張玉周

（河南財(cái)經(jīng)學(xué)院 統(tǒng)計(jì)系，鄭州 450002）

0 引言

上世紀(jì)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(shí)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(jìn)口國，并因此抬高了國際上小麥、大米和大豆的價(jià)格。國家“十一五”規(guī)劃中已把加強(qiáng)糧食綜合生產(chǎn)能力建設(shè)、努力構(gòu)建保護(hù)和提高糧食綜合生產(chǎn)能力長效機(jī)制、加強(qiáng)糧食主產(chǎn)區(qū)建設(shè)作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要任務(wù)，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(jì)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(yuǎn)的。因此，研究糧食生產(chǎn)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)問題時(shí)，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(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來計(jì)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(gè)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(shí)證分析

我國農(nóng)村先后經(jīng)歷了土地改革、合作化經(jīng)濟(jì)（初級社、高級社、人民公社化）和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制等幾個(gè)階段，本部分就以此為基礎(chǔ)對土地制度變遷進(jìn)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(qiáng)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(jìn)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?？怂购瘮?shù)因兼而考慮，從而較符合我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況。因此，在考察制度的影響時(shí)，我們選取了?？怂剐蔚凝R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(dāng)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(yīng)，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(rèn)為，將數(shù)據(jù)劃分為1952～1980和1978～1988年兩個(gè)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(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

于是，結(jié)合國家統(tǒng)計(jì)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(jìn)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(jì)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(xiàn)份額為82.70%；只有17.30%是制度、技術(shù)等因素做出的貢獻(xiàn)，顯然，如果再剔出技術(shù)因素的貢獻(xiàn)，則該時(shí)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(xiàng)制度創(chuàng)新所引致的糧食生產(chǎn)變化的貢獻(xiàn)為38.22%。若集中考慮制度變化更大的時(shí)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(xiàn)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(gè)百分點(diǎn)。

（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(shí)現(xiàn)了聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制），1985年以后不再有聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制新制度變化的額外收益。將時(shí)期延長至1988年考察可以發(fā)現(xiàn)，1978～1988年各項(xiàng)改革等制度創(chuàng)新所帶來的貢獻(xiàn)不但沒有增加，反而比1978～1984下降了7.51個(gè)百分點(diǎn)。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(shí)制度安排已達(dá)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(shí) R=0.956，DW=1.308，其中，Q^為糧食產(chǎn)量,t為時(shí)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(shí)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(jì)算結(jié)果表明，虛擬變量的引入較好地反映了實(shí)際變化的情況，D1、D2的系數(shù)為負(fù)值說明這幾個(gè)時(shí)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(dāng)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(xiàn)

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(yàn)數(shù)字 β1=0.5、β2=0.25、β3=0.1、β4=0.15來計(jì)算，模型為：

計(jì)算結(jié)果（見圖1）顯示，當(dāng)綜合生產(chǎn)率變動率處于上升階段并達(dá)到波峰時(shí)，糧食產(chǎn)量的增長率也上升到波峰；當(dāng)綜合生產(chǎn)率變動率下降并滑至波谷時(shí)，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(jìn)了糧食產(chǎn)量的提高。

（2）1958～1959 年大躍進(jìn)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)指導(dǎo)思想冒進(jìn)；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(fù)增長所致。

（3）1979～1984年實(shí)行責(zé)任制和農(nóng)價(jià)改革，制度創(chuàng)新效應(yīng)使綜合生產(chǎn)率大大提高，糧食產(chǎn)量1984年達(dá)到峰值。

3 土地制度變遷績效的綜合評價(jià)與土地制度創(chuàng)新

3.1 土地制度變遷績效的綜合評價(jià)

（1）家庭承包責(zé)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(jià)，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(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，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(jì)50年代中期合作化從方向說，組織個(gè)體勞動者走合作化道路在一定時(shí)期促進(jìn)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(yùn)動的方式來搞合作化，嚴(yán)重違背了自愿互利原則、違背了經(jīng)濟(jì)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(shí)到個(gè)人、實(shí)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(cái)產(chǎn)歸堆、否定了按股分紅的合作社算為高級社，一律實(shí)行集中勞動，實(shí)行“大鍋飯”式的分配體制，實(shí)際上違背了合作社原則。財(cái)產(chǎn)歸堆，否定個(gè)體勞動者的產(chǎn)權(quán)，實(shí)際是對個(gè)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(shí)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(shè)置了障礙，其教訓(xùn)是深刻的。

總之，20世紀(jì)50年代初的合作化前期應(yīng)肯定；中期以后，由于指導(dǎo)思想上存在“左”的錯(cuò)誤，走了很長時(shí)間的彎路，偏離了合作制原則,不能肯定。

（2）家庭承包責(zé)任制的績效

家庭承包責(zé)任制在土地使用權(quán)方面發(fā)生了實(shí)質(zhì)性的變化，農(nóng)戶通過承包方式獲得了獨(dú)立經(jīng)營集體公有土地的權(quán)力，它使農(nóng)民在整個(gè)生產(chǎn)過程中明確責(zé)、權(quán)、利，有效地激勵(lì)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(zé)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(zé)任制新制度變化的額外收益，糧食產(chǎn)量在1984年達(dá)到高點(diǎn)，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(jìn)入一個(gè)新的時(shí)期：（1）市場化進(jìn)程加快，導(dǎo)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(shí)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(jìn)口糧食會處于尷尬、被動的境地，也會加重財(cái)政負(fù)擔(dān)。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(jì)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(jìn)步緩慢和農(nóng)業(yè)投資嚴(yán)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(yīng)分兩階段進(jìn)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(chǔ)上，應(yīng)進(jìn)一步穩(wěn)定和完善土地承包制，促進(jìn)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(jìn)式的改革方式；第二階段采取激進(jìn)與漸進(jìn)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(shí)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。

[1]國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)司.中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒(1985)[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1985.

[2]國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)調(diào)查總隊(duì).中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒（2000）[M].北京：.中國統(tǒng)計(jì)出版社，2000.

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