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摘要：我国农村土地流转和“三权分置”制度的实施使土地形成规模经济，降低了农业生产成本，提高了农业生产效率。总体来看，每一次制度变迁之后，农业总产值和耕地面积对农业投资的正向影响都显著增强，提高了农业生产积极性，扩大了农作物播种面积，促进了农业总产值增长，进而增强了农业投资意愿，提高了农业投资水平。由于农地产权制度是影响农业投资，进而影响农业发展的重要因素，因此，要进一步改革完善农地产权制度，充分保障农地“三权”，强化落实农地集体所有权，健全集体所有权行使机制，特别是要健全村集体民主议事机制，保障集体成员知情权、监督权、决策权，特别是要防止少数人谋取私利。要积极开展土地承包权有偿退出机制改革，完善土地经营权抵押贷款相关政策法规和实施机制，推广土地经营权入股农业产业化经营模式，完善相关法律制度，形成竞争、开放、有序的土地流转市场。
关键词：农地产权制度;农业投资效率;家庭联产承包责任制;土地流转
基金项目：国家社会科学基金项目“农地产权制度改革与我国农业内生发展研究”（17CJL029）
中图分类号：F301 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2019）10-0041-06
一、引言与相关文献综述
新中国成立以来，我国农地产权制度先后经历了多次变革，大体可以分为两个阶段，即1949年到1978年改革开放之前和改革开放之后至今。改革开放之前的变革主要是针对农地的所有权，大致经历了地主所有制、农民个体所有制、“三级所有、队为基础”的集体所有制三个阶段。经营方式随着所有制的变革而改变，大致经历了租赁经营、个体经营、互助经营、合作经营和集体经营五个阶段。改革开放之后的变革主要集中于农地经营、使用、收益权，所有权则一直维持集体所有，其中实施家庭联产承包责任制是最重要的改革。此后又继续深化改革，稳定了承包权，逐步放开了土地流转，并进一步实现了所有权、承包权、经营权“三权分置”的格局。
伴随我国工业化、信息化、城镇化和农业现代化进程，农村劳动力大量转移，农业物质技术装备水平不断提高，农户承包土地的经营权流转明显加快，发展适度规模经营已成为必然趋势。土地流转和适度规模经营是发展现代农业的必由之路，有利于优化土地资源配置和提高劳动生产率，有利于保障粮食安全和主要农产品供给，有利于促进农业技术推广应用和农业增效、农民增收。从2003年《农村土地承包法》实施开始，我国土地承包经营权流转得到了法律上的允许，土地所有权、承包权、经营权“三权分置”成为当前农地产权制度改革的核心。农业农村部统计显示，2017年全国农村承包地确权面积已完成10.5亿亩，约占承包耕地面积的80%，其中山东、宁夏、安徽、四川4省区已基本完成，全国各地已经建立了近2万个土地流转服务中心;全国家庭承包地流转面积超过4.7亿亩，已经占到家庭承包地总面积的35.1%;“三权分置”之后，270多万农业合作社、家庭农场等新型经营主体成为真正的农业生产经营者。
如何测度和评估有保障的农地产权及其对农业投资的影响，一直是学术界关注的主要问题。有的学者认为，土地产权通过影响农业投资进而影响农业生产，是保障粮食安全、促进经济增长、保护和合理利用自然资源以及改善贫困人口经济生活条件的关键因素①。Galiani & Schargrodsky（2010）认为，明确的土地产权将导致农业生产力和收入的增加，而且土地所有权的变革还会导致家庭结构的变化，促进人力资本积累，有助于提高后代人的收入②。F. MaKamu（2017）认为农户在拥有更好的土地转让权后，会对土地进行显著投资，农村信贷市场的进入过程也有所改善③。张龙耀（2015）认为农地产权制度改革影响农村金融市场，金融机构的农地抵押贷款供给具有规模偏好特征，明确的土地产权和土地流转虽提高了农户的名义信贷需求，但由于受现阶段农地抵押法律和金融机构信贷配给的限制，农户的名义信贷需求会转化为潜在信贷需求④。
农业信贷投入是农业投入的主体，但由于各农业信贷供给主体存在不同程度的趋利性并不能满足农业信贷要求，因此要深化农村金融体制改革，增加农业金融投入⑤。以家庭为基本生产单位的小农经济生产组织体系对社会资本有排斥现象，农业投入周期长、见效慢、风险大的特点，使社会资金难以获得稳定利润，所以社会资金很难进入农业领域⑥。Daniel Domeher等（2012）研究发现，发展中国家的许多家庭和企业面临信贷约束，限制了他们对各种促进生产的经济活动进行投资的能力，其原因在于缺乏正式登记的土地所有权造成了“可接受的”抵押品的缺乏⑦。
可见，农地产权制度通过确保投资回报索取权、促进土地流转、提供抵押担保等提高了投资意愿和效率。本文将我国农地产权制度变迁分为农民土地私有制、“三级所有，队为基础”的农地集体所有制、家庭联产承包责任制、农地承包经营权流转制度和“三权分置”改革四个阶段来进行分析，并结合全国30个省份1952—2017年的数据进行实证检验，探究農地产权制度变迁对农业投资的影响。
二、实证分析
1. 变量选取及数据描述
农业生产中的资金投入主要用于购买固定资产和中间投入的生产资料。固定资产的投入以农业机械等生产设备和生产工具为主，中间投入则主要是购买化肥、农药、种子等消耗性生产资料以及生产过程中支付的人工费用等。农业生产中的资金投入主要来源于农户，还有部分来源于政府财政，比如农田水利基础设施、农机购置补贴、农资综合补贴等。由于缺乏对农业资金整体投入数据的统计，本文选取了农业投资去向中最重要的两项：农业机械和化肥作为农业投资的代表，具体采用农业机械总动力和化肥施用量作为被解释变量。影响农业投资的因素有很多，比较重要的有农业总产值、土地经营规模以及一些制度因素等。本文选用农业总产值、主要农作物播种面积以及农地产权制度为解释变量。其中农地产权制度是本文研究的主要解释变量，其他变量为控制变量。农地产权制度是属性因素而非数量因素，较好的表示方法是采用虚拟变量。 本文选取了最主要的四个农地产权制度作为农地产权制度变迁的4种属性设置虚拟变量。以D1=0表示1952年到1958年和1979年之后，D1=1表示1959—1978年，D1代表农地集体所有集体经营制;D2=0表示1978年及之前，D2=1表示1979年及之后，D2表示家庭联产承包责任制;D3=0表示1993年及之前，D3=1表示1994年及以后，D3代表农村承包地承包经营权流转制度;D4=0表示2013年及之前，D4=1表示2014年及之后，D4代表农村承包地“三权分置”制度。其中，由于“三权分置”后各省份的试点时间不一致，为了准确度量制度改革对农业投资的影响，D4按照试点先后顺序设置。
本文整合了全国30个省份（未包括重庆）从1952年到2017年的农业机械总动力、化肥施用量、农业总产值以及农作物播种面积的相关数据，以上数据来源于《新中国60年统计年鉴》以及国家统计局。文中被解释变量农业机械总动力和化肥施用（折纯）量分别用jx和hf表示，控制变量是农业总产值和主要农作物播种面积，用nc和mj表示，虚拟变量D1、D2、D3、D4代表农地产权制度变迁，相关变量的描述性统计见表1。本文分别以农业机械总动力和化肥施用（折纯）量为被解释变量建立了两个计量模型。
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）
式中下标i表示省份，t表示年份。
2. 模型估计及结果分析
本文采用的数据类型是面板数据，为了便于数据分析，由于原始变量间不具有线性关系，体现出指数函数变动规律，因此对所有数值变量取了自然对数，为避免出现伪回归，文中采用LLC、IPS、Fisher-PP、Fisher-ADF四种单位根检验法，对取对数后的变量进行平稳性检验，其检验结果如表2所示。
表2结果显示，被解释变量和解释变量都是平稳的，因此可以直接进行面板数据回归。根据面板数据模型理论，模型应该采用何种形式需要进行F检验、BP检验和Hausman检验。用F检验来确定采用混合OLS模型还是固定效应模型，其原假设采用混合OLS优于固定效应;用BP检验来确定采用混合OLS还是随机效应模型，其原假设采用混合OLS优于随机效应;使用Hausman检验来确定采用固定效应模型还是随机效应模型，其原假设为随机效应优于固定效应。
建立以农用机械总动力（jx）为被解释变量的模型1以及以化肥施用量为被解释变量的模型2，表3给出了检验结果和回归结果。Hausman检验表明模型1与模型2采用固定效应模型优于随机效應。F检验表明模型1与模型2采用固定效应优于混合OLS模型。因此，不需要再进行BP检验，两个模型均采用固定效应做回归分析。从调整的R2和F值可以看出，模型1与模型2总体拟合效果较好，表明各解释变量联合起来对被解释变量有显著影响。从各解释变量的t检验来看，都在1%的显著性水平下显著，即对被解释变量有显著影响。
表3 固定效应模型回归结果
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著;括号内为各系数所对应的t值。
在以农业机械总动力和化肥施用量为被解释变量的固定效应方程中，代表农地产权制度因素的虚拟变量D1、D2、D3、D4前面的系数都在1%的显著性水平上显著不为0，表明农地产权制度变迁对农业投资有显著的影响。两个模型中的D1皆为正值，分别为3.7241和2.5098，表明1958年人民公社化运动确定了“三级所有，队为基础”的农地集体所有制促进了农业投资。公社体制下的集体所有、统一经营的制度安排使得土地以及农具等生产资料都归集体所有。这种集体所有、集体经营的生产方式将分散在个体农户中的农具、财力等汇集在一起，从而增加了农业投资，促进了农业的快速发展。但由于农地产权界定的不完善，后期产生了很多负外部性，农业经济效益也在不断下降，但随后自发性的承包经营方式并没有使人民公社的缺点完全暴露出来，因此农地的集体所有制有力地促进了农业投资的增加。两个模型中D2的系数也为正值，即说明家庭联产承包责任制促进了农业投资的增加，提高了农业生产的积极性。“包产到户”的家庭联产承包责任制使得农地所有权与经营权发生分离，所有权依然归集体所有，但经营权以承包合同的形式下放到农民手中，使农户成为土地的经营者。农民在获得明确的土地经营权之后，农业收入有了保障，增加了农户自身的农业经营收益，这部分收入可作为利润留存，进而投入到农业生产中去，增加农业投资。两个模型中D3、D4的系数均为负值，表明实行土地流转政策之后，非但没有对农业投资产生正向影响，反而使得农业投资逐渐减少。这是因为土地流转制度和“三权分置”促进了土地流转，并对农业投资产生了对立的两方面影响。一方面，允许土地流转之后，农户可将土地的经营权转出，自己外出务工，不再经营土地，从而也不会进行农业投资，使得农业投资减少;另一方面，农业大户、合作社、家庭农场转入土地，又会增加农业投资。但当前农业经营利润较低，转入后增加的投资可能少于转出后减少的投资，导致农业投资减少。此外，土地流转政策的实施打破了原有土地家庭式分散经营模式，形成规模经济效益，农户共用农业机械，享受政府提供的统一服务和农用基础设施建设，降低了农业生产成本，并且现代科技的发展使农用机械的使用寿命以及化肥的肥效增加，提高了农业生产效率，农户用较少的投资便能获得较高的收入。因此，近期内，土地流转节约了农户的生产成本，减少了农业资金的投入。除了农地产权制度变迁会影响农业投资以外，农业总产值和农作物播种面积也会影响农业投资，且具有正面影响。农业总产值的增加，提高了农户的农业收入，使农户的农业利润留存增加，进而增加了农户的自有资金投入;同理，农作物播种面积的增加需要更多的农用机械、化肥以及农田水利等基础设施，农业生产资金的投入随之增大。 为了考察不同农地产权制度改革通过内部传导机制对农业投资影响的差异，本文先后加入虚拟变量D1、D2、D3、D4与两个控制变量相乘的交互项到回归模型中，如表4所示。Di_ln（nc）表示制度虚拟变量与农业总产值的交互项，Di_ln（mj）表示制度虚拟变量与农作物播种面积的交互项，其余变量与前文含义相同。模型3与模型5是以农业机械总动力作为被解释变量的回归模型，模型4与模型6是以化肥施用量作为被解释变量的回归模型。在回归之前，进行了适用方法检验，Hausman检验表明10%的显著性水平上四个模型采用固定效应模型优于随机效应。F检验表明所有模型采用固定效应优于混合OLS模型，因此最终选用固定效应模型进行回归分析。
模型3与模型4分别以农业机械总动力和化肥施用量作为被解释变量，并加入了虚拟变量与农业总产值的交互项，以此来检验农地产权制度变革前后农业总产值对农业投资的影响是否有显著变化。观察表4发现，ln（nc）的系数分别为0.0778和0.3544，后者在1%的水平上通过显著性检验，前者则未通过检验，表明在农地集体所有制建立之前，农业总产值增长促进了农业化肥施用量代表的农业投资的增加，但对农业机械总动力代表的农业投资没有影响。D1_ln（nc）的系数分别为0.6838和0.0789，前者在1%的水平上显著，后者不显著，表明“三级所有，队为基础”的农地集体所有制改革后，农业总产值对农业机械总动力代表的农业投资的影响增强，但对化肥施用量代表的农业投资的影响无显著变化。总体来看，农地集体所有制确立后，农业总产值对农业投资的正向影响显著增强。D2_ln（nc）的系数分别为0.5048和0.1454，前者在1%的显著性水平下显著，后者则未通过显著性检验，表明实行家庭联产承包责任制后，农业总产值对农业机械总动力代表的农业投资的影响增强，但对化肥施用量代表的农业投资的影响没有显著变化。总体来看，家庭联产承包责任制实施后，农业总产值对农业投资的正向影响显著增强。D3_ln（nc）的系数分别为0.0631和-0.1077，均在1%的显著性水平下显著。表明承包经营权流转制度的全面实施，增强了农业总产值对机械总动力代表的农业投资的正向影响，但却减弱了对化肥施用量代表的农业投资的影响，尽管影响程度减弱，但仍为正向影响，系数为0.2467，而后者不显著，表明承包经营权流转制度实施后，农业总产值对农业投资的正向影响直到农地“三权分置”改革后才显著增强。
在模型5与模型6中，加入了虚拟变量与农作物总播种面积的交互项，以此来检验农地产权制度变革前后农作物总播种面积对农业投资的影响是否有显著变化。表4显示，ln（mj）的系数分别为
-0.2201和0.5204，分别在5%和1%的水平上显著，表明农民土地所有制时期，农作物播种面积对农业机械总动力代表的农业投资有负向影响，但对化肥施用量代表的农业投资有正向影响。总体表明农地集体所有制确立后，农作物播种面积对农业投资的正向影响显著增强。D2_ln（mj）的系数分别为0.6457和0.4591，均通过1%显著性水平检验，即家庭联产承包责任制建立后，农作物播种面积对农业投资的正向影响显著增强。D3_ln（mj）的系数均为正值，且都通过了5%的显著性水平检验，表明农地承包经营权流转制度的全面实施增强了农作物播种面积对农业投资的正向影响。D4_ln（mj）的系数分别为0.1063和-0.0096，且前者在1%的显著性水平上显著，表明土地承包经营权流转机制建立后，农作物播种面积对农业投资的正向影响直到“三权分置”改革后才明显增强。综上所述，各时期的农地产权制度改革后，农作物总播种面积对农业投资的正向影响都显著增强。
三、研究结论与启示
本文实证检验了我国农地产权制度改革对农业投资的影响，得出的结论主要有以下四点：
第一，农地产权制度变迁对农业生产资金的影响主要体现在农户自有资金、金融贷款以及国家财政对农业发展资金的支持上。土地流转和“三权分置”制度的实施使土地形成规模经济，降低了农业生产成本，提高了农业生产效率。同时，明确界定的土地产权提高了农户的资信能力，降低了逆向选择风险，使金融机构的农业信贷投放量增加，扩大了农业资金的投入渠道;农地产权制度的明确界定减少了不确定性，降低了投資农业的风险，同时提高了收益的可获得性，促进了社会资本的投入。
第二，农地集体所有制和家庭联产承包责任制都显著促进了农业投资的增加。集体所有、集体经营的生产方式将分散在个体农户的物力财力汇集在一起，增强了资金实力，促进了农业发展。家庭联产承包责任制下，农户拥有土地的使用经营权，提高了农户的生产积极性，扩大了农业投资。农地流转制度和“三权分置”制度则对农业投资有显著负向影响。其原因在于土地流转制度和“三权分置”都促进了农地流转，土地流转促进了土地集中经营，农村富余劳动力外出务工，不再经营农业，自然减少了农业投资。另外，土地规模经营也降低了生产成本，自然不需要太多的农业投资。
第三，我国农业生产资金的投入还受到农作物播种面积和农业总产值的显著影响。农作物播种面积的扩大增加了对农用机械、化肥等生产资料的需求，从而增加农业投资;农业总产值的增加，使农户利润留存增加，从而农户自有资金投入增加，这都扩大了农业投资。
第四，农地产权制度变迁后，农业总产值和农作物播种面积对农业投资的影响会有显著变化。总体来看，每次制度变迁之后，两者对农业投资的正向影响都显著增强，每次农地产权制度变迁都化解了生产关系与生产力发展的矛盾，提高了农业生产积极性，扩大了农作物播种面积，促进了农业总产值增长，进而增强了农业投资意愿，提高了农业投资水平。
由于农地产权制度是影响农业投资，进而影响农业发展的重要因素，因此，要进一步改革完善农地产权制度，通过制度保护农业生产的积极性，促进农业发展。首先，强化落实农地集体所有权，健全集体所有权行使机制，特别是健全村集体民主议事机制，保障集体成员知情权、监督权、决策权，确保农民集体有效行使集体土地的所有权，防止少数人谋取私利。要切实发挥农村土地农民集体所有的优势和作用，推进农村土地集体所有权确权登记成果利用，支持农民集体依法收回、调整承包地。其次，保护农民的土地承包权，放活经营权。积极开展土地承包权有偿退出机制改革，完善土地经营权抵押贷款相关政策法规和实施机制，推广土地经营权入股农业产业化经营模式，完善相关法律制度，形成竞争、开放、有序的土地流转市场。第三，建立维护农民合法权益的保障机制，确保农户在享有土地流转权力的同时，能自主选择土地流转方式、土地流转对象，并赋予农民土地流转价格及收益谈判权，高度重视土地定价问题，确保农户土地租金收益与经济发展水平一致，形成灵活的土地定价机制。 注释：
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 張龙耀、王梦珺、刘俊杰：《农地产权制度改革对农村金融市场的影响——机制与微观证据》，《中国农村经济》2015年第12期。
⑤ 韩留富、崔佳：《深化金融体制改革 增加农业信贷投入》，《学习论坛》2000年第6期。
⑥ 蒋华东：《转变政府投入 引导社会资本投资农业》，《农村经济》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.
作者简介：公茂刚，山东理工大学经济学院副教授，山东淄博，255012;时秋雅，东北财经大学财政税务学院，辽宁大连，116025。
（责任编辑 陈孝兵）
关键词：农地产权制度;农业投资效率;家庭联产承包责任制;土地流转
基金项目：国家社会科学基金项目“农地产权制度改革与我国农业内生发展研究”（17CJL029）
中图分类号：F301 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2019）10-0041-06
一、引言与相关文献综述
新中国成立以来，我国农地产权制度先后经历了多次变革，大体可以分为两个阶段，即1949年到1978年改革开放之前和改革开放之后至今。改革开放之前的变革主要是针对农地的所有权，大致经历了地主所有制、农民个体所有制、“三级所有、队为基础”的集体所有制三个阶段。经营方式随着所有制的变革而改变，大致经历了租赁经营、个体经营、互助经营、合作经营和集体经营五个阶段。改革开放之后的变革主要集中于农地经营、使用、收益权，所有权则一直维持集体所有，其中实施家庭联产承包责任制是最重要的改革。此后又继续深化改革，稳定了承包权，逐步放开了土地流转，并进一步实现了所有权、承包权、经营权“三权分置”的格局。
伴随我国工业化、信息化、城镇化和农业现代化进程，农村劳动力大量转移，农业物质技术装备水平不断提高，农户承包土地的经营权流转明显加快，发展适度规模经营已成为必然趋势。土地流转和适度规模经营是发展现代农业的必由之路，有利于优化土地资源配置和提高劳动生产率，有利于保障粮食安全和主要农产品供给，有利于促进农业技术推广应用和农业增效、农民增收。从2003年《农村土地承包法》实施开始，我国土地承包经营权流转得到了法律上的允许，土地所有权、承包权、经营权“三权分置”成为当前农地产权制度改革的核心。农业农村部统计显示，2017年全国农村承包地确权面积已完成10.5亿亩，约占承包耕地面积的80%，其中山东、宁夏、安徽、四川4省区已基本完成，全国各地已经建立了近2万个土地流转服务中心;全国家庭承包地流转面积超过4.7亿亩，已经占到家庭承包地总面积的35.1%;“三权分置”之后，270多万农业合作社、家庭农场等新型经营主体成为真正的农业生产经营者。
如何测度和评估有保障的农地产权及其对农业投资的影响，一直是学术界关注的主要问题。有的学者认为，土地产权通过影响农业投资进而影响农业生产，是保障粮食安全、促进经济增长、保护和合理利用自然资源以及改善贫困人口经济生活条件的关键因素①。Galiani & Schargrodsky（2010）认为，明确的土地产权将导致农业生产力和收入的增加，而且土地所有权的变革还会导致家庭结构的变化，促进人力资本积累，有助于提高后代人的收入②。F. MaKamu（2017）认为农户在拥有更好的土地转让权后，会对土地进行显著投资，农村信贷市场的进入过程也有所改善③。张龙耀（2015）认为农地产权制度改革影响农村金融市场，金融机构的农地抵押贷款供给具有规模偏好特征，明确的土地产权和土地流转虽提高了农户的名义信贷需求，但由于受现阶段农地抵押法律和金融机构信贷配给的限制，农户的名义信贷需求会转化为潜在信贷需求④。
农业信贷投入是农业投入的主体，但由于各农业信贷供给主体存在不同程度的趋利性并不能满足农业信贷要求，因此要深化农村金融体制改革，增加农业金融投入⑤。以家庭为基本生产单位的小农经济生产组织体系对社会资本有排斥现象，农业投入周期长、见效慢、风险大的特点，使社会资金难以获得稳定利润，所以社会资金很难进入农业领域⑥。Daniel Domeher等（2012）研究发现，发展中国家的许多家庭和企业面临信贷约束，限制了他们对各种促进生产的经济活动进行投资的能力，其原因在于缺乏正式登记的土地所有权造成了“可接受的”抵押品的缺乏⑦。
可见，农地产权制度通过确保投资回报索取权、促进土地流转、提供抵押担保等提高了投资意愿和效率。本文将我国农地产权制度变迁分为农民土地私有制、“三级所有，队为基础”的农地集体所有制、家庭联产承包责任制、农地承包经营权流转制度和“三权分置”改革四个阶段来进行分析，并结合全国30个省份1952—2017年的数据进行实证检验，探究農地产权制度变迁对农业投资的影响。
二、实证分析
1. 变量选取及数据描述
农业生产中的资金投入主要用于购买固定资产和中间投入的生产资料。固定资产的投入以农业机械等生产设备和生产工具为主，中间投入则主要是购买化肥、农药、种子等消耗性生产资料以及生产过程中支付的人工费用等。农业生产中的资金投入主要来源于农户，还有部分来源于政府财政，比如农田水利基础设施、农机购置补贴、农资综合补贴等。由于缺乏对农业资金整体投入数据的统计，本文选取了农业投资去向中最重要的两项：农业机械和化肥作为农业投资的代表，具体采用农业机械总动力和化肥施用量作为被解释变量。影响农业投资的因素有很多，比较重要的有农业总产值、土地经营规模以及一些制度因素等。本文选用农业总产值、主要农作物播种面积以及农地产权制度为解释变量。其中农地产权制度是本文研究的主要解释变量，其他变量为控制变量。农地产权制度是属性因素而非数量因素，较好的表示方法是采用虚拟变量。 本文选取了最主要的四个农地产权制度作为农地产权制度变迁的4种属性设置虚拟变量。以D1=0表示1952年到1958年和1979年之后，D1=1表示1959—1978年，D1代表农地集体所有集体经营制;D2=0表示1978年及之前，D2=1表示1979年及之后，D2表示家庭联产承包责任制;D3=0表示1993年及之前，D3=1表示1994年及以后，D3代表农村承包地承包经营权流转制度;D4=0表示2013年及之前，D4=1表示2014年及之后，D4代表农村承包地“三权分置”制度。其中，由于“三权分置”后各省份的试点时间不一致，为了准确度量制度改革对农业投资的影响，D4按照试点先后顺序设置。
本文整合了全国30个省份（未包括重庆）从1952年到2017年的农业机械总动力、化肥施用量、农业总产值以及农作物播种面积的相关数据，以上数据来源于《新中国60年统计年鉴》以及国家统计局。文中被解释变量农业机械总动力和化肥施用（折纯）量分别用jx和hf表示，控制变量是农业总产值和主要农作物播种面积，用nc和mj表示，虚拟变量D1、D2、D3、D4代表农地产权制度变迁，相关变量的描述性统计见表1。本文分别以农业机械总动力和化肥施用（折纯）量为被解释变量建立了两个计量模型。
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）
式中下标i表示省份，t表示年份。
2. 模型估计及结果分析
本文采用的数据类型是面板数据，为了便于数据分析，由于原始变量间不具有线性关系，体现出指数函数变动规律，因此对所有数值变量取了自然对数，为避免出现伪回归，文中采用LLC、IPS、Fisher-PP、Fisher-ADF四种单位根检验法，对取对数后的变量进行平稳性检验，其检验结果如表2所示。
表2结果显示，被解释变量和解释变量都是平稳的，因此可以直接进行面板数据回归。根据面板数据模型理论，模型应该采用何种形式需要进行F检验、BP检验和Hausman检验。用F检验来确定采用混合OLS模型还是固定效应模型，其原假设采用混合OLS优于固定效应;用BP检验来确定采用混合OLS还是随机效应模型，其原假设采用混合OLS优于随机效应;使用Hausman检验来确定采用固定效应模型还是随机效应模型，其原假设为随机效应优于固定效应。
建立以农用机械总动力（jx）为被解释变量的模型1以及以化肥施用量为被解释变量的模型2，表3给出了检验结果和回归结果。Hausman检验表明模型1与模型2采用固定效应模型优于随机效應。F检验表明模型1与模型2采用固定效应优于混合OLS模型。因此，不需要再进行BP检验，两个模型均采用固定效应做回归分析。从调整的R2和F值可以看出，模型1与模型2总体拟合效果较好，表明各解释变量联合起来对被解释变量有显著影响。从各解释变量的t检验来看，都在1%的显著性水平下显著，即对被解释变量有显著影响。
表3 固定效应模型回归结果
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著;括号内为各系数所对应的t值。
在以农业机械总动力和化肥施用量为被解释变量的固定效应方程中，代表农地产权制度因素的虚拟变量D1、D2、D3、D4前面的系数都在1%的显著性水平上显著不为0，表明农地产权制度变迁对农业投资有显著的影响。两个模型中的D1皆为正值，分别为3.7241和2.5098，表明1958年人民公社化运动确定了“三级所有，队为基础”的农地集体所有制促进了农业投资。公社体制下的集体所有、统一经营的制度安排使得土地以及农具等生产资料都归集体所有。这种集体所有、集体经营的生产方式将分散在个体农户中的农具、财力等汇集在一起，从而增加了农业投资，促进了农业的快速发展。但由于农地产权界定的不完善，后期产生了很多负外部性，农业经济效益也在不断下降，但随后自发性的承包经营方式并没有使人民公社的缺点完全暴露出来，因此农地的集体所有制有力地促进了农业投资的增加。两个模型中D2的系数也为正值，即说明家庭联产承包责任制促进了农业投资的增加，提高了农业生产的积极性。“包产到户”的家庭联产承包责任制使得农地所有权与经营权发生分离，所有权依然归集体所有，但经营权以承包合同的形式下放到农民手中，使农户成为土地的经营者。农民在获得明确的土地经营权之后，农业收入有了保障，增加了农户自身的农业经营收益，这部分收入可作为利润留存，进而投入到农业生产中去，增加农业投资。两个模型中D3、D4的系数均为负值，表明实行土地流转政策之后，非但没有对农业投资产生正向影响，反而使得农业投资逐渐减少。这是因为土地流转制度和“三权分置”促进了土地流转，并对农业投资产生了对立的两方面影响。一方面，允许土地流转之后，农户可将土地的经营权转出，自己外出务工，不再经营土地，从而也不会进行农业投资，使得农业投资减少;另一方面，农业大户、合作社、家庭农场转入土地，又会增加农业投资。但当前农业经营利润较低，转入后增加的投资可能少于转出后减少的投资，导致农业投资减少。此外，土地流转政策的实施打破了原有土地家庭式分散经营模式，形成规模经济效益，农户共用农业机械，享受政府提供的统一服务和农用基础设施建设，降低了农业生产成本，并且现代科技的发展使农用机械的使用寿命以及化肥的肥效增加，提高了农业生产效率，农户用较少的投资便能获得较高的收入。因此，近期内，土地流转节约了农户的生产成本，减少了农业资金的投入。除了农地产权制度变迁会影响农业投资以外，农业总产值和农作物播种面积也会影响农业投资，且具有正面影响。农业总产值的增加，提高了农户的农业收入，使农户的农业利润留存增加，进而增加了农户的自有资金投入;同理，农作物播种面积的增加需要更多的农用机械、化肥以及农田水利等基础设施，农业生产资金的投入随之增大。 为了考察不同农地产权制度改革通过内部传导机制对农业投资影响的差异，本文先后加入虚拟变量D1、D2、D3、D4与两个控制变量相乘的交互项到回归模型中，如表4所示。Di_ln（nc）表示制度虚拟变量与农业总产值的交互项，Di_ln（mj）表示制度虚拟变量与农作物播种面积的交互项，其余变量与前文含义相同。模型3与模型5是以农业机械总动力作为被解释变量的回归模型，模型4与模型6是以化肥施用量作为被解释变量的回归模型。在回归之前，进行了适用方法检验，Hausman检验表明10%的显著性水平上四个模型采用固定效应模型优于随机效应。F检验表明所有模型采用固定效应优于混合OLS模型，因此最终选用固定效应模型进行回归分析。
模型3与模型4分别以农业机械总动力和化肥施用量作为被解释变量，并加入了虚拟变量与农业总产值的交互项，以此来检验农地产权制度变革前后农业总产值对农业投资的影响是否有显著变化。观察表4发现，ln（nc）的系数分别为0.0778和0.3544，后者在1%的水平上通过显著性检验，前者则未通过检验，表明在农地集体所有制建立之前，农业总产值增长促进了农业化肥施用量代表的农业投资的增加，但对农业机械总动力代表的农业投资没有影响。D1_ln（nc）的系数分别为0.6838和0.0789，前者在1%的水平上显著，后者不显著，表明“三级所有，队为基础”的农地集体所有制改革后，农业总产值对农业机械总动力代表的农业投资的影响增强，但对化肥施用量代表的农业投资的影响无显著变化。总体来看，农地集体所有制确立后，农业总产值对农业投资的正向影响显著增强。D2_ln（nc）的系数分别为0.5048和0.1454，前者在1%的显著性水平下显著，后者则未通过显著性检验，表明实行家庭联产承包责任制后，农业总产值对农业机械总动力代表的农业投资的影响增强，但对化肥施用量代表的农业投资的影响没有显著变化。总体来看，家庭联产承包责任制实施后，农业总产值对农业投资的正向影响显著增强。D3_ln（nc）的系数分别为0.0631和-0.1077，均在1%的显著性水平下显著。表明承包经营权流转制度的全面实施，增强了农业总产值对机械总动力代表的农业投资的正向影响，但却减弱了对化肥施用量代表的农业投资的影响，尽管影响程度减弱，但仍为正向影响，系数为0.2467，而后者不显著，表明承包经营权流转制度实施后，农业总产值对农业投资的正向影响直到农地“三权分置”改革后才显著增强。
在模型5与模型6中，加入了虚拟变量与农作物总播种面积的交互项，以此来检验农地产权制度变革前后农作物总播种面积对农业投资的影响是否有显著变化。表4显示，ln（mj）的系数分别为
-0.2201和0.5204，分别在5%和1%的水平上显著，表明农民土地所有制时期，农作物播种面积对农业机械总动力代表的农业投资有负向影响，但对化肥施用量代表的农业投资有正向影响。总体表明农地集体所有制确立后，农作物播种面积对农业投资的正向影响显著增强。D2_ln（mj）的系数分别为0.6457和0.4591，均通过1%显著性水平检验，即家庭联产承包责任制建立后，农作物播种面积对农业投资的正向影响显著增强。D3_ln（mj）的系数均为正值，且都通过了5%的显著性水平检验，表明农地承包经营权流转制度的全面实施增强了农作物播种面积对农业投资的正向影响。D4_ln（mj）的系数分别为0.1063和-0.0096，且前者在1%的显著性水平上显著，表明土地承包经营权流转机制建立后，农作物播种面积对农业投资的正向影响直到“三权分置”改革后才明显增强。综上所述，各时期的农地产权制度改革后，农作物总播种面积对农业投资的正向影响都显著增强。
三、研究结论与启示
本文实证检验了我国农地产权制度改革对农业投资的影响，得出的结论主要有以下四点：
第一，农地产权制度变迁对农业生产资金的影响主要体现在农户自有资金、金融贷款以及国家财政对农业发展资金的支持上。土地流转和“三权分置”制度的实施使土地形成规模经济，降低了农业生产成本，提高了农业生产效率。同时，明确界定的土地产权提高了农户的资信能力，降低了逆向选择风险，使金融机构的农业信贷投放量增加，扩大了农业资金的投入渠道;农地产权制度的明确界定减少了不确定性，降低了投資农业的风险，同时提高了收益的可获得性，促进了社会资本的投入。
第二，农地集体所有制和家庭联产承包责任制都显著促进了农业投资的增加。集体所有、集体经营的生产方式将分散在个体农户的物力财力汇集在一起，增强了资金实力，促进了农业发展。家庭联产承包责任制下，农户拥有土地的使用经营权，提高了农户的生产积极性，扩大了农业投资。农地流转制度和“三权分置”制度则对农业投资有显著负向影响。其原因在于土地流转制度和“三权分置”都促进了农地流转，土地流转促进了土地集中经营，农村富余劳动力外出务工，不再经营农业，自然减少了农业投资。另外，土地规模经营也降低了生产成本，自然不需要太多的农业投资。
第三，我国农业生产资金的投入还受到农作物播种面积和农业总产值的显著影响。农作物播种面积的扩大增加了对农用机械、化肥等生产资料的需求，从而增加农业投资;农业总产值的增加，使农户利润留存增加，从而农户自有资金投入增加，这都扩大了农业投资。
第四，农地产权制度变迁后，农业总产值和农作物播种面积对农业投资的影响会有显著变化。总体来看，每次制度变迁之后，两者对农业投资的正向影响都显著增强，每次农地产权制度变迁都化解了生产关系与生产力发展的矛盾，提高了农业生产积极性，扩大了农作物播种面积，促进了农业总产值增长，进而增强了农业投资意愿，提高了农业投资水平。
由于农地产权制度是影响农业投资，进而影响农业发展的重要因素，因此，要进一步改革完善农地产权制度，通过制度保护农业生产的积极性，促进农业发展。首先，强化落实农地集体所有权，健全集体所有权行使机制，特别是健全村集体民主议事机制，保障集体成员知情权、监督权、决策权，确保农民集体有效行使集体土地的所有权，防止少数人谋取私利。要切实发挥农村土地农民集体所有的优势和作用，推进农村土地集体所有权确权登记成果利用，支持农民集体依法收回、调整承包地。其次，保护农民的土地承包权，放活经营权。积极开展土地承包权有偿退出机制改革，完善土地经营权抵押贷款相关政策法规和实施机制，推广土地经营权入股农业产业化经营模式，完善相关法律制度，形成竞争、开放、有序的土地流转市场。第三，建立维护农民合法权益的保障机制，确保农户在享有土地流转权力的同时，能自主选择土地流转方式、土地流转对象，并赋予农民土地流转价格及收益谈判权，高度重视土地定价问题，确保农户土地租金收益与经济发展水平一致，形成灵活的土地定价机制。 注释：
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 張龙耀、王梦珺、刘俊杰：《农地产权制度改革对农村金融市场的影响——机制与微观证据》，《中国农村经济》2015年第12期。
⑤ 韩留富、崔佳：《深化金融体制改革 增加农业信贷投入》，《学习论坛》2000年第6期。
⑥ 蒋华东：《转变政府投入 引导社会资本投资农业》，《农村经济》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.
作者简介：公茂刚，山东理工大学经济学院副教授，山东淄博，255012;时秋雅，东北财经大学财政税务学院，辽宁大连，116025。
（责任编辑 陈孝兵）