年間綠肥的種植面積為我們將考察的中、長(zhǎng)期投資。綠肥是南方稻米種植區(qū)在冬季廣泛種植的一種肥田草,其效力和其它農(nóng)家肥一樣,可以持續(xù)3～5年。因此,其價(jià)值在土地重分中有失去的危險(xiǎn)。下面我們依次討論勞動(dòng)投入強(qiáng)度和綠肥種植密度(即1989～1993年5年間平均每畝土地種植了綠肥的次數(shù))的估計(jì)方法。

(一)勞動(dòng)力投入強(qiáng)度

在完全市場(chǎng)條件下,同村的所有農(nóng)戶將具有同樣的勞動(dòng)投入強(qiáng)度。該均衡勞動(dòng)投入強(qiáng)度取決于村里的勞動(dòng)力和土地的相對(duì)價(jià)格,而后者又與該村的人地比密切相關(guān)。以l-j表示第j村的人地比,lij表示第j戶農(nóng)戶的勞動(dòng)力投入強(qiáng)度。則lij和l-j的關(guān)系可以表示為lij=αl-j=lj,其中α是將村的人地比轉(zhuǎn)變?yōu)榇寰鈩趧?dòng)投入強(qiáng)度的系數(shù)。但是,當(dāng)?shù)貦?quán)不完整時(shí),該關(guān)系將不再成立。以下我們依次引進(jìn)土地交易權(quán)和土地使用權(quán)的不完善,以確定他們對(duì)lij的影響。先看交易權(quán)。從理論部分我們得知,交易權(quán)的完善使得農(nóng)戶的勞動(dòng)投入強(qiáng)度趨同,即趨于各村的均衡勞動(dòng)投入強(qiáng)度。這使我們假設(shè)如下的關(guān)系式:(2)lij′-ljl-ij-l-j=γc+γm1Mj式中,lij′是農(nóng)戶i在只有交易權(quán)不完善的情況下的虛擬勞動(dòng)投入強(qiáng)度,l-ij是它的人地比,γc和γm1是兩個(gè)待估計(jì)的系數(shù)。lij′-lj測(cè)量的是農(nóng)戶的虛擬勞動(dòng)投入強(qiáng)度離村均衡的距離。為了排除農(nóng)戶資源秉賦的影響,我們用農(nóng)戶的人地比和村的人地比之間的距離l-ij-l-j去標(biāo)準(zhǔn)化上述距離。如果我們的理論推導(dǎo)是正確的話,則我們期望γm1為負(fù)數(shù),即較完善的交易權(quán)減小各個(gè)農(nóng)戶的勞動(dòng)力投入強(qiáng)度與村均衡之間的(標(biāo)準(zhǔn)化)距離。

為使(2)式具有可操作性,我們進(jìn)一步假設(shè)lij′-lj與l-ij-l-j具有相同的符號(hào)。由于殘缺的交易權(quán)使農(nóng)戶的勞動(dòng)力投入強(qiáng)度更趨近于他們的資源秉賦,此假設(shè)是可以接受的。在此假設(shè)下,我們可以將(2)式改寫(xiě)成:(3)lij′-lj=γc(l-ij-l-j)+γm1Mj(l-ij-l-j)上式很好地涵蓋了完善交易權(quán)所能起到的作用。如果γm1為負(fù)的話,則對(duì)于一個(gè)具有較高的人地比、處于出租勞動(dòng)力(或租入土地)位置的農(nóng)戶,完善交易權(quán)使其勞動(dòng)力投入強(qiáng)度降低到村均衡位置;反之,對(duì)于一個(gè)具有較低人地比、處于租入勞動(dòng)力(或租出土地)位置的農(nóng)戶,完善交易權(quán)的作用恰恰相反。這正是理論部分指出的完整交易權(quán)所具有的資源配置效應(yīng)。再引入使用權(quán)的不完整。正如理論部分所指出的,我們只考察不完整使用權(quán)對(duì)一個(gè)平均農(nóng)戶的影響。則農(nóng)戶的實(shí)際勞動(dòng)投入強(qiáng)度可以表示為:(4)lij=lij′+γu1Uj如果對(duì)使用權(quán)的限制對(duì)一個(gè)平均農(nóng)戶是有效的,即較寬松的使用權(quán)使他降低勞動(dòng)投入強(qiáng)度,則我們期望γu1為負(fù)數(shù)。將(3)式與(4)式相加并加入農(nóng)戶特征變量組Zij以控制各農(nóng)戶所固有的異質(zhì)性,我們得到一個(gè)可以估計(jì)的等式:(5)lij=αl-j+γc(l-ij-l-j)+γm1Mj(l-ij-l-j)+γu1Uj+Zijγz1+εij其中εij是一個(gè)與其它自變量相獨(dú)立的隨機(jī)變量。Zij中可以包括一個(gè)常數(shù)項(xiàng),則該常數(shù)項(xiàng)與αl-j之和為第j村的均衡勞動(dòng)投入強(qiáng)度。

(二)綠肥種植密度

我們以kij代表農(nóng)戶的綠肥種植密度。根據(jù)理論部分的討論,農(nóng)地制度對(duì)kij具有四種效應(yīng):地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、交易收益效應(yīng)以及使用權(quán)效應(yīng)。根據(jù)前面對(duì)勞動(dòng)力投入強(qiáng)度的討論,我們假設(shè)下面的關(guān)系式:(6)kij=γsSj+γm2Mj+γm3Mj(l-ij-l-j)+γu2Uj+Zijγz2+δij式中δij,如同εij一樣,為一純粹隨機(jī)發(fā)生的誤差項(xiàng)。式中幾個(gè)系數(shù)的解釋是,γs代表地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng),γm2代表交易收益效應(yīng),γm3代表資源配置效應(yīng),γu2代表使用權(quán)效應(yīng)。由于許多農(nóng)戶在5年間從未種植過(guò)綠肥,即他們的kij為零,OLS方法不能適用于(6)式的估計(jì)。一個(gè)更好的估計(jì)方法是托賓模型。在下面的估計(jì)中,我們將采用該模型。

(三)估計(jì)結(jié)果

利用前面估計(jì)產(chǎn)出時(shí)所用的449戶農(nóng)戶的資料,我們對(duì)(5)式和(6)式進(jìn)行了估計(jì)。全部農(nóng)戶結(jié)果不近人意之處是資源配置效應(yīng)和使用權(quán)效應(yīng)均不顯著。為此,(6)式以省為單位重新估計(jì)了兩次。其結(jié)果分別列于表3的第二、第三列。從第二列浙江的結(jié)果可以看出,資源配置效應(yīng)仍然不顯著,而使用權(quán)效應(yīng)非常顯著,且具有我們所期望的負(fù)號(hào)。使用權(quán)在浙江具有顯著的效應(yīng),說(shuō)明在那里對(duì)使用權(quán)的限制對(duì)一個(gè)代表農(nóng)戶是有效的。資源配置效應(yīng)不顯著的原因可能是浙江3縣的勞動(dòng)力市場(chǎng)較為發(fā)達(dá)。這可以由農(nóng)戶人地比與村人地比之差的系數(shù)得到佐證:該系數(shù)不顯著,說(shuō)明農(nóng)戶能夠通過(guò)勞動(dòng)力市場(chǎng)達(dá)到均衡,從而使其勞動(dòng)力在土地上的投入強(qiáng)度不受自家要素秉賦的影響。與浙江相對(duì)照,資源配置效應(yīng)在江西表現(xiàn)得非常顯著,且具有我們所期待的負(fù)號(hào),但使用權(quán)效應(yīng)卻恰恰不顯著。

后一個(gè)結(jié)論說(shuō)明對(duì)使用權(quán)的限制對(duì)江西的一個(gè)代表農(nóng)戶是不起作用的,因?yàn)樗膭趧?dòng)投入已經(jīng)超過(guò)了規(guī)定的最低投入量。前一結(jié)論說(shuō)明江西的勞動(dòng)力市場(chǎng)仍不發(fā)達(dá),這一推測(cè)也可以由大部分農(nóng)戶特征變量所擁有的顯著系數(shù)所映證。與先驗(yàn)期望一致,人地比較村平均多的或農(nóng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)較多的農(nóng)戶對(duì)土地的勞動(dòng)投入強(qiáng)度較高;相反,較年長(zhǎng)、教育水平較高或非農(nóng)經(jīng)驗(yàn)較多的農(nóng)戶對(duì)土地的投入強(qiáng)度較低。和勞動(dòng)力投入相比,對(duì)綠肥種植面積的估計(jì)更具有一致性。從表4可以看出,除使用權(quán)效應(yīng)外,其它效應(yīng),如地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng)、交易收益效應(yīng)以及資源配置效應(yīng)均得到證實(shí)。使用權(quán)效應(yīng)不顯著可能是因?yàn)閷?duì)使用權(quán)的限制主要集中在勞動(dòng)力投入方面。其它效應(yīng)的證實(shí)不僅補(bǔ)上了在非洲沒(méi)有被發(fā)現(xiàn)的東西,而且也為國(guó)內(nèi)對(duì)農(nóng)地制度與長(zhǎng)期投資關(guān)系的研究增添了新的內(nèi)容。特別是,我們的研究結(jié)果與Feder等人對(duì)東北的研究有顯著的不同之處。他們沒(méi)有發(fā)現(xiàn)地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)戶投資之間有顯著關(guān)系(Feder,Lau,LinandLuo,1992)。究其原因,他們所考察的投資不是附著于土地的,而我們的研究直接考察附著于土地的投資,結(jié)論自然比他們的要可靠。

四、結(jié)束語(yǔ)

本研究系統(tǒng)地分析了地權(quán)殘缺對(duì)土地產(chǎn)出率的影響及其途徑。我們發(fā)現(xiàn),地權(quán)的改善具有多方面的效應(yīng),如地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng)、資源配置效應(yīng)以及交易權(quán)效應(yīng)。這些結(jié)果對(duì)中國(guó)農(nóng)村下一步的改革具有重要的參考價(jià)值。雖然我們沒(méi)有發(fā)現(xiàn)地權(quán)穩(wěn)定性對(duì)產(chǎn)出具有顯著的正面效應(yīng),但我們發(fā)現(xiàn)它對(duì)農(nóng)戶的長(zhǎng)期投資具有顯著的推動(dòng)作用。這一對(duì)比可能是因?yàn)槲覀兊臉颖巨r(nóng)戶的農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期投資的量較小,因而對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)也小。但是,我們不能因此就忽視地權(quán)不穩(wěn)定所帶來(lái)的效率損失。由地權(quán)不穩(wěn)定所導(dǎo)致的長(zhǎng)期投資的減少,其效果可能在短期內(nèi)并不明顯;但長(zhǎng)此以往,土地質(zhì)量必然下降,從而影響中國(guó)農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。穩(wěn)定地權(quán)要求減少土地的調(diào)整次數(shù),或永不做調(diào)整。中央政府已同意將土地承包合同再延長(zhǎng)30年;但是,該政策是否已被廣泛、認(rèn)真地執(zhí)行仍是一個(gè)未知數(shù)。根據(jù)以往的研究(如Kung,1994),在現(xiàn)存的集體所有制下,農(nóng)民可能不愿意長(zhǎng)期固定土地的分配格局。中國(guó)是一個(gè)小農(nóng)為主的國(guó)家,小農(nóng)的一個(gè)特征是對(duì)失去基本生活保障的恐懼。在這種情況下,土地的得與失在農(nóng)民那里不再是對(duì)稱的了。他們會(huì)寧愿放棄對(duì)現(xiàn)有土地的長(zhǎng)期占有權(quán),以換取未來(lái)自己人口增加對(duì)增加土地?fù)碛辛康谋ＷC。

這一論點(diǎn)為一些學(xué)者(如Kung,1994;Dong,1996)和政策制定者所接受,并用來(lái)支持當(dāng)前的土地集體所有制。但是,這一論點(diǎn)忽視了一個(gè)重要的因素,即土地的完全私人占有是被排除在農(nóng)民的選擇之外的。如果農(nóng)民被賦予了選擇土地完全私有的權(quán)利,①我們就很難斷定他們?nèi)匀粫?huì)選擇現(xiàn)有的土地制度安排。與穩(wěn)定地權(quán)相比,給予農(nóng)民完全的土地交易權(quán)是一件較少爭(zhēng)論的政策取向。與本文所研究的1993年相比,如今土地的有償轉(zhuǎn)讓、轉(zhuǎn)租已自由和普遍得多了。但是,在這些年間,隨著在各種借口下集體化回潮的出現(xiàn),以行政手段代替市場(chǎng)對(duì)土地進(jìn)行重組的現(xiàn)象不斷發(fā)生。改變這種狀況的核心是使各級(jí)領(lǐng)導(dǎo)干部認(rèn)識(shí)到市場(chǎng)在組織資源配置方面的優(yōu)勢(shì)。本文的研究正是這種努力的一部分。對(duì)土地使用權(quán)的限制,在發(fā)達(dá)地區(qū)如浙江沿海縣份起到了增加糧食產(chǎn)量的作用。

但是,這是以犧牲農(nóng)民其它方面的收入為代價(jià)的。增加糧食產(chǎn)量的受益者不是農(nóng)民自己,而是城市居民。且不論由農(nóng)民負(fù)擔(dān)為城市居民提供食物的成本是否公平,發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)民是否還能稱為農(nóng)民本身就是個(gè)問(wèn)題。從經(jīng)濟(jì)意義上講,他們已不能再稱為農(nóng)民了,因?yàn)樗麄兪杖氲慕^大部分以及就業(yè)的絕大部分均來(lái)自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。僅僅因?yàn)樗麄內(nèi)跃幼≡谛姓^(qū)劃的農(nóng)村地區(qū)就認(rèn)定他們是農(nóng)民是沒(méi)有說(shuō)服力的,也是不公平的,更不用說(shuō)逼迫他們?nèi)シN地了。要解決發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)問(wèn)題,還有待各級(jí)政府為勞動(dòng)力的跨區(qū)流動(dòng)以及土地的自由流轉(zhuǎn)做一些扎扎實(shí)實(shí)的工作,而不是簡(jiǎn)單地強(qiáng)迫本地居民種好田。