土地制度變遷與糧食生產(chǎn)的績效分析

張玉周

（河南財經(jīng)學院 統(tǒng)計系，鄭州 450002）

0 引言

上世紀70年代中后期，尤其是布朗發(fā)表“誰能養(yǎng)得起中國”以后，中國糧食安全問題受到了世界各國的普遍關(guān)注與高度重視。隨著人口的增加，人們生活水平的提高，糧食需求在不斷增加，但自從1998年實現(xiàn)糧食豐產(chǎn)5.12億噸以來，糧食產(chǎn)量卻逐年遞減。在連續(xù)幾年的農(nóng)業(yè)歉收之后，我國2004年首次成為糧食純進口國，并因此抬高了國際上小麥、大米和大豆的價格。國家“十一五”規(guī)劃中已把加強糧食綜合生產(chǎn)能力建設、努力構(gòu)建保護和提高糧食綜合生產(chǎn)能力長效機制、加強糧食主產(chǎn)區(qū)建設作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要任務，糧食生產(chǎn)成為人們再次關(guān)注的問題。

糧食生產(chǎn)受土地、勞動和資本多種因素的影響，而土地、勞動和資本這些要素，有了制度才得以發(fā)揮功能，制度至關(guān)重要。作為農(nóng)村經(jīng)濟制度主體的土地制度對糧食生產(chǎn)的發(fā)展和農(nóng)民生活的影響是巨大而深遠的。因此，研究糧食生產(chǎn)和農(nóng)村經(jīng)濟問題時，農(nóng)村土地制度是關(guān)鍵一環(huán)。

1 糧食生產(chǎn)各要素稀缺程度的評估

本文以要素產(chǎn)出彈性來說明不同要素對于糧食生產(chǎn)發(fā)展的制約程度，運用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來計算不同要素的產(chǎn)出彈性，該生產(chǎn)函數(shù)的一般形式為:

式中：Yt為t年的糧食產(chǎn)量；Mt為t年的勞動力投入，此處用勞動力人數(shù)表示；Nt為t年的土地投入，此處用糧食播種面積表示；It為t年的資本投入，此處用農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用固定資產(chǎn)原值表示；αt、β1、β2、β3為規(guī)定參數(shù)，其中 αt為制度系數(shù)，β1是勞動力投入對產(chǎn)出的彈性，β2為資本投入對產(chǎn)出的彈性，β3為土地投入對產(chǎn)出的彈性，且四者都大于0。利用SPSS擬合1981～1998年我國糧食生產(chǎn)函數(shù)，結(jié)果如下：

β1=0.786(t=2.665,p=0.018)

β2=0.338(t=9.270,p=0.000)

β3=1.117(t=1.772,p=0.035)

各參數(shù)的相伴概率p-值均小于0.05,可見各模擬參數(shù)約在5%的顯著水平上可信。并且擬合優(yōu)度R為0.92，可以判斷整個函數(shù)的解釋程度為92%。

由上述結(jié)論可知,土地的產(chǎn)出彈性最大,糧食的播種面積每增加1%,糧食的產(chǎn)出增加1.117%,在三種投入中是最稀缺的要素。根據(jù)“木桶原理”，決定糧食產(chǎn)出量大小的關(guān)鍵是最稀缺的資源——土地。那么如何使土地配置更有效率，土地制度安排就成為關(guān)鍵因素。

2 土地制度與糧食生產(chǎn)績效的實證分析

我國農(nóng)村先后經(jīng)歷了土地改革、合作化經(jīng)濟（初級社、高級社、人民公社化）和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制等幾個階段，本部分就以此為基礎對土地制度變遷進行分析。

2.1 1952～1988年土地制度創(chuàng)新對中國糧食生產(chǎn)增長的影響

我國糧食生產(chǎn)中土地、資本是稀缺性要素，勞動較充足且轉(zhuǎn)移受到一定限制，糧食生產(chǎn)中勞動力與資本、勞動力與土地的邊際技術(shù)替代率是較穩(wěn)定的，糧食產(chǎn)出具有較強的規(guī)模效益不變的性質(zhì)，因此，可考慮選取齊次生產(chǎn)函數(shù)。進一步考察，由于哈羅德函數(shù)是勞動節(jié)約型只考慮制度對勞動的影響，索羅函數(shù)是資本節(jié)約型只考慮制度對資本的影響，而希克斯函數(shù)因兼而考慮，從而較符合我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際情況。因此，在考察制度的影響時，我們選取了希克斯形的齊次生產(chǎn)函數(shù)，即：

這里，M、N、I和S分別表示四種投入量：農(nóng)業(yè)勞動力、糧食播種面積、資本數(shù)量和當年投入量，Q表示總產(chǎn)量。

在經(jīng)過變換后可得：

LnQ/M=λ+β1t+β2LnN/M+β3LnI/M+β4LnS/M

表1 1952～1980年糧食生產(chǎn)回歸分析結(jié)果

表2 1978～1988年糧食生產(chǎn)回歸分析結(jié)果

上式中，制度等因素為?t=，λ、β1、β2、β3、β4為參數(shù)，βi是產(chǎn)出對第i種投入的彈性，為指數(shù)增長率。

從理論上說，生產(chǎn)函數(shù)中的系數(shù)?t代表制度、技術(shù)、管理等因素的綜合影響，但在我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，它卻更多的表現(xiàn)為制度的效應，并且，從技術(shù)創(chuàng)新、管理與制度的關(guān)系來看，它們一般也可視作制度創(chuàng)新的結(jié)果。

考慮到1979年的體制改革、1984年家庭承包制在全國正式確立，以及制度因素的滯后性，我們認為，將數(shù)據(jù)劃分為1952～1980和1978～1988年兩個階段，并以中間3年作為銜接調(diào)整期來研究是合適的。

首先，對1952～1988年的有關(guān)數(shù)據(jù)進行了平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，可以進行回歸分析。

于是，結(jié)合國家統(tǒng)計局頒布的數(shù)字和FAO的有關(guān)數(shù)字，對1952～1980年的數(shù)據(jù)進行回歸并剔除多重共線性，結(jié)果見表1。

在規(guī)模不變的約束下， 由于 β2=0.409，β3=0.128，β4=0.152，可得 β1=0.311。

同理，得到的1978～1988年的回歸結(jié)果見表2。

據(jù)此可計算出1978～1984年制度創(chuàng)新對糧食生產(chǎn)增長的影響作用如表3：

表3結(jié)果顯示：

（1）1952～1978年我國糧食產(chǎn)量增長中大部分是靠要素投入增加帶來的，貢獻份額為82.70%；只有17.30%是制度、技術(shù)等因素做出的貢獻，顯然，如果再剔出技術(shù)因素的貢獻，則該時期的制度基本上是無效的。

（2）1978～1984年糧食產(chǎn)量年平均增長3.692%中各項制度創(chuàng)新所引致的糧食生產(chǎn)變化的貢獻為38.22%。若集中考慮制度變化更大的時期1979～1984年，糧食生產(chǎn)年均增長3.802%中改革制度創(chuàng)新帶來的貢獻是43.67%，制度創(chuàng)新在1979～1984年產(chǎn)生的影響作用比1978～1984年大5.45個百分點。

（3）1984年農(nóng)村制度安排已基本結(jié)束，新的制度均衡形成（到1984年底全國農(nóng)村基本上已經(jīng)實現(xiàn)了聯(lián)產(chǎn)承包責任制），1985年以后不再有聯(lián)產(chǎn)承包責任制新制度變化的額外收益。將時期延長至1988年考察可以發(fā)現(xiàn)，1978～1988年各項改革等制度創(chuàng)新所帶來的貢獻不但沒有增加，反而比1978～1984下降了7.51個百分點。因此1985～1987年糧食生產(chǎn)增長緩慢的原因就是在既定的制度環(huán)境和制度安排下，新的制度變化和制度創(chuàng)新所帶來的能量已基本釋放完畢，此時制度安排已達到新的均衡而不再有額外收益。

2.2 制度因素對1958～1976年糧食生產(chǎn)波動的影響

1952～1986年我國糧食產(chǎn)量的變化趨勢的模擬方程為LnQ^=9.559+0.02815t，此時 R=0.956，DW=1.308，其中，Q^為糧食產(chǎn)量,t為時間的變化。

通過模擬方程可知，1952～1986年我國糧食平均增長2.815%，但不同時期的糧食產(chǎn)量變化趨勢很不一致，1952～1957 年、1958～1976 年、1977～1986 年的年平均增長速度分別為 3.89%、3.49%和 3.72%，DW 值分別是 1.939、0.828和0，864。

我國糧食產(chǎn)量增長為何不穩(wěn)定呢？為此引入制度虛擬變量（D）來分析政治制度因素對糧食產(chǎn)量的影響程度。以1958～1976年糧食產(chǎn)量為樣本，取D1作為分析1959～1962年、D2作為分析1968、1969、1972年的制度虛擬變量，得到的結(jié)果為：

其中：D1：1959～1962 為 1， 其他年為 0；D2：1968、1969、1972年為1，其他年為0。

計算結(jié)果表明，虛擬變量的引入較好地反映了實際變化的情況，D1、D2的系數(shù)為負值說明這幾個時期糧食產(chǎn)量受到不利因素影響后出現(xiàn)了低于正常發(fā)展軌跡的下降趨勢?？梢娚鐣蔚戎贫纫蛩貙Z食生產(chǎn)的影響也比較大，當然，氣候因素是引起糧食生產(chǎn)波動的第一因素，如若考慮氣候因素則更能反映糧食波動變化。

表3 制度變化對糧食生產(chǎn)增長的貢獻

2.3 制度因素引起的綜合生產(chǎn)率的變動與糧食產(chǎn)量變動的對比

這里取 FAO 的經(jīng)驗數(shù)字 β1=0.5、β2=0.25、β3=0.1、β4=0.15來計算，模型為：

計算結(jié)果（見圖1）顯示，當綜合生產(chǎn)率變動率處于上升階段并達到波峰時，糧食產(chǎn)量的增長率也上升到波峰；當綜合生產(chǎn)率變動率下降并滑至波谷時，糧食產(chǎn)量也下降并且其增長率也滑至波谷。具體分析如下：

（1）1952年土改后農(nóng)業(yè)合作化推動了綜合生產(chǎn)率的提高，生產(chǎn)發(fā)展較快，促進了糧食產(chǎn)量的提高。

（2）1958～1959 年大躍進，經(jīng)濟建設指導思想冒進；1966年開始文化大革命，對前期（1968～1969年）及后期（1974～1976年）形成較大震蕩，制度變化破壞了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，綜合生產(chǎn)率下降。1959年綜合生產(chǎn)率開始下降，糧食產(chǎn)量就滑坡，至1988年綜合生產(chǎn)率開始下降，糧食減產(chǎn)或徘徊。1959、1960年糧食分別比上年減產(chǎn)15%，減產(chǎn)幅度比一般減產(chǎn)的幅度大得多（這里也有氣候的影響），可以說是由于制度安排變化引起綜合生產(chǎn)率出現(xiàn)了負增長所致。

（3）1979～1984年實行責任制和農(nóng)價改革，制度創(chuàng)新效應使綜合生產(chǎn)率大大提高，糧食產(chǎn)量1984年達到峰值。

3 土地制度變遷績效的綜合評價與土地制度創(chuàng)新

3.1 土地制度變遷績效的綜合評價

（1）家庭承包責任制之前土地制度的績效

我國的農(nóng)業(yè)合作化道路雖然走了一段彎路，付出了很大代價，但也取得了一定的成就。組織大規(guī)模的土地改良和農(nóng)業(yè)基礎設施的建設，改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，為70年代末以及后來的糧食豐收，提供了土地質(zhì)量方面的保證。

20世紀50年代中期合作化從方向說，組織個體勞動者走合作化道路在一定時期促進農(nóng)民積極性的發(fā)揮，推動了糧食生產(chǎn)的發(fā)展。但采取政治運動的方式來搞合作化，嚴重違背了自愿互利原則、違背了經(jīng)濟規(guī)律，因此造成了1956年以后生產(chǎn)的下降。此外，把集體勞動、產(chǎn)權(quán)落實到個人、實行按勞分配和按股分紅相結(jié)合的合作社定義為初級社，確立為半社會主義性質(zhì)，而把財產(chǎn)歸堆、否定了按股分紅的合作社算為高級社，一律實行集中勞動，實行“大鍋飯”式的分配體制，實際上違背了合作社原則。財產(chǎn)歸堆，否定個體勞動者的產(chǎn)權(quán)，實際是對個體勞動者的剝奪，更不能肯定。這樣，合作化終于變成了集體化，實際是要過渡為國有制。它不僅壓抑了群眾的積極性，而且為以后重走合作制道路設置了障礙，其教訓是深刻的。

總之，20世紀50年代初的合作化前期應肯定；中期以后，由于指導思想上存在“左”的錯誤，走了很長時間的彎路，偏離了合作制原則,不能肯定。

（2）家庭承包責任制的績效

家庭承包責任制在土地使用權(quán)方面發(fā)生了實質(zhì)性的變化，農(nóng)戶通過承包方式獲得了獨立經(jīng)營集體公有土地的權(quán)力，它使農(nóng)民在整個生產(chǎn)過程中明確責、權(quán)、利，有效地激勵了農(nóng)民勞動效率，激發(fā)農(nóng)民的勞動積極性。1978～1984年全國糧食產(chǎn)出從3.05億噸猛增至4.07億噸，就是明證。

家庭承包責任制在1984年制度安排基本結(jié)束，新的制度均衡形成，1985年以后不再有聯(lián)產(chǎn)承包責任制新制度變化的額外收益，糧食產(chǎn)量在1984年達到高點，隨后增長緩慢。

3.2 土地制度創(chuàng)新

通過對土地制度變遷績效的分析，帶來的啟示如下：3.2.1 土地制度創(chuàng)新要保障糧食安全。目前我國糧食發(fā)展正進入一個新的時期：（1）市場化進程加快，導致糧食比較利益偏低而在市場競爭與資源配置中處于不利地位；（2）加入WTO，糧食發(fā)展受到國際上低成本、大規(guī)模、高技術(shù)含量、高效率農(nóng)產(chǎn)品及糧食的沖擊；（3）供給短缺時代的結(jié)束，糧食發(fā)展遇到質(zhì)量和效率提高的雙重挑戰(zhàn)。我國是發(fā)展中國家，大量進口糧食會處于尷尬、被動的境地，也會加重財政負擔。在這種新的形勢和背景下，如何提高糧食生產(chǎn)能力日益受到重視。

3.2.2 土地制度創(chuàng)新要保證土地產(chǎn)出率。人口多、人均耕地少是我國社會經(jīng)濟發(fā)展的壓力。農(nóng)產(chǎn)品需求方面，每年新增的2000萬人口，非農(nóng)業(yè)人口的不斷增加，城鄉(xiāng)食品結(jié)構(gòu)中蛋禽肉比重的提高，都增加了對糧食需求的壓力；農(nóng)產(chǎn)品供給方面，耕地的不斷減少、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步緩慢和農(nóng)業(yè)投資嚴重不足都對糧食生產(chǎn)和供給增加了壓力。糧食需求具有客觀必然性，要平衡其供求關(guān)系，只能在有限的耕地上不斷增加糧食供給——我國的糧食生產(chǎn)要不斷追求高的土地產(chǎn)出率。

3.2.3 土地制度創(chuàng)新的方向。我國的農(nóng)地制度改革應分兩階段進行：第一階段在保持現(xiàn)有的土地集體所有家庭經(jīng)營使用制度的基礎上，應進一步穩(wěn)定和完善土地承包制，促進土地的合理流轉(zhuǎn)與集中，并建立健全土地金融制度和土地稅收制及相關(guān)政策。這一階段主要采取漸進式的改革方式；第二階段采取激進與漸進相結(jié)合的方式，通過合作社的形式將農(nóng)民組織起來，從而使要素實現(xiàn)優(yōu)化組合和合理配置，最終建立市場化的農(nóng)村土地制度。

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