农地产权结构对农地配置效率的影响——基于面板数据的实证检验

张 欢，陈 英，谢保鹏

（甘肃农业大学管理学院，甘肃 兰州 730070）

要素配置效率不仅是我国农业全要素生产率的主要决定因素[1]，也是实现农业高质量发展的关 键[2]。然而，改革开放以来我国要素市场化改革一直滞后于产品市场化改革[3]，土地、劳动力和资本等生产要素配置效率低下的现象普遍存在[4]。我国农地资源稀缺，推动农地资源的有效配置对实现农业高质量发展尤为重要[5]。2020年，国家进一步明确“推进土地要素市场化配置”的改革举措，旨在促进土地要素的高效有序流动。但市场运行的本质是自由平等的产权让渡，因此，为了确保农地产权政策在改革过程中的有效性，需要厘清农地产权和农地配置效率之间的关系。

根据Farrell的定义，要素配置效率是指投入或产出一定的前提下，通过要素投入调整所能达到的实际产出和最优产出的比值或者最优投入与实际投入的比值。显然，要素配置效率属经济增长因素中的非要素投入因素[1]。土地要素市场化配置改革进程中，如何在非要素投入因素中体现农地要素配置的作用？目前，就该问题的研究主要集中于两方面。一是土地要素市场化配置的影响研究。土地市场化配置改革的“制度红利”，优化了农地资源配置，提高了农地市场交易的竞争性[6]，强化了农地的社会保障功能[7]，提高了农业绩效[8-9]。二是农地配置效率的影响机制。现有研究普遍认为，深化农地市场化配置的关键在于“实权”和“流动”[10],需要在完善农地产权制度的基础上[11]，建设城乡统一的建设用地市场，以实现农村土地的自主有序流动和高效公平配置[4]。但从根本上探讨农地产权结构是如何影响农地配置效率的研究并不多见。鉴于中国农业高质量发展的迫切现实需要，亟须厘清农地产权和农地配置效率之间的关系。本文通过构建“结构—功能—效率”分析框架，深入分析农地产权对农地配置效率的影响，以期为农业高质量发展提供决策依据。

1 理论分析

产权，一般指经济主体将其财产投入生产活动时所拥有的一组权利。而农村土地产权（下文简称农地产权）作为产权的一种具体形式，指由各种农地权利组成的权利束，用以界定农业经营主体的行为空间。依据现代产权理论，完整的农地产权结构包含排他的使用权、独享的收益权和自由的转让权，因为使用、收益和处置基本上涵盖了所有的资源利用行为[12]。本文主要探究农地使用权、农地收益权与农地转让权对农地配置效率的影响。

众所周知，市场运行的本质是平等自由的产权让渡[13]，要实现以农地配置效率为目标导向的土地要素市场化配置改革，明晰农地产权是重中之重。首先，新制度经济学认为产权界定是决定经济绩效的关键[14]，它可以引导实现影响经济绩效行为的激励[15]，即通过权利的配置决定经济活动的主体，并由此决定社会财富的分配[16]。同理，农地资源配置是通过农地权利界定来影响农户土地利用行为的动机。其次，行为由动机决定，而动机的产生在于内在需求与外在环境的双重激励[17]。就农地产权层面来说，农地产权的界定赋予相应的农地产权功能，农地产权功能的赋予决定农户的劳动分配规则[18]。这些公认规则可以使农户明晰享受权能的界限，从而形成较为稳定的决策环境，激励约束农户的行为，进而干预农地市场运行或农地资源配置。然而，产权主体行使权能的自由空间取决于产权结构的完整程度[18]。不同产权结构下，权利束构成及其发挥的产权功能不同，对产权主体行为的激励约束效应也会有所差异，影响最终的产权绩效。

由此，深入分析农地产权结构与农地配置效率的关系，则产权结构界定、产权功能赋予和产权绩效变化之间的联系不可分立而谈，故构建“结构—功能—效率”分析框架（图1）。

图1 “结构—功能—效率”分析框架

2 农地产权结构测度

界定与衡量农地产权结构是本文研究的重点。由于完整的产权结构包括排他的使用权、独享的收益权和自由的转让权，其中“排他”“独享”和“自由”都蕴含“排除其他主体干预”的意思。因此，本文借鉴已有研究[17，19-20]对农地产权的测度方式，围绕产权排他性，从国家和集体干预农户的角度测度农地使用权、农地收益权和农地转让权的实际排他程度。

2.1 农地使用权测度

农地使用权是指农户对农地生产计划的自主决策空间，故测度其排他性程度即度量农户能在多大程度上免受其他涉农主体干预做出农地生产决策。

首先，国家干预农业经营主体对农地生产计划的自主决策权。1953年和1995年我国先后实施“统购统销”“粮食三定”政策，严重干预农户的生产决策。1985年，国家取消农产品“统购统销”政策。1992年底，放开粮食价格的管制，形成市场购销体制，至2004年全面放开粮食市场，正式结束强制性的粮食合同定购。比较不同时期农户对农地生产计划的自主决策程度，本文将其分为4个阶段：1978—1984年、1985—1992年、1993—2003年、2004年至今，分别赋值为0、0.5、0.7、1。

其次，集体干预农业经营主体对农地生产计划的自主决策权。1978年在现行农地资源分配准则下，农户农地承包期较短且承包规模受农户家庭人口数量的影响，农地占有关系极不稳定。为此，国家针对这一现象提出一系列政策，包括1984年提出“土地承包期一般应在15年以上”，1993年提出“为了稳定土地承包关系，鼓励农民增加投入，提高土地的生产率，在原定的耕地承包期到期之后，再延长30年不变”，2017年提出“第二轮土地承包到期后再延长30年”等。比较不同时期农地承包期年限，本文将农地占有关系稳定性分为3个阶段：1~5年（1978—1982年）、10年（1983—1992年），以及30年（1993年至今），分别赋值0.25、0.5和0.75。

综上所述，农地使用权排他性程度测度公式为：

式中，use为农地使用权；w1、w2为各指标权重，采用熵权法确定。

2.2 农地收益权测度

农地收益权是指产权主体因个人依法经营农地的行为而获取相应收益的权利，测度其排他性程度即度量农户能在多大程度上排除其他涉农主体独自享有农地收益。

首先，国家对农户独享农地收益的主要干预方式有两种。一是从人民公社时期开始征收的农业税，但2006年全面取消后，这一干预方式也宣告结束。二是通过价格“剪刀差”干预农地收益，但已有研究[17]证明，粮食商品率较低时，调整收购价格几乎不会影响农户的种植积极性。因此，本文仅选择农业税占农业产值比例来反映其干预程度。

其次，集体对农户独享农地收益的主要干预方式是集体提留，严重侵害了农民的利益。因此，本文选取集体提留占农业产值的比例来反映其干预程度。

综上所述，农地收益权排他性程度测度公式为：

式中，ben为农地收益权；w1、w2为各指标权重，采用熵权法确定。

2.3 农地转让权测度

农地转让权，是指产权主体对农地做出自主处置的行为空间，包括流转、抵押和继承等处置行为。测度其排他性程度即度量农户能在多大程度上对农地做出流转、抵押和继承等自主处置。

首先，农地流转权。1986年颁布的《土地管理法》明确表示“任何单位和个人不得侵占、买卖、出租或者以其他形式非法转让土地”。1990年的《城镇国有土地使用权出让和转让暂行条例》规定，“按规定取得土地使用权的土地使用者，其使用权在使用年限内可以转让、出租、抵押或者用于其他经济活动”。2003年的《农村土地承包法》指出，“承包方可以自主决定依法采取出租（转包）、入股或者其他方式向他人流转土地经营权，并向发包方备案”，强调了农地流转过程中农户的自主性。2018年修订后的《农村土地承包法》再次重申了承包方作为流转的主体地位。比较不同时期对农户进行农地流转的限制程度，本文将其分为3个阶段：1978—1979年、1990—2002年、2003年 至 今，分别赋值为0、0.5、1。

其次，农地抵押权。2014年，国家提出“赋予农民对承包地占有、使用、收益、流转及承包经营权抵押、担保权能”。自此，承包农地的抵押融资实践步入正轨，包括2015年的《“两权”抵押指导意见》、2016年的《农地经营权抵押办法》与《农地“三权分置”完善意见》，以及2018年的《关于实施乡村振兴战略的意见》等相关文件，均强调承包农地经营权可依法进行抵押融资。比较不同时期对农户进行农地抵押的限制程度，本文将其分为2个阶段：1978—2013年、2014年至今，分别赋值为0、1。

最后，农地继承权。1985年的《继承法》首次明确个人继承可以依法获得承包地收益。但2003年的《农村土地承包法》规定，承包农地的主体是农户而非个人。通过比较不同时期政策文件中对农地继承的限制程度，本文将其分为2个阶段：1978—1984年、1985年至今，分别赋值为0、0.5。

综上所述，农地转让权排他性程度测度公式为：

式中，dis为农地转让权；w1、w2、w3为各指标权重，采用熵权法确定。

3 研究设计

3.1 模型设定

3.1.1 农地配置效率测度

依据生产前沿面理论，假设其他生产要素x与农地生产要素land生产了农产品Y，则生产函数的一般表达式为（Y=x，land）。在一定生产条件约束下，农地配置效率等于可行的最小农地投入量与实际投入量之比，即AE=min{μ：f（x，μland≥Y）}=land"/land，AE表示农地配置效率，μ表示不存在任何效率损失情形下的最小的农地投入与实际投入量，land表示实际农地投入量，land"表示技术上可行的最小农地投入量。因此，本文以技术效率为衡量标准，测度在一定的生产条件约束下获取最优产出的能力，进而得到农地配置效率。具体表达式如下：

其中，Yit为省区在时间t的农业产出，Xit为省区i在时间t的其他生产要素投入，landit为省区i在时间t的农地要素投入，a为待估参数，vit和uit分别为随机误差项和技术无效率项。技术效率为实际产出和随机前沿产出之比：

采用柯布-道格拉斯函数作为随机前沿技术效率的具体模型：

其中，a0为常数项，aj、am为待估参数，设定uit=0得到技术上有效地产出Y"it，因此农业有效地产出Y"it为：

假定（6）（7）式相等，可得：

因此，省区i在时间t的农地配置效率AEit为：

3.1.2 农地产权结构对农地配置效率的调节效应测度

为揭示农地产权结构对农地配置效率的影响，本文引入权利变量交互项，具体设定如下：

其中，AEit为省区i在时间t的农地配置效率，laborit表示省区i在时间t的农业劳动力投入，useit、benit、disit分别表示省区i在时间t的农地使用权、收益权和转让权的排他性程度。laborit useit、laboritbenit、laboritdisit为权利与劳动力要素的交互项。β0为模型的常数项，β1~β8为模型的待估计参数。zit为控制变量，包括省区i在时间t的农业机械投入、区域虚拟变量和时间趋势变量等。μi与εit分别为不随时间变化和随时间变化的残差项。

本文共采取样本1120个，包含28个省（自治区、直辖市）（不包括海南、重庆、西藏和港澳台地区）。处理T比N大的长面板数据时，需考虑扰动项εit的异方差和自相关问题。方法有： ①采用LSDV估计系数，同时对标准误差进行校正； ②对异方差或自相关的具体形式进行假设，然后使用可行的FGLS进行估计，包括仅解决组内自相关的FGLS和解决同时存在组间异方差、组内自相关及组间同期相关问题的全面FGLS。总体而言，“LSDV+面板校正”更为稳健，全面FGLS更为有效，仅解决组内自相关的FGLS介于二者之间。

3.2 变量选取

被解释变量：农地配置效率。本文将农业作为研究对象，产出指标为农业产值（1978年不变价），投入指标为农地、农业劳动力、农业机械总动力和化肥（折纯施用量）。其中农地用农作物总播种面积表示，农业劳动力用第一产业从业人员×（农业产值/农林牧副渔总产值）表示，农业机械总动力用农林牧副渔机械总动力×农业产值/（农林牧副渔总产值）表示。核心解释变量：农地产权结构。如何衡量农地产权结构是本文研究的重点和难点。控制变量：农业机械总动力投入、个体虚拟变量和时间趋势变量，见表1。

表1 变量描述性统计

3.3 数据来源与说明

本文采用数据为全国28个省（自治区、直辖 市）（不包括海南、重庆、西藏和港澳台地区）1979年—2018年共40年的农业数据。其中农业投入和产出数据，1979—2008年的来自《新中国六十年资料汇编》，其余来自历年的《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》，以及各地区《统计年鉴》；农业税数据来自《新中国农业税历程》；集体提留数据来自《中国农业统计年鉴》。

4 实证检验与结果分析

4.1 长面板数据检验

根据前文所述，处理T大N小的长面板数据时需检验扰动项εit可能存在的异方差和自相关问题。本文就相关问题进行如下检验。

由表2可知，模型1、2的检验结果均在1%水平上拒绝原假设，即扰动项中同时存在组间异方差、组内自相关及组间自相关问题。因此，本文选用全面FGLS模型和“LSDV+面板校正”模型对回归结果进行对比分析。

表2 异方差和自相关检验

4.2 估计结果

根据回归结果可知，随着农地产权结构排他性的增强，农业劳动力和农地配置效率之间存在显著的相互关系。第一，随着农地使用权排他性程度的增强，农业劳动力和农地配置效率之间呈负相关，农地使用权排他性程度每增加1，农地配置效率在农业劳动力的作用下下降2.3786（由于“LSDV+面板校正”模型更为稳健，这里选用其分析）。第二，随着农地收益权排他性程度的增强，农业劳动力和农地配置效率之间呈负相关，农地收益权排他性程度每增加1，相应的农地配置效率下降2.871。第三，随着农地转让权排他性程度的增强，农业劳动力和农地配置效率之间呈正相关，农地转让权排他性程度每增加1，相应的农地配置效率提高2.7265。FGLS(2)列和LSDV(2)列表明，加入控制变量后，二者间的显著关系依旧稳健。由此可见，随着农地产权结构排他性的增强，在总体上稳健地影响着农地资源配置（表3）。

表3 估计结果

4.3 稳健性检验

更换产权测度范围。检验不同的农地产权排他性程度的赋值对估计结果的影响。本文将农地使用权中的农地承包期指标赋值为0、0.3、1。将农地转让权中的农地流转权赋值为0、0.7、1。由于农地收益权的排他性程度并不是基于政策分析主观赋值，故不进行替换。

控制内生性。考虑到可能存在的内生性问题，由于在宏观层面难以找到合适的工具变量，本文将因变量滞后项作为解释变量纳入计量模型中，构成动态面板数据进行回归分析。就长动态面板数据而言，使用纠偏最小二乘虚拟变量法（LSDVC）进行系数估计较为合适，因此文本选用LSDVC模型对回归结果进行内生性问题检验，具体结果见表4。

根据表4可知，回归结果在稳健性检验中依然成立，表明农地产权结构排他性的增强在总体上显著地影响农地资源配置，且农地转让权起着关键作用。

表4 稳健性检验结果

5 结论与建议

本文将农地产权结构作为农地资源配置的前提纳入分析，构建“结构—功能—效率”分析框架，采用1979—2018年28个省（自治区、直辖市）的面板数据进行实证分析，考察农地产权结构影响农地资源配置的作用机制。研究发现：①农地产权结构总体上显著影响农地资源的配置，这一结论在更换产权测度范围、控制内生性和使用不同估计方法的情况下都成立；②不同种类的农地权利对农地资源配置状况的影响存在显著差异；③农地转让权在农地资源配置中起着关键作用，农地转让权排他性程度增强可以显著提高农地资源配置效率。

推进土地市场化配置改革是改善农业要素资源配置效率低下的有效途径。目前我国仍然存在要素市场化发展滞后，土地、资本、劳动力等要素不能得到充分利用的问题，尤其是土地要素。因此，需加快推进农地市场化配置改革，通过市场机制的资源配置功能实现农地资源的自由流动，进而提高农地资源配置效率，实现农业的高质量发展。

赋予农户完整的农地转让权是提高农地配置效率的关键，具有发挥农地市场化配置效应的理论和现实必然性。已有研究表明，在我国产权制度变迁中，农地转让权细分一直滞后于农地使用权与收益权细分。因此，为改善农地资源错配，推动乡村振兴，政府需要以深化农地产权制度改革为主线，强化产权结构与改革措施之间的统一性，让市场在资源配置中真正起到决定性作用。