农地产权制度对农业经济增长的贡献

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1、# 理论模型与经验分析 #农地产权制度对农业经济增长的贡献盛济川 施国庆 梁 爽内容提要: 本文运用计量方法对 1952 2007 年中国农业经济增长进行了实证分析。分析结果表明, 在不同的土地制度下, 农地产权制度对农业经济增长的贡献不同, 从而农业总产出有较大不同。研究发现农地产权制度在 1953 2007 年的 55 年间对农业经济增长的作用相对较小, 但从 1978 年开始的家庭联产承包责任制及其后续改革, 大大激发了农民的生产积极性, 使得农业经济得到了较快的增长。关键词: 农地产权制度 农业经济增长 随机边界分析一、 引言在 Solow( 1957) 的新古典经济增长理论中, 经

2、济增长主要来源于两部分: 一是投入要素的增加; 二是全要素生产率的提高。而对于农业经济增长而言, 投入要素主要有两种, 即劳动力与土地。在传统农业中由于全要素生产率变化相对缓慢, 因此土地 和劳动力投入的增加无疑是传统农业经济增长的主要源泉。本文采用 Mieko Nishimizu B ) 9xixi yx + TEC + TC( 1)其中, y 为总产出的增长率, f ( xi, t; B ) 为生产函数, B为待估参数, xi为非负的要素投入, i = (1, 2, , n), t 为表示技术进步的时间, y 为总产出, x i为投入要素的增长率, TEC 为技术效率变化的贡献,TC 为技

3、术变化的贡献。 由于效率损失的存在, 经济不可能都恰好以边界生产函数进行生产, 因此技术效率就反映了在既 定生产技术水平下, 实际产出对其生产边界的接近 程度。由此可见, 技术效率反映了在要素投入和技 术水平既定的前提下, 实际产出水平与潜在产出水 平之间的差距, 而这种差距正是由各种非效率行为 所造成的。 而引起非效率的行为正是由不同的制度安排所造成的, 因此制度也是一种生产力, 不同制度安排下的效率是不一样的。同样的投入, 同样的技术, 但由于制度的不同, 产出可能会有很大的差异。就农业经济而言, 导致农业经济非效率行为的最重要、 最核心的因素就是农地产权制度。不同的农地产权制度 安排会有

4、不同的技术效率, 最终导致了不同的农业产出。因此在农业经济增长中, 扣除土地、 劳动和技术的贡献之后就是农地产权制度对农业经济增长的贡献。图 1 农业经济增长中诸因素关系图由此可见, 在农业经济增长中, 技术效率的变 化反映了农地产权制度对于农业经济增长的贡献, 因此可以通过测量技术效率变化对农业经济增长的 贡献, 达到测量农地产权制度对农业经济增长贡献 的目的。而随机边界分析为分解农业经济增长源泉、研究各要素贡献提供了一个很好的工具。本文将利用 这一工具对农业经济增长源泉进行分解, 从而定量地 计算农地产权制度对于农业经济增长的贡献。二、 随机边界生产函数计量模型1. 随机边界分析。随机边界

5、分析( StochasticFrontier Analysis, SFA) 最早出现在 Meeusen 第二个 Z 变量为要素规模变量 Scale, 它是土地与劳动的对数和, 用以研究要素规模对农业经济技术效率的影响。在得出估计参数后就可以分解出技术效率变化、 技术变化以及各要素的弹性:TEC = dlnTE/ dt = (TEt+ 1- TEt)/ TEt= uiCexp- C (t - T)(3)TC = 9lnf (xi, t,B)/ 9t = Bt+ BLtlnLit+ BKtlnKit+ Bttt(4)Le= 9lnf (xi, t, B )/ 9Lit= BL+ BLLlnLit+

6、 BKLlnKit+ BLtt(5)Ke= 9lnf (xi, t, B )/ 9Kit= BK+ BKLlnLit+ BKKlnKit+ BKtt(6)其中, Le为劳动的弹性, Ke为土地的弹性。 在得出技术效率变化、 技术变化及各要素的弹性后, 可得出各要素对农业经济增长的贡献。本文将使用FRONTIER 4. 1、 SHAZAM 软件对所建立的模型 进行参数估计。三、 实证分析1. 数据来源。本文所采用的数据是全国 31 个省市区 1952 2007 年的第一产业总值、 第一产业就业人数、 农作物总播种面积以及第一产业生产总值指数( 1952 年= 100) , 全部来源于国家统计局所

7、编 制的5新中国五十五年统计资料汇编6以及 20062008 年中国统计年鉴。过去类似的研究往往由于数据的缺失, 或只针对建国以来的某个特定时期进行研究, 或是略去西藏、 青海等统计资料缺失较为严 重的省、 市、 自治区, 因此基于上述数据的研究不足以充分而全面地反映全国农业发展情况。随着我国统计核算体系的完善与健全, 有必要将建国以来全 国各省、 市、 自治区的数据纳入研究范围, 只有这样才能充分而全面地反映问题, 从而揭示事实的真相。表 1 带 Z 变量的时间趋势模型随机边界生产函数参数的极大似然估计结果2. 计量结果。我们首先使用时间趋势模型, 利用 1952 2007 年中国 31个省

8、市区的农业投入产出数据, 对随机边界生产函数的参数进行极大似然估计, 但估计结果表明, 所有系数在 0. 1 的显著水平下并不显著。模型估计结果不理想, 说明该模型不适用于描述中国的农业经济增长。然后, 我们使用带Z 变量的时间趋势模型进行分析, 得出的随机边界生产函数参数的极大似然估计结果如表 1 所示。在该模型中除了BKt外, 所有系数在 0. 1 的水平)87)5经济学动态62010 年第 8 期下都显著。投入要素的二次项为正, 说明劳动和土地的边际产出递增。而交叉项为负, 符合实际情况。 劳动和时间的交叉项为负值, 而土地与时间的交叉项为正, 说明在 1952 2007 年的 56 年

9、间技术的变化节约了土地, 而增加了对劳动的需求量。这表明 56 年的发展导致了土地相对于劳动的成本大大提升了, 土地相对于劳动对中国农业而言更加稀缺。时间项系数为 0. 0577, 表明每年平均技术进步5 177%。时间的二次项系数也为正, 说明技术变化 增长率随时间推移呈上升趋势。C值为 0 18729 并且非常显著, 说明我国农业偏离生产边界的主要原因是技术非效率, 而非误差所致。该模型中加入了 时间变量 Year 和要素规模变量 Scale, 其中时间变量Year 的系数为正, 说明我国农业技术效率整体呈下降态势, 而要素规模变量 Scale 系数为负, 说明规模效应对技术非效率的影响为

10、负, 我国农业经济增 长具有一定的规模效应。接下来对带 Z 变量的时间趋势模型进行假设检验, 检验的结果见表 2。 从表 2 可以看出检验结果 拒绝了原假设 Bt= BK t= BLt= Btt= 0, 说明中国农业经济增长中的确存在技术进步。 之后原假设 Btt=BKt= BLt= 0 被拒绝, 意味着技术变化不是常数, 而BKt= BLt= 0 的原假设被拒绝说明技术变化不是希 克斯中性技术进步。 BK+ BL= 1, BK K= BLL= BKL=BKt= BLt= 0被拒绝, 说明农业生产函数既不是线性的, 也不是规模报酬不变的。 BKK= BLL= BKL= BK t= BLt= B

11、tt= 0被拒绝说明农业生产函数不是Cobb - Douglas 生产函数。表 2 带 Z 变量时间趋势模型参数的假设检验结果由于该模型中加入了两个 Z 变量, 因此也需要 对其进行检验。 D2= 0 以及 D1= D2= 0 的原假设被 拒绝, 说明时间变量 Year 和要素规模变量 Scale 是可以用来解释非技术效率随时间变化而变化的。 而 C= 0的原假设被拒绝, 意味着生产函数不是平均生 产函数。 最后 C= D0= D1= D2= 0 被拒绝。 说明随机边界生产函数方程没有退化成平均生产函数方程。 通过假设检验, 我们可以得出这样的结论: 用带Z 变量的时间趋势模型来描述中国农业经

12、济增长是非常合适的。因此, 本文将采用该模型对全国各省 区的农业经济增长源泉进行分解。3. 中国农业经济增长源泉的分解结果。通过假设检验比选出了最佳模型, 之后将使用该模型对1952 2007 年中国农业经济增长源泉和农业全要 素生产率进行分解。其中, 1953 2007 年中国农业经济增长中的农地产权制度贡献如图 2 所示。图 2 1953 2007 年中国农业经济增长中的农地产权制度贡献四、 进一步讨论图 2 表明, 从总体上看, 在大多数年份农地产权制度的贡献值均较小, 有时甚至为负值, 这说明农地产权制度对农业经济增长的贡献较低。不妨结合中 国农地产权制度的历史进展, 对上述结论做进一

13、步分析。 新中国建立后不久, 中央在 1950 年 6 月颁布了5中华人民共和国土地改革法6, 至 1952 年土地改革完成, 土地被重新分配, 农民分得了属于自己的土 地, 实现了平均地权和免除封建地租, 突破了提高农业生产率的两大限制条件。随着土地改革的完成,中央在 1953 1955 年开展了农业生产互助合作, 提 高了农业生产率, 因此在该时期农地产权制度对农业经济增长率的贡献率均为正值。 1955 年底, 全国人大常委会通过了5农业生产合作社示范章程草案6, 规定了社员必须将土地交给农业生产合作社统一使用, 迫使原来的生产互助组 必须转变为初级社或高级社, 必须统一使用土地。而且农业

14、生产合作社实行按劳分配, 合作社收入是由劳动创造而不是由社员土地所有权创造。接着, )88)1956 年通过的5高级农业生产合作社示范章程6, 规定了入社的农民必须将稀有土地、 牲畜、 农具等生产 资料转为合作社集体所有, 并取消了土地报酬。因此, 从 1956 1958 年, 农地产权制度对于农业经济增长率的贡献大幅下降, 为 0%左右。 从 1958 年夏季开始, 小型农业生产合作社被合并为大型农业生产合作社, 之后又以乡为单位将大型农业生产合作社组建为农村人民公社。农业生产合作社的一切财产也归农村人民公社所有。同时, 一些地方随即出现了/ 一平二调0, 生产大队无偿占有生产队土地, 公社

15、无偿占有生产大队的土地。但随之而来的是 1959 1961 年爆发的严重的农业危 机, 即通常所说的/ 三年困难0时期。在该时期, 农地产权制度对于农业经济增长的贡献大幅下滑, 且均为负值, 其贡献值在 -3% -16% 之间。1962 年 9 月, 5农村人民公社工作条例修正草 案6正式出台, 由过去强调/ 三级所有、 队为基础0变为强调/ 队为基础0, 由生产队直接组织生产和分配,实行独立核算, 自负盈亏。因此在 1962 1965 年间 农地产权制度贡献出现恢复性增长, 达到了正值。而这种/ 队为基础0的农村人民公社制度一直延续到了 1978 年。 随着 1966 年文化大革命的开始,

16、农地产权制度对农业经济增长的贡献率再次下降。从 1966 1976 年的十年间, 近一半年份的农地产权制度贡献率为负值。从 1978 年开始, 随着联产承包责任制和包干到户的实施, 农村生产力得到解放, 农地产权制度的贡 献在 1978 1984 年大幅上升, 且基本为正值, 农地产权制度改革对农业经济增长具有积极的作用。1984年中共中央一号文件提出了土地承包期为15 年, 这也被称为/ 第一轮承包0。在这 15 年承包期内, 绝大多数地区都对承包地进行过调整,有的隔3 5年大调整一次, 有的隔3 5年小调整一次, 还有的年年小调整。正是由于土地产权的不确定性和短时期性, 农地产权制 度的贡献率在 1985 1992年再一次下滑并转而出现了负值,且贡献率基本上均小于1%。随着从 1978 年开始的 15 年承包期到期, 1993 年中央又提出了/ 30 年不变0的政策, 也被称为/ 第二轮承包0, 同时在 30 年承包期内实行/ 增人不增地, 减人不减地0的政策。但是, 30 年的承包期并没有从根本上解决农地的产权问题,