產(chǎn)權管制與貧困：來自改革開放前中國農(nóng)村的經(jīng)驗證據(jù)

張 超，羅必良

(1.華南農(nóng)業(yè)大學 國家農(nóng)業(yè)制度與發(fā)展研究院，廣東 廣州 510642；2.華南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，廣東 廣州 510642；3.廣東省社會科學界聯(lián)合會，廣東 廣州 510635)

一、問題的提出

近年來，中央把農(nóng)村人口脫貧問題提升到前所未有的高度。在此背景下，從理論上總結研究新中國建立以來的扶貧經(jīng)驗與教訓，無疑有助于我們更好地實現(xiàn)減貧目標。2015年10月，國家統(tǒng)計局副局長張為民在國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上刊文稱，按現(xiàn)行的農(nóng)村貧困標準衡量，1978年農(nóng)村居民貧困發(fā)生率為97.5%，農(nóng)村貧困人口規(guī)模達到7.7億。他進一步解釋，雖然現(xiàn)行農(nóng)村貧困標準在不同年份的數(shù)值不同，但代表的生活水平基本相同，即在沒有嚴重、意外的災害和傷病情況下，能保障基本穩(wěn)定的溫飽水平*張為民：《脫貧步伐加快 扶貧成效顯著 我國貧困人口大幅減少》，《中國信息報》，2015年10月16日，第02版。。這說明，在改革開放以前，經(jīng)過近30年的發(fā)展，中國農(nóng)村人口的貧困問題依然比較嚴重，這需要我們進行理論解釋和總結。

對于改革開放前中國農(nóng)村人口的貧困狀況，學術界有幾種解釋。第一種解釋把農(nóng)民貧困歸結為工農(nóng)剪刀差。林毅夫是其中的代表性學者，他(1994)認為中國在建國后采用了重工業(yè)導向的發(fā)展戰(zhàn)略，由于重工業(yè)屬于資本密集型，其項目的生產(chǎn)需要巨額資本投入并且周期很長，而中國當時是一個資本短缺的農(nóng)業(yè)國家，國家領導人又強調以自力更生來籌集資本，所以政府的唯一出路是通過壓低農(nóng)民出售的農(nóng)產(chǎn)品價格同時提高賣給農(nóng)民的工業(yè)產(chǎn)品的價格來取得農(nóng)業(yè)剩余，也即選擇不利于農(nóng)民的價格剪刀差來發(fā)展工業(yè)*林毅夫，蔡昉，李周：《中國的奇跡：發(fā)展戰(zhàn)略與經(jīng)濟改革》，上海：上海三聯(lián)書店、上海人民出版社，1994年版，第210-215頁。。他(2009)還估算了計劃經(jīng)濟時期我國政府目標函數(shù)中的結構參數(shù)，結果發(fā)現(xiàn)，城市工人的福利所占權重要遠遠高于農(nóng)民的福利*林毅夫，余淼杰：《我國價格剪刀差的政治經(jīng)濟學分析：理論模型與計量實證》，《經(jīng)濟研究》，2009年第1期。。第二種解釋把農(nóng)民貧困歸結為計劃經(jīng)濟體制的低效率。吳敬璉是其中的代表性學者，他(1991)認為計劃經(jīng)濟(命令經(jīng)濟)的資源配置方式存在著根本性的缺陷，會發(fā)生嚴重的信息機制和激勵機制的困難，交易成本過高，極大地妨礙社會主義生產(chǎn)潛力的發(fā)揮，從而導致效率低下*吳敬璉：《計劃與市場關系的討論和我國經(jīng)濟體制的取向》，《改革》，1991年第1期。。在對中國經(jīng)濟改革三十年歷程進行總結時，他(2008)提出，1955年的農(nóng)業(yè)合作化運動，其實已經(jīng)使得我國農(nóng)村合作社與國營企業(yè)沒有太大區(qū)別，土地、勞動力和其他生產(chǎn)資料都歸“政社合一”的公社統(tǒng)一調配，成為了集中計劃經(jīng)濟*吳敬璉：《中國經(jīng)濟改革三十年歷程的制度思考》，《農(nóng)村金融研究》，2008年第11期。。第三種解釋把農(nóng)民貧困歸結為集體化的土地產(chǎn)權問題。周其仁是其中的代表性學者，他(1995)認為國家控制的集體化經(jīng)濟，存在著對共同生產(chǎn)監(jiān)管活動缺乏激勵而引起的無效率，這使得原本在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中就頗為困難的計量和監(jiān)督問題陷入幾乎無解的困境，改革開放前我國集體化的農(nóng)業(yè)體制同時損失了監(jiān)管者和勞動者兩個方面的積極性，其要害是國家行為造成的嚴重產(chǎn)權殘缺*周其仁：《中國農(nóng)村改革：國家和所有權關系的變化(上)——一個經(jīng)濟制度變遷史的回顧》，《管理世界》，1995年第3期。。他(1995)批評指出，經(jīng)典的社會主義農(nóng)業(yè)改造模式試圖消滅農(nóng)民產(chǎn)權即剩余權的激勵機制來加快國家工業(yè)化，它的失敗表現(xiàn)在經(jīng)濟效率低下和人民生活水平提高的緩慢,更表現(xiàn)在體制運行費用高昂和自我調整機能的僵化*周其仁：《中國農(nóng)村改革：國家和所有權關系的變化(下)——一個經(jīng)濟制度變遷史的回顧》，《管理世界》，1995年第4期。。

總體來說，學術界對于改革開放前我國農(nóng)村人口的貧困問題已經(jīng)有較深入的探討。然而，這些研究都是從宏觀經(jīng)濟發(fā)展和體制改革的角度來分析農(nóng)村貧困，至于農(nóng)民如何形成貧困以及導致貧困的微觀制度基礎則少有論述。一般來說，農(nóng)民獲取收入的來源主要有兩個：一是土地資源，一是人力資源。根據(jù)產(chǎn)權理論，這兩種資源的收入又全部來源于依附在其上面的權利，權利的價值決定了資源的價值(Harold Demsetz，1967)*Harold Demsetz,“Toward a Theory of Property Rights”,American Economic Review,vol.57,no.2,1967,pp.347-359.。也就是說，農(nóng)民所擁有資源權利的多少，就決定了他能從資源中獲取收入的多少。這樣，絕對貧困其實產(chǎn)生于個體農(nóng)民沒有足夠的資源權利來獲取足夠維持基本生活的收入，研究農(nóng)民的貧困問題，也就轉化為了研究關于農(nóng)民資源的產(chǎn)權界定和分配的問題。因此，本文嘗試從產(chǎn)權管制的微觀視角出發(fā)解釋改革開放前我國農(nóng)村人口的貧困問題，并以真實數(shù)據(jù)進行驗證。區(qū)別于以往用產(chǎn)權工具對此問題所做的研究，本文的貢獻有兩項：一是著重于農(nóng)民的各項具體資源權利界定分析，以微觀視角揭示不同產(chǎn)權制度下農(nóng)民所獲得資源權利的多少及由此產(chǎn)生的貧困；二是引入產(chǎn)權管制的新理論視角，分析在產(chǎn)權管制與管制放松的情況下農(nóng)民被剝奪和賦予的資源權利及由此所形成的貧困狀況。

二、理論基礎：農(nóng)村資源產(chǎn)權管制與貧困

在產(chǎn)權經(jīng)濟學中，產(chǎn)權是由使用權、收入權和轉讓權等三種權利組合而成(張五常，1969)*張五常：《制度的選擇》，香港：花千樹出版有限公司，2003年版，第93頁。。一旦個體對資源的完整產(chǎn)權集合中的全部或部分權利項被外部權威通過暴力潛能限制、禁止或剝奪，我們稱之為產(chǎn)權管制。相反，個體對資源的完整產(chǎn)權集合中的全部或部分權利項從被限制或剝奪到部分或全部被重新賦予的過程，我們稱之為產(chǎn)權管制放松(何一鳴，2010)*何一鳴：《產(chǎn)權管制放松理論——驗證于中國的農(nóng)地制度變遷(1958-2008)》，北京：中國經(jīng)濟出版社，2010年版，第212頁。。土地與人力資源是農(nóng)民獲取收入的兩大主要來源，產(chǎn)權管制將減少農(nóng)民對這兩項資源的有價值權利項，并導致利用資源的內(nèi)在化激勵機制缺失，進而降低農(nóng)民可獲取的收入，而產(chǎn)權管制放松則增加農(nóng)民對這兩項資源的有價值權利項，并導致利用資源的內(nèi)在化激勵機制強化，提高農(nóng)民可獲取的收入。從中華人民共和國成立到1978年，中國農(nóng)村土地和人力資源的產(chǎn)權制度經(jīng)歷了巨大變遷。在此變遷過程中，產(chǎn)權管制與產(chǎn)權管制放松并存，農(nóng)民對于土地和人力資源的權利不斷地被重新分配與界定，詳細分析其中的產(chǎn)權制度變遷情況，就可從中研究農(nóng)民的收入與貧困狀況。

(一)制度變革下的農(nóng)村土地資源產(chǎn)權管制

從中華人民共和國成立到1978年，中國農(nóng)村土地的產(chǎn)權制度經(jīng)歷了一個從產(chǎn)權管制放松到產(chǎn)權管制強化的過程。在成立初期，受到地主剝奪的土地產(chǎn)權被國家通過暴力潛能重新賦予個體農(nóng)民，農(nóng)民所享有的土地權利大幅增加。然而，政治運動的背景使得此次所賦予的土地產(chǎn)權具有極大的不穩(wěn)定性。正如周其仁(1995)所指出：“土地改革形成的產(chǎn)權制度無疑是一種土地的農(nóng)民私有制。但是，這種私有制不是產(chǎn)權市場長期自發(fā)交易的產(chǎn)物，也不是國家僅僅對產(chǎn)權交易施加某些限制的結果，而是國家組織大規(guī)模群眾階級斗爭直接重新分配原有土地產(chǎn)權的結果?！?周其仁：《中國農(nóng)村改革：國家和所有權關系的變化(上)——一個經(jīng)濟制度變遷史的回顧》，《管理世界》，1995年第3期。農(nóng)民形成了一種不知國家何時又將土地收回去的不確定性的“理性預期”，從而大大弱化了產(chǎn)權的強度(何一鳴、羅必良，2009)*何一鳴，羅必良：《新中國農(nóng)村土地制度變遷的經(jīng)驗證據(jù)研究》，《河南社會科學》，2009年第4期。。

之后在土地集體化運動中，農(nóng)民的土地產(chǎn)權開始不斷受到管制與剝奪。一是使用權。使用權是指享有決定用資源做什么、如何使用和給誰使用的權利。將土地并入合作社后，個體農(nóng)民已經(jīng)不能決定土地的用途，這個權利交給了社員大會與上級政府，也不能決定把土地給誰使用，因為入社的土地很難再退出，只能由合作社集體使用。二是轉讓權。轉讓權是指享有自由轉讓(出售、出租)資源的權利。農(nóng)村合作社成立的目的之一本來就是要禁止土地的買賣、租佃，從初級社到高級社再到人民公社，農(nóng)民進行土地買賣或租佃的轉讓權利逐漸完全喪失。三是收入權。收入權是指享有獲得資源所產(chǎn)生收入的權利。在初級社時農(nóng)民還能以土地入股獲得部分收入分配，在高級社之后全部農(nóng)民的土地都實行無償轉為集體所有，土地的收入權完全被剝奪，個體農(nóng)民在集體分配中是按照勞動工分獲得收入，實際上只是勞動力(人力資源)的報酬。再加上統(tǒng)購統(tǒng)銷制度的實施，通過價格“剪刀差”，國家實際上變?yōu)橥恋氐乃姓?，除了付給農(nóng)民一小部分勞動工資，把大部分土地的收入都征收上去。

從1952年到1978年，由于土地權利匱乏，中國農(nóng)民由土地資源產(chǎn)權獲得的收入極為低下，更多地是依靠人力資源產(chǎn)權獲得收入，而人力資源產(chǎn)權在這一時期也是受到了嚴厲管制。

(二)制度變革下的農(nóng)村人力資源產(chǎn)權管制

人力資源是農(nóng)民獲取收入的另一個主要來源。從中華人民共和國成立到1978年，中國農(nóng)民的人力資源產(chǎn)權制度經(jīng)歷了一個管制強化的過程。

一是自由遷移擇業(yè)、出售勞動力的轉讓權管制。在中華人民共和國成立初期，農(nóng)村人口向城市遷徙比較自由，實行的是遷徙證制度，農(nóng)民進城從事非農(nóng)就業(yè)不受限制。1949年9月，第一屆政治協(xié)商全體會議上通過的《中國人民政治協(xié)商會議共同綱領》中第五條就規(guī)定：“中華人民共和國人民有思想、言論、出版、集會、結社、通訊、人身、居住、遷徙、宗教信仰及示威游行的自由權?！边@為農(nóng)村人口流入城市就業(yè)提供了法律依據(jù)。然而，1952年以后，在“三反五反”運動的背景下，為解決城鎮(zhèn)人口失業(yè)和大批農(nóng)民涌入城市的問題，政府開始對農(nóng)民進城就業(yè)加以行政干預*中共中央黨史研究室：《中華人民共和國大事記(1949-2009)》，北京：人民出版社，2009年版，第132-135頁。。1958年1月9日，全國第一屆人民代表大會常務委員會第九十一次會議審議并通過了 《中華人民共和國戶口登記條例》，正式以法律形式限制農(nóng)村人口流入城市，城鄉(xiāng)二元戶籍管理制度建立。這樣，農(nóng)民在非農(nóng)領域自由遷移擇業(yè)、出售勞動力的權利受到了嚴重管制。

二是自由決定人力資源使用的權利管制。1952年2月，中國在私營工商業(yè)者中開展“五反”運動，接著在年底中共中央提出了逐步實現(xiàn)國家對農(nóng)業(yè)、手工業(yè)、資本主義工商業(yè)的社會主義改造的過渡時期總路線，包括眾多農(nóng)民在內(nèi)的中國個體經(jīng)商者由此開始遭到批判和限制。根據(jù)數(shù)據(jù)顯示，在1949年，中國的私營工業(yè)和個體工業(yè)在工業(yè)總產(chǎn)值中所占比重達到71.7%，國家所有工業(yè)、集體所有工業(yè)和公私合營工業(yè)三者總比例只為28.3%，但到了1952年底，前者的比重降為51.2%，后者比重上升到48.8%；到1954年，前者的比重進一步下降為27.9%，后者比重進一步上升為72.1%；最后到了1957年，前者的比重就只剩下0.9%，后者比重則達到了99.1%*汪海波：《中華人民共和國工業(yè)經(jīng)濟史 (1949.10-1998)》，太原：山西經(jīng)濟出版社，1998年版，第83頁。。與此同時，個體農(nóng)民經(jīng)營農(nóng)副產(chǎn)品買賣的權利也在反對私有化的浪潮中受到管制。隨著國家實施統(tǒng)購統(tǒng)銷制度，主要農(nóng)副產(chǎn)品逐漸實行統(tǒng)購、派購，農(nóng)民嚴禁拿這些產(chǎn)品上市交易，集市交易的品種與范圍受到越來越嚴的管制，甚至許多農(nóng)村集市被封閉*鐘興永：《建國后湖南集市貿(mào)易的曲折發(fā)展》，《湘潭師范學院學報》，1998年第1期。。

三是獲得人力資源收入的權利管制。隨著在非農(nóng)領域就業(yè)及獲得收入的權利逐步受限，1958年后中國農(nóng)民被限制于只能從事集體化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，收入的分配準則是勞動工分。然而，由于對個體農(nóng)民的勞動努力程度進行監(jiān)督與評價的費用高昂，在“磨洋工”和搭便車等機會主義行為盛行、土地資源產(chǎn)權又沒有被清晰界定的情形下，個體農(nóng)民的分配性努力大大超過了生產(chǎn)性努力，在公社化制度下根本無法實現(xiàn)“按勞取酬”，分配上的平均主義成為了這一產(chǎn)權安排運行的必然結果(羅必良，2002)*羅必良：《人民公社失敗的制度經(jīng)濟學解理——一個分析框架及其應用》，《華南農(nóng)業(yè)大學學報》(社會科學版)，2002年第1期。。平均分配的制度使得農(nóng)民的工資報酬與其工作努力程度的關聯(lián)極低，個人努力運用其人力資源的成果大部分會被集體中的他人所分享，也即人力資源的收入權會受到其他集體成員的剝奪。農(nóng)業(yè)集體化體制同時損失了監(jiān)管者和勞動者兩個方面的積極性(周其仁，1995)*周其仁：《中國農(nóng)村改革：國家和所有權關系的變化(上)——一個經(jīng)濟制度變遷史的回顧》，《管理世界》，1995年第3期。，最終導致規(guī)模經(jīng)濟效果根本無從實現(xiàn)，總體生產(chǎn)效率低下，受到嚴格管制的人力資源收入權所能產(chǎn)生的收入也就相應地減少到非常低的水平。

(三)農(nóng)村資源產(chǎn)權制度管制變遷與貧困

總體來看，改革開放前，在諸多制度變革的背景下，中國農(nóng)村土地和人力資源產(chǎn)權制度相應地呈現(xiàn)管制變化，中國農(nóng)民的貧困狀況由此受到了極大影響。

在農(nóng)村土地資源方面，對于絕大部分被并入合作社的土地來說，統(tǒng)購統(tǒng)銷和按勞分配的制度安排剝奪了農(nóng)民的土地收入權，集體化的制度安排則剝奪了個體農(nóng)民的土地轉讓權和絕大部分使用權。除此之外，農(nóng)民還擁有小部分的自留地，但這些自留地也沒有轉讓權，并且在反對私有化的政策導向下使用權和收入權非常不穩(wěn)定，經(jīng)常性受到管制。

在農(nóng)村人力資源方面，從1952年起，農(nóng)民在非農(nóng)領域自由遷移擇業(yè)的權利、經(jīng)商的權利、經(jīng)營農(nóng)副產(chǎn)品買賣的權利，逐漸受到嚴厲管制，實際上喪失了其人力資源的大部分轉讓權與使用權，被限制于只能從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，集體化的制度安排又使得個體農(nóng)民的人力資源收入權遭到其他集體成員的剝奪，農(nóng)民喪失了努力勞動的積極性，再加上作為集體生產(chǎn)活動直接監(jiān)管者的基層干部缺乏充分的監(jiān)管激勵，最終導致集體化生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟效果根本無從實現(xiàn)，總體生產(chǎn)效率低下*湯萱：《技術引進影響自主創(chuàng)新的機理及實證研究——基于中國制造業(yè)面版數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《中國軟科學》，2016年第5期。。另外，嚴厲的農(nóng)村集市政策也使得農(nóng)副產(chǎn)品變現(xiàn)困難，更進一步損害了農(nóng)民的人力資源收入權。

產(chǎn)權的一個主要功能就是導引人們實現(xiàn)將外部性較大地內(nèi)在化的激勵(德姆塞茨，1967)*Harold Demsetz,“Toward a Theory of Property Rights”,American Economic Review,vol.57,no.2,1967,pp.347-359.。上述的產(chǎn)權制度變遷過程說明，由于兩種最主要的資源(土地與人力)都受到越來越嚴重的產(chǎn)權管制，改革開放前的中國農(nóng)民不僅失去了獲取收入的諸多有價值資源權利項，而且運用資源的內(nèi)在化激勵機制也遭到破壞，缺乏動力去充分實現(xiàn)土地與人力資源的價值，導致收入低下和貧困。從1952年到1978年，中國農(nóng)民的實際人均年收入總增加幅度僅為27元(經(jīng)價格指數(shù)調整，1952年為100)，平均每年僅增1元左右*根據(jù)《(中國農(nóng)村經(jīng)濟統(tǒng)計大全 (1949-1986)》的數(shù)據(jù)計算而得。。特別是，到了1978年，中國農(nóng)村的貧困發(fā)生率仍達到97.5%(按現(xiàn)行農(nóng)村貧困標準衡量)，呈現(xiàn)普遍性貧困的狀況。

由此，我們提出本文的核心命題：國家對于農(nóng)村土地和人力資源的產(chǎn)權管制程度越高，農(nóng)民的收入就越低，就越容易陷入貧困。在下文中，我們將利用中國農(nóng)村1952—1978年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來驗證這一命題。

三、雙重產(chǎn)權管制與貧困：一個實證檢驗

(一)模型構建

由于缺乏改革開放前的中國貧困人口數(shù)據(jù)，且根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，按現(xiàn)行農(nóng)村貧困標準衡量(2010年不變價，每人每年2300元)，1978年中國農(nóng)村的貧困發(fā)生率已達到97.5%，這表明，改革開放前中國幾乎是百分百的貧困發(fā)生率。所以，本文只以人均收入水平的高低來衡量改革開放前中國農(nóng)民的貧困程度。根據(jù)產(chǎn)權理論，農(nóng)民所擁有的土地與人力資源權利的多少在一定程度上決定了其收入的高低，而資源的產(chǎn)權管制程度是衡量農(nóng)民擁有資源權利多少的一個決定性指標。因此，我們以收入作為因變量，以土地與人力資源的產(chǎn)權管制程度指數(shù)作為自變量，以土地與人力資源的數(shù)量與質量指標作為控制變量，構建如下收入決定模型：

Y=c+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+u

(1)

其中，c為常數(shù)，u是隨機誤差，Y表示農(nóng)民人均收入，X1表示農(nóng)村土地資源的產(chǎn)權管制指數(shù)，X2表示農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)，X3表示農(nóng)民人均土地面積，X4表示農(nóng)地受災面積占比，X5表示農(nóng)村勞動力人口占比，X6表示農(nóng)村人口受教育水平，β1、β2、β3、β4、β5和β6分別是回歸系數(shù)。

(二)指標與數(shù)據(jù)選擇

本文所有變量指標的數(shù)據(jù)區(qū)間都為1952—1978年，以下是具體的指標與數(shù)據(jù)選擇。

1.因變量

農(nóng)民人均收入(Y)。以農(nóng)民人均實際收入(單位：元)來衡量農(nóng)民的貧困程度。由于現(xiàn)有資料關于改革開放前農(nóng)民年人均收入的統(tǒng)計沒有連續(xù)完整的數(shù)據(jù)，本文采用變通的方法，將農(nóng)村居民年人均消費*數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。和農(nóng)村居民年人均存款這兩項指標相加，得出農(nóng)村居民年人均收入，并以1952年為基期，用農(nóng)村居民消費指數(shù)對人均收入進行了平減。

2.自變量

農(nóng)村土地資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(X1)。以統(tǒng)購統(tǒng)銷政策中國家對最主要農(nóng)產(chǎn)品“糧棉油”(糧食、棉花、食用植物油)的收購比重*數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村經(jīng)濟統(tǒng)計大全(1949-1986)》。的主成分因子來代表農(nóng)村土地資源的產(chǎn)權管制指數(shù)*用Eviews 6.0軟件中的主成分分析法，把3個收購比重指標轉化為1個綜合指標，即主成分因子。與此類似，何一鳴(2010)以“糧棉油”的非收購比重的主成分因子來代表土地資源的產(chǎn)權管制放松指數(shù)。參見何一鳴：《產(chǎn)權管制放松理論——驗證于中國的農(nóng)地制度變遷(1958-2008)》，北京：中國經(jīng)濟出版社，2010年版，第215頁。，主成分因子(產(chǎn)權管制指數(shù))的數(shù)值越高，表示對農(nóng)村土地資源的產(chǎn)權管制程度越高。之所以采用反映統(tǒng)購統(tǒng)銷政策嚴厲程度的指標來表示土地資源的產(chǎn)權管制指數(shù)，是因為該政策安排恰好反映了對土地資源各種權利的管制程度。首先是收入權。統(tǒng)購統(tǒng)銷政策使得農(nóng)產(chǎn)品價格受到嚴重管制，通過價格“剪刀差”，使得農(nóng)民在向國家繳“明稅”(公糧)的同時，還上交了“暗稅”，農(nóng)地的地租收入被隱蔽地轉移到國家手中，是對農(nóng)民土地收入權的一種剝奪。其次是使用權和轉讓權。實行統(tǒng)購統(tǒng)銷政策，需要對上億個體農(nóng)戶進行余糧核定和動員交售，這是很困難的事情，而把全國上億分散的農(nóng)戶組成幾十萬個合作社，再對這些合作社實行統(tǒng)一收購就要容易多了*對此，陳云曾指出，“我們面對著這樣為數(shù)眾多的個體農(nóng)戶，在糧食的統(tǒng)購和統(tǒng)銷方面，是遇到了困難的”，“主要的是對這樣眾多的農(nóng)戶，要估實產(chǎn)量，分清余缺及其數(shù)量，很不容易”，對此，“應該積極穩(wěn)步地發(fā)展農(nóng)業(yè)合作社，把一億一千萬農(nóng)戶組織到生產(chǎn)合作社里來”，“到那個時候，……統(tǒng)購統(tǒng)銷工作，要容易得多，合理得多”。參見陳云：《陳云文選》第2卷，北京：人民出版社，1995年版，第238-239頁。。因此，統(tǒng)購統(tǒng)銷政策的實施也是促成農(nóng)地集體化的誘因之一，最終使得農(nóng)民在集體化的浪潮中失去了對土地資源的轉讓權和大部分使用權。

農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(X2)。以集市及集市外農(nóng)民對非農(nóng)居民零售的比重來衡量農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(單位：%)，也即農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)=農(nóng)村集市年成交額/農(nóng)民對非農(nóng)居民零售額，該值越大表示對農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制程度越高*農(nóng)村集市成交額的部分數(shù)據(jù)有缺失，作者進行了估算。。之所以采用集市及集市外農(nóng)民對非農(nóng)居民零售額的比重指標來衡量農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)，是因為該指標恰好反映了對農(nóng)民人力資源各種權利的管制程度。首先，農(nóng)民對非農(nóng)居民零售反映的是個體農(nóng)民在集市或集市之外銷售農(nóng)副產(chǎn)品、日用雜品、柴煤等燃料給非農(nóng)居民，它是農(nóng)民將人力資源運用于自留地經(jīng)營、手工制作及體力勞作，所獲得的一部分副產(chǎn)品在集市或集市之外出售，這種交易越受限制，成交比例越小，就表明農(nóng)民的收入權越受侵害。其次，農(nóng)民對非農(nóng)居民零售是農(nóng)民將人力資源運用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之外經(jīng)營活動的最重要表現(xiàn)，成交比例大小反映的是農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之外經(jīng)營活動權利的大小，農(nóng)民在個體經(jīng)商、農(nóng)副產(chǎn)品買賣等方面的權利越受管制，農(nóng)民對非農(nóng)居民零售的比重就越小。

3.控制變量

農(nóng)村人均土地面積(X3)。這里的土地指的是農(nóng)業(yè)用地，因此以農(nóng)作物總播種面積除以農(nóng)村人口數(shù)來計算農(nóng)村人均土地面積(單位：公頃/人)，它代表了農(nóng)民平均所擁有的土地資源數(shù)量*數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國統(tǒng)計局網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫。。

農(nóng)地受災面積占比(X4)。以農(nóng)作物受災面積除以農(nóng)作物總播種面積來計算土地受災面積占比(單位：%)，它代表了農(nóng)民所擁有的土地資源質量(自然環(huán)境導致的受災面積越多間接表示當年的土地資源質量越差)。特別說明的是，部分缺失數(shù)據(jù)是由作者按比例做了估算。

農(nóng)村勞動力人口占比(X5)。以農(nóng)業(yè)勞動力占農(nóng)村總人口的比重來計算農(nóng)村勞動力人口占比(單位：%)。該指標反映的是農(nóng)民總體所擁有的人力資源數(shù)量。

農(nóng)村人口受教育水平(X6)。以全國學齡兒童凈入學率來衡量農(nóng)村人口受教育水平(單位：%)，這是因為在中國城鎮(zhèn)學齡兒童凈入學率幾乎是百分百，而全國學齡兒童凈入學率的變化代表的基本是農(nóng)村學齡兒童凈入學率的變化。該指標在一定程度上能客觀反映農(nóng)村人口的基本教育水平，代表了農(nóng)民所擁有的人力資源質量。

表2 單位根檢驗

注：c表示在檢驗回歸式中含有常數(shù)項，t表示含趨勢項，取0時表示不含相應項，滯后階數(shù)p由SC準則確定，Δ表示一階差分。

表3 Johansan協(xié)整檢驗

表1 相關變量的描述性統(tǒng)計

(三)實證檢驗與結果分析

1.變量單位根檢驗

采用最常用的Augmented Dickey-Fuller (ADF)單位根檢驗方法，對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，以避免可能出現(xiàn)的偽回歸現(xiàn)象。結果如表2所示，所有變量在設定的顯著水平值下均無法拒絕非平穩(wěn)原假設，而一階差分序列都在至少5%顯著水平下拒絕了非平穩(wěn)原假設，這表明Y、X1、X2、X3、X4、X5、X6等7個變量均為一階單整或 I(1)的非平穩(wěn)時間序列。

2.變量協(xié)整性檢驗

由于所有變量都是同階非平穩(wěn)時間序列，可以繼續(xù)對它們的協(xié)整關系進行檢驗，以確定它們間是否存在某種長期均衡關系。為識別這種長期關系，采用Johansen Cointegration Test 檢驗方法，構建 7維向量VAR自回歸模型，基于施瓦茨準則和赤池信息準則取值最小的原則確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，對變量間的協(xié)整關系進行顯著性檢驗。結果顯示，Y、X1、X2、X3、X4、X5、X6等變量之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關系(如表3)。

3.回歸分析

在存在協(xié)整關系的前提下，利用最小二乘法OLS先對因變量與自變量間的關系進行線性回歸(模型1)，再加進控制變量對方程(1)進行回歸(模型2)。

如表4a所示，在模型1中，自變量農(nóng)村土地資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(X1)和農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(X2)分別在5%和1%的顯著水平下與農(nóng)民人均收入(Y)成負相關關系。在模型2中，加進控制變量后，回歸結果卻發(fā)現(xiàn)，雖然兩個重要自變量仍顯示是與因變量負相關，但卻沒有通過至少10%顯著水平的T檢驗?？紤]到多元回歸方程可能出現(xiàn)變量間的共線性問題，使得有些重要自變量變得不顯著。因此，嘗試去掉一些與自變量間存在共線性的控制變量。通過測算，發(fā)現(xiàn)控制變量農(nóng)村勞動力人口占比(X5)與自變量產(chǎn)權管制指數(shù)(X1和X2)之間存在較高的負相關性。這可能是因為，改革開放前國家政府是試圖通過強化管制的措施來從農(nóng)民身上獲得足夠收入，以發(fā)展重工業(yè)和保障城市居民生活。由于提高管制強度也將有引起農(nóng)村不穩(wěn)定的風險，在農(nóng)村勞動力占比越高的情況下，政府從農(nóng)民身上獲得的收入已經(jīng)相應的越高，就越?jīng)]必要增加管制強度，造成農(nóng)村勞動力人口占比與產(chǎn)權管制指數(shù)間呈負相關關系。由此，我們將控制變量(X5)去掉，再進行回歸，結果見模型3。

表4a 回歸結果

注：括號里的數(shù)字表示t統(tǒng)計值，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著，下同。

表4b 回歸結果

在模型3中，自變量農(nóng)村土地資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(X1)和農(nóng)民人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(X2)分別在10%和5%的顯著水平下與農(nóng)民人均收入(Y)成負相關關系。這表明，從1952年到1978年，國家對于農(nóng)村土地資源和人力資源的產(chǎn)權管制程度越高，農(nóng)民的收入就越低，就越容易陷入貧困，導致貧困發(fā)生率更高。這驗證了前文關于改革開放前中國農(nóng)村資源產(chǎn)權管制與農(nóng)民貧困的命題。

再觀察模型3中其他控制變量的回歸結果。農(nóng)民人均土地面積(X3)沒有通過至少10%顯著水平下的T檢驗，這可能是因為，在土地產(chǎn)權受到較嚴重管制、農(nóng)民缺乏土地的收入權和使用權的情況下，人均土地面積的少量增加或減少并不會對農(nóng)民收入產(chǎn)生顯著影響。農(nóng)地受災面積占比(X4)在1%的顯著水平下與農(nóng)民人均收入(Y)成正相關關系，這可能是因為，農(nóng)地受災面積的擴大反而逼迫了政府放松對土地的產(chǎn)權管制，進而帶來農(nóng)民收入增加，在統(tǒng)計上卻顯示出受災面積越多農(nóng)民人均收入越高的奇怪現(xiàn)象。農(nóng)村人口受教育水平X6在10%的顯著水平下與農(nóng)民人均收入(Y)成負相關關系，這表明，在人力資源產(chǎn)權受到較嚴重管制的情況下，勞動力人口的增加和素質提升并不能提高農(nóng)民收入，反而是增加消耗，減少收入。

考慮到產(chǎn)權管制可能具有滯后效應，也即提高或降低對土地、人力資源的產(chǎn)權管制程度，可能對農(nóng)民收入存在滯后影響。畢竟管制政策從下達到全面執(zhí)行、接受，可能需要時間(按實際，可能滯后1到2年)，農(nóng)民當期的行為反應也可能會影響到下一期的收入。因此，本文進一步設置帶有滯后項的回歸模型，檢驗產(chǎn)權管制指數(shù)X1和X2這兩個自變量不同滯后期限對農(nóng)民人均收入(Y)的影響。

如表4b所示，在與模型3其他變量相同的情況下，分別以自變量X1與X2的滯后1到2期項作為自變量設置模型4至模型7。4個回歸模型的結果顯示，自變量X1的滯后1期項、2期項及自變量X2的滯后2期項在回歸模型中，都沒有通過至少10%水平下的顯著性檢驗，只有自變量X2的滯后1期項通過了1%顯著性水平下的T檢驗，也即模型6的擬合效果最好，其調整后的相關系數(shù)R2也達到最高，為0.783883。觀察模型6的回歸結果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村人力資源的產(chǎn)權管制指數(shù)X2的滯后1期項和農(nóng)村土地資源的產(chǎn)權管制指數(shù)(X1)分別在1%和5%的顯著水平下與農(nóng)民人均收入(Y)成負相關關系。這表明，對人力資源的產(chǎn)權管制在當年及第2年都對農(nóng)民收入產(chǎn)生了顯著負向影響，而對土地資源的產(chǎn)權管制則在當年就立刻對農(nóng)民收入產(chǎn)生了最大的負向影響。在控制變量方面，模型6的結果與模型3一致，這也證明了模型結果的穩(wěn)鍵性。

四、結 論

已有文獻多從宏觀經(jīng)濟發(fā)展和體制改革的角度來研究改革開放以前我國農(nóng)村人口的貧困問題，至于農(nóng)民如何形成貧困以及導致貧困的微觀制度基礎則少有論述。本文則從產(chǎn)權管制的新理論視角出發(fā)，深入研究改革開放前中國農(nóng)民的各項具體資源權利界定，以微觀角度揭示不同產(chǎn)權管制程度下農(nóng)民所獲得資源權利的多少及由此產(chǎn)生的貧困，并以統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行實證分析，主要得到以下幾個結論。

第一，農(nóng)民獲取收入的來源主要是土地資源和人力資源，而這兩種資源的收入又全部來源于依附在其上面的權利，農(nóng)民所擁有資源權利的多少，就決定了他能從資源中獲取多少收入。產(chǎn)權管制將減少農(nóng)民對資源的有價值權利項，并導致利用資源的內(nèi)在化激勵機制缺失，進而降低農(nóng)民可獲取的收入，而產(chǎn)權管制放松則增加農(nóng)民對資源的有價值權利項，并導致利用資源的內(nèi)在化激勵機制強化，提高農(nóng)民可獲取的收入。

第二，從中華人民共和國成立到1978年改革開放，中國農(nóng)村資源的產(chǎn)權制度經(jīng)歷了一個從產(chǎn)權管制放松到產(chǎn)權管制強化的過程。在建國初期，受到地主剝奪的土地產(chǎn)權被國家通過暴力潛能重新賦予農(nóng)民，農(nóng)民所享有的土地權利大幅增加。之后在土地集體化運動中，農(nóng)民的土地產(chǎn)權開始不斷受到管制與剝奪。對于絕大部分被并入合作社的土地來說，統(tǒng)購統(tǒng)銷和按勞分配的制度安排剝奪了農(nóng)民的土地收入權，集體化的制度安排則剝奪了個體農(nóng)民的土地轉讓權和絕大部分使用權。與此同時，農(nóng)民在非農(nóng)領域自由遷移擇業(yè)的權利、經(jīng)商的權利、經(jīng)營農(nóng)副產(chǎn)品買賣的權利，都被不同程度限制，實際上喪失了其人力資源的大部分轉讓權與使用權，只能從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，集體化的制度安排又使得個體農(nóng)民的人力資源收入權遭到其他集體成員的剝奪，嚴厲的農(nóng)村集市政策使得農(nóng)副產(chǎn)品變現(xiàn)困難，更進一步損害了農(nóng)民的人力資源收入權。

第三，來自1952—1978年的中國農(nóng)村數(shù)據(jù)實證分析表明：(1)國家對于農(nóng)村土地和人力資源的產(chǎn)權管制程度越高，農(nóng)民的收入就越低，就越容易陷入貧困，導致貧困發(fā)生率更高；(2)在土地產(chǎn)權受到較嚴重管制的情況下，人均土地面積的少量增加或減少并不會對農(nóng)民收入產(chǎn)生顯著影響；(3)農(nóng)地受災面積的擴大反而逼迫了政府放松對土地的產(chǎn)權管制，進而帶來農(nóng)民收入增加，在統(tǒng)計上顯示出受災面積越多農(nóng)民人均收入越高的奇怪現(xiàn)象；(4)在人力資源產(chǎn)權受到較嚴重管制的情況下，勞動力人口的增加和素質提升并不能提高農(nóng)民收入，反而是增加消耗，減少收入；(5)對人力資源的產(chǎn)權管制在當年及第二年都對農(nóng)民收入產(chǎn)生了顯著負向影響，而對土地資源的產(chǎn)權管制則在當年就立刻對農(nóng)民收入產(chǎn)生了最大的負向影響。