【 文献号 】1-6044
【原文出处】中国农村观察
【原刊地名】京
【原刊期号】199806
【原刊页号】1～10
【分 类 号】F2
【分 类 名】农业经济
【复印期号】199812
【 标  题 】农地制度与农业绩效的实证研究（注：在本文的写作过程中，我得到我的导师Michael Carlter教授的诸多帮助和指导， 我在此
表示由衷的感谢。此外，我还要感谢威斯康星大学农经系和北京大学中国经济研究中心的同仁的评论和建议。）
【 作  者 】姚洋
【作者简介】姚洋，北京大学中国经济研究中心
【 正  文 】
    肇始于70年代末的中国农村改革使农业生产组织形式回复到以家庭为核心的传统模式。与此同时，农地制度也由以往的、全国统一的人民
公社所有制转变为以自然村为基础的形式各异的新型集体所有制（ Liu，Carter，Yao，1996）。改革使农民成为土地剩余的占有者， 由此而
引发的积极性的提高，被许多人认为是导致80年代初农业持续高速增长的首要原因（如Liu，1992；MacMilliam，Whalley，Zhu，1989）。 但
是，自从80年代中期以后，改革所激发的增产潜力已消耗贻尽，农业生产出现了徘徊的局面。在这种情况下，以村为基础的集体土地所有制作
为改革的终极目标开始受到怀疑。在这种土地制度下，每一个村民都享有对村里土地的所有权。但是，这种表面上的土地所有并不意味着农民
是自己分得的土地的完全所有者。与此相反，他们对土地的产权往往是相当残缺的。这种残缺首先来自农民作为集体土地所有者的身份本身：
由于人人对村里土地具有所有权，土地分配不得不依照村里人口的变动而做相应的调整，以维持由土地集体所有制和以农户为单位的生产组织
形式所衍生的公平。但是，这种公平的一个直接代价却是农民对土地的长期使用权被剥夺，从而失去对土地进行长期投资的积极性。与此同时
，土地集体所有制也对农民对土地的使用权和交易权进行了种种限制。对土地使用权的限制表现在对农民生产计划的某些限制，如规定粮食播
种面积和农业劳动投入强度等等。与公社化时代相比，这些限制已经不再那么普遍，但在一些主要产粮区和经济发达地区，它们仍然时常出现
。对土地交易权的限制表现为对土地有偿转让、转租、代耕和无偿赠让，也就是对土地市场正常运转的干预。本文通过对江西、浙江两省5 县
449 户农户的计量研究，测量了以上土地制度残缺对土地产出率的影响，并分析了这些影响的形式和途径。其基本结论是，地权的不稳定性和
对土地交易权的限制对土地产出率具有负面的影响，其影响途径是降低要素配置效率和减少农户对土地的长期投入。相反地，对土地使用权的
限制迫使农民保持对土地的劳动投入，从而提高土地的产出率。但是，这种提高是以牺牲农民的其他收入来源为代价的。
    本文组织如下，第一节将通过一个简单的回归分析测量地权残缺对土地产出率的影响；第二节对这些影响的发生途径进行了理论分析；第
三节提出了一个计量模型并利用江、浙两省的数据对该模型进行了检验；最后，第四节讨论了本研究的政策含义。
            一、农地制度与土地产出率
    本文所用的数据来自1994年春国务院发展研究中心农村部所进行的一项对4省、8县、800农户1993年情况的调查。 该调查的目的即是了解
中国农地制度的演进及其与农业绩效的关系。因此，它不仅包括一项农户调查，而且也包括一项村级调查，以了解村的土地制度安排情况。本
文只利用该调查中浙江和江西两省、5县的资料。这5个县的基本情况列于表1。表中前3个县属于浙江，后2个县属于江西。浙江3个县的工业化
程度很高，60％以上的收入来自非农产业。相比之下，江西的2 个县仍然以农业为主。另外，浙江的土地规模较江西小得多，但单产却高得多
。
     表1                样本县的基本情况（1993年）
县名 人均土地  户均土地   平均产量     人均收入    非农收入/
        (亩)     (亩)     (公斤/亩)①   (元)②     总收入(%)
宁县    0.9       2.5      371.0         1649         59.2
绍兴    0.7       2.3      441.0         2332         78.4
乐清    0.5       1.9      405.4         1151         63.9
安福    2.3      10.7      246.0          828         17.1
南城    1.7       8.5      385.7          974          9.3
    ①一季水稻单产；②1993年当年价。
    在利用本项调查数据所做的另外两项研究中，Liu，Carter ， andYao（1996）和Carter，Liu，Roth and Yao（1996）系统地分析了自生
产责任制以来中国农地制度的演进过程，并进行了计量研究。在这两项研究中，农地制度被分解为三个部分，即地权稳定性、土地交易权和土
地使用权。地权稳定性涉及的是以往村里土地调整的频率以及今后可能发生调整的概率。（注：Kung and Liu（1996）利用本文的资料对农民
的制度偏好进行了系统的分析。他们发现，农民对地权稳定性的看法取决于以往已经发生的土地调整以及今后发生调整的可能性。）土地交易
权涉及的是村里对土地的有偿转包、租凭和代耕方面给予农户的自由度。土地使用权涉及的是对农户生产计划，特别是劳动力投入的限制。在
村级问卷中，我们征求了村干部对一系列反映上述三组产权问题的答案。这些问题各代表该村在某一方面的土地制度安排。由村干部对每一组
问题的答案，我们运用因子分析方法提炼出一个主因子，以代表这一组地权的完整性。通过这一过程，我们得到三个主因子：S[,j]，M[,j]和
U[,j]，分别代表第j 个村子的地权稳定性、交易权和使用权的完整性。这三个因子均为标准化之后均值为0，均方差为1的变量，并以较大的值
表示较完整的产权。
    利用所获得的三个地权因子，我们可以估计地权完整性对土地产出率的影响。由于多数农户将90％以上的土地用于种植水稻，我们只研究
水稻的情况，并做下面的回归：
    （1）      AVOUT[,ij]＝c＋ɑ[,1]S[,j]＋ɑ[,2]U[,j]＋ɑ[,3]M[,j]＋Z[,ij]ɑ[,4]＋e[,ij]
    其中，AVOUT[,ij]是第j村中第i个农户的土地平均水稻单产；Z[,ij]是代表该农户特征的一组变量；c是一个常数，和ɑ[,1]，……，ɑ[
,4]一样，为待估计的系数；最后，e[,ij]为一随机误差量。 这一误差量包含的是上述模型所未考虑到，    但影响单个农户产出率的因素。
Carter， Liu，Roth and Yao（1996）考虑了农地制度的内生化问题。但是，由于农地制度是在村一级决策过程中确定的，而我们所考察的是
一个村子里的一小部分农户样本，因此，我们有理由相信e[,ij]和三个制度因子之间是相互独立的，从而可以用普通最小二乘法（OLS）对（1
）式进行估计。
    对于农户特征，我们选用了家庭人地比、平均年龄、妇女占家庭总人口比例、平均受教育年数、平均农业就业年数、平均非农就业年数、
平地占家庭总土地面积比例以及非农工资率与水稻价格的比例。非农工资率是由1993年家庭非农收入除以家庭非农就业时间而得到的。对于那
些无非农收入的农户，他们的工资率以他们所在村的平均工资率代替。
    我们以449户具有完整数据的农户为对象对（1）式进行了回归。表2列出了回归结果。
表2  产出方程（样本数＝449）
            变量                        估计值*
常数                                    336.08**
                                       (74.18)
地权稳定性                              15.82
                                       (13.13)
使用权                                 -52.17**
                                       (13.48)
交易权                                  40.88**
                                       (11.83)
家庭人地比                              24.74**
                                       (11.20)
平均年龄                                1.23
                                       (1,44)
妇女占家庭总人口比例                    60.33
                                       (67.88)
平均受教育年数                         -8.41
                                       (7,77)
平均农业就业年数                        0.95
                                       (1.55)
平均非农就业比例                        4.17
                                       (3.22)
平地占家庭总土地面积比例                3.12**
                                       (0.39)
非农工资率与水稻价格的比例              1.29
                                       (1.28)
R[2]                                    0.26
    *括号中的数为标准差，**表示显著性在5％以上。
    从表2可以看出，在农户特征变量中， 除人地比和平地量对单产具有显著正的影响之外，其它变量的影响均不显著。人地比的正影响说明
除土地市场的不完善外，劳动力市场也不完善。（注：在下一节的理论分析中，我们还要进一步讨论土地市场和劳动力市场的相互作用对农户
资源配置的影响。）这与其它有关乡镇企业用工制度的研究结果是一致的（Yao，1996）。 平地量的正影响显然来自土地质量对土地产出率的
正影响。在三个制度因子中，地权稳定性虽然有正的影响，但统计上不显著；较完整的交易权对产出率有显著的正影响；相反，较完整的使用
权具有显著的负影响。前两个结论与我们的判断相一致：地权稳定性增加农户长期投资积极性，完整的交易权改善资源配置效率，增加农户投
资的动力。第三个结论表明，平均而言，对使用权的限制对农户的水稻生产起到了约束作用。换言之，对于我们样本中的一个平均农户来说，
如果约束解除的话，他将会减少对水稻生产的投入。
    以我们所使用的制度因子衡量，每一个因子增加一单位，意味着地权改善度大约为完整地权的32％（即每一个因子的分布占据3.12个单位
的区间）。（注：“完整地权”在这里指的是在我们的样本中最完整，而不是绝对意义上最完整的地权。）因此，根据我们的结果，地权稳定
性改善10％，将意味着土地单产在样本平均值（640公斤）上增加0.7％；土地交易权改善同样的百分比将使单产增加2.0％。与此相对照的是，
土地使用权改善同样的百分比将使水稻单产减少2.5％。 我们可以把制度因子的影响换算成具体产权安排的影响。由于我们已经知道了各制度
因子与相关产权安排之间的相关系数，这种换算是容易做到的。（注：以地权稳定性S[,j]为例，假设R[,jk] 代表与地权稳定性有关的一种产
权安排，则换算公式为：＠①（AVOUT[,ij]）/＠①R[,jk]＝［＠①（AVOUT[,ij] ）/＠①R[,jk]］×［corr（S[,j],R[,jk]）/std（R[,jk]）
］其中，corr（S[,j],R[,jk]）表示S[,j]和R[,jk]的相关系数，std（R[,jk]）表示R[,jk]的标准差。）比如，根据换算，土地每多调整一次
，土地单产下降1.5％；土地从不允许租赁到允许租赁，单产上升6.8％；最后，从允许抛荒到不允许抛荒，土地单产将增加12.6％。后两个估
计乍看偏高，但是，从不允许抛荒到允许抛荒、或从不允许租赁到允许租赁意味着这两项地权各改善了100％。认识到这一点之后， 再看这两
个估计便不会觉得它们偏高了。特别是，后一估计还表明，如果不对抛荒做任何限制，由此而引起的产量损失相当于大约13％的农户退出农业
生产。
    经过这一节的分析，我们发现农地制度的完整性对土地产出率具有或正或负的影响。在接下来的一节中，我们将对这些影响的途径进行理
论探讨，以便为以后的计量分析提供基础。
            二、农地制度影响土地产出的途径：理论分析
    在本节的讨论中，我们将做如下的两个假设。首先，农户的生产技术具有不变规模报酬经济。这个假设对于运用可分性生产要素的小农生
产来说并不是一个臆断，许多研究均支持这一观点（例如， Feder  etal.，1992对中国的研究）。第二，劳动力市场不完善。 这个假设可以
从两方面来理解。一方面，对于那些想在市场上出卖劳动力的农户，他们的非农就业机会是受到限制的（Yao，1997）；另一方面， 对于那些
想从市场上雇佣劳动力进行农业生产的农户，他们面临着被雇劳动力的道德风险问题（Feder，1985）， 即被雇劳动力在不完全监督下可能出
现的偷懒问题。在第一个假设下，如果劳动市场是完善的，则土地市场的不完善将不会影响农户对土地的投入强度（即劳动力投入与土地之比
），因为农户总是可以通过租出和租入劳动力来回到原先他的理想投入强度上。在这种情况下，单位面积的土地产出率也不会受到影响（注：
反过来，当土地市场完善但劳动力市场不完善时，此结论也成立。）。但是，当劳动力市场不完善时，土地市场的不完善将影响农户对土地的
投入强度，因而也影响土地产出率。在以上两个假设下，我们对地权稳定性、土地使用权和土地交易权对农户投入强度的影响依次进行分析。
        （一）地权稳定性
    地权稳定性只影响功效超过一年的投入，即中、长期投入，而不影响农户的当前投入，如劳动力、化肥等，因为土地调整总是在年末当农
业季节结束时进行的。同时，地权稳定性也不大可能影响农户之间土地的租凭活动，因为农户总是可以通过签订一年一度的租凭合同来回避可
能存在的失去租出的土地的危险。地权的不稳定意味着农户的土地在将来的某一时刻将易手到他人手中。尽管农户可能因失去已经在这些土地
上的进行的投资而得到补偿，但这种补偿的量很难确定，因为每个人对同一投资所给予的价值是不一样的。因此，地权不稳定的作用和对农户
投资征收一种随机税一样，将降低农户的投资积极性。
        （二）土地使用权
    如同我们在前面所指出的，对土地使用权的限制主要表现在对农户投入，特别是劳动力投入的限制上，即农户必须在某一种作物（通常是
粮食作物）的生产中投入不低于一定量的人力和物力。显然，这一限制对那些比较愿意从事农业生产的农户来说是不起作用的，而只对那些不
太愿意从事农业生产的农户起作用。这意味着在我们的样本中，这一限制对浙江的大多数农户可能起作用，而对江西的大部分农户则不起作用
。为简化我们下面的计量分析，我们只考察这样的限制是否对我们样本中的一个平均农户起作用。
        （三）土地交易权
    在完全市场条件下，我们应该观测到这样的情况，即人地比大于某一特定值（如村子的人地比）时，该农户将租入土地（或出卖劳动力）
，而人地比低于那一特定值时，该农户将租出土地（或雇入劳动力）。（注：在这情况下，租入（出）土地与租出（入）劳动力是完全对等的
，没有必要分别讨论。）这样所产生的均衡结果将是每个农户的土地投入强度相等。（注：在不变规模报酬经济和只存在一种市场缺陷的情况
下，可以证明，边际生产率相等意味着土地投入强度相等。在存在两种或以上的市场缺陷条件下，这种关系不成立。）在不完全产权和不完全
劳动力市场条件下，情况变得复杂起来。
    我们把对土地交易权的限制归纳为农户为土地交易所付出的地租以外的费用。这些费用包括游说村干部的时间以及为绕过限制而消耗的其
它费用。由于这一费用的存在，土地交易中买方的付出和卖方的所得不再是对称的了。以P表示土地租赁的名义价格，c（M[,j] ）代表由于交
易权不完整而产生的费用。我们假设c（M[,j]）是M[,j]的减函数， 即较完整的交易权减少交易的额外成本。那么， 买者付出的实际价格为P
＋c （M[,j]），而卖者得到的是P—c（M[,j]）。土地租入者将租入土地直至土地边际产出率等于P＋c（M[,j]）， 土地租出者将租出土地直
至土地边际产出率等于P－c（M[,j]），因此， 租入者和租出者的土地边际生产率不相等，因而他们的土地投入强度也不相等。对于那些土地
边际产出处于P－c（M[,j]）和P＋c（M[,j]）之间的农户，他们将不租入或租出土地。这与完全市场下的情况不同。在那里，存在不租入或租
出土地的农户的概率为零，因为租出与租入土地的分水岭是一个特定的值。当地权不完全时，存在处于自给自足状态的农民的概率将大于零，
且与地权的不完整性成正比（或与M[,j]成反比）。这意味着， 交易权的不完整具有两种效应。
    第一种效应为资源配置效率。不完整的土地交易权使土地边际产出不能在不同农户之间达到均等。从另一个角度来看，农户的劳动力投入
强度因交易权的不完整性而产生差异，此差异随交易权不完整性的扩大而扩大。但是，应该记住的是，资源配置效应只对市场不完善的要素产
生作用。由于除劳动力市场以外的其它当前要素市场已相当成熟、开放（如Xiao and Fultou，1997 对化肥市场的研究所显示的），我们有理
由相信这些当前要素投入不会受到地权不完整性的影响。但是，对于长期投资来说，由于它们的收益延伸到现期生产以后的时期，农户在即期
决定该期的投资量时必须考虑投资在以后各期的边际收益折现。在土地和劳动力市场不完善的情况下，这些边际收益受相应时期劳动力投入强
度的影响。因此，如同当期劳动力投入强度一样，当期的长期投资强度在农户之间也存在差异，且此差异随交易权不完整性的扩大而扩大。正
是从减少农户劳动力投入强度和投资强度在农户之间的差异这点出发，我们说完善的土地交易权具有改进资源配置的效应。
    第二种效应是Besley所说的交易收益。土地交易权越不完善，土地边际产出处于P—c（M[,j]）和P＋c（M[,j]）之间，从而不想进行土地
交易的人越多。在这种情况下，农户在现期内进行的投资，以后一旦想在市场上实现其价值（比如当他有了较好的非农就业机会而想租出一部
分土地时），他能找到买主的机会将降低，从而使其对现期的投资的价值打上折扣。反言之，较完善的土地交易权使农户对其现期投资在未来
实现其市场价值更具有信心，从而也增强他在现期增加投资的动力。
            三、农地制度影响土地产出的途径：经验检验
    前一节的理论分析为我们指出了农地制度影响土地产出率的途径。本节在此分析的基础上提出一个计量模型，并利用我们所拥有的数据对
理论结论进行检验。
    根据理论部分的分析，地权残缺只影响劳动力投入和中、长期投资的强度。我们选1989年到1993年间绿肥的种植面积为我们将考察的中、
长期投资。绿肥是南方稻米种植区在冬季广泛种植的一种肥田草，其效力和其它农家肥一样，可以持续3～5年。因此，其价值在土地重分中有
失去的危险。下面我们依次讨论劳动投入强度和绿肥种植密度（即1989～1993年5年间平均每亩土地种植了绿肥的次数）的估计方法。
        （一）劳动力投入强度
    在完全市场条件下，同村的所有农户将具有同样的劳动投入强度。该均衡劳动投入强度取决于村里的劳动力和土地的相对价格，而后者又
与该村的人地比密切相关。以＠②表示第j村的人地比，l[,ij]表示第j户农户的劳动力投入强度。则l[,ij]和＠②的关系可以表示为l[,ij]=＠
③=l[,j]，其中α是将村的人地比转变为村均衡劳动投入强度的系数。 但是，当地权不完整时，该关系将不再成立。以下我们依次引进土地交
易权和土地使用权的不完善，以确定他们对l[,ij]的影响。
    先看交易权。从理论部分我们得知，交易权的完善使得农户的劳动投入强度趋同，即趋于各村的均衡劳动投入强度。这使我们假设如下的
关系式：
    （2）
    附图{图}
    式中，l[,ij]'是农户i在只有交易权不完善的情况下的虚拟劳动投入强度，＠④是它的人地比，γ[,c]和γ[,m1]是两个待估计的系数。│
l[,ij]'-l[,j]│测量的是农户的虚拟劳动投入强度离村均衡的距离。为了排除农户资源秉赋的影响，我们用农户的人地比和村的人地比之间的
距离＠⑤去标准化上述距离。如果我们的理论推导是正确的话，则我们期望γ[,m1]为负数， 即较完善的交易权减小各个农户的劳动力投入强
度与村均衡之间的（标准化）距离。为使（2）式具有可操作性， 我们进一步假设│l[,ij]'-l[,j]│与＠⑤具有相同的符号。 由于残缺的交
易权使农户的劳动力投入强度更趋近于他们的资源秉赋，此假设是可以接受的。在此假设下，我们可以将（2）式改写成：
    （3）
    附图{图}
    上式很好地涵盖了完善交易权所能起到的作用。如果γ[,m1] 为负的话，则对于一个具有较高的人地比、处于出租劳动力（或租入土地）
位置的农户，完善交易权使其劳动力投入强度降低到村均衡位置；反之，对于一个具有较低人地比、处于租入劳动力（或租出土地）位置的农
户，完善交易权的作用恰恰相反。这正是理论部分指出的完整交易权所具有的资源配置效应。
    再引入使用权的不完整。正如理论部分所指出的，我们只考察不完整使用权对一个平均农户的影响。则农户的实际劳动投入强度可以表示
为：
    （4）        l[,ij]=l[,ij]'+γ[,ul]U[,j]
    如果对使用权的限制对一个平均农户是有效的，即较宽松的使用权使他降低劳动投入强度，则我们期望γ[,u1]为负数。
    将（3）式与（4）式相加并加入农户特征变量组Z[,ij]以控制各农户所固有的异质性，我们得到一个可以估计的等式：
    （5）
    附图{图}
    其中ε[,ij]是一个与其它自变量相独立的随机变量。Z[,ij] 中可以包括一个常数项，则该常数项与＠③之和为第j村的均衡劳动投入强度
。
        （二）绿肥种植密度
    我们以k[,ij]代表农户的绿肥种植密度。根据理论部分的讨论，农地制度对k[,ij]具有四种效应：地权稳定性效应、资源配置效应、交易
收益效应以及使用权效应。根据前面对劳动力投入强度的讨论，我们假设下面的关系式：
    （6）
    附图{图}
    式中δ[,ij]，如同ε[,ij]一样，为一纯粹随机发生的误差项。式中几个系数的解释是，γ[,s]代表地权稳定性效应，γ[,m2] 代表交易
收益效应，γ[,m3]代表资源配置效应，γ[,u2]代表使用权效应。由于许多农户在5年间从未种植过绿肥，即他们的K[,ij]为零，OLS方法不能
适用于（6）式的估计。一个更好的估计方法是托宾模型。 在下面的估计中，我们将采用该模型。
        （三）估计结果
    利用前面估计产出时所用的449户农户的资料，我们对（5）式和（6）式进行了估计，其结果分列于表3和表4。
表3  劳动力投入强度a
变量                   全部样本         浙江          江西
                        (449)           (249)         (200)
常数                    53.89**         40.71**      66.17**
VPOPLANDb                -5.28**        -0.32         7.93**
                         (2.48)         (4.12)        (6.36)
资源配置效应              0.05           0.23         -4.79**
                         (1.14)         (1.65)         (1.86)
使用权效应                -1.90         -5.17**        -0.11
                         (1.26)         (2.63)         (1.10)
-   -                     3.28**          3.05         8.81**
lij-lj                    (1.37)         (1.96)        (2.28)
平均年龄                   0.17           0.50**      -0.31**
                          (0.16)         (0.23)        (0.15)
妇女占家庭总人口比例      -9.23          -5.88          -4.51
                          (6.87)        (11.08)        (5.73)
平均受教育年数           -2.76**         -4.00**       -1.26**
                          (0.79)          (1.39)       (0.60)
平均农业就业年数           -0.12          -0.16         0.32*
                           (0.16)         (0.24)       (0.17)
平均非农就业比例            0.01           0.53        -1.11*
                           (0.32)         (0.48)       (0.85)
平地占家庭总土地面积的比例 0.09**          0.07       -0.15**
                           (0.04)         (0.06)       (0.06)
非农工资率与水稻价格的比例 0.06           -0.18        0.08
                           (0.13)         (0.19)      (0.14)
R[2]                        0.10           0.10       0.22

    a.括号中的数为标准差，*表示显著性在10％以上，**表示显著性在5％以上。
    b.表示村人地比。
                      表4  绿肥方程
变量                             估计值
常数                           -10.12**
                               (1.38)
地权稳定性效应                   1.20**
                                (0.23)
交易收益效应                     0.45**
                                 (0.22)
资源配置效应                    -0.37**
                                 (0.18)
使用权效应                        0.06
                                 (0.25)
家庭人地比                        1.30**
                                 (0.18)
平均年龄                          0.06**
                                  (0.02)
妇女占家庭总人口比例               1.37
                                  (1.17)
平均受教育年数                    -0.13
                                  (0.14)
农业就业年数                       0.04
                                  (0.03)
平均非农就业比例                   0.02**
                                   (0.05)
平地占家庭总土地面积比例          0.07**
                                   (0.01)
非农工资率与水稻价格的比例        0.04*
                                   (0.02)
    注：括号中的数为标准差，*表示显著性在10％以上，** 表示显著性在5％以上。
    表3的第一列为全部449户农户的结果。对于农户特征变量，我们得到与产出方程相类似的结果。农户人地比与土地质量对劳动力投入强度
具有显著的正影响，其它变量除教育水平外均无显著影响。教育呈显著负影响，说明教育程度高的农户更容易找到非农就业机会。另外，根据
对常数和村人地比的回归结果，可以算出一个平均村子（人地比为1.06亩）的均衡劳动投入强度为47.8天／亩，处于实际观察到的平均劳动投
入强度38.1天／亩加上一个标准差的范围之内。
    全部农户结果不近人意之处是资源配置效应和使用权效应均不显著。为此，（6）式以省为单位重新估计了两次。其结果分别列于表3的第
二、第三列。从第二列浙江的结果可以看出，资源配置效应仍然不显著，而使用权效应非常显著，且具有我们所期望的负号。使用权在浙江具
有显著的效应，说明在那里对使用权的限制对一个代表农户是有效的。资源配置效应不显著的原因可能是浙江3县的劳动力市场较为发达。 这
可以由农户人地比与村人地比之差的系数得到佐证：该系数不显著，说明农户能够通过劳动力市场达到均衡，从而使其劳动力在土地上的投入
强度不受自家要素秉赋的影响。
    与浙江相对照，资源配置效应在江西表现得非常显著，且具有我们所期待的负号，但使用权效应却恰恰不显著。后一个结论说明对使用权
的限制对江西的一个代表农户是不起作用的，因为他的劳动投入已经超过了规定的最低投入量。前一结论说明江西的劳动力市场仍不发达，这
一推测也可以由大部分农户特征变量所拥有的显著系数所映证。与先验期望一致，人地比较村平均多的或农业经验较多的农户对土地的劳动投
入强度较高；相反，较年长、教育水平较高或非农经验较多的农户对土地的投入强度较低。
    和劳动力投入相比，对绿肥种植面积的估计更具有一致性。 从表4可以看出，除使用权效应外，其它效应，如地权稳定性效应、交易收益
效应以及资源配置效应均得到证实。使用权效应不显著可能是因为对使用权的限制主要集中在劳动力投入方面。其它效应的证实不仅补上了在
非洲没有被发现的东西，而且也为国内对农地制度与长期投资关系的研究增添了新的内容。特别是，我们的研究结果与Feder 等人对东北的研
究有显著的不同之处。他们没有发现地权稳定性与农户投资之间有显著关系（Feder,Lau,Lin and Luo,1992）。究其原因，他们所考察的投资
不是附着于土地的，而我们的研究直接考察附着于土地的投资，结论自然比他们的要可靠。
            四、结束语
    本研究系统地分析了地权残缺对土地产出率的影响及其途径。我们发现，地权的改善具有多方面的效应，如地权稳定性效应、资源配置效
应以及交易权效应。这些结果对中国农村下一步的改革具有重要的参考价值。
    虽然我们没有发现地权稳定性对产出具有显著的正面效应，但我们发现它对农户的长期投资具有显著的推动作用。这一对比可能是因为我
们的样本农户的农业长期投资的量较小，因而对产出的贡献也小。但是，我们不能因此就忽视地权不稳定所带来的效率损失。由地权不稳定所
导致的长期投资的减少，其效果可能在短期内并不明显；但长此以往，土地质量必然下降，从而影响中国农业的可持续发展。
    稳定地权要求减少土地的调整次数，或永不做调整。中央政府已同意将土地承包合同再延长30年；但是，该政策是否已被广泛、认真地执
行仍是一个未知数。根据以往的研究（如Kung，1994），在现存的集体所有制下，农民可能不愿意长期固定土地的分配格局。中国是一个小农
为主的国家，小农的一个特征是对失去基本生活保障的恐惧。在这种情况下，土地的得与失在农民那里不再是对称的了。他们会宁愿放弃对现
有土地的长期占有权，以换取未来自己人口增加对增加土地拥有量的保证。这一论点为一些学者（如Kung，1994；Dong，1996）和政策制定者
所接受，并用来支持当前的土地集体所有制。但是，这一论点忽视了一个重要的因素，即土地的完全私人占有是被排除在农民的选择之外的。
如果农民被赋予了选择土地完全私有的权利，（注：这里的完全私有不一定非得是法律意义上的，而只要是实际意义上的（de facto）。国内
所讨论的永佃制便可以被认为是一种实际意义上的完全私有。）我们就很难断定他们仍然会选择现有的土地制度安排。
    与稳定地权相比，给予农民完全的土地交易权是一件较少争论的政策取向。与本文所研究的1993年相比，如今土地的有偿转让、转租已自
由和普遍得多了。但是，在这些年间，随着在各种借口下集体化回潮的出现，以行政手段代替市场对土地进行重组的现象不断发生。改变这种
状况的核心是使各级领导干部认识到市场在组织资源配置方面的优势。本文的研究正是这种努力的一部分。
    对土地使用权的限制，在发达地区如浙江沿海县份起到了增加粮食产量的作用。但是，这是以牺牲农民其它方面的收入为代价的。增加粮
食产量的受益者不是农民自己，而是城市居民。且不论由农民负担为城市居民提供食物的成本是否公平，发达地区的农民是否还能称为农民本
身就是个问题。从经济意义上讲，他们已不能再称为农民了，因为他们收入的绝大部分以及就业的绝大部分均来自非农产业。仅仅因为他们仍
居住在行政区划的农村地区就认定他们是农民是没有说服力的，也是不公平的，更不用说逼迫他们去种地了。要解决发达地区的农业生产问题
，还有待各级政府为劳动力的跨区流动以及土地的自由流转做一些扎扎实实的工作，而不是简单地强迫本地居民种好田。
    字库未存字注释：
        ＠①原字为e倒写
                  _
        ＠②原字为1[,j]
               _
     ＠③原字为α1[,j]
           _
        ＠④原字为1[,ij]
                  _      _
     ＠⑤原字为│1[ij]－1[,j]│
【责任编辑】李静
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