農地制度及績效的實證探究
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本文所用的數據來自1994年春國務院發展研究中心農村部所進行的一項對4省、8縣、800農戶1993年情況的調查。該調查的目的即是了解中國農地制度的演進及其與農業績效的關系。因此,它不僅包括一項農戶調查,而且也包括一項村級調查,以了解村的土地制度安排情況。本文只利用該調查中浙江和江西兩省、5縣的資料。這5個縣的基本情況列于表1。表中前3個縣屬于浙江,后2個縣屬于江西。浙江3個縣的工業化程度很高,60%以上的收入來自非農產業。相比之下,江西的2個縣仍然以農業為主。另外,浙江的土地規模較江西小得多,但單產卻高得多。在利用本項調查數據所做的另外兩項研究中,Liu,Carter,andYao(1996)和Carter,Liu,RothandYao(1996)系統地分析了自生產責任制以來中國農地制度的演進過程,并進行了計量研究。在這兩項研究中,農地制度被分解為三個部分,即地權穩定性、土地交易權和土地使用權。
地權穩定性涉及的是以往村里土地調整的頻率以及今后可能發生調整的概率。①土地交易權涉及的是村里對土地的有償轉包、租賃和代耕方面給予農戶的自由度。土地使用權涉及的是對農戶生產計劃,特別是勞動力投入的限制。在村級問卷中,我們征求了村干部對一系列反映上述三組產權問題的答案。這些問題各代表該村在某一方面的土地制度安排。由村干部對每一組問題的答案,我們運用因子分析方法提煉出一個主因子,以代表這一組地權的完整性。通過這一過程,我們得到三個主因子:Sj,Mj和Uj,分別代表第j個村子的地權穩定性、交易權和使用權的完整性。這三個因子均為標準化之后均值為0,均方差為1的變量,并以較大的值表示較完整的產權。利用所獲得的三個地權因子,我們可以估計地權完整性對土地產出率的影響。
由于多數農戶將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個農戶的土地平均水稻單產;Zij是代表該農戶特征的一組變量;c是一個常數,和α1,…,α4一樣,為待估計的系數;最后,eij為一隨機誤差量。這一誤差量包含的是上述模型所未考慮到,但影響單個農戶產出率的因素。Carter,Liu,RothandYao(1996)考慮了農地制度的內生化問題。但是,由于農地制度是在村一級決策過程中確定的,而我們所考察的是一個村子里的一小部分農戶樣本,因此,我們有理由相信eij和三個制度因子之間是相互獨立的,從而可以用普通最小二乘法(OLS)對(1)式進行估計。對于農戶特征,我們選用了家庭人地比、平均年齡、婦女占家庭總人口比例、平均受教育年數、平均農業就業年數、平均非農就業年數、平地占家庭總土地面積比例以及非農工資率與水稻價格的比例。
非農工資率是由1993年家庭非農收入除以家庭非農就業時間而得到的。對于那些無非農收入的農戶,他們的工資率以他們所在村的平均工資率代替。在農戶特征變量中,除人地比和平地量對單產具有顯著正的影響之外,其它變量的影響均不顯著。人地比的正影響說明除土地市場的不完善外,勞動力市場也不完善。①這與其它有關鄉鎮企業用工制度的研究結果是一致的(Yao,1996)。平地量的正影響顯然來自土地質量對土地產出率的正影響。在三個制度因子中,地權穩定性雖然有正的影響,但統計上不顯著;較完整的交易權對產出率有顯著的正影響;相反,較完整的使用權具有顯著的負影響。前兩個結論與我們的判斷相一致:地權穩定性增加農戶長期投資積極性,完整的交易權改善資源配置效率,增加農戶投資的動力。
第三個結論表明,平均而言,對使用權的限制對農戶的水稻生產起到了約束作用。換言之,對于我們樣本中的一個平均農戶來說,如果約束解除的話,他將會減少對水稻生產的投入。以我們所使用的制度因子衡量,每一個因子增加一單位,意味著地權改善度大約為完整地權的32%(即每一個因子的分布占據3.12個單位的區間)。②因此,根據我們的結果,地權穩定性改善10%,將意味著土地單產在樣本平均值(640公斤)上增加0.7%;土地交易權改善同樣的百分比將使單產增加2.0%。與此相對照的是,土地使用權改善同樣的百分比將使水稻單產減少2.5%。我們可以把制度因子的影響換算成具體產權安排的影響。由于我們已經知道了各制度因子與相關產權安排之間的相關系數,這種換算是容易做到的。③比如,根據換算,土地每多調整一次,土地單產下降1.5%;土地從不允許租賃到允許租賃,單產上升6.8%;最后,從允許拋荒到不允許拋荒,土地單產將增加12.6%。后兩個估計乍看偏高,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地權各改善了100%。認識到這一點之后,再看這兩個估計便不會覺得它們偏高了。特別是,后一估計還表明,如果不對拋荒做任何限制,由此而引起的產量損失相當于大約13%的農戶退出農業生產。經過這一節的分析,我們發現農地制度的完整性對土地產出率具有或正或負的影響。在接下來的一節中,我們將對這些影響的途徑進行理論探討,以便為以后的計量分析提供基礎。
二、農地制度影響土地產出的途徑:理論分析
在本節的討論中,我們將做如下的兩個假設。首先,農戶的生產技術具有不變規模報酬經濟。這個假設對于運用可分性生產要素的小農生產來說并不是一個臆斷,許多研究均支持這一觀點(例如,Federetal.,1992對中國的研究)。第二,勞動力市場不完善。這個假設可以從兩方面來理解。一方面,對于那些想在市場上出賣勞動力的農戶,他們的非農就業機會是受到限制的(Yao,1997);另一方面,對于那些想從市場上雇傭勞動力進行農業生產的農戶,他們面臨著被雇勞動力的道德風險問題(Feder,1985),即被雇勞動力在不完全監督下可能出現的偷懶問題。在第一個假設下,如果勞動市場是完善的,則土地市場的不完善將不會影響農戶對土地的投入強度(即勞動力投入與土地之比),因為農戶總是可以通過租出和租入勞動力來回到原先他的理想投入強度上。在這種情況下,單位面積的土地產出率也不會受到影響①。但是,當勞動力市場不完善時,土地市場的不完善將影響農戶對土地的投入強度,因而也影響土地產出率。在以上兩個假設下,我們對地權穩定性、土地使用權和土地交易權對農戶投入強度的影響依次進行分析。
(一)地權穩定性
地權穩定性只影響功效超過一年的投入,即中、長期投入,而不影響農戶的當前投入,如勞動力、化肥等,因為土地調整總是在年末當農業季節結束時進行的。同時,地權穩定性也不大可能影響農戶之間土地的租賃活動,因為農戶總是可以通過簽訂一年一度的租賃合同來回避可能存在的失去租出的土地的危險。地權的不穩定意味著農戶的土地在將來的某一時刻將易手到他人手中。盡管農戶可能因失去已經在這些土地上的進行的投資而得到補償,但這種補償的量很難確定,因為每個人對同一投資所給予的價值是不一樣的。因此,地權不穩定的作用和對農戶投資征收一種隨機稅一樣,將降低農戶的投資積極性。
(二)土地使用權
如同我們在前面所指出的,對土地使用權的限制主要表現在對農戶投入,特別是勞動力投入的限制上,即農戶必須在某一種作物(通常是糧食作物)的生產中投入不低于一定量的人力和物力。顯然,這一限制對那些比較愿意從事農業生產的農戶來說是不起作用的,而只對那些不太愿意從事農業生產的農戶起作用。這意味著在我們的樣本中,這一限制對浙江的大多數農戶可能起作用,而對江西的大部分農戶則不起作用。為簡化我們下面的計量分析,我們只考察這樣的限制是否對我們樣本中的一個平均農戶起作用。
(三)土地交易權
在完全市場條件下,我們應該觀測到這樣的情況,即人地比大于某一特定值(如村子的人地比)時,該農戶將租入土地(或出賣勞動力),而人地比低于那一特定值時,該農戶將租出土地(或雇入勞動力)。①這樣所產生的均衡結果將是每個農戶的土地投入強度相等。②在不完全產權和不完全勞動力市場條件下,情況變得復雜起來。我們把對土地交易權的限制歸納為農戶為土地交易所付出的地租以外的費用。這些費用包括游說村干部的時間以及為繞過限制而消耗的其它費用。由于這一費用的存在,土地交易中買方的付出和賣方的所得不再是對稱的了。以P表示土地租賃的名義價格,c(Mj)代表由于交易權不完整而產生的費用。我們假設c(Mj)是Mj的減函數,即較完整的交易權減少交易的額外成本。那么,買者付出的實際價格為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出率等于P+c(Mj),土地租出者將租出土地直至土地邊際產出率等于P-c(Mj),因此,租入者和租出者的土地邊際生產率不相等,因而他們的土地投入強度也不相等。對于那些土地邊際產出處于P-c(Mj)和P+c(Mj)之間的農戶,他們將不租入或租出土地。這與完全市場下的情況不同。在那里,存在不租入或租出土地的農戶的概率為零,因為租出與租入土地的分水嶺是一個特定的值。當地權不完全時,存在處于自給自足狀態的農民的概率將大于零,且與地權的不完整性成正比(或與Mj成反比)。這意味著,交易權的不完整具有兩種效應。
第一種效應為資源配置效率。不完整的土地交易權使土地邊際產出不能在不同農戶之間達到均等。從另一個角度來看,農戶的勞動力投入強度因交易權的不完整性而產生差異,此差異隨交易權不完整性的擴大而擴大。但是,應該記住的是,資源配置效應只對市場不完善的要素產生作用。由于除勞動力市場以外的其它當前要素市場已相當成熟、開放(如XiaoandFultou,1997對化肥市場的研究所顯示的),我們有理由相信這些當前要素投入不會受到地權不完整性的影響。
但是,對于長期投資來說,由于它們的收益延伸到現期生產以后的時期,農戶在即期決定該期的投資量時必須考慮投資在以后各期的邊際收益折現。在土地和勞動力市場不完善的情況下,這些邊際收益受相應時期勞動力投入強度的影響。因此,如同當期勞動力投入強度一樣,當期的長期投資強度在農戶之間也存在差異,且此差異隨交易權不完整性的擴大而擴大。正是從減少農戶勞動力投入強度和投資強度在農戶之間的差異這點出發,我們說完善的土地交易權具有改進資源配置的效應。第二種效應是Besley所說的交易收益。土地交易權越不完善,土地邊際產出處于P-c(Mj)和P+c(Mj)之間,從而不想進行土地交易的人越多。在這種情況下,農戶在現期內進行的投資,以后一旦想在市場上實現其價值(比如當他有了較好的非農就業機會而想租出一部分土地時),他能找到買主的機會將降低,從而使其對現期的投資的價值打上折扣。反言之,較完善的土地交易權使農戶對其現期投資在未來實現其市場價值更具有信心,從而也增強他在現期增加投資的動力。
三、農地制度影響土地產出的途徑:經驗檢驗
前一節的理論分析為我們指出了農地制度影響土地產出率的途徑。本節在此分析的基礎上提出一個計量模型,并利用我們所擁有的數據對理論結論進行檢驗。根據理論部分的分析,地權殘缺只影響勞動力投入和中、長期投資的強度。我們選1989年到1993年間綠肥的種植面積為我們將考察的中、長期投資。綠肥是南方稻米種植區在冬季廣泛種植的一種肥田草,其效力和其它農家肥一樣,可以持續3～5年。因此,其價值在土地重分中有失去的危險。下面我們依次討論勞動投入強度和綠肥種植密度(即1989～1993年5年間平均每畝土地種植了綠肥的次數)的估計方法。
(一)勞動力投入強度
在完全市場條件下,同村的所有農戶將具有同樣的勞動投入強度。該均衡勞動投入強度取決于村里的勞動力和土地的相對價格,而后者又與該村的人地比密切相關。以l-j表示第j村的人地比,lij表示第j戶農戶的勞動力投入強度。則lij和l-j的關系可以表示為lij=αl-j=lj,其中α是將村的人地比轉變為村均衡勞動投入強度的系數。但是,當地權不完整時,該關系將不再成立。以下我們依次引進土地交易權和土地使用權的不完善,以確定他們對lij的影響。先看交易權。從理論部分我們得知,交易權的完善使得農戶的勞動投入強度趨同,即趨于各村的均衡勞動投入強度。這使我們假設如下的關系式:(2)lij′-ljl-ij-l-j=γc+γm1Mj式中,lij′是農戶i在只有交易權不完善的情況下的虛擬勞動投入強度,l-ij是它的人地比,γc和γm1是兩個待估計的系數。lij′-lj測量的是農戶的虛擬勞動投入強度離村均衡的距離。為了排除農戶資源秉賦的影響,我們用農戶的人地比和村的人地比之間的距離l-ij-l-j去標準化上述距離。如果我們的理論推導是正確的話,則我們期望γm1為負數,即較完善的交易權減小各個農戶的勞動力投入強度與村均衡之間的(標準化)距離。
為使(2)式具有可操作性,我們進一步假設lij′-lj與l-ij-l-j具有相同的符號。由于殘缺的交易權使農戶的勞動力投入強度更趨近于他們的資源秉賦,此假設是可以接受的。在此假設下,我們可以將(2)式改寫成:(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所能起到的作用。如果γm1為負的話,則對于一個具有較高的人地比、處于出租勞動力(或租入土地)位置的農戶,完善交易權使其勞動力投入強度降低到村均衡位置;反之,對于一個具有較低人地比、處于租入勞動力(或租出土地)位置的農戶,完善交易權的作用恰恰相反。這正是理論部分指出的完整交易權所具有的資源配置效應。再引入使用權的不完整。正如理論部分所指出的,我們只考察不完整使用權對一個平均農戶的影響。則農戶的實際勞動投入強度可以表示為:(4)lij=lij′+γu1Uj如果對使用權的限制對一個平均農戶是有效的,即較寬松的使用權使他降低勞動投入強度,則我們期望γu1為負數。將(3)式與(4)式相加并加入農戶特征變量組Zij以控制各農戶所固有的異質性,我們得到一個可以估計的等式:(5)lij=αl-j+γc(l-ij-l-j)+γm1Mj(l-ij-l-j)+γu1Uj+Zijγz1+εij其中εij是一個與其它自變量相獨立的隨機變量。Zij中可以包括一個常數項,則該常數項與αl-j之和為第j村的均衡勞動投入強度。
(二)綠肥種植密度
我們以kij代表農戶的綠肥種植密度。根據理論部分的討論,農地制度對kij具有四種效應:地權穩定性效應、資源配置效應、交易收益效應以及使用權效應。根據前面對勞動力投入強度的討論,我們假設下面的關系式:(6)kij=γsSj+γm2Mj+γm3Mj(l-ij-l-j)+γu2Uj+Zijγz2+δij式中δij,如同εij一樣,為一純粹隨機發生的誤差項。式中幾個系數的解釋是,γs代表地權穩定性效應,γm2代表交易收益效應,γm3代表資源配置效應,γu2代表使用權效應。由于許多農戶在5年間從未種植過綠肥,即他們的kij為零,OLS方法不能適用于(6)式的估計。一個更好的估計方法是托賓模型。在下面的估計中,我們將采用該模型。
(三)估計結果
利用前面估計產出時所用的449戶農戶的資料,我們對(5)式和(6)式進行了估計。全部農戶結果不近人意之處是資源配置效應和使用權效應均不顯著。為此,(6)式以省為單位重新估計了兩次。其結果分別列于表3的第二、第三列。從第二列浙江的結果可以看出,資源配置效應仍然不顯著,而使用權效應非常顯著,且具有我們所期望的負號。使用權在浙江具有顯著的效應,說明在那里對使用權的限制對一個代表農戶是有效的。資源配置效應不顯著的原因可能是浙江3縣的勞動力市場較為發達。這可以由農戶人地比與村人地比之差的系數得到佐證:該系數不顯著,說明農戶能夠通過勞動力市場達到均衡,從而使其勞動力在土地上的投入強度不受自家要素秉賦的影響。與浙江相對照,資源配置效應在江西表現得非常顯著,且具有我們所期待的負號,但使用權效應卻恰恰不顯著。
后一個結論說明對使用權的限制對江西的一個代表農戶是不起作用的,因為他的勞動投入已經超過了規定的最低投入量。前一結論說明江西的勞動力市場仍不發達,這一推測也可以由大部分農戶特征變量所擁有的顯著系數所映證。與先驗期望一致,人地比較村平均多的或農業經驗較多的農戶對土地的勞動投入強度較高;相反,較年長、教育水平較高或非農經驗較多的農戶對土地的投入強度較低。和勞動力投入相比,對綠肥種植面積的估計更具有一致性。從表4可以看出,除使用權效應外,其它效應,如地權穩定性效應、交易收益效應以及資源配置效應均得到證實。使用權效應不顯著可能是因為對使用權的限制主要集中在勞動力投入方面。其它效應的證實不僅補上了在非洲沒有被發現的東西,而且也為國內對農地制度與長期投資關系的研究增添了新的內容。特別是,我們的研究結果與Feder等人對東北的研究有顯著的不同之處。他們沒有發現地權穩定性與農戶投資之間有顯著關系(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,結論自然比他們的要可靠。
四、結束語
本研究系統地分析了地權殘缺對土地產出率的影響及其途徑。我們發現,地權的改善具有多方面的效應,如地權穩定性效應、資源配置效應以及交易權效應。這些結果對中國農村下一步的改革具有重要的參考價值。雖然我們沒有發現地權穩定性對產出具有顯著的正面效應,但我們發現它對農戶的長期投資具有顯著的推動作用。這一對比可能是因為我們的樣本農戶的農業長期投資的量較小,因而對產出的貢獻也小。但是,我們不能因此就忽視地權不穩定所帶來的效率損失。由地權不穩定所導致的長期投資的減少,其效果可能在短期內并不明顯;但長此以往,土地質量必然下降,從而影響中國農業的可持續發展。穩定地權要求減少土地的調整次數,或永不做調整。中央政府已同意將土地承包合同再延長30年;但是,該政策是否已被廣泛、認真地執行仍是一個未知數。根據以往的研究(如Kung,1994),在現存的集體所有制下,農民可能不愿意長期固定土地的分配格局。中國是一個小農為主的國家,小農的一個特征是對失去基本生活保障的恐懼。在這種情況下,土地的得與失在農民那里不再是對稱的了。他們會寧愿放棄對現有土地的長期占有權,以換取未來自己人口增加對增加土地擁有量的保證。
這一論點為一些學者(如Kung,1994;Dong,1996)和政策制定者所接受,并用來支持當前的土地集體所有制。但是,這一論點忽視了一個重要的因素,即土地的完全私人占有是被排除在農民的選擇之外的。如果農民被賦予了選擇土地完全私有的權利,①我們就很難斷定他們仍然會選擇現有的土地制度安排。與穩定地權相比,給予農民完全的土地交易權是一件較少爭論的政策取向。與本文所研究的1993年相比,如今土地的有償轉讓、轉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,以行政手段代替市場對土地進行重組的現象不斷發生。改變這種狀況的核心是使各級領導干部認識到市場在組織資源配置方面的優勢。本文的研究正是這種努力的一部分。對土地使用權的限制,在發達地區如浙江沿海縣份起到了增加糧食產量的作用。
但是,這是以犧牲農民其它方面的收入為代價的。增加糧食產量的受益者不是農民自己,而是城市居民。且不論由農民負擔為城市居民提供食物的成本是否公平,發達地區的農民是否還能稱為農民本身就是個問題。從經濟意義上講,他們已不能再稱為農民了,因為他們收入的絕大部分以及就業的絕大部分均來自非農產業。僅僅因為他們仍居住在行政區劃的農村地區就認定他們是農民是沒有說服力的,也是不公平的,更不用說逼迫他們去種地了。要解決發達地區的農業生產問題,還有待各級政府為勞動力的跨區流動以及土地的自由流轉做一些扎扎實實的工作,而不是簡單地強迫本地居民種好田。
