1、-1-产权管制、制度行为与经济绩效 *来自中国农业经济体制转轨的证据（19582005 年）何一鸣 罗必良内容提要：本文构建了一个“产权管制结构体制选择行为经济制度绩效”的新 SCP（结构行为绩效）理论范式以分析经济体制转轨问题，并利用 19582005 年中国农业经济数据实证检验了本文所提出的基本命题：从全面产权管制到产权管制放松是一个计划体制向市场体制转轨的过渡阶段。因此，中国的农业经济体制转轨实质上是农业资源产权管制放松的动态过程，也是租金耗散递减从而制度绩效递增的演进历程。 总之， 产权 管制放松是中国农业经济制度绩效提高的动力源泉。关键词：产权管制 租金耗散 制度绩效 经济转轨 农业
2、改革一、引言自 20 世纪 70 年代末起，中国经济开始从计划体制向市场体制转轨。在这个体制转轨或制度变迁过程中，中国经济经历了持续的增长，创造了“中国奇迹” 。这场大规模的制度变革最早发生于经济最为落后的农业部门，因此，作为中国经济体制转轨最早的领域，同时又是发生制度变迁最频繁、最活跃的产业，农业的经济体制改革，不能不引起人们的关注和学术的好奇。特别在过去的几十年里，中国农业经济制度经历了从人民公社时代的国家全面产权管制到现在的以家庭为决策单位的部分产权管制的变迁，其变化的频率之高、幅度之大、方式之多，可为经济转轨研究提供宝贵的案例素材，也为验证、丰富和发展当前的制度变迁理论提供了可能。事实
3、上，国家对农业产权管制显著的放松性政策安排早就发生在上世纪 70 年代末期，国家对包产到户和包干到户的默认就意味着国家从对农业资源无所不在的管制状态大幅退却，以此交换稳定的税收和农民的政治拥护，原来被管制的剩余索取权重新赋予农民（周其仁，2002）。对于该类产权管制结构变迁的现象，现存的经济理论无法做出合理且完整的解释（杨开忠等，2003） 。已有的制度效率假说（参见 North，1990）也只能回答产权制度为什么变迁，却并未从产权管制放松的角度思考租金耗散对体制转轨的决定性影响。现有的新政治经济学理论却表明，大多数转轨国家的政府以“掠夺之手”强化管制（Shleifer and Vishny，
4、1998） 。但是，对*发表于中国农村经济 ，2010，第 10 期，第 115 页。作者简介：何一鸣，1981 年 5 月出生，男，广东广州人，华南农业大学经济管理学院讲师、博士，通信地址：510642 广州、五山、华南农业大学经济管理学院；联系方式：13802415862，罗必良，1962 年 11 月出生，男，湖北监利人，华南农业大学经济管理学院院长、博士，教授，教育部“长江学者”特聘教授。产权管制、制度行为与经济绩效- 2 -转轨经济系统中的农业产权管制结构是如何发生变迁的，以及产权管制放松的制度绩效如何测定等问题，传统理论还都没有提出一个逻辑自洽和统一的理论框架进行解读和回答。诚然，
5、政府管制及其放松一直是一个极具争议性的课题，自 18 世纪开始，古典经济学家们就懂得管制放松的重要性，新古典经济学文献集中讨论特殊产业的价格和进入管制问题（Viscusi et al.，2000） 。现代管制经济学鼻祖 Stigler(1971)指出，管制起源于利益集团通过寻租游说政府实施产业进出管制政策，从而获得垄断地位及其租金。因此，管制的结果是效率低下和非生产性活动增加。此后，对管制的批评近乎于普遍（Kahn，1971） 。如果管制是有效的，人们则认为它是有害的（Green and Nader，1973） ；如果管制是无效的，人们认为它是浪费资源（Dewey，1974） 。关于管制失败的
6、案例更多有记载（例如 Posner，1974） 。但是，若从新制度经济学来看， （价格或进入）管制只是政府干预市场上私人协约的许多立法行动之一。管制不仅改变了产权结构，还引起经济当事人常常不能预见的复杂经济后果，从而影响某个社会的财富分配及整体福利水平(Alston et al.，1996)。在产权理论演进历史中，Cheung(1974)最早提出产权管制的两大命题： 当合约一方的收入索取权被完全或部分地剥夺时，除非该权利被完全授予另一个人，否则转移的收入将趋于耗散；给定非专有收入的存在及其耗散趋势，涉及的各方都会努力在约束条件下使租金的耗散最小化。在此基础上，Demsetz(1988)正式界定
7、产权管制的核心范畴：当产权受到管制而又不能买断时，就应该强调非价格竞争方式而不是强调价格机制。后者表现为一种运用货币财富影响他人的行为，例如，愿意出高价就能找到卖者，那是买者的自由。若限制这种自由，结果只能是突出“个性的竞争” 。此时，人们为确保生存而竞争租金，只能更加依赖肤色、宗教和家族势力等个性化因素。管制产权束中的各项子权利，使人们无法尽量追求货币报酬最大化，所有者会因此更加放纵自己，以求尽可能地满足自己的个性偏好。如果产权受到管制，人们就会改用各种替代方式调整自己的行为，维护自己的利益，但具体采用哪些方式，多依赖具体情况而定（Barzel ， 1989） 。因此，对人们行使产权的各项具
8、体权利的能力施加管制，会使产品配置及其背后的财富配置格局发生改变（Eggertsson，1990） 。对一组私人权利的一部分施加管制，使之失去权能，就说明这部分权利已经被政府接管或分配给政府。按此逻辑，政府通过对所有者选择用其财产做什么的权利或对其以共同商定的价格将之转让给他人的权利进行干涉和管制而削弱了产权，这是因为对产权的排他性所做的大多数管制会缩小交易的范围，对产权的可转让性所做的大多数管制排除了作为谁得到什么这一问题的解决手段的价格竞争（Pejovich，1990 ） 。而 Olson（2000）认为，一个政府如果有足够的权力去创造和保护私有产权并去强制执行契约，而且受到约束不去剥夺这
9、些个人权利，那么，这样的政府就是“强化市场型”的。换言之，一个国家经济的繁荣与否均取决于该国政府的行为，尤其是没有产权夺取的行为，即不存在产权管制的问题。实证研究也证明，产权管制结构的变迁对于长期经济绩效有着一阶影响（Acemoglu and Johnson ，2005；罗必良、何一鸣，2008） 。就中国的实践而言，自十一届三中全会以来，政府已经从解除对微观经营单位的管制入手，赋予农户以经营自主权和生产激励，逐步形成微观经济组织、资源配置机制和宏观政策环境的“三位一体”管制放松的制度结构（林毅夫等，1999） 。与人民公社时期相比，1978 年后中国农业经济绩效之所以显著提高，是与产权管制的
10、制度因素分不开的，主流文献分离出三条不同的解释路径：一是林毅夫（Lin ，1992）从监管、考核和激励的视角进行数理模型分析；二是运用计量模型实证检验产权制度对农业绩效的作用（例如 McMillan et al.，1989）；三是将中产权管制、制度行为与经济绩效- 3 -国的农地制度变迁过程理解为国家局部归还农民产权的过程，即国家解除人民公社产权管制的动机缘于国家维持全面管制的费用的上升速度快于收益的上升速度，此时国家无力追加开支，农地产权管制放松就开始了（Yang et al.，1992；Liu et al.，1998；何一鸣、罗必良，2009）。本文的结构安排如下：在引言之后的第二部分提出
11、一个“产权管制结构体制选择行为经济制度绩效”的新 SCP（structureconductperformance ，结构行为绩效）范式；第三部分是利用 19582005 年间中国农业经济数据对该范式下的理论假说进行实证检验；第四部分是全文的结论与启示。二、 “产权管制结构体制选择行为经济制度绩效”的新 SCP 范式（一）新 SCP 范式构建：产权管制结构、体制选择行为与经济制度绩效首先，本范式讨论的管制客体是产权，而不是所有权。后者是主体与财产在法律上的占有关系或名义上的归属关系，前者是理性行为主体进入公共领域通过相互竞争而取得的真实权利。在此竞争过程中，所有权的维持或变更与租金耗散没有直接联
12、系，这是因为如果产权主体不能从契约中取得任何剩余收入且缺乏竞争能力，他就没有动力同其他人签约和规定资源的用途，也没有能力使用其资源完整的所有权或排斥他人使用之。这样，所有权主体竞争能力以外的租金留在公共领域，直至潜在产权主体进入攫取使得租金耗散完毕，但此时公共领域内剩余的所有权已经被分割并清晰界定为追租者的产权。关键是，通过讨价还价的贯序博弈竞争过程，把财产权利在国家与个人之间重新分配，就会出现产权管制问题，博弈者或产权主体的行为也因此受到影响。进一步，如果把“产权管制”定义为拥有暴力潜能的国家对产权束（主要包括使用权、收益权和转让权）中的任何一个或多个子权利的运用实施限制甚至删除，那么，它会
13、引起类似于上述情况的租金耗散现象（何一鸣，2010） 。具体地，产权的国家管制使分散决策的个体失去对公共领域中的租金的排他性占有权利，那么，人们相互竞争进入公共领域就会把其租金的净值降为零。值得注意的是，租金耗散只是个程度问题，但只要产权被管制住，公共领域便会出现。而且，产权管制的程度越强，公共领域的范围就越大，租金耗散便越厉害。租金耗散是一种非生产性活动的结果，因而对经济总产出水平会产生负面影响。因此，产权管制程度与租金耗散程度呈正相关关系。此外，产权管制是区分计划、市场和过渡体制这三类制度结构的标尺。例如，在计划体制下，产权被拥有暴力潜能的外部权威剥夺，就是全面产权管制的情况；相反，上述三
14、组子权利均由分散决策的个人所控制，便构成市场体制，此乃完全无产权管制的制度结构；至于过渡体制，则介于前面两者之间，该情况下有部分产权受到管制。即计划体制的产权管制程度最强，过渡体制次之，而市场体制最弱。最后，本文从产权管制公共领域租金耗散理论层面上解释经济体制转轨的制度逻辑机理，构建了一个“产权管制结构体制选择行为经济制度绩效”的新 SCP 分析范式（见图1） 。国家实施管制及放松的客体乃产权束，当该产权束中的子权利被国家管制的数目发生变化时，则会产生三种不同的产权管制状态全面产权管制、部分产权管制和无产权管制，从而构成一个产权管制结构。另一方面，无论国家还是分散决策的个体，都是理性行为主体，
15、但是，他们均在不同的约束条件下实现各自的目标函数最优化，因此会出现不同的制度行为。不过，一个社会在其体制集合（包括计划体制、过渡体制和市场体制）中将选择哪一种，最终取决于产权管制、制度行为与经济绩效- 4 -具有较高谈判能力的博弈主体即国家在约束条件下的目标泛函最优解。而相同的制度行为又会在不同的（内生性和外生性）交易费用约束与（定额、分成或工资）契约激励下产生不同的经济绩效，即制度绩效 1。又因为租金耗散与制度绩效负相关，所以，若以租金耗散程度反映某种制度行为的经济绩效，则可以根据不同产权管制的程度得到不同体制选择行为的最终结果：计划体制的租金耗散最厉害，市场体制则相反，而过渡体制则居中。具
16、体地，图 1 中自上而下的实心细箭头代表产权管制程度的减弱，即产权管制放松过程。从该图可以看出，从以全面产权管制为基础的计划经济体制向以完全无产权管制为特征的市场经济体制的转轨（市场取向的制度变迁） ，是一个产权管制不断放松从而租金耗散递减但制度绩效递增的动态过程。图 1 产权管制结构体制选择行为经济制度绩效的新 SCP 范式（二）范式的几何图解：从产权管制放松到经济体制转轨产权管制与租金耗散程度正相关，但租金耗散与制度绩效负相关，那么，这是否意味着全面产权管制的制度绩效最低而完全无产权管制的制度绩效最高？部分产权管制的制度绩效如何？如果从制度绩效评价的角度出发，三种产权管制状态的制度绩效的排
17、序结果可以进一步转化为租金耗散（ ）程度大小的比较问题。现在，可以通过一个简单的产权租金耗散几何模RD型对上述问题进行证明（具体参见图 2） 。1经济绩效是一个可直接测量的概念，一般用总产出水平来表示，它受到技术、制度与资源禀赋的影响。而制度绩效则是指在考虑租金耗散程度后的某项制度行为对总产出水平所产生的边际贡献，它可以理解为制度行为的经济绩效。因此，下文用租金耗散对经济绩效的边际值来间接衡量制度绩效。按此逻辑，在租金耗散相同的情况下，制度集合中能提供最大产出水平服务的制度安排其制度绩效最高。换言之，若两项产权制度下的总产出水平相等，则租金耗散最小的制度安排的制度绩效最高。结合本文的产权管制逻
18、辑，制度绩效强调的是不同租金耗散条件下制度行为的经济效应，即以租金耗散边际值最小化作为产权管制放松的目标准则。管制客体：产权束主体：国家与个人产权管制目标最优化制度行为经济制度绩效全面产权管制部分产权管制完全无产权管制计划体制过渡体制市场体制租金耗散最大租金耗散中等租金耗散最小管制结构 体制选择 制度绩效产权管制放松约束条件 交易费用契约激励PAPp PgPs0B产权管制、制度行为与经济绩效- 5 -E G D图 2 产权租金耗散几何模型在图 2 中，每单位产出的价值用纵轴 P 来表示，公共领域内追租个体数目用横轴 L 来表示。为了简化， 和 分别代表平均产品价值曲线和边际产品价值曲线，并假设
19、边际VAPM要素成本 等于由各种可供选择的外部市场供求关系决定的工资率 。FC W从图 2 可知，当公共领域内的资源价值（公共租金）一定时，攫取租金的个体越少，每个主体分享的租金就越多。具体地，完全无产权管制下个人获得的垄断租金最大，部分产权管制下租金次之，而全面产权管制下租金为零：在完全无产权管制下，公共领域已经被分散决策个体占有而成为其私人领域，他们将根据其边际条件（ ）确定追租个体数目 ，VMPpL从而获得租金 ；全面产权管制下，尽管存在唯一的所有权主体国家，但是，spPBERS此时产权的真正所有者缺位导致没有一个人有权排斥他人进入公共领域。这样，大量的追租者可以随意地进入公共领域并相互
20、争夺公共租金直至它全部被耗散消尽为止（ ） ，从而达0sR到均衡状态（ ） ，此时的追租个体数目为 ；当权利被部分管制时，追租个体数VAWsL目超过无产权管制时的追租个体数目但小于完全产权管制时的追租个体数目（ ） ，pgsL因此，对应地在公共领域内，部分产权管制下的租金低于无产权管制时的租金但高于全面产权管制时的租金（ ， ） 。此外，由于在各产权管制均衡点上的追租sgPCGpRS0gsR成本等于总租金价值与最终攫取到的剩余租金价值之差，而被耗散掉的租金就是用于攫取该剩余租金所付出的代价，因此，追租成本的大小就是租金耗散的程度。这样，若从租金耗散的程度由小到大排序，则分别是完全无产权管制的租
21、金耗散最小（ ） ，部分产0spspPBERDS权管制的租金耗散次之（ ）而全面产权管制的租金耗散最大（0spsgspgPBECGPBEDS） 。如果用租金耗散的程度来代表效率损失的高低，那么，完全无产权管spspPBEPRDS制因为租金耗散最小而最有效率，全面产权管制因为租金全部耗散尽而效率最低，而部分产权管制效率居中。根据上述范式的逻辑推理，此时，可以得到两个理论假说：假说 1 ：从全面产权管制到部分产权管制，再到完全无产权管制，是一个计划体制向市场体制过渡的过程，其实质乃产权管制放松。假说 2 ：租金耗散程度随着产权管制减弱而递减，因而产权管制放松是一个租金耗散不断减少而制度绩效递增的过
22、程。三、假说检验：来自中国农业经济体制转轨的经验证据CMCF=WLp Lg Ls LVAPVMP产权管制、制度行为与经济绩效- 6 -从经济体制转轨的历史经验来看，中国农业资源在 1958 年开始实施全面产权管制。该年，中央做出关于在农村建立人民公社问题的决议 ，把从互助组到初级社再到高级社全部变为人民公社，农业资源因而由农民个体所有制变为集体所有制。然而，这场公社化运动导致19591961 年间严重的农业危机，迫使国家在 1962 年通过“队为单位，三级所有”的管理组织形式对公社制度进行修正。不过，人民公社的生产队制度直到 1983 年前仍然是当时基本的农业经济制度，直至 1983 年末，中
23、国有 94.4%的生产队采用了以家庭为基础的产权制度，从而取代前者成为新的基本产权制度（Lin，1992） 。事实上，人民公社时期的集体所有制本质上乃一种国家全面产权管制制度下的组织形式，因为在该制度下，国家垄断了农产品的全部收购，严禁长途贩运并限制自由商业贸易，关闭农村要素市场，以及隔绝城乡人口流动，从而成为了所有经济要素（土地、劳动和资本）的第一决策者、支配者和收益者，集体在合法的范围内，仅仅是国家意志的贯彻者和执行者。农业生产的特殊属性使在团队生产中天然具有机会主义倾向的团队成员会采取偷懒行为，而且监督和测量个人边际贡献的成本的存在导致成员间相互监督失败。所以，若没有专门的监督者监督，团
24、队的生产效率将十分低下。要激励监督者进行有效的监督活动，最好是授予其获取团队剩余收入的权利。按此逻辑，对于人民公社时期的农业团队生产活动，就应该让监督者享有剩余索取权，但人民公社的生产队制度却没有赋予村干部、大队长等剩余索取者以合法地位，则“监督失灵”导致的效率低下不可避免。到了 1984 年初，中国农村地区几乎所有的生产队都开始采用以家庭为基本单位的联产承包责任制这一新的制度安排。它虽然保留集体对大部分资源的使用权和转让权的部分管制，但让家庭成为自身经济活动的剩余索取者，不但使劳动偷懒问题得到了有效解决，租金耗散的大幅下降也提高了农业经济制度绩效。换言之，若从产权而非所有权的角度看，中国农业
25、经济经历了由国家全面产权管制的计划体制到今天的部分产权管制的过渡体制的变迁。本文已经在逻辑上推导出不同产权管制状态产生不同制度绩效的理论假说，对此，将进一步通过历史数据进行实证检验。（一）数据来源、变量选取与测量对于上文的假说，本文收集 19582005 年的中国农业经济数据进行验证。其中，19581998 年的数据来源于新中国五十年统计资料汇编 1，19992005 年的数据来自20002006 年的中国统计年鉴 2。诚然，经济学之所以成为一门经验科学，是因为人们能够从一组行为假定和条件限制出发推导出一些假说或理论框架，它们将看似互不相关的现象和属性通过逻辑推理联系起来，对现象做出解释，得到
26、可检验的含义。这是一种立足于推导和检验的实证分析传统，也是本文所坚持的方法论原则。因此，本文在解释不同产权管制状态下的制度绩效差异时也会遇到其他所有经验性经济研究面临的共同问题：一方面，经济行为效应具有多种形式；另一方面，需要考察和具体把握真实世界中可测量的变量并选择出其中一些既能简化理论又能与给定的理论范式一致的解释变量。因此，要提炼出可检验的理论含义，就必须通过关键变量把关于经济行为的理论假说限定在某种特定的形式上，从而转化为一个约束条件下的目标函数最优化（租金耗散最小化）行为。就中国农业经济体制转轨而言，要运用已经推导出的理论范式来解释，就必须首先分析其解释变量，本文认为它是租金耗散。这
27、里，本文尝试使用数据包络分析（DEA）的非参数方法估算农业资源低效率配置造成1国家统计局国民经济综合统计司（编）：新中国五十年统计资料汇编 ，中国统计出版社，1999 年。2国家统计局：中国统计年鉴 （20002006 年，历年） ，中国统计出版社。产权管制、制度行为与经济绩效- 7 -的租金耗散，即以效率损失作为后者的测度指标。本文用 表示相对有效性 (, ) Dinputot即距离函数，但需要考虑农业经营规模的效率问题，把效率损失视为租金耗散 1，通过把凸性约束条件 添加进去，则 DEA 模型就是求解在规模报酬变化条件下的距离函数最小化1TI问题：（1）,= ( ,) . 0;1,.10i
28、TMinputotstoQitXiII这里，假定有 I 个时间段，每个时间段有 N 种投入和 M 种产出。第 i 个时间段的投入与产出分别用列向量 和 表示， （NI）投入矩阵 X 与（MI）产出矩阵 Q 代表所有inputiotI 个时间段的序列数据。此外，用 表示标量，而 表示一个（I 1）的常数向量， 表示1TI元素为 1 的（I1）的矩阵的转置形式。在规模报酬变化条件下衡量效率的时间序列变化，将经济效率损失分解为 。此处， 为纯技术效率， 为规模效率。其中，1LETSTESE本文以乡村从业人员数（单位：万人） 、农作物总播种面积（单位：千公顷）和农用机械总动力（单位：万千瓦）作为投入变
29、量，农业总产值（单位：亿元）为产出变量。最后运用软件DEAP2.1 计算，具体结果见表 1。表 1 中国农业资源扭曲配置效率损失的变动（19582005 年） 单位：%年份 效率损失 年份 效率损失 年份 效率损失 年份 效率损失 年份 效率损失1958 67.6 1968 60.1 1978 80.8 1988 50.7 1998 6.101959 72.0 1969 65.9 1979 71.8 1989 58.4 1999 12.41960 74.2 1970 66.0 1980 71.9 1990 50.7 2000 18.31一般地，在 DEA 理论框架下衡量，经济效率的提高归因于技
30、术改进或要素数量增加 ,这表现为不同时期的生产可能性曲线的向外移动。但是，该理论是在无产权管制的前提下建立起来的，对于市场体制发展完善的国家或地区而言，这种理论能够测算出经济效率。不过，对于像中国这样的转轨经济体而言，制度因素应该成为解释经济效率改进的关键。因此，按照本文的逻辑，中国农业经济绩效的提高应该是产权管制放松后分散决策个体有动力和资格把资源用于最优途径而实现其价值的表现。这是因为产权管制放松不但使农业技术效率提高和组织技术结构优化而引起既定时点的决策单位从生产可能性曲线内部向该曲线移动，而且，更重要的是，分散决策的个人拥有了配置资源的剩余控制权和剩余索取权，他们能够根据自身的比较优势
31、和价值偏好把资源权利运用到对其评价最高的地方，由比较优势发挥作用所产生的专业化生产进而形成高效的分工合作生产网络和工作流程。所以，产权管制放松后的农民成为农业资源的产权所有者，这就激励他们投入比在产权管制下更多的劳动，从而开发更大面积的耕地和使用数量更多的农业机械设备，农业生产要素或资源投入品因而几何倍数地增长，农业制度绩效从而经济绩效也随之几何级数地扩展，才在几何图上表现为生产可能性曲线向外移动。相反，在产权管制下，技术进步缓慢甚至倒退，农民没有积极性把自身劳动力和其他要素投入到生产性活动。特别是在人民公社内部，社员的产权被管制住，此时他们又不得不留在人民公社内（退社权也被管制） ，他们唯一
32、愿意努力做的就是占有人民公社里面没有主人的有价值的资源。这样，被剥夺退出权的社员不但没有最优配置人民公社资源的动力，反而争相把这些公有资源运用到自己的自留地上，这是人民公社内的租金耗散形式，也是导致该时期农业制度绩效低下的原因。所以，产权管制状态（人民公社制度）下的效率损失可以视为租金耗散，这表现为生产性可能曲线向内移动。产权管制、制度行为与经济绩效- 8 -1961 67.9 1971 68.9 1981 70.3 1991 49.6 2001 17.91962 67.8 1972 71.6 1982 68.0 1992 46.5 2002 18.21963 66.5 1973 67.8 1
33、983 67.2 1993 38.9 2003 19.31964 63.3 1974 70.6 1984 55.2 1994 18.9 2004 1.51965 64.1 1975 76.7 1985 55.9 1995 10.6 2005 9.11966 67.6 1976 80.5 1986 55.6 1996 9.61967 51.9 1977 83.5 1987 53.8 1997 3.7从表 1 可以看出，人民公社化运动之后，中国农业资源扭曲配置造成的效率损失都很高，例如，1958 年的效率损失指数为 67.6%，即大部分农业资源都没得到有效利用。到了 1976 年、1977 年和
34、1978 年，农业效率损失指数更达到 80%以上。但是，经过 1978 年市场取向型产权管制放松的制度创新后，农业资源扭曲配置造成的效率损失迅速下降，说明资源配置也开始得到改进。特别是自 1984 年后，全国的农业资源扭曲配置造成的效率损失不断降低，效率损失指数 1994 年降到 18.9%，1999 年低于 13%，2004 年在 10%以下，19792005 年期间，农业配置效率损失指数下降了近 70 个百分点。如果把农业资源扭曲配置造成的效率损失作为租金耗散（后者是一种非生产性活动因而是有损效率的） ，上述数据的变动趋势同时也证明了中国农业经济体制转轨是租金耗散最小化的理性选择。事实上，
35、1978 年后中国农业产权制度创新是把剩余索取权重新赋予分散决策的农民，获得剩余索取权的农民就具有最佳使用资源的积极性，资源因而能够较自由地流向对其评价最高的主体手中，实现最优配置。总之，产权管制放松后农民家庭经营获得专业化分工效应和规模经济效应，因此，过去扭曲农业资源配置所产生的效率损失即租金耗散得到大幅节约，农业剩余产品从而不断提高。（二）假说检验为验证假说 1，就需要比较产权管制放松前后租金耗散 (用效率损失表示) 与经济绩效RD(用农业总产值表示)关系的变化及其差异。为此，本文对它们进行结构稳定和突变的邹转折Y点检验（Chows breakpoint test ） 。1.结构稳定的协整
36、分析。本部分将使用 Engle-Granger 两步法对 与 之间的关系进行协Y整检验。（1）序列的稳定性检验。在协整检验之前，首先使用 ADF (augmented Dickey-Fuller)检验法和 PP（Phillips-Perron）检验法进行单位根检验，结果如表 2 所示。表 2 单位根检验结果ADF检验 PP检验时间序列 ADF统计值MacKinnon临界值 检验类型 平稳性PP统计值MacKinnon临界值检验类型 平稳性结论Y-0.2251 -4.3226 c, t, 1 否 -0.2506 -4.3082 c, t, 3 否 非平稳-2.8779 -4.3382 c, t,
37、 1 否 -2.9481 -4.3226 c, t, 3 否 非平稳2-6.1285 -4.3552 c, t, 1 是 -4.1557 -3.6959 c, 0, 3 是 平稳RD-1.7653 -4.1420 c, t, 1 否 -1.6326 -4.1383 c, t, 3 否 非平稳产权管制、制度行为与经济绩效- 9 -RD-3.3981 -4.1498 c, t, 2 否 -5.8268 -4.1420 c, t, 3 是 不确定2-8.0240 -4.1498 c, t, 1 是 -10.706 -4.1458 c, t, 3 是 平稳注：零假设是变量存在单位根，检验的统计值大于临
38、界值则接受零假设，变量序列是不平稳的。MacKinnon 临界值为显著性为 1%的临界值；检验形式（c, t, l）中的 c、t、l 分别表示模型中的常数项、时间趋势和滞后阶数。由表 2 可知，当本文对各个序列的水平值进行检验时，检验结果均表明不能拒绝“存在单位根”的原假设，说明各序列均是非平稳的；当对各个序列的一阶差分进行检验时，检验结果仍不能显著地拒绝原假设；而当进行二阶差分检验时，检验结果显示，各变量序列均在 1%的显著性水平下拒绝原假设。所以，本文可断定样本中的各个序列均为非平稳的二阶单整过程即I(2)过程。综上所述，两变量满足具有协整关系的前提条件，可以进行协整分析。（2）协整分析。
39、对变量进行普通最小二乘回归，生成残差序列并对其进行稳定性检验。检验结果如表 3 所示。表 3 残差序列稳定性检验注：零假设是变量存在单位根，检验的统计值大于临界值则接受零假设，变量序列是不平稳的。检验形式（c, t, l）中的 c、t、l 分别表示模型中的常数项、时间趋势和滞后阶数。由表3可以看出，残差序列的ADF统计值均大于三个临界值，表明残差序列不平稳。据此，本文认为两个变量之间不存在协整关系。然而，通常的协整检验假定经济变量之间的长期均衡关系在整个样本期间内稳定。如果在样本期间内经济环境发生了显著变化，这个假设将不再成立。根据假说1，本文推测农业产权管制结构变迁对农业经济绩效与租金耗散的
40、影响程度可能发生了变化，因此，需要考虑“特殊制度事件”发生对两者长期关系的影响。2.结构突变的协整分析。为得到稳健的结构突变时机，本文结合家庭联产承包制在全国推行而对农业经济绩效的影响，对位于“改革开放时期”的1983年、1984年和1985年的观测值分别进行邹转折点检验。检验结果如表4所示。表 4 邹转折点检验结果转折时间点统计量1983年 1984年 1985年F统计值 1.9440（0.1552） 2.1159（0.1326） 1.7226（0.1904）对数似然比统计值 4.0645（0.1310） 4.4078（0.1104） 3.6186（0.1638）瓦特统计值 3.8881（0
41、.1431） 4.2318（0.1104） 3.4452（0.1786）注：表中括号里的数值为相应统计值的伴随概率。ADF 检验显著性水平1% 5% 10%MacKinnon临界值 -4.3382 -3.5867 -3.2279ADF统计值 -1.3603 -1.3603 -1.3603检验形式 c, t, 1 c, t, 1 c, t, 1产权管制、制度行为与经济绩效- 10 -表4中的结果显示，在1983年、1984年和1985年三处中，1984年各个统计值的显著程度最高。结合本文考虑的农业产权管制放松后制度结构调整产生的制度绩效变化，故本文认为，样本在1984年以后结构参数发生了改变。这
42、就证明了假说1，即1984年是产权管制结构真正发生改变的转折点。因此，本文以1984年为分界点，把中国农业经济体制划分为两个阶段，即19581984年的全面产权管制的计划体制时期和19852005年的部分产权管制的过渡体制时期。然后，分别对农业经济绩效与租金耗散进行协整检验（见表5） ，最后得到单方程误差修正回归模型，结果见表6。表 5 两个阶段的 Johansen 协整关系检验结果时间阶段 似然比统计值 5%临界值 1%临界值 零假设19581984年 3.47 3.76 6.65 至少有一个协整向量19852005年 0.85 3.76 6.65 至少有一个协整向量注：似然比统计值小于临界
43、值表示在显著性水平下接受零假设。根据表5，在5%的显著性水平上对应的两个阶段的协整方程分别为：（2）19584195842-.07.306()(2).361t tYRDW（3）198501985202-75(.4)(.43)87t tRD（2）式、 （3）式中，括号内数字为回归系数和常数项的 统计值。t表 6 显示两个时期的租金耗散与农业绩效之间均存在反向运动关系。但是，两者滞后一期的误差修正项的调整系数在 19581984 年间和 19852005 年间分别为正数和负数。前者表明在 19581984 年间，当 时， 向上偏离长期均衡，调整系数 0.1363(1)0ECMt(1)Rt会提高 的
44、增量，使 更加偏离长期均衡；反之，当 时，()RDtR(1)0ECMt向下偏离长期均衡，调整系数 0.1363 会减少 的增量，使 更加偏离长期1 DtRt均衡。同理，在 19852005 年间，当 时， 向上偏离长期均衡，调()t整系数-0.0125 会减少 的增量，使 向长期均衡靠近；反之，当 时，()t ()向下偏离长期均衡，调整系数-0.0125 会提高 的增量，使 向长期均衡()t ()Rtt靠近。表 6 结构突变的两阶段单方程误差修正估计结果（被解释变量为 ）()Yt解释变量 方程 1（19581984 年） 方程 2（19852005 年）()RDt-791.2923 *（223
45、.4623） -10004.6100*（1748.9960）1ECM0.1363*（0.0309） -0.0125*（0.0746）产权管制、制度行为与经济绩效- 11 -常数项 70.4529*（11.3169） 550.2477*（140.6071）调整的拟合系数 0.5463 0.6129F检验的伴随概率 0.0000 0.0000注： *、*和*分别表示在10%、5% 和1%的水平上显著；括号中的数值表示回归系数的标准误。最后，本文通过表 6 可以计算两个时期的农业经济制度绩效，具体结果如表 7 所示。表 7 中国农业经济制度绩效比较（19582005 年）产权管制结构 回归系数 a
46、租金耗散边际值 b全面产权管制时期（19581984 年） -791.2923 0.00126部分产权管制时期（19852005 年） -10004.6100 0.00009注： a 该列数值为表 6 中的回归系数； b 该列数值是回归系数的绝对值的倒数，因为回归系数是 RD 作自变量、Y 作因变量的一阶导数值，其倒数绝对值就是租金耗散的边际值。表 7 中的结果表明，部分产权管制下的租金耗散要小于全面产权管制下的租金耗散。换言之，从全面产权管制过渡到部分产权管制的产权管制放松过程是一个租金耗散不断减少的过程，即产权管制放松是一个租金耗散最小化的制度选择，这就验证了假说 2。对于该结果，本文的经
47、济解释是，人民公社时期农业资源的一切计划安排均由国家定夺，集体只是作为“次级行动团体”负责国家计划的具体执行而没有决定生产什么、生产多少、怎样生产和为谁生产的权利。在这种产权被完全管制的环境下，除了管制者即国家，任何其他个体都无权排斥他人使用、索取和转让资源，于是，人人争相夺取这些共有资源，最终导致公共领域里的净租金下降为零。严重的租金耗散，造成该时期农业制度绩效大幅下滑。另一方面，从产权管制的角度看，尽管农户现在获得了收益权，但是，其使用权和转让权仍然受到国家法律的管制。前者的个人赋予使得该产权安排的租金耗散接近市场自然演化而成的私有产权，而后者即使用权和转让权的管制使得现今的农业产权制度的
48、运行成本要高于自由市场下的私有产权制度的运行成本。但是，与过去的产权完全被管制的制度相比，在现有的部分产权管制状态下租金耗散边际量已经大幅减少了，因此，其经济制度绩效应该高于过去。例如，从表 7 可以看出，在 19581984 年间的全面产权管制时期，租金耗散的边际值为 0.00126，即每提高 1 单位的农业产出就会产生 0.00126 单位的租金耗散。但是，当中国农业进入 19852005 年的部分产权管制时期，其租金耗散的边际值便下降到 0.00009，即每增加 1 单位的农业产出只耗散掉 0.00009 单位的租金。换言之，就租金耗散边际值而言，部分产权管制时期比全面产权管制时期减少了
49、 92.86%。最后，从前文的逻辑推演可知，租金耗散是一种生产效率的损失，若以此反向表示经济制度绩效，则中国农业经济制度绩效在产权管制放松后相应地提高了92.86%。四、结论与启示本文从产权管制公共领域租金耗散理论层面上解释中国农业经济体制转轨的制度逻辑机理，构建一个“产权管制结构体制选择行为经济制度绩效”的新 SCP 分析范式。从该范式推导出的理论假说认为，从以全面产权管制为基础的计划经济体制向以完全无产权管制为特征的市场经济体制的转换，即市场取向的经济转轨，是一个产权管制不断放松从而租金耗散递减的过程。换言之，中国的农业经济制度变迁实质上是国家把农业资源产权集合中的全部或部分权利重新赋予农民运用并执行的动态过程，从而也是租金耗散不断减少的过渡阶段。总之，产权管制、制度行为与经济绩
