農地產權制度改革對農村人力資本積累影響研究

公茂剛 王如夢

內容提要：更加明晰的農地權利結構和更加完善的權益保障有助于提高農民教育投資意愿、促進城鄉要素再配置，從而改善農民的數量結構、提高農民科技文化素質。使用省際面板數據，運用CMP和動態面板等方法實證檢驗的結果表明，家庭聯產承包責任制改革、農地“三權分置”改革均顯著促進農村人力資本積累;作用機制檢驗顯示，兩次農地產權制度改革主要通過提高土地稟賦的保障程度、擴大城鎮人力資本溢出等途徑影響農村人力資本積累。應繼續深化農地產權制度改革、促進土地流轉和新型農業經營主體培育，完善鄉村人才振興政策，促進智力回流和人才引進，實現農村人力資本水平進一步提升。

關鍵詞：農地產權制度;“三權分置”;農村人力資本積累;影響機制;CMP

中圖分類號：F301文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2021）02-0065-09

收稿日期：2020-09-15

作者簡介：公茂剛（1982-），男，山東蒙陰人，山東理工大學經濟學院副教授，經濟學博士，研究方向：農業經濟;王如夢（1996-），女，山東博興人，山東理工大學經濟學院碩士研究生，研究方向：應用經濟學。

基金項目：國家社會科學基金項目“‘三權分置下農地與金融融合發展機制與路徑研究”項目編號：20BJY118。

一、引言及文獻回顧

農地產權制度是關系農村與農業發展的基本制度，完善有效的農地產權制度是農業可持續發展的前提基礎，也是實現鄉村產業振興、提升農村發展內生動力和能力的保障。為適應農業生產力和經濟發展需要，改革開放以來，在保持集體土地所有權不變的前提下，農地產權制度主要進行了兩次變革，分別是家庭聯產承包責任制改革和農地“三權分置”改革。前者實現了農地所有權和承包經營權的兩權分離，后者在此基礎上實現了所有權、承包權和經營權的三權分置。農地產權制度改革過程實際就是農地使用權和所有權分離的過程，有力地促進了我國農業與農村經濟發展。隨著高質量發展戰略的提出，農業與農村發展的質量問題也日益受到各界關注。高質量發展的關鍵是人才，農村人力資本積累是農業與農村高質量發展的保障。

農地產權制度改革對農業發展的影響主要通過改革農地權利配置，激勵資金、技術、人力資本等生產要素投入，提高了農地配置效率。1978-1984年間我國農業經濟增長主要源于家庭聯產承包責任制改革帶來的農業生產效率的提高[1]。隨著農地產權穩定性提高以及農地侵權風險降低，農村勞動力的非農轉移增加，農業生產要素的配置結構得到優化[2]。農地使用權排他性的增強，降低了農業生產中農業資源配置成本，改善了農地和勞動力的生產效率[3]。農地產權制度改革提高了農地產權穩定性，增加了農民對農地物質資本的投入[4]。土地保有權穩定性提高會激勵農民增加農田水利基礎設施建設和維護等方面的長期性投資[5]。

相對于物質資本，人力資本具有更大外部性，其較強的溢出效應有力促進了經濟內生增長。農村人力資本積累是農業內生發展的重要條件。多數學者從生產率、土地稟賦和干中學等方面分析農村人力資本積累的影響因素。農業生產率的提高增加了農村家庭人均收入，收入水平的提高增強了農民教育投資意愿，有利于農村家庭成員人力資本水平的提高。隨著家庭農地資源稟賦的增加，作為一種保障機制能夠提高農戶抵御風險的能力，有利于增加對子女的教育投資支出[6];土地稟賦提高了農村家庭對教育的負擔能力，進而對教育的價值和收益產生了正確評價，從而提高了農戶參與教育的意愿，有助于農村人力資本的提升。農民工進城后通過多年的打工積累、工種變換、技術培訓等積累了人力資本[7]。以“干中學，學中干”的模式推進農業生產人員培養，不僅有利于降低農業勞動力培養成本，更有利于農民就近就業和農民收入的提高[8]。

綜上所述，相關文獻在農地產權制度功能改革對改善要素資源配置效率、提高生產率，以及農民收入提高促進農村人力資本積累的路徑、影響因素等方面已經進行了大量研究，但關于農地產權制度改革對農村人力資本影響的研究還較少，缺乏對農地產權制度改革影響農村人力資本積累機理、路徑的理論分析與實證檢驗，更沒有對當前農地“三權分置”對農村人力資本影響的研究。本文利用我國省際面板數據進行實證檢驗，從理論與實證兩個方面探究農地產權制度改革對農村人力資本積累的影響。

二、農地產權制度改革對農村人力資本積累的影響機理及路徑

農地產權制度改革主要通過影響農民數量結構和質量促進農村人力資本積累。具體影響路徑參見圖1。

農地產權制度改革對農民數量上的影響主要體現在新型農民數量增加上。近年來，農村人口數量在自然增長率的影響下不斷增加，但受城鎮化、工業化等因素的影響，農村人口因向城市遷移而減少，而且農村人口老齡化問題嚴重。隨著農地產權制度改革，農地產權界定與歸屬更加明晰，土地流轉市場和相關法律法規不斷完善，有利于在農業領域創業、投資農業的經營主體獲得土地，從事農業生產，進而增加新型農民供給。而新型農民是具有現代思想觀念，掌握先進技能、現代管理理念與管理方式的農民，是今后新農村建設的主力軍，新型農民數量的增加改善了農業人口的數量結構。

農地產權制度改革對農民質量影響主要體現在農民文化、知識、技能提高及結構改善、農村家庭教育投入意愿及能力增強、智力回流、教育條件及資源改善、農業科技進步等方面，其具體的影響機制和路徑可以從以下幾個方面來分析。第一，明晰的農地產權權利結構保障了農業經營主體切實利益，促進了農村人力資本積累。隨著農地產權權利結構更加明晰，農業經營主體的利益得到了有效保障，大批具有較高人力資本水平的新型農業經營主體扎根于農村從事農業生產，通過人力資本溢出效應帶動了農村人力資本積累。第二，土地流轉、農地集聚促進了農村人力資本積累。土地流轉一方面催生了農業大戶、家庭農場、農業企業等具有較高人力資本水平的新型農業經營主體;另一方面也促進了城鄉之間的要素流動和城鎮化水平的提高，農民工在城市中通過“干中學”及相關技術培訓積累了大量的人力資本，返鄉后通過溢出效應帶動農村人力資本的提升。農地集聚一方面有利于實現土地規模化經營，進而推廣農業機械化，提高土地生產效率，另一方面有利于引進工商業資本，促進工商業資本反哺農業，提高農產品市場競爭力;而農業生產對農村人力資本的更高要求提高了農民的教育投資積極性，從而有助于農村人力資本積累。此外，城鄉之間土地資源的再分配，通過解決城鎮化進程中的用地矛盾提高了城鎮化水平，擴大了城鎮范圍，為農村人口享受到更優質的城鎮教育資源提供了便利。第三，農地產權制度改革促進了人力資本積累相關政策的制定與實施。農地產權制度改革促進了新型農民職業培訓、農村基礎教育改革和工業反哺農業等相關惠農政策的出臺。明晰且有保障的農地產權促進了土地流轉，并對經營權有明確的保護，因此有利于相關教育培訓政策以具有經營權的農戶為對象加以制定和實施，加強對相關農民示范引導、實用技能培訓和對外轉移培訓等新型農民職業培訓，進而增加人力資本存量。國家一系列工業反哺農業政策的實施，一方面帶動農產品轉型升級增加農民投資人力資本的意愿及能力，另一方面促進農業應用工業技術從而帶動農業科技進步，為農民提供科技應用成果，豐富了對農民進行教育和培訓的素材，使其能夠掌握的新技術和新知識更多、更先進，有利于提升人力資本水平。第四，農地產權制度改革提高了農民的資信水平。農地產權制度改革促進了經營權抵押貸款的開展，即農民可用承包地的經營權向金融機構做融資擔保，降低了農戶的信貸約束和交易成本，增強了對農業適度規模經營的信貸支持，從而提高了農戶進行教育投資的能力，有助于農村人力資本積累。

三、農地產權制度改革對農村人力資本積累影響實證檢驗

（一）模型設計

改革開放之后，我國在農村首先進行家庭聯產承包制度改革，并于2014年開始實施“三權分置”改革。落實農村承包地“三權分置”，首要工作就是對承包地進行確權登記頒證，該項工作于2009年在全國8個村開始試點，并于2014年正式開始整省改革試點。2014年率先開展整省確權頒證登記工作的是山東、四川、安徽三省;2015年，新增江蘇、江西、湖北、湖南、甘肅、寧夏、吉林、貴州、河南、上海10省;2016年再選擇河北、山西、內蒙古、遼寧、黑龍江、浙江、廣東、海南、云南、陜西10省進行整省推進;2017年北京、天津、福建、廣西、青海、重慶6個省份進行整省推進。2018年西藏和新疆維吾爾自治區也加入到整省改革的行列。

農地產權制度作為本研究的主要解釋變量，其設置方式有兩種。一是使用實行了家庭聯產承包責任制的生產隊占生產隊總數的比重（hrs）表示家庭聯產承包責任制改革，數據來源于Lin（1992）[1]、《中國農業全書》和《中國農業年鑒》。其二是使用實施整省農地確權登記頒證的具體時間設置虛擬變量（sqfz）代表農村承包地“三權分置”改革，sqfz=1表示開始“三權分置”改革，sqfz=0表示尚未開始“三權分置”改革。前者使用的樣本是1976至1987年全國28個省份（西藏數據缺失剔除，海南省于1988年從廣東省分出，重慶市于1997年從四川省分出，因此數據中廣東包括海南、四川包括重慶）的省際面板數據。這是因為1987年全國已基本實現家庭聯產承包責任制改革，絕大部分省份的hrs等于1，其他省份等于099。后者使用的樣本是1976-2018年全國30個省份（剔除重慶市）的省際面板數據。

被解釋變量農村人力資本積累（用edu表示）主要指教育的長期積累，因此本文從農村人均受教育年限方面測度農村人力資本積累水平。在具體測算中，參考駱永民和樊麗明（2014）的方式[9]，將文盲或半文盲、小學、初中、高中、中專、大專及以上以1年、6年、9年、12年、12年、17年（大專以上學歷包含本科、碩博士研究生等，因此在大專教育15年的基礎上增加2年）為權重進行計算，此賦權方式有助于拉大地區間人力資本積累水平的差異，便于獲得較明晰的結論。

其他解釋變量（控制變量）包括農村居民家庭人均純收入實際值（元/人）、農村人均農作物播種面積（農作物播種總面積/農村總人口數，畝/人）、城鎮化程度（城鎮人口/總人口）、工業化程度（第二產業增加值/生產總值）、省人均財政科教文衛投入、省人均生產總值，分別用inc、land、urban、ind、finan、gdp表示。對于個別缺失數據，根據線性插值法和趨勢法補全。

制度變革一般具有內生性。解決這一問題，通常找一個與制度變量相關但獨立于隨機擾動項的工具變量進行工具變量回歸。（1）家庭聯產承包責任制改革和地區人均農業生產總值之間可能存在較強相關性。去集體化獲益較高的省份會較早實行家庭聯產承包責任制改革，而包產到戶、包干到戶則進一步通過提高農民生產積極性增加產值。因此選取取對數后的地區人均農業生產總值（lnnycz）作為家庭聯產承包責任制改革的工具變量。（2）機械化水平的提高對完善農村生產關系、提高土地流轉效率、細分農民土地權益等提出了更高要求，機械化水平較高的地區可能會率先推進“三權分置”改革;而“三權分置”改革有助于促進土地流轉和土地規模化經營，土地集中連片耕作對農用機械的功率輸出、作業效率等提出了更高要求，進一步激勵農業機械化水平提高。故機械化水平與農地“三權分置”改革具有較強相關性。選用取對數后的機械總動力（lnjx）作為“三權分置”改革的工具變量。（3）從外生性上看，人均農業生產總值和機械化水平不直接影響農民受教育年限，故采用人均農業生產總值和機械化水平作為兩種制度改革的工具變量是合理的。

以上數據來自于國家統計局（http：//data.stats.gov.cn）、《中國農村統計年鑒》（歷年）、《中國統計年鑒六十年統計資料》。另外，以1978年為基期，經各省CPI將模型中所有的價值量轉變為實際量。各變量的統計性描述如表1、2所示。

依據上文分析，建立如下兩個模型予以實證檢驗。模型（1）和（2）中制度變量分別為家庭聯產承包責任制和農地“三權分置”。

（二）基準回歸

為避免偽回歸，本文對被解釋變量和取對數后的解釋變量、工具變量進行了平穩性檢驗。采用LLC、IPS、Fisher-PP和Fisher-ADF四種單位根檢驗方法，單位根檢驗結果如表3、表4所示，所有變量均平穩，因此可進行面板數據回歸。

基準回歸結果如表5所示。模型（1）中工具變量識別不足檢驗、弱識別檢驗表明工具變量是合理的。Hausman內生性檢驗結果表明家庭聯產承包責任制改革不具有內生性。隨機效應Hausman檢驗、固定效應F檢驗結果表明模型（1）采用固定效應模型。模型（2）中農地“三權分置”改革為二元選擇變量，故利用Roodman（2011）提出的多方程、多層次、有條件的混合過程估計方法（CMP）進行估計[10]，該方法可檢驗并修正虛擬變量內生性。CMP模型分主方程和工具變量方程，主方程以edu為被解釋變量，工具變量方程以農地“三權分置”為被解釋變量。估計時，工具變量方程采用probit模型。估計結果顯示，工具變量方程中，lnjx的系數為0627，在1%的水平上顯著為正，故認為lnjx可以作為農地“三權分置”改革的工具變量，而且機械化水平的提高有助于推進承包地確權頒證登記工作的進行。CMP估計結果中的atanhrho值為-07771，z檢驗伴隨概率為00000，因此認為農地“三權分置”改革是內生變量，故采用能修正內生性的CMP估計。模型擬合效果檢驗結果表明，模型（1）、（2）整體擬合較好。家庭聯產承包責任制改革和農地“三權分置”改革均顯著促進了農村人力資本積累，而且農地“三權分置”的作用效果更大。其主要原因如影響機理部分所述，農地產權制度改革通過明晰產權權利結構、完善權益保障、促進農地流轉和合理配置改善了農民數量結構、提高了農民素質，進而促進農村人力資本積累。

從其他解釋變量（控制變量）來看：（1）農村居民家庭人均純收入在模型（1）中未通過顯著性檢驗，在模型（2）中顯著促進了農村人力資本積累。原因在于，改革開放初期我國人均收入水平較低，國務院扶貧辦數據顯示，1978年我國農村貧困人口77億，貧困發生率高達975%，農村居民恩格爾系數677%。農村人口溫飽問題尚未解決，故人均收入提高難以通過增加教育支出影響農村人力資本積累。改革開放四十年來，農民收入穩步提高，農戶擁有更多的資金進行人力資本投資，自然促進了人力資本積累。（2）代表土地稟賦的農村人均農作物播種面積在兩個模型中均顯著抑制農村人力資本積累，原因在于當農戶經營的土地面積擴大時，勞動力在農業生產方面的投入也隨之增加，在一定程度上抑制了農民進城打工等獲取非農收入的機會，這一方面減少了因外出打工而在“干中學”中實現的人力資本提升，另一方面也減少了人力資本投資的資金來源，自然不利于農村人力資本積累。而且改革開放初期，農業機械化程度低下，農地經營面積越大，需要的勞動力就越多，家庭勞動力較早的投入農業生產，減少了受教育時間，自然不利于農村人力資本的積累。（3）人均財政科教文衛支出在模型（1）中顯著為正，在模型（2）中顯著為負，主要原因在于人均財政科教文衛支出為教育公共品投入提供了良好的外部環境，為居民健康提供了保障，從而促進了農村居民身體健康水平和科技文化素質的提高。但近年來由于城鄉財政投入結構不合理造成城鄉教育、醫療差距拉大，不利于農村人力資本積累。（4）城鎮化水平在模型（1）中影響不顯著，在模型（2）中顯著促進了農村人力資本積累。改革開放初期我國城鎮化水平整體較低，城鎮范圍小、城鄉交通不便利等問題使得農村居民較難享受到城鎮的優質教育資源。但隨著城鎮化水平的提高，一方面城鎮范圍的不斷擴大拉近了農村與城鎮的距離，農村居民能夠更加便利的接觸到城鎮更加優質的科教資源，從而有助于農村人力資本積累;另一方面，城鎮化為農村居民提供了更多的就近就業崗位，農村勞動力多渠道轉移就業增加了農民收入，促進了農村居民對教育培訓的投資，提高了農村人力資本水平。（5）在兩個模型中，人均生產總值對農村人力資本積累的正向影響作用最大，原因在于地區經濟發展水平是教育發展的物質基礎也在一定程度上影響教育投資的回報率。（6）工業化水平也顯著促進了農村人力資本積累，隨著工業化的發展，工業領域的先進生產技術和經營管理經驗逐步外溢到農業生產經營中，有利于農民技能和素質的提高，開闊了農民眼界，提高了農業生產效率，促進了農村人力資本積累。工業化的發展也提高了我國農業生產加工的精細化程度，進而增加了對高素質新型農民的需求，激勵農村居民對勞動力進行教育投資，提升人力資本水平。

（三）機制檢驗

為考察家庭聯產承包責任制改革和農地“三權分置”改革對農村人力資本積累的影響機制，引入制度變量與各控制變量相乘的交互項Zi_X建立交互效應模型，分析農地產權制度改革對控制變量影響農村人力資本積累的調節效應，具體結果見表6。模型（3）為加入家庭聯產承包責任制改革與農村居民人均純收入、人均農作物播種面積、城鎮化水平的交互項后的回歸結果。依然使用人均農業生產總值作為工具變量進行內生性檢驗，結果表明家庭聯產承包責任制改革為外生變量。隨機效應Hausman檢驗和BP檢驗結果表明模型（3）采用隨機效應。模型擬合效果檢驗結果表明，模型（3）整體擬合效果較好。其中：（1）交互項Zi_ln（inc）的系數為-00902在1%的水平上顯著，表明兩權分離的家庭聯產承包責任制改革降低了家庭人均純收入對農村人力資本積累邊際效應。原因在于家庭聯產承包責任制改革調動了農民生產積極性，在人均收入水平低下的情況下農民更傾向于投資農業生產而非教育。國家統計局數據顯示該期間農資投入大幅增加，如農用化肥施用量由1978年的884萬噸增長至1987年的19993萬噸。（2）交互項Zi_ln（land）系數為00706在10%的水平上顯著，表明家庭聯產承包責任制的實施削弱了人均土地稟賦對農村人力資本積累的負向邊際效應。主要原因在于包產到戶后，土地一定程度上成為農民可以依賴的保障機制，人均農作物播種面積增加，一方面增強了農村家庭承擔教育投資風險的能力，另一方面緩解了農村家庭進行教育投資的預算約束。因此，家庭聯產承包責任制改革一定程度上降低了人均農作物播種面積對農村人力資本積累的消極影響。（3）變量ln（urban）、Zi_ln（urban）均未通過顯著性檢驗，即改革前后城鎮化對農村人力資本積累均無顯著影響。

模型（4）為加入農地“三權分置”改革與各控制變量交互項后的結果。采用CMP方法檢驗農地“三權分置”改革的內生性，工具變量方程中，lnjx系數在1%的水平上顯著為正，表明作為農地“三權分置”改革的工具變量具有有效性，CMP估計結果中的atanhrho值在1%的水平上顯著，表明存在內生性，故模型（4）采用可以修正內生性的CMP估計。模型擬合效果檢驗結果表明，模型（4）整體擬合效果較好。（1）變量ln（inc）系數為07195在1%的水平上顯著，表明農地“三權分置”改革前農村居民家庭人均純收入的增加顯著促進了農村人力資本積累。改革實施后該系數為-11553（07195-18748），即改革后家庭人均收入水平對農村人力資本積累具有負向效應。農地“三權分置”改革后，土地流轉效率的提高雖促進了土地資源再配置，但由于土地流轉市場并不完善，農戶參與土地流轉的機會不平等，一定程度上扭曲了土地資源配置，影響了農民收入分配，并削弱了農村居民對教育的重視程度，進而影響農民的資金實力和資信水平，降低了其對教育的投資意愿，從而不利于農村人力資本積累。（2）變量ln（land）系數為-04493在1%的水平上顯著，即農地“三權分置”改革前農村居民人均農作物播種面積的增加不利于農村人力資本積累;Zi_ln（land）系數為04219在5%的水平上顯著，表明農地“三權分置”改革前影響系數變為-00274（-04493+04219），削弱了家庭土地稟賦對農村人力資本積累的負向影響程度。“三權分置”政策的實施使得農民土地權利結構更加明晰、權益保障更加完善，土地保障功能的進一步增強一定程度上削弱了土地稟賦對農村人力資本積累的負向影響。（3）變量ln（urban）的系數為0458，在1%的水平上顯著，即改革前城鎮化顯著促進了農村人力資本積累。Zi_ln（urban）的系數為16691，在1%的水平上顯著，表明“三權分置”農地產權制度改革增強了城鎮化對農村人力資本積累的正向影響。原因如影響機理部分所述，改革有助于促進城鄉之間的要素流動，隨著城鎮化水平的提高，農民工在城市中通過“干中學”及技能培訓等積累了人力資本。近年來隨著鄉村振興戰略的實施，農民工返鄉創業通過溢出效應帶動了農村人力資本水平的提高。（4）變量ln（ind）未通過顯著性檢驗;Zi_ln（ind）系數為-09035，在10%的水平上顯著，表明“三權分置”改革后工業化水平提高顯著抑制農村人力資本積累。工業的快速發展使得社會資源向工業領域集中，農業領域生產資源減少不利于農村人力資本積累。

綜上，隨著農地產權制度改革的深入推進，各控制變量對農村人力資本積累的影響產生了明顯差異，這也體現了農地產權制度改革是通過影響農民收入、耕地稟賦、城鎮化水平、工業化程度等因素進而對農村人力資本積累產生影響的傳導機制。

（四）穩健性檢驗

通過改變自變量、估計方法以及建立動態面板數據模型等方式對實證結果進行穩健性檢驗（詳見表7、表8）。改變自變量主要通過以下兩種方法。一是，設置虛擬變量ywjy1、ywjy2、ywjy3將我國義務教育政策演變劃分為四個階段，并替代基準模型中人均財政科教文衛支出變量。ywjy1=1，代表1985年及之后，為義務教育非均衡發展時期;ywjy1=0，代表1985年之前。ywjy2=1，代表2001年及之后，為全面普及九年義務教育時期;ywjy2=0，代表2001年之前。ywjy3=1，代表2006年及之后，根據各省市農村義務教育階段學生學雜費減免時間設置，為義務教育均衡發展時期;ywjy3=0，代表2006年之前。二是，模型（5）中主要解釋變量家庭聯產承包責任制改革使用虛擬變量hrsa表示，當實行家庭聯產承包責任制的生產隊占比大于等于07時，hrsa=1;否則，hrsa=0。由于制度變量為二元選擇變量，故采用CMP方法進行內生性檢驗，工具變量方程中工具變量lnnycz系數在1%的水平上顯著為正，表明工具變量有效，atanhrho未通過顯著性檢驗，表明家庭聯產承包責任制改革不具有內生性。Hausman檢驗和BP檢驗表明模型（5）選擇隨機效應模型。模型（6）工具變量方程中lnjx顯著為正，atanhrho在1%的水平上顯著，故模型（6）中農地“三權分置”具有內生性，采用可修正內生性的CMP估計。模型擬合效果檢驗結果表明，模型（5）、（6）整體擬合效果較好。模型（5）和（6）的估計結果表明家庭聯產承包責任制和農地“三權分置”均顯著促進了農村人力資本積累，與基準模型結果一致，其他解釋變量結果也具有在一致性，表明實證結果具有穩健性。

接下來在基準模型中引入農村人力資本積累的滯后一期建立動態面板模型。采用系統GMM方法進行估計，回歸結果如表8所示。兩個模型中Arellano-BondtestforAR（1）均拒絕原假設，Arellano-BondtestforAR（2）均不拒絕原假設，表明動態回歸方程的誤差項均不存在序列相關，保證了GMM估計具有一致性。Sargan檢驗均不拒絕原假設，表明工具變量都是有效的。模型（7）、（8）擬合效果檢驗結果均表明模型整體擬合較好。家庭聯產承包責任制改革和農地“三權分置”改革的系數均顯著為正，表明兩次農地產權制度改革均顯著促進了農村人力資本積累，與基準回歸結果結論一致。被解釋變量滯后一期系數均顯著為正，表明前期農村人力資本積累對后期人力資本積累存在顯著促進作用，即農村人力資本積累存在慣性和路徑依賴。人力資本水平較高即受教育程度較高的農村勞動者能夠充分認識到人力資本的重要價值，而且具有較強的信息獲取能力和對新技術的應用等能力，從而有意愿且有能力獲取更多知識、信息，接受進一步的教育培訓，不斷提高人力資本水平。而且具有較高人力資本水平的勞動者能夠提高農業生產率，增加收入，提高人力資本投資能力。此外，受教育程度較高的農民更能正確認識投資教育的價值和收益，更加重視教育，進而增加對子女的教育投入，有利于農村人力資本積累。

四、結論及政策啟示

（一）結論

本文從理論和實證兩方面分析了農地產權制度改革對農村人力資本積累的影響機理和路徑，得出以下三點結論。

1.農地產權制度改革對農村人力資本積累的影響主要體現在改善農民數量結構和提高農民質量方面。實證檢驗表明，兩次農地產權制度改革均顯著地促進了農村人力資本積累，而且影響效應逐步增強。控制變量農村居民人均純收入、城鎮化、工業化、人均財政科教文衛投入、人均GDP均促進了農村人力資本積累，而農村人均農作物播種面積擴大不利于農村人力資本的提升。

2.機制檢驗結果表明農地產權制度改革主要通過影響農村人均收入、土地稟賦、城鎮化、工業化對農村人力資本的邊際效應進而對農村人力資本積累產生影響。家庭聯產承包責任制改革降低了農村人均收入的邊際效應，但提高了土地稟賦的邊際影響。農地“三權分置”改革降低農村人均收入和工業化的邊際影響，但提高了土地資源稟賦和城鎮化的邊際效應。

3.動態面板模型檢驗結果表明農村人力資本積累存在慣性和路徑依賴，前期的農村人力資本積累會顯著促進后期人力資本積累。

（二）政策啟示

根據以上分析和結論，總結出以下四點政策啟示。

1.完善土地流轉市場，健全相關法律法規。繼續探索農地產權制度改革方向，引導土地以轉包、入股等形式有序流轉，鼓勵土地流向家庭農場、農業企業、農民合作社等新型農業經營主體，一方面促進農地規模化經營，帶動傳統農民向新型職業農民轉變;另一方面釋放農村剩余勞動力，促進農民創業、城鎮非農就業，通過溢出效應帶動農村人力資本積累。

2.加大對農村基礎教育和新型農民職業培訓投入力度。在基礎教育方面，財政科教投入繼續向農村和偏遠貧困地區傾斜，提高農村教育教學質量，不斷縮小城鄉教育差距，讓農村學生享受到更加優質的教育資源。在新型農民培育方面，加快構建高素質農民職業培訓體系，繼續加強對相關農民的示范引導，以及實用技能、對外轉移等職業培訓[11]。

3.健全相關促進農民工返鄉配套制度。具有較高人力資本水平的農民工返鄉創業、就業是解決農村“空心化”、經濟發展內生動力不足等嚴峻問題的關鍵。加快落實農民工返鄉創業扶持政策，在稅費減免、金融信貸優惠等方面為返鄉創業者提供更大支持。不斷完善、細化返鄉農民工繼續教育政策，為返鄉者提供針對性強的持續教育培訓，豐富農村人才隊伍。

4.創新“以工促農、以城帶鄉”路徑。工業反哺農業不應拘泥于扶貧形式的資金支持，應加大工業對農業技術和人才的支持力度，帶動農業科技進步和農業管理方式升級，促進農業現代化、產業化、內生化發展。制定合理的人才引進、福利保障政策，激勵城鎮“知農、愛農”人才向鄉村流動，實現農村人才、科技振興。

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TheEffectsofAgriculturalLandPropertyRightsSystemReformonRuralHuman

CapitalAccumulation：AnEmpiricalAnalysisbasedonPanelDataCMPMethod

GONGMao-gang，WANGRu-meng

（SchoolofEconomics，ShandongUniversityofTechnology，Zibo255012，China）

Abstract：Aclearerstructureoffarmlandrightsandamoreperfectprotectionofrightsandinterestswillhelptoimprovefarmers′willingnesstoinvestineducationandpromotetheredistributionofurbanandruralelements，soastoimprovefarmers′numberstructureandtheirscientificandculturalquality.Thepaperusesprovincialpaneldata，CMPanddynamicpanelmethodtodoempiricaltest.Theresultsshowthatthereformofhouseholdcontractresponsibilitysystemandthefarmlandreformof“separationofownership，contractingrightandmanagementright”significantlypromoteruralhumancapitalaccumulation;themechanismtestshowsthatthetworeformsoffarmlandpropertyrightsystemmainlyaffectruralhumancapitalaccumulationbyimprovingthedegreeoflandendowmentsecurityandexpandingthespilloverofurbanhumancapital.Weshouldcontinuetodeepenthereformoffarmlandpropertyrightssystem，promotethelandcirculationandthecultivationofnewagriculturaloperators，improvetheruraltalentrevitalizationpolicy，promotethereturnofintelligenceandtalentintroduction，andfurtherimprovethelevelofruralhumancapital.

Keywords：AgriculturalLandPropertyRightsSystem;“separationofownership，contractingrightandmanagementright”;ruralhumancapitalaccumulation;impactmechanism;CMP

（責任編輯：李江）