地权稳定性和农户投资的实证分析

地权稳定性和农户投资的实证分析北京大学中国经济研究中心吴斌珍导师：林毅夫教授摘要84年后的农业增长率的急剧下降引起了产权改革是否是核心，是否要私有化的争论。其中投资是争论的焦点之一。但是不同的观点相对应的实证分析还没有得到一致的，令人信服的结论。本文系统的分析了地权稳定性对各种农业投资，特别是固定于土地的长期投资的影响，同时考察了其他一些因素的影响，尝试着对这场争论提出自己的见解。我们的理论模型指出地权的不稳定性抑制了长期投资，但对其他投资的影响随外生约束的变化会有所不同。小调的负面影响较小，而合适的补偿机制降低了大调的负面作用，其他因素对投资的影响方向也随约束条件的变化而变化。同时农业的低比较收益对投资有着双重的重要的负面影响。实证分析证实了地权的不稳定对长期投资显著的负面影响，而且大调的影响大，小调的影响小，也证实了补偿机制有正向作用。我们同时得到了：小调刺激了化肥的施用，也减少了农业劳动投入，而大调对两者的影响基本不显著。这种差异证实了约束条件的变化的重要影响，也暗示了农业的比较收益的重要性。另外我们还证实了非农就业机会，村组的相对应的长期投资都显著的降低了农户的长期投资，进而我们对产权核心论提出了质疑。关键词：地权稳定性，大调整，小调整，长期投资，短期投入，劳动投入，农家肥，农业比较收益，约束条件，村组投资，补偿机制，集体所有制，产权核心论引言70年代末以家庭承包责任制（HRS）为核心的农地制度改革以后，中国农村的土地制度安排发生了显著变化。农户享有了土地使用权和剩余收益权，同时他们也成为农业投资的主体。这种变革加上其它一些相应的改革极大的增强了农民农业生产的激励，带来农业空前的高速增长,78－84年，农业产值年均增长5.9%，HRS实施后的农业产量的大幅度上升使得学术界，政府对HRS给予了一致的认同，许多学者提出HRS的实施是农业增长的主要源泉见Lin,1992;MacMillian,Whalley,andZhu,1989。但是84年以后，农业增长的速度明显放慢，84－87年农业产值年均增长为1.4%见林毅夫，“中国的农村改革与农业增长”见Lin,1992;MacMillian,Whalley,andZhu,1989见林毅夫，“中国的农村改革与农业增长”，《制度、技术与中国农业发展》，三联书店见中国统计年鉴198519921999林毅夫（1992）指出农业增长的减慢主要因为改革产生的激励增加所具有的潜在收益已经耗竭，农业的进一步增长开始取决于农业发展的常规要素的投资，即投入品供给的增加和技术变迁。因此，分析影响中国农户投资的要素就很重要，并具有很强的政策意义林毅夫，“中国改革后决定农村投资与农民住房建设的因素”，《制度、技术与中国农业发展》，三联书店。的确，关于农业增长为何减缓的争论中，投资，尤其是长期投资被及于了极大的关注。这一关注是不无道理的，因为我们看到了农村的长期投资的急剧下降。首先是国家集体在农业上的财政投入在80年后急剧下降80,81两年分别下降了14%和26.5%，农业支出比例由79年的13.6%降到85年的7.7%，之后有所回升，波动很大。农户购买生产性固定资产投资开始时快速增加，但85年农户购买生产性固定资产投资的增长就下降，而后直到91年才超过85年的水平，农户购买生产性固定资产投资占总投资的比例也从84年的29.9%下降到了90年的11.5%，98年的10.4%林毅夫，“中国改革后决定农村投资与农民住房建设的因素”，《制度、技术与中国农业发展》，三联书店80,81两年分别下降了14%和26.5%，农业支出比例由79年的13.6%降到85年的7.7%，之后有所回升，波动很大中国统计年鉴1986,1992,1999但我们有必要指出：85－90期间，化肥的增长率也放缓，机耕面积，灌溉面积85－90年的增长率比79－85要高。而85年是一个比较特殊的年份，机耕面积，灌溉面积，购买生产性固定机械投资都出现了下降，之后又开始回升。(79－85年化肥的增长率8.7%，而85－95期间为7.3%；灌溉面积79－85增长率-0.4%85－95年为1.1%；机耕面积79－85年增长率-3.3%，85－90年为7.0%)。根据和中国统计年鉴869298计算得到。Wen(1995)否定了住房投资在生产队时期受到过渡压制，60年代早期的生育高峰，已经住房的高收入弹性等假说，提出土地不稳定性是农户长期投资下降的主要原因，同时刺激了住房投资的增加；但Feder,etc(1992)的计量模型发现地权对住房投资的影响并不显著。同时，固定于土地的长期投资也在减少。水井的数目在实行HRS后就没有增加过Stone,(1988),Wen(1995)。89年全国绿肥面积下降到了6千万亩，占耕地的4%，比85年减少900多万亩，比70年代中期下降了70%《农民与土地》－历史.现实.未来，《中国农业投入问题研究》，Wen(1995)。中国农业科学院的调查显示中国土壤的有机质含量在下降Stone,(1988),Wen(1995)《农民与土地》－历史.现实.未来，《中国农业投入问题研究》，Wen(1995)(人民日报海外版，1988/1/28)(人民日报海外版，1988/6/15)(《中国土地问题的研究》)投资的下降以及其他一些问题使得学术界和政策界对于地权制度的影响和效率张开了激烈的争论Wen(1995)指出，农家肥施用量的下降和化肥的上升，有效灌溉面积的下降，机耕面积的下降都表明了农民固定于土地的长期投资的下降,同时将其归咎于地权的不稳定。Kung等认为这一说法是站不住脚的。机耕面积在85年下降后又在86年后开始增加。而水库的失修，灌溉面积的下降是由于实行HRS后，集体不能再强迫农民进行无偿的公益劳动。而农家肥的总量还是在上升的，只是比例下降了(从1975年的约70%降到了90年代的少于40%)但比例的下降是农业转型中的一种普遍规律，并不能简单归于地权的不稳定，劳动力的影子价格的上升是比例下降的重要原因。而化肥的增加同时还由于供给的增加从而价格的下降，更由于其节约劳动的特点，以及对产量的极大刺激作用。。一派认为地权制度是农村问题的核心，迫切需要改革。土地的集体所有引起的不断调整，各种权力的限制导致农民的地权的不稳定和不完整，直接导致了农民投资积极性特别是长期投资的下降。他们还认为八十年代后期的农业增长停滞是地权的不稳定，也即产权改革不彻底的结果，其政策建议是推行土地私有化Wen1995,YaoandCarter,1996;RozelleandLi,1998;Zhou,1994;Federet.al.,1992;Johnson,1995;Prosterman,Hanstad,andLi,1996，AnningWei(1997)Wen(1995)指出，农家肥施用量的下降和化肥的上升，有效灌溉面积的下降，机耕面积的下降都表明了农民固定于土地的长期投资的下降,同时将其归咎于地权的不稳定。Kung等认为这一说法是站不住脚的。机耕面积在85年下降后又在86年后开始增加。而水库的失修，灌溉面积的下降是由于实行HRS后，集体不能再强迫农民进行无偿的公益劳动。而农家肥的总量还是在上升的，只是比例下降了(从1975年的约70%降到了90年代的少于40%)但比例的下降是农业转型中的一种普遍规律，并不能简单归于地权的不稳定，劳动力的影子价格的上升是比例下降的重要原因。而化肥的增加同时还由于供给的增加从而价格的下降，更由于其节约劳动的特点，以及对产量的极大刺激作用。Wen1995,YaoandCarter,1996;RozelleandLi,1998;Zhou,1994;Federet.al.,1992;Johnson,1995;Prosterman,Hanstad,andLi,1996，AnningWei(1997)，Prosterman(1994)Kung,1995;KungandLiu,1996;Dong,1996，蒋中一、陈子光1997林等提出78-84年，机耕面积下降，化肥的使用的增加，这是由于生产队体制向家庭责任制体制变迁，使得劳动的有效供给大大增加，对劳动替代性的需求下降，对土地的需求(在土地无法增加的情况下，对其他可增进土地生产力的要素的需求)上升。而85年之后的农业产出的下降则是因为向HRS转变所产生的一次性突发效应在84年已释放完以外，国家牌价的急剧下降是主要原因(可能也是劳动力的加剧外溢和肥料使用增长率急剧下降的原因)。三个层次的分歧争论并不是简单的支持私有化还是反对私有化，事实上有几个不同层次的分歧。以下我们分析不同层次的问题，同时用农业研究中心在99年8月份的调查资料来简单考察各个问题这次的调查涉及了全国6个省(河北、陕西、安徽、湖南、四川和浙江)12个县36个村824户，取样兼顾了东、中、西部地区。。这次的调查涉及了全国6个省(河北、陕西、安徽、湖南、四川和浙江)12个县36个村824户，取样兼顾了东、中、西部地区。地权是否稳定？首先是地权是否稳定的争论。支持私有制的人认为地权是不稳定的。许多次调查的结果加强了人们的这种认识除了文中给出的调查，还有一6省56个村的调查发现78.5%的样本村平均4年调整一次(蒋中一、陈子光,1997)。1992年湖南四川的400户农户的调查表明近89%的样本村曾调整过土地(Kung，1995)；。1988年的全国性的调查（300个村）显示：95%的农村在实行HRS后实行过调整，平均3.1年一次。从此有所谓的五年一大调，三年一小调的说法(Yang，1995；Kung，1994)。1994年国务院的发展研究中心关于浙江，河南，吉林，江西的80个村的调查表明大约70%的样本村曾调整过土地。尽管93年中国政府要求土地承包期延长30年不变，禁止因为人口的变化而大调整。但是调查显示到96年底，只有约一半的村完成了延长承包期限的工作，而且其中只有20%和中央政府要求的一致是30年的承包期，其余的多是10年，5年，甚至更短南方日报除了文中给出的调查，还有一6省56个村的调查发现78.5%的样本村平均4年调整一次(蒋中一、陈子光,1997)。1992年湖南四川的400户农户的调查表明近89%的样本村曾调整过土地(Kung，1995)；南方日报，1997，5/2p.10.但是Kung等怀疑土地调整的规模和效应被人为的夸大了。在94年80个村的调查中的多一半的农户拥有同一块地的时间达7年以上，到93年底所有村平均只调了1.5次，而且在所实行的调整中，近70%的调整只涉及了那些人口有变化的农户调整方式本身对农户地稳定性地感觉的影响是不同的。Kung(2000)，指出经历大调整全村农户和地块打乱重分和全组农户和地块打乱重分)的农户比没有经历大调整的农户觉得现有土地的稳定性(在本轮承包期内不会被收回)和土地将来的稳定性(本轮承包期后还能拥有现有地块)都更差。。同时他们指出农民对土地投入的积极性不纯粹取决于使用权的稳定与否，真正影响大的是农民对将来地权稳定性作出的预期。而预期和调整的关系并不明确Kung(2000)发现以前调整过土地的农户和未调整过土地的农户对现有土地是否稳定和土地将来是否稳定的回答上没有系统的差别。调整方式本身对农户地稳定性地感觉的影响是不同的。Kung(2000)，指出经历大调整全村农户和地块打乱重分和全组农户和地块打乱重分)的农户比没有经历大调整的农户觉得现有土地的稳定性(在本轮承包期内不会被收回)和土地将来的稳定性(本轮承包期后还能拥有现有地块)都更差。Kung(2000)发现以前调整过土地的农户和未调整过土地的农户对现有土地是否稳定和土地将来是否稳定的回答上没有系统的差别。我们的资料给出了村，组，农户三级的调整次数和调整形式。我们发现一个村内组和组的调整次数也有所差别。附表1给出了组的调整次数，附表2给出了调整频率分布。其中的大调整是指把集体的土地按合法人口重新分配，即动面积又动地块，小调整是部分土地在部分农户间的重新分配。小调整有多种形式，有的预留机动地，通过机动地进行小调整；有的在人口增减户中对调，有的用推移法，有的实行动帐不动地。首先我们发现样本组之间的差别很大（方差很大），依大调为例，一直都没有经历大调的组占到了33.3%,但是大调整2次以上的也占到了32.3%。其次就平均而言，调整还是很频繁的，但平均的6次调整中5次都是小调整，而小调整的平均涉及人口和面积分别只有42%和14%（见附表3）。组里给出的小调整的频繁程度是惊人的（调整10次以上竟占到了20.8%），但是我们也看到农户经历的小调整并不多（见附表4），平均只有1次，比大调整还少。农户经历的大小调的比例关系，我们的数据和1994的调查有非常类似的结论朱明，尉安宁通过94年的四省调查数据发现在农户土地调整的三种形式中，所有土地全部打乱充分的占了57.6%，只调整人口发生过变化的农户的土地的占40%，动帐不动地占0.2%,朱明，尉安宁通过94年的四省调查数据发现在农户土地调整的三种形式中，所有土地全部打乱充分的占了57.6%，只调整人口发生过变化的农户的土地的占40%，动帐不动地占0.2%,其他占2.1%。如果看农户的预期，发现多数农户预计到土地调整还将继续，而且预计2－5年的时间间隔的人最多（附表5），但是这里没有区分大小调。通过和农户经历的大小调次数和组给出的大小调的次数的相关分析中看到，时间间隔和小调的相关性都是显著的，而和大调的关系不太显著。这样可以初步判断这主要是针对小调的预期。必须注意到土地调整是农民自我选择的结果，虽然以前有些学者认为土地调整是干部的行为，但是我们的调查（见附表6，附表7）和其他几次调查都表明土地调整是农民所普遍认可，而且是自身有这样的要求的。如果是自我选择的，那么调整的同时必定会考虑到调整的成本和收益。学术界认识到，调地的收益有所谓的保障作用，公平的心理满足，同时某些调整方式可以用以增加农业生产效率，完成上级的任务等。而成本就有组织管理成本，还有农业效率的损失，包括土地长期投资的损失，阻碍土地流转等。农民可以通过改变调整方式来增加收益，减少成本。因此虽然调整频繁，我们有理由相信所谓的损失不会超过农民的承受能力。从表里我们可以看到农户主要都倾向于根据人口变化调整，而在此基础上农民还是有意识，有要求加强土地的稳定性。农户普遍偏好6年以上的承包期。认为应该实行永久性的承包期的比例也较高从一个侧面说明农户并不偏好于大调整。Kung，Liu也指出村干部和农户对这些成本都是有所意识的，并尽力降低调整的成本（Kung&Liu1997）。这对稳定性产生什么影响还有待于研究。地权对土地长期投资的影响有多大，是否是主要因素？第二个层次的分歧在于地权对土地长期投资的影响有多大？除少部分学者对地权对土地长期投资的负面影响持怀疑态度外，这一关系得到了基本的认同。湄潭是一个比较好的案例在湄潭，在1987年前，农户很少投资于terracedfields,即使他们的非农就要机会很少，而在87年后，湄潭实行了增人不增地，减人不减地地政策，87－90年，谷地(paddyland)A级的地和B级的地分别增加了2.27%和4.07%。而C级地减少了6.04%。旱地也有类似的地质变好的变化，有机肥的施用量90年比87年增加了55%。(Zhou1994；Gu，1993)。在湄潭，在1987年前，农户很少投资于terracedfields,即使他们的非农就要机会很少，而在87年后，湄潭实行了增人不增地，减人不减地地政策，87－90年，谷地(paddyland)A级的地和B级的地分别增加了2.27%和4.07%。而C级地减少了6.04%。旱地也有类似的地质变好的变化，有机肥的施用量90年比87年增加了55%。(Zhou1994；Gu，1993)耕地的承包期越长，你对土地的投入会越多吗？会可能会不会不知道71.8%5.6%20.3%2.1%但是一个同等重要的问题是：地权稳定性是否是主要因素，关键的因素，其影响程度有多大？支持私有化的人认为地权的不稳定是主要因素，影响很大，而反对私有化的人则认为影响因素是多方面的，而产权不是主要的，影响也不大。作者认为影响土地投资的还有以下几种因素：投资需要在中国，农民耕作的土地基本上是已经开发的土地，对长期投资的需求不是很强。同时在人民公社时期的大量的集体投资为农业的发展奠定了一定的基础。到了家庭承包责任制，农户虽然成为了投资的主体，但是一方面农民仍可以利于集体时期留下的‘公共设施’。另一方面，集体仍组织着不少的长期投资，尤其是水利等基础建设。我们的样本村中提供统一灌溉的有47%，统一进行水利设施建设的有61%。这种安排对于小规模农业而言不失为一种好的习惯。毕竟农民受资金的限制，缺乏独自进行大的长期投资的能力，同时由于土地规模的限制，不少土地固定投资也不适合让农民个人进行投资。农民也有集体投资的预期。这种集体投资和农户投资之间的关系，以及小规模农业形成的投资行为无疑是有别于农民企业家进行大片开荒以及西方大农场经营行为的，也同时会影响产权制度改革引起的效果的差别。从我们的数据来看，有长期资金类投资的农户的确很少，修水沟，修水渠的几乎没有，即使在那些集体没有做这种投资的地方。村组的投资集中在修引、排水沟，修水塘，打井，修排灌站。在集体投资中有不少农户参与的集资或参与的义务工，但这种农户投资不受稳定性影响。在集体投资少的长期投资上，农户还是做了一些投资，特别是要求资金少，规模损失不大的投资，其中施农家肥的施用还是比较普遍的现象龚启圣，刘守英(1996)指出目前的土地制度下，即使农户认为将来的地权不够稳定，农民一般不会在一轮土地来临前放弃对现有土地做合理的投入，如农家肥。。见表1，2。龚启圣，刘守英(1996)指出目前的土地制度下，即使农户认为将来的地权不够稳定，农民一般不会在一轮土地来临前放弃对现有土地做合理的投入，如农家肥。表1.94年以来的长期投资或投工值大于0的农户数(总样本771)绿肥农家肥打井机井维修平整土地改良土壤修梯田其他数量投工日数量投工日数量投工日投资额数量投工日投资额数量投工日投资额数量投工日投资额数量投工日投资额数量投工日投资额47375664215139502114033616164440171820表2.村组投资值大于0的数目打井修排灌站修引、排水沟修水坝修水塘平整土地、梯田土壤改良亩均平均标准差大于0的组的数目(样本数96)数量1493421521投工7728213211.082.62上级拨款124211013.8578.06村组投资548161022.31149.84农户投资177170120.3554.00大于0的村的数目(样本数36)数量125245541投工831635312.424.82上级拨款6311420022.1948.13村组投资549331038.84154.66农户投资826331014.5237.20投资效益投资效益无疑是决定投资的一个重要因素杜鹰在中国农村土地制度国际研讨会上提出农民的投资预期不仅仅是地权稳定性的问题，更大的是投资效益的问题。还有一个问题是规模问题。。首先重要的是农业的比较收益。其次是各个投资本身的生产率的问题。低的比较收益促使农民将更多的资源用于非农业，即使非农业的投资或就业机会有限时，低的比较收益也促使农户行为短期化，降低长期投资，它同时意味着农户（的投资行为）对非农就业机会，非农投资机会的敏感性。Lin（1992）就提出84年产出放慢的原因除了HRS转变的效应释放完以外，劳动力的加剧外溢和化肥使用增长的下降也应对停滞负责，而国家牌价的急剧下降可能是产生这两个趋势的主要原因。国家牌价背后的隐含就是农业的比较收益。我们的调查显示，就98年农户的主要作物而言，化肥及各种费的开支占到了总产值的40%以上，亩均净产值只有403元，如果考虑用工的价值（用当地小工工资来衡量），亩均净产值竟然是负的（不过各地差异比较大）。如果再考虑到长期投资，长期投工，以及负担支出，收益就更少了。同时我们看到，98年非农收入占总收入的比例比非农劳动天数和劳动力的比例都要高（见表3）。杜鹰在中国农村土地制度国际研讨会上提出农民的投资预期不仅仅是地权稳定性的问题，更大的是投资效益的问题。还有一个问题是规模问题。表3.农业的支出比例，净产值 VariableNMeanStdDevMinimumMaximum主要作物的化肥占总产值的比例7350.210.1301.94主要作物的化肥及各种费占总产值的比例7610.40.220.012.79粮食作物的化肥及各种费占总产值的比例7150.400.220.032.10亩均用工量(播种面积)74019.414.00.7791.8主要作物亩均净产值(播种面积)740403303-2173704主要作物亩均净产值(减去用工)685-64390-2641120794年以来的长期投资额58370.08772.2201680094年以来的长期投工日5894.4921.890240非农收入占总收入的比例8070.510.69017.73非农劳动天数占总天数的比例8230.410.3201非农劳动力占总劳动力的比例8240.40.3401亩均负担(不包括两工)82492540322亩均负担(包括两工)82416920801736负担占纯收入比重(不包括两工)7990.131.17032.9对于各个投资的生产率，Yao等的提出农家肥、水利投资等在目前的技术条件下对产量的贡献很小，对增产起决定性作用的是土地面积、人力投入和化肥施用量（姚洋1998）。因此在农户追求产量最大化的情况下，对投资贡献小的投资自然就会下降。这种下降并不受地权不稳定性的影响规模问题也是投资效益的问题。虽然农业的所谓规模经济在学术界还存在不少争议,但土地的过分细碎化，分散化无疑对规模性投资如生产性机械持有量，打井等会产生较大影响。从数据上可以明显的看到细碎化的趋势。84年全国户均耕地8.35亩，平均9.7块，块均0.86亩,从我们这次调查的数据看,98年河北、陕西、安徽、湖南、四川、浙江六省户均2.446亩，平均4.92块，块均0.497亩。规模问题和稳定性问题有所关联。土地调整中小调往往加强细碎化，分散化，而大调则反之，而且根源都来自于土地的集体所有制。但是规模影响土地投资的途径并不和稳定性有关。负担问题从某种角度而言也是投资效益的问题。首先是农户作物选择的限制和定购任务85年,国家取消对粮食的统购政策，92年取消了粮食的统销政策，但直至今天,一些地方，特别是主产区的粮油等主要农产品还有不少定购任务。有些地方还强制农户种植某种作物。。在这次调查中,回答集体曾要求必须种植某种作物的农户占20.4%，而96年后还受到这种强制的农户占到了15%，而且其中91.8%的农户按要求种了。而定购任务占粮食总产出的12%。这种外生约束势必使得农户不能实行最充分的资源优化，也就影响了农户的边际收益率。其次的负担是各种税费。这种负担不仅使本来现金收入就很低的农民能用于投资的资金更加减少，同时如果负担随地走，那么这样的负担还使得农户不愿意耕地，进而降低了农业投资的积85年,国家取消对粮食的统购政策，92年取消了粮食的统销政策，但直至今天,一些地方，特别是主产区的粮油等主要农产品还有不少定购任务。有些地方还强制农户种植某种作物。非农就业机会非农就业有两种影响，一种是静态的，即当期使农户将更多的资源用于的非农业，而减少的农业投入，这种竞争不仅是劳动力的竞争，也有资金的竞争，如果是兼业的话，会增强农业粗放经营的倾向。另一种影响是动态的。如果农户预期下一期可以找到一份非农工作而减少甚至放弃种植业，那么当期的长期投资的未来价值就下降了，所以当前的选择就是减少长期投资。除非有非常完善的土地市场，农民可以将当期的长期投资未来收益在交易中兑现，这种影响对固定于土地和不固定于土地的长期投资都有影响。姚洋等将这种效应称为投资反悔效应（姚洋1999）。这和前面提到的“低的比较收益促使农民在有非农业的投资或就业机会有限时的行为短期化”的含义是一致的。虽然我们的取样偏于纯农户，但是我们也看到无论是用非农劳动力的比例还是用劳动天数的比例计算的样本户的非农就业机会超过了30%（见表3）。这里我们还没有考虑家庭副业（我们的样本显示家庭副业的收入已占到总收入的16%）。所以非农就业机会对投资的影响必须给以足够的重视。投资补偿前面曾提到，农民可以通过调整方式的变化来增加调整收益，减少调整成本。在处理长期投资的问题上，农民有两种方式来减少个人的损失，同时减少调整的阻力。一方面选择小调，另一方面可以对有投资的农户进行补偿，这种补偿即可能通过物质补偿，也可能通过调整可能性的变化来实行。如何补偿足够，那么即使是大调整，对投资的影响也不会太大。同时我们发现农户之间的信息不对称问题并不严重，农户之间存在着较好的监督。当前的土地投资可以在下一轮调地中加以考虑，一个对土地做了许多长期投资的农户有可能在下一轮调地的时候得到相应的照顾，比如分到较好的地，或者对其实行小调，同样那些对土地进行掠夺性经营地农户在下次调地的时候会受到惩罚。我们发现在问及“如果你知道明年某块地要调出去，你在这块地上施农家肥的情况会是”的问题时，有不少人回答不变，其中有人给出的原因是：不施下一轮可能会分到差地Kung等也在江苏省洪泽县96年的调查中发现这样一个案例:调地的时候，一些农户反对另一户人家参与重新调整，因为地在其耕作的时期被破坏。(Kung2000)。另外，农民对“如果你在土地上作了长期投资，你认为大调时你是否应有优先权保留这块地”问题的回答中，有76.5%的人回答是，从中可以看到，农民是有再分配中考虑原来投资的补偿意识的。Kung等也在江苏省洪泽县96年的调查中发现这样一个案例:调地的时候，一些农户反对另一户人家参与重新调整，因为地在其耕作的时期被破坏。(Kung2000)土地市场可以折现固定于土地的长期投资的土地市场的存在除了降低前面提到的投资后悔效应外，还有静态的将土地配置到最能发挥其效益的农户的作用，从而实现社会最优的投资水平，对农户投资强度的影响应农户原来的资源限制而不同姚(1998)提出土地的自由转让可以缩小农户之间在劳动力和土地投资强度方面的差距，可以提高资源配置效率。但是农村的土地市场发育并不完善，转出的比例大大低于转入的比例其中的一个原因是许多农民宁愿粗放经营也不愿转出土地(土地的口粮和保险功能)，转入户的许多土地是从集体那里转入的。另一个原因可能是对转入限制少，转出限制多。不同的原因对于土地市场对长期投资的影响可能很不一样。如果这种转出的低比例是因为农民不愿意失去土地(市场本身没有进入限制)，则投资后悔效应应该很小，因为转出的可能性是很大的，但是如果这种转出的低比例是由人为的限制造成的，那么结果可能相反。（见附表8）。而且土地转让基本是短期的（转让期限1年的占44.1%，没有确定的占34.7%，6年以上的占5.1%）。姚(1998)提出土地的自由转让可以缩小农户之间在劳动力和土地投资强度方面的差距，可以提高资源配置效率其中的一个原因是许多农民宁愿粗放经营也不愿转出土地(土地的口粮和保险功能)，转入户的许多土地是从集体那里转入的。另一个原因可能是对转入限制少，转出限制多。不同的原因对于土地市场对长期投资的影响可能很不一样。如果这种转出的低比例是因为农民不愿意失去土地(市场本身没有进入限制)，则投资后悔效应应该很小，因为转出的可能性是很大的，但是如果这种转出的低比例是由人为的限制造成的，那么结果可能相反。在缺乏土地市场的时候，某些形式的土地调整起着类似的资源调整的作用。调查表明，并不是所有的调整都是效率损失的。样本组中，有13.6%的组是因为地块过于零碎而大调的，另有6%是因为规模经营而大调，这种调整在一定程度上充当了不完善的土地市场的作用。这样的调整对土地投资的影响还需进一步的研究94年的四省的调查显示浙江省的农户(65%)更希望承包期更短一些(5年或更少)。其中一个原因就是短的承包期可以使得土地随着人口变化和农户的需要灵活变化。有7.5%的村调整的原因是劳动力外出、地块太分散，以及培养大农场。这些被认为是有利于提高效率的调整。Kung(2000)。94年的四省的调查显示浙江省的农户(65%)更希望承包期更短一些(5年或更少)。其中一个原因就是短的承包期可以使得土地随着人口变化和农户的需要灵活变化。有7.5%的村调整的原因是劳动力外出、地块太分散，以及培养大农场。这些被认为是有利于提高效率的调整。Kung(2000)。可见，影响土地长期投资的因素非常之多Feder1992提出的模型指出了地权通过三种渠道影响投资，除了前面提到的地权稳定性对投资激励的影响和土地市场的影响外，还有土地的抵押价值对投资的影响。既土地越稳定，抵押价值越大，农民更容易得到资金进行投资。中国农村的土地抵押信贷非常少，这种影响几乎可以忽略。或许土地由集体所有转为私有，土地规模有所扩大时，这种影响会凸现出来。，Feder1992提出的模型指出了地权通过三种渠道影响投资，除了前面提到的地权稳定性对投资激励的影响和土地市场的影响外，还有土地的抵押价值对投资的影响。既土地越稳定，抵押价值越大，农民更容易得到资金进行投资。中国农村的土地抵押信贷非常少，这种影响几乎可以忽略。或许土地由集体所有转为私有，土地规模有所扩大时，这种影响会凸现出来。地权对产量的影响？最后的分歧在于地权对产量的影响。赞成私有化的人认为80年代后期的减产由地权制度导致的长期投资的下降引起。虽然地权的不稳定性影响了固定于土地的长期投资，但是影响农业产量的还有其他一些投资，包括短期的与土地相关的投资（例如化肥），生产机械投资，以及农业劳动投入。这些投资之间替代或互补的关系使得某种投资对外生变量变化的反应会因为其他投资的反应的不同而不同。在资金没有外流到非农投资的情况下,固定于土地的长期投资的下降很可能伴随着其他资金投资的增加，因此农业的总产量很可能并没有太大的损失。一些实证研究已经证实了这一点（Carter，Yao，1998；Jacoby,GuoLi,Rozelle,1998）。已经有不少的文章围绕地权稳定性对长期投资的影响问题做了研究（Brandt,Huang,Li,andRozelle,2000）。理论上,最早由Alchian,Demsetz1972提出地权对投资激励的影响。而后Feder(1992),Wen（1995）,Yao（1996）等都做过证明，认为不稳定的地权降低了与土地相关的长期投资的预期回报率，从而导致这些投资的下降,但是都是单一的针对长期投资或劳动力或两者，没有将短期的受稳定性影响很少的投资考虑在内；实证分析方面，对于非洲传统农地制度的研究没有给出一个满意的答案（BruceetaL.,1995），而对中国的这一问题的研究也还存在不少分歧。本文试图建立一个更加系统的理论模型来分析地权制度以及其他因素对农户长期投资和其他投资行为的影响，同时还将分析对产量的影响。在理论基础上，我们做了系统的实证分析。文章安排如下：第二节提出基本的理论模型；第三节进行计量检验；第四节是计量结果分析；最后是本文的结论和政策建议。理论模型模型和基本结论假设农户追求收入最大化，这个收入即包括现金收入，又包括一些无形资产如土地的肥力等，这些无形资产在有交易市场时可以折现成现金。农民在第一期做出投资选择追求当期收益和以后收益折现之和最大化。农户有多种投资选择:农业投资和非农投资，前者包括短期的与土地相关的投资Id，长期的与土地相关的投入Ic，农业生产机械投资Im，非农投资是S=A-Ic-Id－Im，A为除去消费的可支配收入，可以是储蓄或者借贷。另外还有劳动的分配,设用于农业的劳动时间表示为L，用于非农的劳动时间为是农户的劳动时间禀赋（我们假设农民用尽其劳动禀赋），同时如果有土地市场，农户还可以选择耕作面积T，（出租，为分得的土地）。土地调整影响农业投资的预期投资回报率，从而影响当期投资，但这种影响只限于功效超过一年的中长期投资，我们简称为长期投资。由于长期投资的收益延伸到现期生产以后的时期，农户在即期决定该期的投资量时就必须考虑投资在以后各期的边际收益折现。这对固定于土地的长期投资Ic的影响尤其显著。对于生产机械投资，由于在调整前后始终归个人所有，所以不管调地与否，Im都能发挥作用，但是各种农业投资之间有互补或替代关系，因此土地调整会通过影响固定于土地的长期投资而影响了其它农业投资，农用生产机械投资是其中的一种。非农投资因为与农业投资在资金上的竞争关系也会受到影响。我们首先考虑没有土地市场的情况，此时农户耕作所有的土地，同时为简单起见，我们先不考虑机械投资。考虑到调整的多样性，以及不同的调整的影响不同，我们对于调整形式做了大调（农民失去第一期的土地）和小调（第一期的土地部分调整）的区分，同时引入随投资变化的补偿。同时我们引入村组的投资，来考虑投资需要的因素。投资效益中指出的规模问题，负担问题，我们会在后面加以说明。下面是模型的数学形式：其中是农业生产函数，是二阶可微的凹函数，一阶导为正，二阶导为负，交叉导数为正。R是资金的机会成本，（如果是借贷就是利率，如果是非农投资，就是非农投资的平均收益率），w为非农工资，Ic0是由村组投资形成的农户土地上的长期投资。为第一期分到的土地。各项投资都是有风险的，我们这里所用的回报率包含了风险的因素，即R，w都是含风险的真实净收益率。产出都用价值来衡量，即设价格都为1。对于不稳定性，农户在当期并不知下期是否调地，只是有一预期，我们将对下期土地打乱重分的预期概率表示为P，小调的概率表示为P1。这样土地没有变动的概率就是1－P－P1。当土地在第二期没有变动时，农户当前投资延伸到下期的资本存量的价值为，这一价值函数类似于最优化的价值函数（可以写成），这一价值在农户的继续耕种中得到体现，如果有土地市场，还可以通过市场交易折现成现金。如果第二期进行小调，那么如果该农户的人口增长率n小于村的人口增长率m,这家将被小调出一部分的土地，其土地只留下了，相应的其长期资本存量也只有，（这里的一个隐含假设是Ic是均匀分别的，现实中由于地块多，可能小调没有造成损失），因此相应的价值为，对于那些n>m的农户，小调并没有什么损失，所以其结果等同于小调的概率为0。如果是打乱重分，农户土地上的长期投资也随之损失，但是会得到一份补偿,假设这份补偿是Ic的增函数，>0,<0。我们也假设是二阶可微的凹函数，一阶导为正，二阶导为负。以前的模型大都以土地的调整减少了农业产出来引入不稳定的影响，但这与现实不是很符合，一般调地后原有的土地的产出仍归原主所有,因此当期投资的当期产出是几乎可以完全兑现的。我们这里的损失缘自<,，以及边际损失。农户的选择受到三种约束，一种是资金约束，即预算约束，我们可以把S＝A－Ic-Id看成是借贷，其上限是S0，所以这一约束又可称为信贷约束。不过同样的道理可以用于非农投资。第二种是非农就业的约束，即农户用于非农劳动的劳动量收到一个固定量C的约束。还有就是所谓的定购约束，农民的产出不能低于Y0。资金约束紧即:A-Ic-Id=-S0,对应的是机会成本不大于农业收益的情况，此时农户会借款直至最大限额,并用借的款投资于有农业。而当约束松时，A-Ic-Id>-S0，农业的各个资金项投资的收益率就等于其机会成本R。表示非农就业的约束是紧的,此时即使非农就业的工资比农业劳动的边际生产率高,农户也不能再转移劳动力,此时有0Y/Lw1,极端情况，农户将尽可能的使用劳动直至Y/L=0(因为我们假设劳动不产生负效应)。则表明农户还可以向外转移劳动力，这样就有Y/L=w1。Y>Y0表示农民的最优生产量在粮食定购量之上，使用权的限制不起作用。当Y＝Y0，使用权的限制起作用，则即使农户的最优生产量低于粮食定购量，农户仍须将一定量的资源用于农业生产,此时农户只是选择各种投资以最低的成本来实现Y0,因此这一限制对资金类投资的影响和资金约束类似,对劳动力投入的影响和非农就业约束类似。可以汇总如下：资金约束紧A-Ic-Id=-S0R资金约束松A-Ic-Id>-S0=R非农就业约束紧0w1非农就业约束松=w1其中,是短期投入的资金回报率，也代表了农业的资金回报率先假设约束（3）（4）是松的,有一阶条件和库恩塔克条件：比较没有不稳定性式的一阶条件很容易看出，不稳定性引起的影响体现在，即它减少了农户的长期投资的总的边际报酬,因此农户将降低长期投资以提高边际报酬率,在没有资金约束时,其报酬率最终等于R。同时我们看到降低了大调p的损失，小调本身是负向的影响，但比V21本身造成的损失要少。对一阶条件再对外生变量求导，我们可以得到各种投资对大调概率，小调概率，村组的长期投资，以及对工资的变化。同时根据Y/p=Yc*Ic/p+Yd*Id/p+Yl*L/p，我们可以得到产量的变化率。我们将其汇总如表4，具体证明请看附录：表4.模型的基本结论约束条件状态内生变量的变化外生变量的变化长期投资Ic短期投入Id劳动力投入L非农投资A-Ic-Id产量YA-Ic-Id>-S0大调的概率p–––+–村组投资Ic0–++不一定–非农工资w1–––+–A-Ic-Id=-S0大调的概率p–+Ycl>Ydl-Ycl<Ydl+0不一定村组投资Ic0–++0不一定非农工资w1Ycl>Ydl－Ycl<Ydl+Ycl>Ydl+Ycl<Ydl－–0不一定财富A+++0+A-Ic-Id>-S0对w1的导数为0大调的概率p––0+–村组投资Ic0–+0+不一定–––+–A-Ic-Id=-S0对w1的导数为0大调的概率p–+00不一定村组投资Ic0–+00Yc>Yd+Yc<Yd－财富A++00+–+–0不一定注1．在有资金约束时，Ic和Id对p,Ic0,C的变化互为相反数注2．A,约束状态变化,农业投资增加，直到Yd=R,之后不变注3．C,约束状态变化,农业投入减少，直到YL=w1,之后不变我们看到在不同的约束下，只有长期投资随不稳定性变化和随村组投资的变化的负号相同，其他投资的变化则不一样。必须注意到，当约束条件状态从一种变成另一种时，其他投资的变化可能就不确定了。比如大调的p足够大，使得Ic下降很多，并使状态由A-Ic-Id=-S0变成A-Ic-Id>-S0(R变成＝R),Id的最后的变化就是不确定的(具体请见本章的第二节)。长期投资对不稳定性的反应虽然都是负号，但大小也不一样，明显的在两种约束都松的时候，绝对值最大，而在两种约束都紧的时候，绝对值最小。这种对约束条件的敏感性引起我们对农业投资效益的关注。首先，资金的农业比较收益低意味着初始时有<R，那么农户自然选择减少农业投资，直到最终有达到＝R（我们排除资金的流出也受到类似于非农就业约束的上限的可能）。劳动力的农业比较利益低类似于初始时有<w1。我们同时要强调的是，农业的资金比较利益的差别的一个重要含义是约束状态的差别。资金的农业比较利益低，意味着第一种约束状态，在这个状态中短期投入对稳定性的反应为负，而且长期投入对稳定性的负向反应最强烈,同时这种状态不可能因为稳定性的影响提升到第二种状态。而资金的农业比较利益高，意味着第二种约束状态，这里短期投入对稳定性的影响为正，不稳定性对长期投资的负向作用也比较弱，但是第二种约束状态可以会因为不稳定性p的影响转变成第一种状态。对劳动力的影响也可以类似的分析。所以比较收益在对投资，以及对投资受稳定性的影响上充当着非常重要的角色。79－84年，同样有不稳定性，但化肥增加迅速，而84年后在国家牌价急剧下降，农业比较收益急剧下降后，化肥的使用也开始减缓，我们这里提供了一种解释。除了农业资金比较收益本身，A和S0的变化也会引起状态的变化，其影响如表中所述。负担的影响有一些特殊。如果负担是一固定的资金支出，那么它和A下降的情况类似。如果原来资金富裕，而且在负担支出仍然富裕，那么这种负担不会影响投资的选择。但是如果资金原来就是紧张的，或者原来的富裕因负担的支出而变为紧张，那么负担将会导致农业资金类投资的下降。另一方面，如果负担降低了资金或者劳动的农业比较收益，那么其对投资产生的负向影响和前面所说的类似。如果规模的问题降低了边际生产率，同样也不难分析其负向的作用。下面两个图示意了表格中的不同状态即农业比较收益的不同情况下资金投资随稳定性的变化。状态一代表资金富裕，非农就业机会充分的约束状态，资金的农业比较收益低，劳力的农业比较收益高也对应于这种状态。二代表资金紧张，非农就业充分的状态，同样对应了资金比较收益高，劳力农业比较收益高的情形。以下类似。从不同的斜率大小和正负方向我们可以看到差异所在。箭头表明了农业资金回报高于R的状态（二，四）可以因为地权不稳定的影响转为资金回报率低于R的状态（一，三）。二；资金比较收益高，劳力比较收益高二；资金比较收益高，劳力比较收益高四；资金比较收益高，劳力比较收益低一；资金比较收益低，劳力比较收益高三；资金比较收益低，劳力比较收益低IdPRW1Ycl>YdlYcl>Ydl图3二；；二；；四；一；三；IcPRW1Ycl>YdlYcl>Ydl图4因为小调的影响的方向和大调一样，表中没有给出各种投资对小调的影响,但我们有其中,是大调的边际损失,是小调的边际损失,所以当大调的边际损失比小调的大，其对长期投资的影响负面影响也就越大。这也可以从一阶条件看出来。w2对各种投资的影响也和p类似，因为它和p一样都是通过影响长期投资Ic在第二期的边际收益率而影响Ic的，并进而影响第一期的其他投资。不过，w2是通过影响第二期的劳动量而影响第一期的长期投资在第二期的边际生产率。当w1=w2,这两种影响可以直接加总。我们也可以得到,，的存在降低了Ic/p的绝对值，注意这种效用是通过，体现出来的，如果是一个固定的B值（和Ic无关），这种缓和的效果并不存在。与补偿本身同等重要的是在调整中保留土地的可能性，也就是如果农户进行了足够多的投资，其土地在下一轮被调走的可能性会降低。毕竟一个组内的农户并不是很多，农户之间的谅解合作是可以达成的。这样我们可以将p理解成是一个外生的调地的概率ρ和Ic的函数。我们所关心的是各种投资对ρ的反应。最后的结果与表格给出的各种投资对P的结果是一致的，但是在程度上有所缓和。这和B（Ic）的存在的效果是一样的。因此我们可以将其统称为补偿机制。劳动力投入对非农工资的反应都为负，除非有非农就业机会的约束，但其他两项资金类投资受非农工资的变化除了和是否有非农就业约束有关外，还与是否有资金约束有关由于不稳定性会影响约束条件的状态，因此，投资对非农工资的反应会受到不稳定性的影响，而且直觉上，越不稳定，越容易低于R，因此，越容易出现有资金外流。理论上也不难证明当p=0，I对w1的反应的绝对值变小了。如果w1=w2,这种效果将更为显著。作为一个系统，这种间接的，交叉的影响在对Ic0,P1,以及其他外生变量的影响中都是存在的，本文除了农业比较收益，并没有对这种交叉影响进行深入探讨。这也是下一步研究可以发展的方向。。同时我们要强调非农劳动机会和非农工资的区别。在模型中，非农劳动机会的变化是C的变化，是一种约束状态的变化。在0由于不稳定性会影响约束条件的状态，因此，投资对非农工资的反应会受到不稳定性的影响，而且直觉上，越不稳定，越容易低于R，因此，越容易出现有资金外流。理论上也不难证明当p=0，I对w1的反应的绝对值变小了。如果w1=w2,这种效果将更为显著。作为一个系统，这种间接的，交叉的影响在对Ic0,P1,以及其他外生变量的影响中都是存在的，本文除了农业比较收益，并没有对这种交叉影响进行深入探讨。这也是下一步研究可以发展的方向。对村组投资的影响，资金类的投资的方向不受资金约束条件的影响，但大小有变化。劳动力投入的变化根据其自身的约束条件变化。在没有任何约束的时候，我们发现在农户的长期投资对村组的投资的导数中，如果p=0,或者B11时,Ic/Ic0=-1,同时有Id/Ic0=0,L/Ic0=0,即村组投资完全节约农户的农业投资,所节约的资金流出了农业。这里有必要提及一种特殊的长期投资，那就是农家肥。农家肥具有鲜明的劳动密集型的特点，它和模型中的Ic不一样，不存在和Id等的资金竞争。而和其他农业劳动和非农劳动一样受到劳动力禀赋的约束。它受稳定性的影响与Ic是类似的，对其他资金类投资的影响，以及受非农劳动工资，非农劳动就业机会的影响都和L类似。关于稳定性的结论的解释下面我们来具体解释一下表中关于土地不稳定性的结果。土地不稳定性上升时，P上升，固定于土地的长期投资的回报率下降，而其他投资不受直接的影响，当农业投资仍高于机会成本R时（A-Ic-Id＝－S0），农户仍将所有资金投资于农业，并用其他农业资金投资替代部分长期投资，直至所有农业资金投资的边际回报率再度相等，但最终的资金回报率低于原来的资金回报率，也更接近与R。对于劳动力分配，当L<L0-C时，农户还可以转移劳动力，因此当长期投资的下降导致劳动力边际生产率的下降的程度超过短期化肥的上升导致的劳动力边际生产率的上升时，农业劳动力会随之下降，反之则上升。当L=L0-C，劳动力的分配不变，因为农户不能再转移农业劳动力。如果开始时农业投资回报率就与其机会成本相等（A-Ic-Id>-S0），则当土地不稳定性的上升使长期投资的回报率小于R时，农户会将资金更多的投于非农业，同时由于长期投资的下降使短期投资的边际生产率也下降（2Y/IcId>0）,因此短期投资也将被非农投资替代，直至长短期农业投资的最终收益率再次都等于R。对于劳动力，由于Ic,Id都下降，农业劳动的边际生产率也就下降了，在农户还能转移劳动力时，农业劳动力将下降，否则不变。还有一种情况，即p的变化使得资金约束从紧到松。即一开始农业投资收益率大于信贷成本，农户借贷至最高限S0,但不稳定性的变化使长期投资回报率下降的足够多，达到低于其机会成本的时候，资金开始外流（还贷开始增加或者非农投资增加），替代了部分长期农业投资，不稳定性对短期投资的正向作用也开始减弱，到一定程度还可能出现负向影响。（如果Y（Ic’,Id0）/Id>R，则短期投资增加，如果Y（Ic’,Id0）/Id<R,则减少，（X’表示X最终的量，X0表示X最初的量））。劳动力的分配在这种情况下则更为复杂，当Ic,Id都下降，则可转移劳动力时，农业劳动投入下降；当Ic下降，Id上升，则YcL>YcL时，L下降；当YcL<YdL时，L上升。前面提到使用权的限制对资金类投资的影响和资金约束类似,对劳动力投入的影响和非农就业约束类似。不过在现实中，不少地方可以用钱替代粮食，或者农户可以到市场上购粮用以交粮。这样农户仍可以将资源更多的用于非农投资和非农就业，然后以工补农。由于非农投资的收益率高于农业投资的收益率，非农就业的工资高于农业的收益率，因此以工补农是合算的，因此如果粮食市场是完善的（农户可以方便的买到粮食），同时劳动力市场是完善的，则使用权的约束仍不起作用，即农户的各种投资的选择不变。这种限制只是相当于一种暗税，从农民那儿夺去了一些劳动成果。如果作物选择受限制，这会使农户不能实行最优选择，降低了农业的收益率，那么限制会使农户将更多的资源转向非农业。但是如果粮食市场不完善（农民不能方便道买到粮食或粮食销售的价格被人为的抬高）或者劳动力市场不完善（农户受缺乏非农就业机会的限制），则农户的选择会因这一约束而改变。模型的延伸如果考虑机械持有量，基本原理和前面相同，但是情况变得复杂。机械投资受土地稳定性的影响，受第二期的外生变量变化（如非农工资）的影响都介于长期投资和短期投资之间，因为它也仍在第二期发挥效用，因此直接受第二期的状态常数的影响。例如Lin等提出土地调整后,农用生产机械投资持有量可能不再最优，从而引起资本存量调整的交易费用,也即有一种损失。短期投资受第二期的外生因素的影响都是间接的。目标函数可以写成：在讨论地权稳定性的影响时，在约束都松的时候，那么机械投资也随稳定性上升而下降。而两种约束都紧时，机械持有量可以用以替代与土地相关的长期投资，因为机械持有量受土地不稳定性的影响要小。但同时短期投资也可以替代机械持有量和与土地相关的长期投资。因此不能轻易得到各种投资的变化。我们在这里就不展开讨论这一问题。下面我们可以考虑引入土地市场，假设土地市场的平均租金为r，如果租金是可以补偿农户在土地上的投资的,我们简单的假设其形式为有R2=r2+αIct.因此原来的式子可重新写成：容易证明在两种约束都松时，有X/r1<0,X＝Ic,Id,L,T,但是此时各种投资的投资密集度的变化并不一定，要依的大小关系而定。如果Yct最大，那么长期投资的投资密度是下降的，如果最大，则上升。如果在资金约束紧的情况下，Ic,Id随r的变化就不一定。依的关系而定，劳动力下降。如果劳动约束紧，则IcId将下降。土地市场本身是一种资源配置的途径，在我们的模型中，它缓解了资金约束和非农就业约束的限制。因为现在可以减少土地面积来使得劳动的边际生产率和非农就业工资相等，资金投资的边际收益与非农投资相等。正如姚洋(1999)等指出的，土地市场和劳动市场只要有一个是完善的，农户间单位面积的产出率就是均衡的。对于资金的限制，土地市场也有同样的效果。这样农户对稳定性的反应受约束条件的影响就有所减弱。在这里，如果长期投资能否较好的体现在租金中，那么对长期投资而言，土地市场还有另外一种效果。当第二期的外生因素引起了长期投资的持有不再最优时，如果有这样的土地市场，农民可以出售土地将土地上的资本存量货币化，这样就减少了投资的风险。这种外生因素的变化最常见的就是非农就业机会的增加，在土地不稳定的情况下，还有调整引起的规模损失。计量检验对于中国农户投资行为进行系统实证分析的文章还不多，比较有影响的文章主要有如下的结论：Feder、Lin等（1992）表明稳定的地权与固定投资没有显著关系；AnningWei（1998）得到稳定的地权对固定资本投资有显著的负影响，对与土地相关的资本投资有正的影响，对劳动投入有正的影响；姚洋（1998）等用浙江、江西两地的数据得到稳定的地权对绿肥的施用有显著的正效应；GuoLi，et得到稳定的地权促进了农家肥的施用。对于非农就业，AnningWei（1998）得到非农就业机会对劳动投入有显著的负的影响，对与土地相关的资本投资和固定资本投资的影响不显著AnningWei的文章中用的是农户的非农就业收入占总收入的比重来代表非农就业机会，有较强的内生性问题。我们不清楚GuoLi等用的非农工资的具体指标。AnningWei的文章中用的是农户的非农就业收入占总收入的比重来代表非农就业机会，有较强的内生性问题。我们不清楚GuoLi等用的非农工资的具体指标。我们的数据来源于农研中心1999年在全国6个省12个县36个村824户农户所作的户际调查和村组问卷的数据，样本省包括河北、陕西、安徽、湖南、四川和浙江，取样兼顾了东、中、西部地区。考虑到口粮田，责任田的数据比较少，同时和调整次数没有对应性，我们只取用了其中承包地的数据。样本县的的主要参数值请见附录一。被解释变量，解释变量及指标的选择我们对五种投资作了回归分析：1)（固定于土地的）长期投资，等于劳动投入×当地小时工工资＋资金投资（我们在附录中给出了分项回归的结果）；2）亩施农家肥；3）亩均施化肥，包括碳铵、硝铵、尿素、磷肥、钾肥和复合肥；4）亩均农业劳动天数；5）亩均生产性机械持有量，包括拖拉机、耕地机械、播种插秧机、收割机械、抽水机、脱粒机。所有的投资都是指的投资强度，即亩均值。化肥作为短期投资的代表。长期投资中的资金投资，农业生产性机械持有量主要是资金型投资，其中长期投资中的资金投资受稳定性影响最大，生产性机械持有量其次，而化肥投资受影响最少。从事农业的劳动受的约束是家庭的劳动力禀赋，农家肥是一种比较特殊的长期投资，由于它是农户当前主要的一种长期投入，农家肥一直都是长期投入的一个主要的讨论对象。但是对农家肥的争论也非常的多。本文尽可能的控制了争论中讨论到的因素，以取得一个更为可信的结果以往的关于地权对土地稳定性的研究多集中于农家肥。但是究竟是什么因素影响农家肥的投入至今还未有一个全面的调查和统计估计。Li,Rozelle,andBrandt(1998)比较了自留地和承包的上的农家肥的施用，得出自留地的农家肥施用更多，并进而提出农家肥对稳定性的正向反应。但是Kung和Cai的研究指出自留地的平均离家距离只有承包地的1/2-2/3，而地块距离是农民考虑农家肥投放的一个重要因素，特别是当权衡劳动成本时。但在Li等的模型里，地块离家的距离没有统计上的意义。另外我们的调查显示农户在口粮田和责任田上的施肥行为没有显著的差别。同时自留地和承包地上的作物种类差别比较大，而作物种类在统计对自留地和承包地的农家肥的施用的差别是什么影响也是一个有待于研究的问题。Kung和Cai的研究是一个很好的个案研究。他们指出农家肥的下降主要受非农就要机会的影响。在非农收入越来越重要的地方，农家肥的劳动密集型的特征就使得农民越来越倾向于用化肥替代农家肥。此时留在家里的劳动力的数量，家里家禽的数量，收集农家肥的难度等就都成了影响农家肥的重要因素。地块的大小，质量和位置也会影响农家肥施用。以往的关于地权对土地稳定性的研究多集中于农家肥。但是究竟是什么因素影响农家肥的投入至今还未有一个全面的调查和统计估计。Li,Rozelle,andBrandt(1998)比较了自留地和承包的上的农家肥的施用，得出自留地的农家肥施用更多，并进而提出农家肥对稳定性的正向反应。但是Kung和Cai的研究指出自留地的平均离家距离只有承包地的1/2-2/3，而地块距离是农民考虑农家肥投放的一个重要因素，特别是当权衡劳动成本时。但在Li等的模型里，地块离家的距离没有统计上的意义。另外我们的调查显示农户在口粮田和责任田上的施肥行为没有显著的差别。同时自留地和承包地上的作物种类差别比较大，而作物种类在统计对自留地和承包地的农家肥的施用的差别是什么影响也是一个有待于研究的问题。Kung和Cai的研究是一个很好的个案研究。他们指出农家肥的下降主要受非农就要机会的影响。在非农收入越来越重要的地方，农家肥的劳动密集型的特征就使得农民越来越倾向于用化肥替代农家肥。此时留在家里的劳动力的数量，家里家禽的数量，收集农家肥的难度等就都成了影响农家肥的重要因素。地块的大小，质量和位置也会影响农家肥施用。我们的调查发现，农民为什么施农家肥是一个值得研究的问题。在关于问题“假如明年土地要调出去，你家施用农家肥会”中，回答增加的只有0.7%,回答减少的有18.1%,回答不变的有78.5%。回答减少的基本都是因为地调出，投入没有收益。是回答不变的给出的原因非常有意思。主要有这么几条：1.保证当年的产量(不施当年会减产);2.农家肥不贵/农家肥充裕，不必计较;3.农家肥不易储存，不用也浪费;4.庄稼的需要(蔬菜等作物不施不长)5.要对别人实在；同一个组的，没必要计较太多;6.大家都上肥的，而且如果我不上肥，下次调整可能会把坏地调给我。7.农家肥是短效肥。第一种回答占绝大多数。而回答农家肥是短效肥的并不多，我们有理由相信大部分农民清楚农家肥的长效性，那么他们也清楚调地对农家肥效益的损失。但是农民施农家肥的主要目的还是为了增产，而保证产量背后的含义是保证收益，这也隐含着施农家肥的成本主要是劳动成本低于施农家肥的增产所得。综上所述，我们有必要控制劳动成本的影响，这可以通过非农就业机会和非农工资来控制，同时要控制农业净收益。除此之外要控制农家肥的数量多寡(储存问题，可得性，收集难度问题)，还要控制庄稼的种类。除了投资，我们还分析了同样的外生变量对亩均产量的影响。结合第二节的模型，我们将考察以下一些影响农业投资的因素：地权稳定性的影响如何选取土地稳定性的指标是这项研究的一个难点，也是重点。地权不稳定有实际调整的次数、农民的感受以及农民的预期是否稳定的区分（Kung，1994）。对投资发生影响的主要是农民的预期，以前讨论调整会影响投资都是基于调整会降低农民的稳定性预期的假设，但是农民的土地稳定性的预期的形成过程还是一个有待于进一步研讨的问题Kung1994年的80个村的调查中发现以前调整过土地的农户和未调整过土地的农户对现有土地是否稳定和土地将来是否稳定的回答上没有系统的差别。Kung1994年的80个村的调查中发现以前调整过土地的农户和未调整过土地的农户对现有土地是否稳定和土地将来是否稳定的回答上没有系统的差别。而且以前没有调整过土地，认为现有土地不稳定的比例(42.7%)还高于以前调整过土地的(38%)。在调整过的农户中，调整了2次的比调整了1次的农户觉得现有土地更不稳定，但对土地将来的稳定性的关系却相反。农民对土地稳定性的预期和过去的经验有关。但过去的影响不仅仅是调整次数的影响，同样重要的是调整方式的影响。Kung等的研究证实经历大调整的农户比没有经历大调整的农户觉得现有土地的稳定性(在本轮承包期内不会被收回)和土地将来的稳定性（本轮承包期后还能拥有现有地块）都更差。实际上预期本身就包括对调整方式的预期，因为不同的调整方式对投资的影响是不同的。调整时间的远近也有关系。在那些土地迟迟没有因人口变动而调整的村子，农户相信村集体随时都可能调地，因为多数农户认为土地不是个人所有，所以土地迟早都是要调整的，土地和劳力地配置越来越脱节，以至于农民觉得调地势在必行，而且更可能是大调（Kung.J.K,&Liu,S.1997）。因此调一次地给农民地信息是两方面的，一方面是不稳定的信息，一方面是稳定的信息。农民的预期也和对政策的预期有关，龚启圣、刘守英等在1994年的调查发现：61.9%的样本户不认为他们的土地会在合同结束前被拿回去，这很可能归功于新政策的实施和强调。以前的文章都用了不同的稳定性的指标。Feder(1992)用农民对承包期满之前土地重新分配的可能性等具体问题的回答来反映。这个指标比较好的反应了农民的预期，但是他们没有区分大调和小调，同时这个预期是较长期的预期。姚洋等利用村干部的有关回答用因子分析方法提炼出一个主因子来表示土地的不稳定性。这一方法除了没有区分大小调之外，还有一个问题是忽视了组和组，户与户之间的差别。前面指出，在一个村内各个生产小组之间的调整都不一样。同时我们发现的数据表明组里的小调次数比农户的平均次数要多的多，因此有必要考察涉及户的调整次数。尉安宁等区分了大调和小调的差别，不过由于样本的限制，他们只取了调整了一次的农户，并利用大调和小调的差别来代表稳定性的差别。但是我们更为关注没有调整和有调整的（包括大调和小调）区别，而不是大调和小调的区别。小调虽然对长期投资影响可能比较小，但是他本身也代表着不稳定。我们的样本户在调整次数上的差异较大，允许我们更详尽的考虑这个问题。GuoLi,ScottRozelle,JikunHuang用农户耕作的年数来代表稳定性，这就无法考察小调的影响。我们将农户经历的大调和小调次数分别做一个变量，作为我们的基本指标。因为我们认为政策预期在农户之间，组和组之间差别不大，而过去的调整次数，调整方式在组和组之间差别比较大，也是引起农民不稳定性预期差异的最重要的因素，土地和劳力的配置脱节程度也是一个重要的因素，它和最后一次调整，特别是大调，离现在的时间成正向关系。但是脱节程度和是否调整的关系并不是一定的，因为各个地方对这种脱节程度的容忍度不一样，非农产业发达的地方很可能容忍度高，因此虽然脱节的程度高，但大家并不认为土地不稳定了。考虑到农户的记忆有限，过于久远的调整的影响很可能非常小，我们对于长期投资（94年以来的）取用了91年以来的调整次数。我们比较了85年，88年，90年，91年以来的大调整，小调整的相关系数，发现都是显著相关，而且相关系数达到0.9以上。对于短期投资，由于短期投入的调整很快，农户可以根据近些年的调整情况来考虑投资，同时由于94年有大的政策变动，我们认为用94年以来的调整次数来代表稳定性的影响更为合适组的大调次数比较可信，但小调次数有许多是农户没有经历的。我们认为91年以来农户表中给出的具体调整形式可能会有些记忆错误，但调整次数错误不大。所以我们用户给出的调整次数减去组给出的大调次数，得到户经历的小调次数。。组的大调次数比较可信，但小调次数有许多是农户没有经历的。我们认为91年以来农户表中给出的具体调整形式可能会有些记忆错误，但调整次数错误不大。所以我们用户给出的调整次数减去组给出的大调次数，得到户经历的小调次数。考虑到不稳定性预期形成的复杂性，我们还选用了另外几组指标来考察结果对稳定性的灵敏度。我们的调查中，组和农户各给出了一套调整的数据，而且有所差别。考虑到组的调整次数和方式的准确性更高，我们主用组的数据对于年份的选择，除了相关性分析，我们还进行了灵敏度分析。我们发现符号的变化很少，但是显著性有些变化。这种变化比文中给出的不同类指标间的变化要稍大些。，并用户表做参考有时候组里的小调对农户是大调，组里的大调可能某些农户没有调(Besley，1995)。所以户表具有参考意义，同时由于我们取用91年以后的调整次数，户表的调整次数还是比较可信的。。由于农户未经历的小调整也可能会对农户的稳定感产生影响，我们用组的总的小调次数做了比较。考虑到最近调整时间远近对稳定性预期的影响，我们用最后一次大调离现在的距离和最后一次大调后小调的次数来分别代表大调和小调的影响。还有一种方法是除大调小调的次数外，再引入第二轮承包期以来大调和小调的次数，这不仅考虑了最近的调整，还溶入了制度因素的变化由于短期投资基本的不稳定指标是取用的94年以来的调整次数，所以和第二轮的调整次数的变量有较强的共线性。。最后我们用引入村组给出的以后5年内是否还要调整土地来引入政策预期的影响，而且这一变量也溶入了最近的调整情况。这些比较都在用村虚拟变量的基础上做。因为通过村虚拟，我们基本可以控制除稳定性外的影响投资的非个性变量，可以较好的反映土地稳定性的影响。但是用村变量就无法讨论其他一些重要参数对投资的影响，因此我们又对于年份的选择，除了相关性分析，我们还进行了灵敏度分析。我们发现符号的变化很少，但是显著性有些变化。这种变化比文中给出的不同类指标间的变化要稍大些。有时候组里的小调对农户是大调，组里的大调可能某些农户没有调(Besley，1995)。所以户表具有参考意义，同时由于我们取用91年以后的调整次数，户表的调整次数还是比较可信的。由于短期投资基本的不稳定指标是取用的94年以来的调整次数，所以和第二轮的调整次数的变量有较强的共线性。非农就业的影响非农工资代表了从事农业劳动的机会成本，而且在同样的农业收入下，较高的非农工资也代表了农业较低的相对收益。非农就业机会代表了转移劳动力的难易程度，也表示了劳动力市场的发育程度。我们用村平均的非农劳动的劳动力数占总劳动力数的比例来衡量一个村的非农就业机会，用村平均的一个非农劳动力的非农收入来代表非农工资非农就业机会和非农工资的指标选择很多，非农就业机会还可以是：非农就业收入占总收入的比例，非农就业劳动天数占总劳动天数的比例，以及村里给出的从事非农就业的劳动力数的比例，非农工资还可以是：日均非农劳动的工资。用不同的指标对其他变量的影响不大，但是其本身的变化有点大。我们的模型中的农家肥的回归中，用样本平均的非农劳动力占总劳动力的比重，其负向作用不显著，而用村表直接给出的数据算得的这一指标却是非常显著的。文中仅农家肥用的是后一指标。但对此，我们还不能给出一个很圆满的解释。。同一个村内的各个农户的非农就业机会和非农工资有所差别，有的农户由于受教育程度高，劳动力年龄合适，就更容易找到非农工作，也能得到更高的非农工资。但是农户的非农劳动天数，从事非农的劳动力个数都是内生的，而这次调查在每个村抽取了10－20家农户，因此村平均可以基本消除这种内生性。家庭的差异我们可以通过家庭特征变量来控制。非农就业机会和非农工资的指标选择很多，非农就业机会还可以是：非农就业收入占总收入的比例，非农就业劳动天数占总劳动天数的比例，以及村里给出的从事非农就业的劳动力数的比例，非农工资还可以是：日均非农劳动的工资。用不同的指标对其他变量的影响不大，但是其本身的变化有点大。我们的模型中的农家肥的回归中，用样本平均的非农劳动力占总劳动力的比重，其负向作用不显著，而用村表直接给出的数据算得的这一指标却是非常显著的。文中仅农家肥用的是后一指标。但对此，我们还不能给出一个很圆满的解释。亩均净产值这一指标可以用