王 苒

一、問題的提出

2013年2月1日，中共中央發(fā)布了中央一號文件，這是中央連續(xù)第九年關(guān)注三農(nóng)問題。此次中央一號文件亮點頗多，如把“農(nóng)業(yè)科技”擺上突出的位置、鼓勵引導城市工商資本“下鄉(xiāng)”、加大“強農(nóng)富農(nóng)惠農(nóng)”政策力度等，同時也明確提出“改革農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度，有效保障農(nóng)民財產(chǎn)權(quán)利”[1]。從文件內(nèi)容看，在未來很長一段時間內(nèi)，農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度還將存在，但政府會堅持在制度內(nèi)部進行改革。

家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制是一種賦予農(nóng)民“剩余索取權(quán)”的土地產(chǎn)權(quán)安排。這種“剩余索取權(quán)”的優(yōu)勢直接表現(xiàn)為給農(nóng)民“增收”。而家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的這種優(yōu)勢對農(nóng)民的吸引力變化又直觀地表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)的增減。本文關(guān)注的問題在于：隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制執(zhí)行年限的增長，該制度對農(nóng)業(yè)人口的影響是怎樣的？農(nóng)業(yè)人口又是如何影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的？同時分析了該制度優(yōu)勢的變化情況，并在此基礎(chǔ)上預測了我國土地產(chǎn)權(quán)制度進行徹底改革的時間窗口。

二、實證模型的構(gòu)建與分析

（一）變量選擇及數(shù)據(jù)來源

本文選擇農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作為被解釋變量。1980—2011年的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》；2012年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于2013年1月18日國家統(tǒng)計局發(fā)布的初步核算數(shù)據(jù)。解釋變量選取農(nóng)業(yè)人口數(shù)量和代表制度執(zhí)行階段的兩個虛擬變量。其中歷年的農(nóng)業(yè)人口數(shù)據(jù)來源于國際糧農(nóng)組織數(shù)據(jù)庫。

（二）模型構(gòu)建與分析

在實證部分，我們把1980—2012（共33年）每11年分為一個制度階段，共三個階段。為了提高模型精度，我們同時以加法和乘法方式引入兩個虛擬變量。

其中Yt表示歷年農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)值，Xt表示歷年農(nóng)業(yè)人口數(shù)量。

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

利用Eviews6.0分別對兩變量時間序列及其一階差分序列進行單位根檢驗，滯后項的確定采用AIC準則，顯著性水平選擇5%。檢驗結(jié)果見表1。

表1 整體序列的單位根檢驗結(jié)果

從上表可知，Yt和Xt及其一階差分序列的ADF檢驗值均大于顯著性水平為5%的臨界值。這表明在95%的置信水平下，兩變量原始序列及其差分序列均不平穩(wěn)。但是兩變量的二階差分序列的ADF檢驗值均小于顯著性水平為5%的臨界值，這表明在95%的置信水平下，兩變量的二階差分序列是平穩(wěn)的。綜上所述，Yt和Xt均為二階單整序列。各變量雖然本身非平穩(wěn)，但序列的線型組合卻可能是平穩(wěn)的，他們之間可能存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

2.E—G兩步法構(gòu)建誤差修正模型

首先使用Eviews6.0中OLS估計法對數(shù)據(jù)進行整體回歸。得

第二步，對2.2回歸方程的殘差進行ADF單位根檢驗。從檢驗結(jié)果看[2]，該殘差序列是平穩(wěn)的。將誤差修正項的一階滯后項ecm(-1)作為解釋變量引入到2.2方程中，使用OLS估計法進行估計，得

從ecm（-1）的回歸系數(shù)知，農(nóng)業(yè)人口的短期變動對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出存在負向影響。即隨著農(nóng)業(yè)人口數(shù)量的增加（或減少），農(nóng)業(yè)產(chǎn)出會隨之減少（或增加）。由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，這表明每年實際的農(nóng)業(yè)人口變動與其長期均衡值的偏差中的約46%被修正。

由2.3式得分段回歸結(jié)果如下：

2.3 式的回歸結(jié)果顯示：D1、D2、Xt*D1Xt*D2均通過了 t檢驗，說明制度執(zhí)行階段影響了農(nóng)業(yè)人口對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的線性關(guān)系。其對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響表現(xiàn)在兩個方面：（1）通過影響模型的截距來影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出（2.4式中后兩階段的回歸方程截距不同）。（2）制度執(zhí)行階段通過影響農(nóng)業(yè)人口數(shù)量來影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出（2.4式中后兩階段的回歸方程截距不同）。Xt*D1Xt*D2的t統(tǒng)計量顯著，說明虛擬變量和農(nóng)業(yè)人口數(shù)量存在交互影響[3]。農(nóng)業(yè)人口與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的負相關(guān)關(guān)系在代表制度的虛擬變量的修正下變?yōu)檎嚓P(guān)關(guān)系。這說明家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制對農(nóng)業(yè)人口的吸引進而對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的促進作用一定程度上抵消了農(nóng)業(yè)人口和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的負相關(guān)關(guān)系。

比較前兩階段農(nóng)業(yè)人口（修正后）的回歸系數(shù)得知，隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的施行，農(nóng)業(yè)人口變動對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻逐年增加[4]。這意味著，在制度執(zhí)行的前兩個階段，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的邊際促進力遞增。

3.模型的進一步討論

為了將第三階段的情況納入到比較范圍，我們重新引入兩個虛擬變量D3、D4代替原有的虛擬變量并令它們的初始賦值代表后兩個階段。

同樣使用E—G兩步法得誤差修正模型如下：

進一步得分段回歸結(jié)果：

從2.6式知，在第三階段，農(nóng)業(yè)人口的回歸系數(shù)經(jīng)虛擬變量修正后比第二階段有所下降。即隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的施行，農(nóng)業(yè)人口變動對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻逐年減少。這意味著制度執(zhí)行到第三個階段，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的邊際促進力遞減。

三、結(jié)論及不足

經(jīng)過第二部分的實證分析，我們得出如下結(jié)論：1.隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制執(zhí)行年限的增加，該制度通過農(nóng)業(yè)人口對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的影響力經(jīng)歷了先逐漸增強后逐漸減弱的過程。農(nóng)業(yè)人口對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的促進作用最終遞減預示著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的下降。2.在2002—2012年的十年間，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制通過農(nóng)業(yè)人口對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的影響力減少了約43%[5]。如果按照這個速度勻速遞減，則可估算到2025年前后，該影響力可遞減為零。這意味著，到2025年，該制度對農(nóng)業(yè)人口的吸引力將徹底消失。如果農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度不進行改革，將沒有人愿意參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，我國的糧食安全將無法保證。同時也有可能面臨嚴重的馬爾薩斯危機。

由于我們的虛擬變量只取0,1兩個值，無法進一步規(guī)定制度的特征。其他與這段時間相關(guān)的制度因素也可能對模型產(chǎn)生影響。一種可能的解釋是計劃生育政策的時滯效應。通過觀察農(nóng)業(yè)人口時間序列的走勢圖，可知從1980年開始，農(nóng)業(yè)人口數(shù)量飛速發(fā)展，進入九十年代后，增速逐漸降下來。農(nóng)業(yè)人口總數(shù)在1998與1999年達到頂峰，隨后逐漸減少。這可能是由于1982年以來執(zhí)行的計劃生育政策到九十年代初見成效。這對農(nóng)業(yè)人口數(shù)量產(chǎn)生了巨大影響。本文中所用模型并未排除此項制度安排的干擾，此為文章的兩個不足點。

[1]韓國順.馬克思土地產(chǎn)權(quán)理論對中國農(nóng)村土地所有制改革的啟示[J].河南社會科學，2010,（5）

[2]譚峻.我國集體土地產(chǎn)權(quán)制度存在的問題及應對之策[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2010,（4）

[3]王金紅.告別“有意的制度模糊”—中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的核心問題與改革目標[J].華南師范大學學報（社會科學版），2011,（4）