中国农业改革与农业发展

中国农村改革和农业发展

林毅夫

摘要：本文采用省级面板数据，以评估非集体化的贡献，价格调整，以及中国在改革期间农业增长的其他改革。在1978-1984年，在全体生产率要素中对产出增长的一半左右是由非集体贡献的。在国家采购价格的调整，也对产出增长做出了积极的贡献。它的影响主要来自于投入使用的反映。其他市场的影响有关的对生产力和产出增长的贡献是非常小的。在1984年以后农业增长放缓的原因也进行了分析。

在70年代末开始改革以前，中国农业增长十分缓慢，尽管对自给自足予以了片面强调，但谷物生产和农业产出仅仅勉强赶上人口增长。这一沮丧的图景在1978午后发生了变化。从那时开始，中国在农村部门进行了一系列根本改革，农业中所有主要部门的增长率都加速了，其增长水平比这之前的长期平均水平要高出好几倍(见表1)。

1978一1984年的加速增长是一系列以市场为导向的改革的结果，它减低了计划的功能，增强了个人的激励与市场的作用。于农村改革十分成功和鼓舞人心，政府于1985年决定在农村和城市部门采取更大胆的改革。尽管白那以后整个农业仍以4．1％的可观速度增长，但种植业部门的增长却突然陷入停滞，两种最重要作物——粮食

和棉花的产出增长下降(见表1)，其结果，早先对中国农业的乐观情绪让位于悲现情绪。由于中国大多数重要领导人坚持粮食自给自足思想．粮食生产的绩效不佳已危及市场导向改革的未来。

对中国的经济改革已有很多研究，但研究中国经济的学者在探讨1979年以来农业显著增长的主要原因时存在一些分歧，这主要是由于自那以后，许多改革是同时或以十分快的速度连续发生的。这一时期发生的主要变革有：主要作物的国家牌价于1979年平均提高了22.1%；于这一年开始至1984年完成的从集体制变为以单个家庭为基础的农作制的重大制度变辽，这一制度现在被称为家庭联产承包责任制(HRS)；政府自1979年以来，在谷物收购和市场流通政策方面也采取了其他几项变革。除了上面提到的改革外，农民购买的投入，尤其是化学肥料在这一时期也显著增加。

认识1978一1984年农业快速增长的原因，对于中国未来的农业改革进程是十分重要的。如果从集体制向以农户为基础的农作制的制度变迁，是这一时期产出增长的主要因素，那么，未来的改革就应该巩固农户的地位，并通过其他制度安排的完善来促进家庭农作。另一方面，如果发现向家庭农作制的转变有损于生产，面且它的有害影响为价格的提民投入的增加和其他改革引起的产出加速增长而得到补偿，那么，重新集体化将是合乎逻辑的进程。本文的主要目的是要将以家庭为基础的农作制改革对产出增长的贡献同其他改革及投入可得性增加的贡献分解开来。

迄今为止，评价某项具体改革所产生的影响的企图很少，只有笔

者(19894，文贯小(1989)、McVllhI等(1989)作过这方面的研究。所有这三项研究尽管估计结果有些不同，但他们都认为，HRS是产出加速增长的主要原因。估计的纳果有所不同的原因有部分是出他们的产出范围和估计技术不同引起的，不过，这三项研究都存在严重缺陷。

本文应用格里克斯(Griliches，1963)提出的生产函数方法，来评估与验证农业各项改革对农业增长的影响。本研究所使用的资料是中国大陆29个省中的28个在1970一1987年问的省级资料。本研究的独特之处在于，在生产函数的估计中，除了对四项常规投入进行衡量外，它还包括制度、价格、作物类型、种植密集度和技术的分项变化。这样，我们可以直接衡量这些变化的影响。

本文的结构如下，第2节回顾了中国的农村改革；第3节简要檄述了经验评价中使用的数据；第4节讨论了估计方法，报告了经验结果；第5节报告了1978一1984午及1984一1987年的增长测算结果；最后，在第6节提出了几点结论性评述。

二、中国的农村改革

中国的农村政策于1978年未开始发生显著变化，政府最初的企图是想通过提高长期受到压低的主要作物的国家牌价，调整集体制度内的管理方式，以及增加用于农业投资的预算开支，来提高农业生产。从集体制转向以家庭为基础的农作制的变迁——中国的经济改革中迄今最具深远意义的变迁——在1978年时实际上还是受到禁止的。

价格改革。价格改革以前，在国营商业系统中有两种不同的价格：一种是定购价，一种是超购价。定购价适于为完成定购义务而出售的

作物，超购价用于收购超过义务以上出售的作物。1979年起，稻谷、油料作物、棉花、食糖和猪肉的定购价格平均提高丁17．1%．此外，对谷物和油料作物的超购部分还支付高于定购价的30一50％的奖励，棉花超购部分支付30%的额外津贴，国家牌价的加权平均提高了22．1%。如果我们只考虑边际价格，即超购价，它提高了40．7％(见表2第l列)，与国营牌价的提高相对应的，猪肉、鸡蛋和鱼的零售价格也提高了1／3，不过，稻谷和食用油的零售价格没有变化。此外，每个城市居民每月可以从零售价格的上涨中得到5—8元的补贴，为此，政府的价格补贴大大增加了．当1982年开始出现产出的出人意料的增长时，财政负担变得尤其难以承受。作为一种减轻国家负担和增加市场功能的方式，1984年废除了对棉灰的强制征购量，稻谷定购也于1985年废除，用定购合同来替代强制征购，它由政府与农民谈判达成，合同价格基本上是定购价与超购价的加权平均。这一变化使得向农比支付的边际价格下降9.2%(见表2)。随若1985午粮食和棉花产量的下降，以及从那以后的停滞，合同定效于1986年又恢复了强制的性质。

值得注意的是，与国家商业渠道相伴随的，集市也一直存在，且它在中国农村起着重要作用。农民在完成定购义务后，可以将所生产的产品在集市上出售，市场价一般要高于国营牌价，即使以超购奖励价衡量也是如此。因此，正如表2所表明的，市场价与国营牌价不一定按向一方向变动。表2也报告了在农村市场上国营牌价和市场价格相对于制造品投入价格的时间数列，它们将在第4节被用于估计价格变化对农业增长的影响。

制度改革。农作制度从集体制向HRS的变迁原本不是政府的意图。在改革以前，农业经营是在生产队体制下组织的，每个队约由相邻的20一30个农户组成。由于在队中监督农业劳动的困难，每个农民的报酬与他们的努力没有直接的关联，因此，劳动的激励非常低。

在1978年政府认识到，增进农民的激励的核心是要解决队体制下的管理问题，然而，政府在那时认为将体所有的土地分给单个农户承包是违反社会主义原则的，因此，这一措施实际上是受到禁止的。

不过，到1978年底，有少数生产队，首先是秘密地，而后得到地方政府的默许，开始尝试将土地、其他资源和产出定额承包给单个农户。一年以后，这些队的收成远远高于其他队的收成。在这以后，中央政府不得不承认了这种新的农作制度的存在，但要求将它限于贫困地区。但大多数队实际上没有顾及这一限制。到1981年末，HRS最终完全为政府所接受。这时中国已有45％的生产队转向这种制度，到1983年底，已有90％的生产队采用HRS(见表3第1列)。在HRS下，集体所有的土地以15年的合同承包给单个农户。值得注意的是，HRS 是由农民发明的，最初没有得到中央政府的乐认或认可，因此，它是一个诱致性制度变迁的例子。

迄今为止，政府仍然强调要保持新建立的HRS的稳定性。然而，将先进技术等同于大型拖拉机，以及认为大农场规模就有效率的教条仍深植于许多人的脑海中(Ash，1988)。由于对1984年后谷物生产停滞的日益不满，重新集体化的呼声又在扩大经营规模以获取规模报酬的幌子下出现。在某些地方，这一呼声已导致未经农民间意就单方面破坏合同的情形(JIANG，1988)，农民对过去l0年给子他们的经济独立和更大自由可能会被再收回的恐惧不是没有根据的(Johoson1989)。

市场与计划改革。改革的第三个最重要方面是给予市场在指导农业生产中以更大作用．在改革以前，计划在农业中的普遍性是粮食自给自足政策的结果。由于谷物牌价被压低，—个地区向国家卖出的谷物越多，等于边们支付的税额越高，因此，那些粮食生产具有比较优势的地区就不愿提高粮食产出水平。这样，在那些粮食供给不足的地

区，随着当地人口和收入的增加导致的对粮食需求的增加，他们就术得不自行增加粮食生产，为此，国家的由给自足政策就变为地区性自给自足政策。为了保证每个地区生产足量的谷物来满足其需要，农业生产中的计划是无所不包的，指令性任务指标常常不仅明确到每种农作物面积，而且还明确到产量、投入水乎等等。由于计划制定者对粮食给予优先考虑，对地方比较优势和有利可团的作钩种植就考虑不足了。为了增加谷物产虽来满足国家定购任务或地方需求，地方政府常常以减少其他经济作钩为代价来扩大谷物种植面积，或使夏种指数提高到导致农民净损失的程度。

在改革开始时，政府认识到由白给自足政策造成的资源配置效率的损失。从政府决定增加谷物进口，减少谷物定购量，减少农业计划户的产品数日，就反映了要增加市场作用的意愿。不仅如此，政府还放松了对地区间农产品的私人贸易的限制。此外还采取了一些特别的措施，如鼓励在棉花生产上具有传统比较优势的地区扩大棉花种植面积。

所有上面提及的改革都减低了国家干预的作用，增加了市场在指导农业生产中的功能，由此导致1978一1984年间地区间作物类型和作物密集度的显著变化。经济作物面积占总播种面积的比重由1978年的9.6％增加到1984年的13．4%，增加了41．6％；复种指数在同期从151降至146．9(见表3)．

在1985年初，市场和计划的改革达到一个高潮。政府宣布国家不再规定任何强制性的农业生产计划，强制性的征购任务为国家与农民间的购买合同所取代。家庭农作的依复和给予农民的市场自由的增加，促使农民按利润边际来调整他们的生产活动。经济作物面积进步增加，而谷物面积下降(见表3)，动物饲养、养鱼和副业生产也以更快的速度增加。由于这些调整的结果，尽管种植业的增长陷入停滞，但农业在L984—1987年间仍保持了平均4．16的可观增长率水平。(见表1)

市场导向的改革从一开始就引起了政府某些部门的忧虑，80年代早期就fj大量关于“失控”的报道。鉴于1978年至1981年间的改革非常成功，原先的市场改革者还能将改单向市场方向进一步推进。

然而，随着1985年增长率的放馒，以及从那以后谷物产量的下降，使政府从原来的政策上后退，自愿的合同定购再度恢复了强制的性质。尽管1985年的政策并没有公开宣布放弃，但在市场和生产中的行政干预却增加了。例如，为了促使定购任务的完成，地方政府常常关闭稻谷、棉花、蚕茧、茶叶和其他作物的市场，对生产进行干预的证据有，1985年后经济作物面积下降，复种指数在U87午增加到151．3，这一水平甚至高于1978年达到的水平(见表3)。上面描述的是1978年以来农村改革的几个主要方面，由此可见，直到1984年，改革都非常成功，但是，自那以后退到了一些问题。1978一1984年的产出增长中，到底有多大部分是属于改革的这几方面，哪些因素应对1984年以来的增长放慢负责，这是本文下面要讨论的中心．

三、数据

在这项研究中所使用的是中国大陆的29个省的28个从1970年至1987年的数据。修正了很多数据使之符合这个研究。数据的细节信息和修正在附录中给出了，这里我仅仅报告了数据集的大体描述。

这份研究中，农业产出指的是作物产出。作物产出价值是每个省的七种粮食作物和12种经济作物总量，再用1980年的官方的价格来加总的权数。全国来看，在1980 年这19种作物占总种植面积的92%，占农业部门产出价值的72.5%。

投入数据集中包含以下四类：土地、劳动、资本和化学肥料。土地是指可耕种的土地；是使用可耕种土地而不是播种面积，因为作者也想了解种植强度对产出的影响。劳动是指种植业的劳动工人数量。资

本包括拖拉机和耕畜，用马力来衡量。，化学肥料是指每个省在每年消耗的氮磷钾肥的总量。产出和投入系列数据总结在表4.

除了常规的4个投入变量外另外5个变量也被包含在反映这次改革的变量组成部分。这些变量用来衡量：转向HRS的生产队百分比，超购价格和市场价格都是相对价格指数，非粮食作物播种的面积比，以及复耕指数（播种面积占可耕种面积的百分比）。这些度量来农业体制变迁、国家牌价调整和市场改革对农业产出的影响。价格指数是去全国性的指数，其他三个是省级的观测数据。

每个变量的总观测样有504个。但是，在1980年各省的从生产队向家庭联产责任承包（HRS）转变导的资料不可用，这年的样本被删除，实际可用分析的观数据只有476个。这些数据集给我们研究改革农业增长提供了难得的机会，也为我们用计量经济学估计中国的生产函数提供了机会。

三、函数形式的说明和结果

如果生产纯粹是一种投入和产出之间的技术关系，那么除去哪些偶然因素的影响，任何产出的变化都是投入变化的结果。但是这种经验的生产函数仅是一边的经济关系，观测资源的利用程度强烈的取决于个人的经济决策和管理者对经济体制的安排，可图利的机会的等。因而，生产的技术效率可能通过经济改革而改变。

正如标准的微观经济分析中，改变相关价格不仅会带来投入的利用水平的改变，会带来工作和休闲选择的改变。根据土壤、天气、降雨量和其他地理特别的性质来调整作物种植结构是一个重要的农业生产率增长的来源。复耕指数的变化，某种意义上就是土地和劳动投入的集约程度。最后，任何的农业体制的改变收入分配方案，都会改变农民提供努力的水平。

农业生产函数是用柯布——道格拉斯函数来描述4种传统投入：土地、劳动、资本和化学肥料。此外，还有另外6种变量也包含在函数内。生产合作社转变家庭责任承包（HRS）的生产队百分比，相对制造业投入价格的市场价格指数（MP）,超购价格指数（GP），非粮食作物比例（NGCA），复耕指数（MCI）,时间趋势（T）。非传统变量是也被吸纳进去用来估计农业体制变化、价格调整、市场改革和技术改变的影响。因为传统的投入生产率也会受到一些时间连续，特定区域性质变量的影响。（如土壤质量，降雨量，灌溉，气温，平均教育水平等）：为了得到一致的估计，在生产函数中也包括了27个省级虚拟变量。由此得出了下面的估计等式：

这里α是需要估计的参数，ε是误差项，产出和四种常规投入为自然对数形式。由于各省规模差异甚大，为了避免异方差的问题，产出和四种常规投入变数都通过1980年各省的生产队数进行丁标准化。对于GDP，每年的现行价格是该年的预期价格，因为内营牌价的变化是在农业生产季节开拍前公布的。不过，对于MP，价格预期是一个关于过去经验和经济中其他信息的复杂函数(Muth 19G1年)。由于无法得到中国市场价格预期结构的资料，我们简单地把前一年的价格当什MP。

上述是用单项固定效应模型。未来对照的目的，还用了双向固定效应模型，这两个都包含了区域虚拟变量和年虚拟变量。在双向固定效应模型中，价格变量被删除了，因为他们是全国性的指数。时间虚拟系数部分表达了一年年价格变动对生产率的影响。表达式如下：

表达式(1)用于估计制度、价格、市场改革对生产率的影响，不过，常规投入的使用水平，NGCA以及MCI可能是内生于HRS的转变和价格变化的。如果情形确是如此，HRS和价格变化对生产的影响在等式(1)中就可能被高估或低估丁，因此，为了评价它们对农业生产的总体影响，我们还安估计一个供给反应函数，其形式为：

这里的T不仅反映技术变迁的趋势，而且还反映投入使用的趋势。

获得与等式(1)和(2)相一致估计的恰当方法取决于残差量和生的结构。如果生和生是球形扰动，常规最小平方的协方差估计数就是最

理想的线性无偏估计数。如果生产处于效率边界线内，扰动可以通过两个独立项的差来表示；一个处于正态分布，另一个处于正的半正态分布，那么，由A1per、16velJlschm(1977)发展的随机边界回归将得出一致的参数估计。如果存在时序间相关，协方差矩阵未知那么，恰当方法是估计的一般最小平方法(EGLS)。

首先，我们用OLS和随机生产边界模型来估计表达式(1)，结果在表5第(1)和(2)列报告。为了简便起见，没有显示地区虚拟变量的估计。除GP外，所有其他估计在两个模型中都为所期望的正号，且除了资本、MP、GP、T外，所有其他估计都非常显著。因而，从随机边界生产模型得出的估计结果与最小平方估计差别很小。

第(1)列最后一行报告了残差的时序间相关的估计。

这见氏为对*l r6估计，其结果蜘11c—l为—o．15。在没有哲时或空间相关的零假定下，具有标准误差N‘12’，这里N是观察数(J 毗e等，1985，P．319)。在样本中有476个观察值。在零假定下的标准偏误为0.046。因此，证据表明，在扰动中是存在暂时相关的，尽管oOLS仍然得出了对回归系数的无偏估计，们对估计系数的显著性检验却是无效的。

在一个具有未知时序间协方整的固定影响模型今，当时间区间固

定时是不可能得到单个的影响的一致估计数的。Kiefer(1980)提山，可以先通过分别减去回归和回归者的组平均数来消去单个的影响，然后用EGLS(估计的一般最小平方)来估计回归系数和渐进变异——协方差矩阵。用Kiefer的方法来估计等式(1)所得出的结果，见表5第(3)列的报告。正如所预期的，估计系数与没有多大不同，它们的相标准误差明显要小于OLS的标准误差，而对MP、GP、T的估计仍然不显著不为零。对资本的估计在0．05水平上是显著的(渐近t值＝1．85)。第(4)列报告了当不显著变量MPlGP和T省略时的估计，其估计结果与第(3)列基本相同。我们也格第(4)列的估计用于下一节的增长测算。⑩第(5)列报告了用K1efer的方法来估计等式(2)的结果。然而，bo、oP和T的估计系数要大子第(3)列的这些数字，它们事实上是非常显著的。

从表5第(3)、(4)、(5)列给出的证据，我们可以得出，

从生产队体制向HRs的转变，对农业增长具有正的显著放匝。这主要来自于总要女生产串的变化，国营牌价与市场价格的变化对农业增长也具有显著效应。不过，与制度改7P佰形相比，这些效应是通过对投入使用水平、作物失约皮(MLT)和作物构成[阳CA)的影响间接派生出来的。T的估计系数在第(3)列不显著，但在第(5)列则显著为正。达意味着，它在技术变迁中没有递增的趋势，但对19；o—U87年的农业产出增长有一个正的趋势。后一个趋势可能是由化肥等投入可得性的增加派生出来的。第(3)、(4)列的kIc州I NGcA的正

的显著估计标明，在投入和其他变量结定时，作物集约度或

非谷物作物比例助增加也会导致产出的增加。1978—1984年和1984—1987年

农业增长的源泉

本节试图评价改敢的各个方面以及投入的变化对1978一

1984年及198JPl987年问农业增长的相对贡献。表6A报

食了以表5第(4)列的农业生产函数估汁为基础的增长测算，

表6B报告了基于第(5)列估计的供给反应函数的增长测算。

在表6A中，产出增氏的来源分成三类：(1)常规投入的变

化；(2)由改革所致的生产率的变化；(3)以及无法解释的残

差。前两类再分成几项。在表6B中，产出增长的来源分庇

向HRs的转变，市场价格和国家牌价的变化，时间趋势，和

残差。

1978一U84年的总产出增长为42．23％．从表6A的测算我们发现，这一产出增长中有45．79％来源于投入的增加。

投入所致的增长的来源由，化肥使用的增加最重要，单此一

项就贡献了1978—1984年产出增长的约1／3(32．2％)。由劳

动和资本的增加所引起的增长，以及可耕地面积减少对增长的负面影响都很小，农村改革对1978—1984年的产出增长也

有显著贡献，各项改革所致的生产宰变化构成产出增长的48．64％。在各项改革中，从生产队体制向删的转变显然

是最重要的。仅制度改革一项就使产出增长了约46．89％，

大约相当于投入增加的总效应。另外两项一Mo和NGcA的变

化对增长的影响较小，一个为负，一个为正，它们可能部分

反映在计划与市场作用的改革效应上。在这一增良测算中，产出增长的5．57％是无法解释的残差，它可能代表了测算中

没有包括的技术变迁、气候和其他变量的影响。

尽管19；8一1981午间市场价格和国营牌价的变化对生

产率没有直接影响，但麦6B的增长测算则表明，国营牌价

对产出增长也具有臣苦影响——它可能是间接通过投入使

用、复种指数和什物组合来影响的。不过，1978一1964年间

的产出增长大约有15．98％可由此来解释。与供给反应函数

中估计的瞅s的贡献为42．20％相比，价格变化对产出增长

的影响并不特别引人注目。⑥

表6A和6B也试图解释1984年后产出增长为什么会放

慢。钉几个原因可能里对这一变化负责，如表6A所表明的，1978—1984年农业可观增长的主要原因是HRs的改革和化

学肥料的显著增加，因此，即便没有任何其他原因，HRs改革

在1983—1984年的完成，就使产出增长率下降至前期水平的

差不多一半。化肥投入的增长率也由1978—1984年的每年

8．96降至1984—1987年的每年3．7％。如果化肥继续以先

前的速度增加，它对产出增氏的贡献将为1984年水平的5．54％，而不是实际出现的2．26％。不仅如此，劳动力增长

率由1978—1984年的每年2．3％降至1984—1987年的每年8．96降至1984—1987年的每年3．7％。如果化肥继续以先

前的速度增加，它对产出增氏的贡献将为1984年水平的5．54％，而不是实际出现的2．26％。不仅如此，劳动力增长率由1978—1984年的每年2．3％降至1984—1987年的每年—8．66，劳动力的外溢一项就导致产出从1984年水平下降2．95％。表6B表明，国营牌价相对于投入价格的急剧下除可能是化肥使用减少和劳动力外溢的背后决定性因素。国营

牌价的变化使1987年的产出同1984年的水平相比下降5．04％，然而，国营牌价下降对产出增长的负而影响因市场价格的提高而得到补偿，它使1987年的产出水平比U84年

的产出水平提高了5．366．

V1．结论性评述

本文试图评估和验证中因各项改革对农业生产率增长的

影响。结果哀明，从生产队体制向阳s的转死是1978一lg34 年产出增长的主要源泉。我们也发巩作物类型从粮食作物向

非粮食作物的变化也具有正的影响，以复种指数衡量的什物

密集度的下降对1978—1984年的增氏具有负的影响，不过这两种效应在量上都非常小。经验结果也揭示出，国家牌价和

市场价格的变化对产出增长的效应，也是由它们对投入使用

水平、作物密集度和作物类型的影响间接派生出来的。1g78—19明年间投入使用的增路F不都是由于国营牌价的提高而来的，它们有部分是由于供给的改善所致，这正如供给反应函

数中的正的时间趋势所反映的。

值得注意的是，本文只是商量了职s改节的静凉影响。

事实上，这一制度改革对生产串的增氏也有动态影响。从生

产队体制向HR5的转变也提商了农民采用新技术的激励，因

此它可望加速新技术的扩散。在这一方面，册s对农业生

产率的增长也具有间接的动态的影响，本文没有对此加以衡

量(Lm，U90)。本研究也试图解释1984年后产出增长放侵的原因。除了

向11Rs转变所产生的一次性突发效应在1984年已释放完以

外，证据表明，劳动力的加速外溢和肥料使用增长率的急剧

下降也应对停滞负责，国家牌价的急剧下降可能是产生这两个越势的主型原因。

上面的结果防J’Ji助于增进我们对中国农村改革的理解

外，产们还有更j“泛的意义。大多数发展中国家所面临的一个

重要问题是，他们府如阿加速发轻他们的农此以支持工业化，

并满足出入口爆炸性增氏所边的对食物L1益增长的需求。小

规模的分散土地持啊制’———这是大多数入u密柒性发展中国

家的特征，常常被认为是机械化、灌溉、作物保护、投入的有效

配置等等的重大障碍。因旧，不仅在中国而旦在其他许多发

展中国家的许多政策制定者扣学者，都认为，集体农作是土

地集巾和生产率提高的一种吸引人的方式。不过，我们的结

果表明，家庭农场是发展小国家农业增长的更为适当的制度，

中国的未来改革应该加强刚刚建立起来的农户制度的地位．