農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷對農(nóng)業(yè)投資的影響測度

公茂剛　時秋雅

摘要：我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和“三權(quán)分置”制度的實(shí)施使土地形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率?？傮w來看，每一次制度變遷之后，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和耕地面積對農(nóng)業(yè)投資的正向影響都顯著增強(qiáng)，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，擴(kuò)大了農(nóng)作物播種面積，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長，進(jìn)而增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)投資意愿，提高了農(nóng)業(yè)投資水平。由于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是影響農(nóng)業(yè)投資，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素，因此，要進(jìn)一步改革完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，充分保障農(nóng)地“三權(quán)”，強(qiáng)化落實(shí)農(nóng)地集體所有權(quán)，健全集體所有權(quán)行使機(jī)制，特別是要健全村集體民主議事機(jī)制，保障集體成員知情權(quán)、監(jiān)督權(quán)、決策權(quán)，特別是要防止少數(shù)人謀取私利。要積極開展土地承包權(quán)有償退出機(jī)制改革，完善土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款相關(guān)政策法規(guī)和實(shí)施機(jī)制，推廣土地經(jīng)營權(quán)入股農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營模式，完善相關(guān)法律制度，形成競爭、開放、有序的土地流轉(zhuǎn)市場。

關(guān)鍵詞：農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度;農(nóng)業(yè)投資效率;家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制;土地流轉(zhuǎn)

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革與我國農(nóng)業(yè)內(nèi)生發(fā)展研究”（17CJL029）

中圖分類號：F301 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ? ?文章編號：1003-854X（2019）10-0041-06

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

新中國成立以來，我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度先后經(jīng)歷了多次變革，大體可以分為兩個階段，即1949年到1978年改革開放之前和改革開放之后至今。改革開放之前的變革主要是針對農(nóng)地的所有權(quán)，大致經(jīng)歷了地主所有制、農(nóng)民個體所有制、“三級所有、隊(duì)為基礎(chǔ)”的集體所有制三個階段。經(jīng)營方式隨著所有制的變革而改變，大致經(jīng)歷了租賃經(jīng)營、個體經(jīng)營、互助經(jīng)營、合作經(jīng)營和集體經(jīng)營五個階段。改革開放之后的變革主要集中于農(nóng)地經(jīng)營、使用、收益權(quán)，所有權(quán)則一直維持集體所有，其中實(shí)施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制是最重要的改革。此后又繼續(xù)深化改革，穩(wěn)定了承包權(quán)，逐步放開了土地流轉(zhuǎn)，并進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)了所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)“三權(quán)分置”的格局。

伴隨我國工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，農(nóng)村勞動力大量轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)物質(zhì)技術(shù)裝備水平不斷提高，農(nóng)戶承包土地的經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)明顯加快，發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營已成為必然趨勢。土地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的必由之路，有利于優(yōu)化土地資源配置和提高勞動生產(chǎn)率，有利于保障糧食安全和主要農(nóng)產(chǎn)品供給，有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣應(yīng)用和農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收。從2003年《農(nóng)村土地承包法》實(shí)施開始，我國土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)得到了法律上的允許，土地所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)“三權(quán)分置”成為當(dāng)前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革的核心。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計(jì)顯示，2017年全國農(nóng)村承包地確權(quán)面積已完成10.5億畝，約占承包耕地面積的80%，其中山東、寧夏、安徽、四川4省區(qū)已基本完成，全國各地已經(jīng)建立了近2萬個土地流轉(zhuǎn)服務(wù)中心;全國家庭承包地流轉(zhuǎn)面積超過4.7億畝，已經(jīng)占到家庭承包地總面積的35.1%;“三權(quán)分置”之后，270多萬農(nóng)業(yè)合作社、家庭農(nóng)場等新型經(jīng)營主體成為真正的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營者。

如何測度和評估有保障的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)及其對農(nóng)業(yè)投資的影響，一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的主要問題。有的學(xué)者認(rèn)為，土地產(chǎn)權(quán)通過影響農(nóng)業(yè)投資進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，是保障糧食安全、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、保護(hù)和合理利用自然資源以及改善貧困人口經(jīng)濟(jì)生活條件的關(guān)鍵因素①。Galiani & Schargrodsky（2010）認(rèn)為，明確的土地產(chǎn)權(quán)將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力和收入的增加，而且土地所有權(quán)的變革還會導(dǎo)致家庭結(jié)構(gòu)的變化，促進(jìn)人力資本積累，有助于提高后代人的收入②。F. MaKamu（2017）認(rèn)為農(nóng)戶在擁有更好的土地轉(zhuǎn)讓權(quán)后，會對土地進(jìn)行顯著投資，農(nóng)村信貸市場的進(jìn)入過程也有所改善③。張龍耀（2015）認(rèn)為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革影響農(nóng)村金融市場，金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)地抵押貸款供給具有規(guī)模偏好特征，明確的土地產(chǎn)權(quán)和土地流轉(zhuǎn)雖提高了農(nóng)戶的名義信貸需求，但由于受現(xiàn)階段農(nóng)地抵押法律和金融機(jī)構(gòu)信貸配給的限制，農(nóng)戶的名義信貸需求會轉(zhuǎn)化為潛在信貸需求④。

農(nóng)業(yè)信貸投入是農(nóng)業(yè)投入的主體，但由于各農(nóng)業(yè)信貸供給主體存在不同程度的趨利性并不能滿足農(nóng)業(yè)信貸要求，因此要深化農(nóng)村金融體制改革，增加農(nóng)業(yè)金融投入⑤。以家庭為基本生產(chǎn)單位的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)組織體系對社會資本有排斥現(xiàn)象，農(nóng)業(yè)投入周期長、見效慢、風(fēng)險(xiǎn)大的特點(diǎn)，使社會資金難以獲得穩(wěn)定利潤，所以社會資金很難進(jìn)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域⑥。Daniel Domeher等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家的許多家庭和企業(yè)面臨信貸約束，限制了他們對各種促進(jìn)生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)活動進(jìn)行投資的能力，其原因在于缺乏正式登記的土地所有權(quán)造成了“可接受的”抵押品的缺乏⑦。

可見，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度通過確保投資回報(bào)索取權(quán)、促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)、提供抵押擔(dān)保等提高了投資意愿和效率。本文將我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷分為農(nóng)民土地私有制、“三級所有，隊(duì)為基礎(chǔ)”的農(nóng)地集體所有制、家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度和“三權(quán)分置”改革四個階段來進(jìn)行分析，并結(jié)合全國30個省份1952—2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，探究農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷對農(nóng)業(yè)投資的影響。

二、實(shí)證分析

1. 變量選取及數(shù)據(jù)描述

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資金投入主要用于購買固定資產(chǎn)和中間投入的生產(chǎn)資料。固定資產(chǎn)的投入以農(nóng)業(yè)機(jī)械等生產(chǎn)設(shè)備和生產(chǎn)工具為主，中間投入則主要是購買化肥、農(nóng)藥、種子等消耗性生產(chǎn)資料以及生產(chǎn)過程中支付的人工費(fèi)用等。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資金投入主要來源于農(nóng)戶，還有部分來源于政府財(cái)政，比如農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼等。由于缺乏對農(nóng)業(yè)資金整體投入數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)，本文選取了農(nóng)業(yè)投資去向中最重要的兩項(xiàng)：農(nóng)業(yè)機(jī)械和化肥作為農(nóng)業(yè)投資的代表，具體采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用量作為被解釋變量。影響農(nóng)業(yè)投資的因素有很多，比較重要的有農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、土地經(jīng)營規(guī)模以及一些制度因素等。本文選用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、主要農(nóng)作物播種面積以及農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度為解釋變量。其中農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是本文研究的主要解釋變量，其他變量為控制變量。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是屬性因素而非數(shù)量因素，較好的表示方法是采用虛擬變量。

本文選取了最主要的四個農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度作為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷的4種屬性設(shè)置虛擬變量。以D1=0表示1952年到1958年和1979年之后，D1=1表示1959—1978年，D1代表農(nóng)地集體所有集體經(jīng)營制;D2=0表示1978年及之前，D2=1表示1979年及之后，D2表示家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制;D3=0表示1993年及之前，D3=1表示1994年及以后，D3代表農(nóng)村承包地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度;D4=0表示2013年及之前，D4=1表示2014年及之后，D4代表農(nóng)村承包地“三權(quán)分置”制度。其中，由于“三權(quán)分置”后各省份的試點(diǎn)時間不一致，為了準(zhǔn)確度量制度改革對農(nóng)業(yè)投資的影響，D4按照試點(diǎn)先后順序設(shè)置。

本文整合了全國30個省份（未包括重慶）從1952年到2017年的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值以及農(nóng)作物播種面積的相關(guān)數(shù)據(jù)，以上數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國家統(tǒng)計(jì)局。文中被解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用（折純）量分別用jx和hf表示，控制變量是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和主要農(nóng)作物播種面積，用nc和mj表示，虛擬變量D1、D2、D3、D4代表農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷，相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。本文分別以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用（折純）量為被解釋變量建立了兩個計(jì)量模型。

ln（jxit）= β0+β1D1it+β2D2it+β3D3it+β4D4it+β5ln（ncit）+β6ln（mjit）+μit（1）

ln（hfit）=α0+α1D1it+α2D2it+α3D3it+α4D4it+α5 ln（ncit）+α6ln（mjit）+εit（2）

式中下標(biāo)i表示省份，t表示年份。

2. 模型估計(jì)及結(jié)果分析

本文采用的數(shù)據(jù)類型是面板數(shù)據(jù)，為了便于數(shù)據(jù)分析，由于原始變量間不具有線性關(guān)系，體現(xiàn)出指數(shù)函數(shù)變動規(guī)律，因此對所有數(shù)值變量取了自然對數(shù)，為避免出現(xiàn)偽回歸，文中采用LLC、IPS、Fisher-PP、Fisher-ADF四種單位根檢驗(yàn)法，對取對數(shù)后的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2結(jié)果顯示，被解釋變量和解釋變量都是平穩(wěn)的，因此可以直接進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸。根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型理論，模型應(yīng)該采用何種形式需要進(jìn)行F檢驗(yàn)、BP檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)。用F檢驗(yàn)來確定采用混合OLS模型還是固定效應(yīng)模型，其原假設(shè)采用混合OLS優(yōu)于固定效應(yīng);用BP檢驗(yàn)來確定采用混合OLS還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)采用混合OLS優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng);使用Hausman檢驗(yàn)來確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)。

建立以農(nóng)用機(jī)械總動力（jx）為被解釋變量的模型1以及以化肥施用量為被解釋變量的模型2，表3給出了檢驗(yàn)結(jié)果和回歸結(jié)果。Hausman檢驗(yàn)表明模型1與模型2采用固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)。F檢驗(yàn)表明模型1與模型2采用固定效應(yīng)優(yōu)于混合OLS模型。因此，不需要再進(jìn)行BP檢驗(yàn)，兩個模型均采用固定效應(yīng)做回歸分析。從調(diào)整的R2和F值可以看出，模型1與模型2總體擬合效果較好，表明各解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。從各解釋變量的t檢驗(yàn)來看，都在1%的顯著性水平下顯著，即對被解釋變量有顯著影響。

表3 ?固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著;括號內(nèi)為各系數(shù)所對應(yīng)的t值。

在以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用量為被解釋變量的固定效應(yīng)方程中，代表農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度因素的虛擬變量D1、D2、D3、D4前面的系數(shù)都在1%的顯著性水平上顯著不為0，表明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷對農(nóng)業(yè)投資有顯著的影響。兩個模型中的D1皆為正值，分別為3.7241和2.5098，表明1958年人民公社化運(yùn)動確定了“三級所有，隊(duì)為基礎(chǔ)”的農(nóng)地集體所有制促進(jìn)了農(nóng)業(yè)投資。公社體制下的集體所有、統(tǒng)一經(jīng)營的制度安排使得土地以及農(nóng)具等生產(chǎn)資料都?xì)w集體所有。這種集體所有、集體經(jīng)營的生產(chǎn)方式將分散在個體農(nóng)戶中的農(nóng)具、財(cái)力等匯集在一起，從而增加了農(nóng)業(yè)投資，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展。但由于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)界定的不完善，后期產(chǎn)生了很多負(fù)外部性，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益也在不斷下降，但隨后自發(fā)性的承包經(jīng)營方式并沒有使人民公社的缺點(diǎn)完全暴露出來，因此農(nóng)地的集體所有制有力地促進(jìn)了農(nóng)業(yè)投資的增加。兩個模型中D2的系數(shù)也為正值，即說明家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制促進(jìn)了農(nóng)業(yè)投資的增加，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性?！鞍a(chǎn)到戶”的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制使得農(nóng)地所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)發(fā)生分離，所有權(quán)依然歸集體所有，但經(jīng)營權(quán)以承包合同的形式下放到農(nóng)民手中，使農(nóng)戶成為土地的經(jīng)營者。農(nóng)民在獲得明確的土地經(jīng)營權(quán)之后，農(nóng)業(yè)收入有了保障，增加了農(nóng)戶自身的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益，這部分收入可作為利潤留存，進(jìn)而投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，增加農(nóng)業(yè)投資。兩個模型中D3、D4的系數(shù)均為負(fù)值，表明實(shí)行土地流轉(zhuǎn)政策之后，非但沒有對農(nóng)業(yè)投資產(chǎn)生正向影響，反而使得農(nóng)業(yè)投資逐漸減少。這是因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)制度和“三權(quán)分置”促進(jìn)了土地流轉(zhuǎn)，并對農(nóng)業(yè)投資產(chǎn)生了對立的兩方面影響。一方面，允許土地流轉(zhuǎn)之后，農(nóng)戶可將土地的經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出，自己外出務(wù)工，不再經(jīng)營土地，從而也不會進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，使得農(nóng)業(yè)投資減少;另一方面，農(nóng)業(yè)大戶、合作社、家庭農(nóng)場轉(zhuǎn)入土地，又會增加農(nóng)業(yè)投資。但當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)營利潤較低，轉(zhuǎn)入后增加的投資可能少于轉(zhuǎn)出后減少的投資，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)投資減少。此外，土地流轉(zhuǎn)政策的實(shí)施打破了原有土地家庭式分散經(jīng)營模式，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，農(nóng)戶共用農(nóng)業(yè)機(jī)械，享受政府提供的統(tǒng)一服務(wù)和農(nóng)用基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，并且現(xiàn)代科技的發(fā)展使農(nóng)用機(jī)械的使用壽命以及化肥的肥效增加，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，農(nóng)戶用較少的投資便能獲得較高的收入。因此，近期內(nèi)，土地流轉(zhuǎn)節(jié)約了農(nóng)戶的生產(chǎn)成本，減少了農(nóng)業(yè)資金的投入。除了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷會影響農(nóng)業(yè)投資以外，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)作物播種面積也會影響農(nóng)業(yè)投資，且具有正面影響。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加，提高了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入，使農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)利潤留存增加，進(jìn)而增加了農(nóng)戶的自有資金投入;同理，農(nóng)作物播種面積的增加需要更多的農(nóng)用機(jī)械、化肥以及農(nóng)田水利等基礎(chǔ)設(shè)施，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的投入隨之增大。

為了考察不同農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革通過內(nèi)部傳導(dǎo)機(jī)制對農(nóng)業(yè)投資影響的差異，本文先后加入虛擬變量D1、D2、D3、D4與兩個控制變量相乘的交互項(xiàng)到回歸模型中，如表4所示。Di_ln（nc）表示制度虛擬變量與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的交互項(xiàng)，Di_ln（mj）表示制度虛擬變量與農(nóng)作物播種面積的交互項(xiàng)，其余變量與前文含義相同。模型3與模型5是以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力作為被解釋變量的回歸模型，模型4與模型6是以化肥施用量作為被解釋變量的回歸模型。在回歸之前，進(jìn)行了適用方法檢驗(yàn)，Hausman檢驗(yàn)表明10%的顯著性水平上四個模型采用固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)。F檢驗(yàn)表明所有模型采用固定效應(yīng)優(yōu)于混合OLS模型，因此最終選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

模型3與模型4分別以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用量作為被解釋變量，并加入了虛擬變量與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的交互項(xiàng)，以此來檢驗(yàn)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變革前后農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)投資的影響是否有顯著變化。觀察表4發(fā)現(xiàn)，ln（nc）的系數(shù)分別為0.0778和0.3544，后者在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，前者則未通過檢驗(yàn)，表明在農(nóng)地集體所有制建立之前，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長促進(jìn)了農(nóng)業(yè)化肥施用量代表的農(nóng)業(yè)投資的增加，但對農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力代表的農(nóng)業(yè)投資沒有影響。D1_ln（nc）的系數(shù)分別為0.6838和0.0789，前者在1%的水平上顯著，后者不顯著，表明“三級所有，隊(duì)為基礎(chǔ)”的農(nóng)地集體所有制改革后，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力代表的農(nóng)業(yè)投資的影響增強(qiáng)，但對化肥施用量代表的農(nóng)業(yè)投資的影響無顯著變化?？傮w來看，農(nóng)地集體所有制確立后，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)投資的正向影響顯著增強(qiáng)。D2_ln（nc）的系數(shù)分別為0.5048和0.1454，前者在1%的顯著性水平下顯著，后者則未通過顯著性檢驗(yàn)，表明實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制后，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力代表的農(nóng)業(yè)投資的影響增強(qiáng)，但對化肥施用量代表的農(nóng)業(yè)投資的影響沒有顯著變化?？傮w來看，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實(shí)施后，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)投資的正向影響顯著增強(qiáng)。D3_ln（nc）的系數(shù)分別為0.0631和-0.1077，均在1%的顯著性水平下顯著。表明承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度的全面實(shí)施，增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對機(jī)械總動力代表的農(nóng)業(yè)投資的正向影響，但卻減弱了對化肥施用量代表的農(nóng)業(yè)投資的影響，盡管影響程度減弱，但仍為正向影響，系數(shù)為0.2467，而后者不顯著，表明承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度實(shí)施后，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)投資的正向影響直到農(nóng)地“三權(quán)分置”改革后才顯著增強(qiáng)。

在模型5與模型6中，加入了虛擬變量與農(nóng)作物總播種面積的交互項(xiàng)，以此來檢驗(yàn)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變革前后農(nóng)作物總播種面積對農(nóng)業(yè)投資的影響是否有顯著變化。表4顯示，ln（mj）的系數(shù)分別為

-0.2201和0.5204，分別在5%和1%的水平上顯著，表明農(nóng)民土地所有制時期，農(nóng)作物播種面積對農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力代表的農(nóng)業(yè)投資有負(fù)向影響，但對化肥施用量代表的農(nóng)業(yè)投資有正向影響?？傮w表明農(nóng)地集體所有制確立后，農(nóng)作物播種面積對農(nóng)業(yè)投資的正向影響顯著增強(qiáng)。D2_ln（mj）的系數(shù)分別為0.6457和0.4591，均通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，即家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制建立后，農(nóng)作物播種面積對農(nóng)業(yè)投資的正向影響顯著增強(qiáng)。D3_ln（mj）的系數(shù)均為正值，且都通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度的全面實(shí)施增強(qiáng)了農(nóng)作物播種面積對農(nóng)業(yè)投資的正向影響。D4_ln（mj）的系數(shù)分別為0.1063和-0.0096，且前者在1%的顯著性水平上顯著，表明土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)機(jī)制建立后，農(nóng)作物播種面積對農(nóng)業(yè)投資的正向影響直到“三權(quán)分置”改革后才明顯增強(qiáng)。綜上所述，各時期的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革后，農(nóng)作物總播種面積對農(nóng)業(yè)投資的正向影響都顯著增強(qiáng)。

三、研究結(jié)論與啟示

本文實(shí)證檢驗(yàn)了我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革對農(nóng)業(yè)投資的影響，得出的結(jié)論主要有以下四點(diǎn)：

第一，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的影響主要體現(xiàn)在農(nóng)戶自有資金、金融貸款以及國家財(cái)政對農(nóng)業(yè)發(fā)展資金的支持上。土地流轉(zhuǎn)和“三權(quán)分置”制度的實(shí)施使土地形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。同時，明確界定的土地產(chǎn)權(quán)提高了農(nóng)戶的資信能力，降低了逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)，使金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)信貸投放量增加，擴(kuò)大了農(nóng)業(yè)資金的投入渠道;農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的明確界定減少了不確定性，降低了投資農(nóng)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，同時提高了收益的可獲得性，促進(jìn)了社會資本的投入。

第二，農(nóng)地集體所有制和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制都顯著促進(jìn)了農(nóng)業(yè)投資的增加。集體所有、集體經(jīng)營的生產(chǎn)方式將分散在個體農(nóng)戶的物力財(cái)力匯集在一起，增強(qiáng)了資金實(shí)力，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)發(fā)展。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下，農(nóng)戶擁有土地的使用經(jīng)營權(quán)，提高了農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，擴(kuò)大了農(nóng)業(yè)投資。農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度和“三權(quán)分置”制度則對農(nóng)業(yè)投資有顯著負(fù)向影響。其原因在于土地流轉(zhuǎn)制度和“三權(quán)分置”都促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)了土地集中經(jīng)營，農(nóng)村富余勞動力外出務(wù)工，不再經(jīng)營農(nóng)業(yè)，自然減少了農(nóng)業(yè)投資。另外，土地規(guī)模經(jīng)營也降低了生產(chǎn)成本，自然不需要太多的農(nóng)業(yè)投資。

第三，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的投入還受到農(nóng)作物播種面積和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的顯著影響。農(nóng)作物播種面積的擴(kuò)大增加了對農(nóng)用機(jī)械、化肥等生產(chǎn)資料的需求，從而增加農(nóng)業(yè)投資;農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加，使農(nóng)戶利潤留存增加，從而農(nóng)戶自有資金投入增加，這都擴(kuò)大了農(nóng)業(yè)投資。

第四，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷后，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)作物播種面積對農(nóng)業(yè)投資的影響會有顯著變化?？傮w來看，每次制度變遷之后，兩者對農(nóng)業(yè)投資的正向影響都顯著增強(qiáng)，每次農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變遷都化解了生產(chǎn)關(guān)系與生產(chǎn)力發(fā)展的矛盾，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，擴(kuò)大了農(nóng)作物播種面積，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長，進(jìn)而增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)投資意愿，提高了農(nóng)業(yè)投資水平。

由于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是影響農(nóng)業(yè)投資，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素，因此，要進(jìn)一步改革完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，通過制度保護(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展。首先，強(qiáng)化落實(shí)農(nóng)地集體所有權(quán)，健全集體所有權(quán)行使機(jī)制，特別是健全村集體民主議事機(jī)制，保障集體成員知情權(quán)、監(jiān)督權(quán)、決策權(quán)，確保農(nóng)民集體有效行使集體土地的所有權(quán)，防止少數(shù)人謀取私利。要切實(shí)發(fā)揮農(nóng)村土地農(nóng)民集體所有的優(yōu)勢和作用，推進(jìn)農(nóng)村土地集體所有權(quán)確權(quán)登記成果利用，支持農(nóng)民集體依法收回、調(diào)整承包地。其次，保護(hù)農(nóng)民的土地承包權(quán)，放活經(jīng)營權(quán)。積極開展土地承包權(quán)有償退出機(jī)制改革，完善土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款相關(guān)政策法規(guī)和實(shí)施機(jī)制，推廣土地經(jīng)營權(quán)入股農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營模式，完善相關(guān)法律制度，形成競爭、開放、有序的土地流轉(zhuǎn)市場。第三，建立維護(hù)農(nóng)民合法權(quán)益的保障機(jī)制，確保農(nóng)戶在享有土地流轉(zhuǎn)權(quán)力的同時，能自主選擇土地流轉(zhuǎn)方式、土地流轉(zhuǎn)對象，并賦予農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)價格及收益談判權(quán)，高度重視土地定價問題，確保農(nóng)戶土地租金收益與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一致，形成靈活的土地定價機(jī)制。

注釋：

① S. Lawry， C. Samii， R. Hall et al.， The Impact of Land Property Rights Interventions on Investment and Agricultural Productivity in Developing Countries： A Systematic Review， Journal of Development Effectiveness， 2017， 9（1）， pp.61-81.

② S. Galiani， E. Schargrodsky， Land Property Rights and Resource Allocation， Journal of Law & Economics， 2010， 54（4）， S.329-S.345.

③ F. Makamu， H. Kazianga， Land Reform， Property Rights and Private Investment， Evidence from a Planned Settlement in Rural Tanzania， Job Market Papers， 2017， pp.2-35.

④ 張龍耀、王夢珺、劉俊杰：《農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革對農(nóng)村金融市場的影響——機(jī)制與微觀證據(jù)》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2015年第12期。

⑤ 韓留富、崔佳：《深化金融體制改革 增加農(nóng)業(yè)信貸投入》，《學(xué)習(xí)論壇》2000年第6期。

⑥ 蔣華東：《轉(zhuǎn)變政府投入 引導(dǎo)社會資本投資農(nóng)業(yè)》，《農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2006年第11期。

⑦ Daniel Domeher， Raymond Abdulai， Access to Credit in the Developing World： Does Land Registration Matter？ Third World Quarterly， 2012， 33（1）， pp.161-175.

作者簡介：公茂剛，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，山東淄博，255012;時秋雅，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，遼寧大連，116025。

（責(zé)任編輯 ?陳孝兵）