一.   引 言

中国传统农业生产以家庭农场为主，农户独立经营自有或租赁的土地，农地规模小、地块分散，具有小农经济特征。新中国的土地改革实现了耕者有其田的目标，但主流观点认为小农经济落后，主张社会化大生产的学派否定了小农经济。^①1953年过渡时期总路线提出农业社会主义改造目标，把个体私有制改造成社会主义集体所有制，农业生产组织经历了从单干到互助组、再到初级合作社和高级合作社的骤变。截至1956年底，加入农业合作社的农户占全国农户总数96.3%，其中加入高级合作社的农户占87.8%，农业社会主义改造基本完成^②。

土地改革赋予了农民土地所有权，农业合作化则取消了生产资料私有制，中国几千年历史的小农经济骤变为社会主义集体经济。在运动期间，主流意识形态极力宣传合作化要优于单干，^③但关于合作化对农业生产发展的影响，学术界尚未达成共识。

一种观点认为，农业合作化运动取得了良好的绩效，促进了农业生产发展。Lin认为，在1952—1958年期间农产品全要素生产率呈上升趋势，合作化运动初期是成功的^④。高化民将中国的合作化与苏联农业集体化进行比较，分析了合作化运动成功的经验^⑤。高照明认为，组织制度的创新带来了技术创新，使得1953—1957年的农业合作化运动显示出积极的效果，粮食产量不断增加^⑥。王曙光提出“契约−产权假说”，认为合作化运动的初期产权完整性在一定程度上尚可得到保障，同时合作社成员之间建立了较为平等自主的契约关系，因此全要素生产率和农业产出在初期呈上升趋势^⑦。张勇研究分析了湖南省长沙县互助组的经济绩效，认为从总体上看互助组在发展生产上较单干户强，但少数地区互助组的绩效不尽如人意。^⑧黄英伟和张晋华认为，高级合作社成立的1956年取得了显著的成就，对农户增收的效果是显著的^⑨。常明明研究发现在高级社中，部分合作社劳动生产率提高，但有些合作社出现下降。^⑩

另一种观点认为，中国农业合作化运动不仅没有取得理想的效果，还阻碍了农业生产力的发展。武力分阶段研究合作化进程及其经济绩效，认为合作化运动初期各组织采取了慎重的态度和稳妥的步骤，促进了农业经济的恢复发展；但1953年底以后，合作组织规模不断扩大，违背自愿互利的原则，农业经济效益出现了严重下滑^⑪。李安增和陈招顺认为，农业合作社初期的两年，农业增产是在调动农民生产积极性及增加国家对农业投入的基础上实现的；从实际情况看，合作社不仅没有创造出农业应有的繁荣局面，反而阻断了劳动者与生产资料以及最终劳动成果的联系，影响了农民的生产积极性，使广大农村长期处于贫穷的困扰之中^⑫。尹钛对林毅夫的说法提出质疑，认为合作化初期的增长是源于农业生产投入的增加、恢复性生产的惯性及国家初期成功的农业政策，而合作组织是没有效率的^⑬。叶扬兵认为，初级合作社的良好绩效在相当程度上带有人为干预的色彩，不能根据当时初级合作社的良好绩效，就声称初级合作社就一定胜过互助组和单干户，高级合作社优于初级合作社的说法是不能成立的^⑭。范连生根据黔东南的初级合作社研究认为，初级合作社建社初期在一定程度上提高了农业生产率，但随着初级合作社自身的问题和矛盾的暴露，阻碍了生产力的进一步发展^⑮。Chen and Lan发现，在1955—1957年合作化运动过程中，大规模役畜被屠宰，使得农业生产资本投入下降，低资本投入和低生产效率导致粮食产量下降^⑯。

综上所述，现有研究关于新中国合作化运动的绩效存在很大分歧，这种分歧主要来源于研究方法的缺陷。现有文献衡量农业生产绩效的指标主要是农业总产量或全要素生产率。农业总产量指标在政治学、历史学领域应用居多，利用典型证据法考察合作化的绩效或评判其优越性^⑰。总产量指标能够说明产量的变化，但导致产量变化的因素包括要素投入、技术进步、制度变迁等。如图1所示，农业总产出在新中国初期的确增长迅猛，但同时农业生产的要素投入也大大增加，这可能是农业产量增加的主要原因。全要素生产率指标衡量了除劳动、土地、资本等要素投入后，其他因素对农业产量的影响。图1表明，新中国农业的全要素生产率在1954年后的确有所增长，但无法确定是制度变迁所致。特别是，在合作化运动时期，中国农业技术取得了诸多进展，农作物品种革新、病虫防治、土壤改良、新式农具推广等技术进步大大促进农业生产。因此，全要素生产率的提高可能是技术进步所致，而非农业生产组织结构的作用。概言之，新中国建立初期的合作化运动对农业生产效率的影响有待研究。

图 1

图 1  新中国农业生产与要素投入（1952—1956年）

　　数据来源：Guanzhong James Wen, “Total Factor Productivity Change in China’s Farming Sector: 1952−1989,” Economic Development and Cultural Change, 1993, 42, pp. 1-42.

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本文理论分析表明，农业生产合作化产生规模效益和监督成本，其净收益取决于两者之差；合作组织的自由退出权可以降低监督成本，提高合作组织的净收益。本文以互助组、初级合作社、高级合作社参与率度量农业生产组织的演变，利用22个省份1950—1956年省级面板数据进行实证检验。研究发现，总体上看，互助组与单干户的农业生产率没有显著差别，初级合作社和高级合作社的生产率则低于单干户。分地区看，新解放区合作化政策更激进，农民退出权缺乏保障，三种合作组织的生产率均低于单干户；老解放区合作化政策较保守，初级合作社生产率低于单干户，互助组和高级合作社与单干户没有显著差别。在1954年中农和富农入社比例越高的地区，合作化运动越激进，互助合作组织的产值也越低。合作社效率与组织规模呈倒U型关系，且与劳动报酬占比负相关。因此，新中国农业合作化的生产绩效既取决于具体的组织形式，又与政策激进主义密切相关。

本研究意义如下：（1）本文将互助合作组织的规模效应和监督成本引入理论分析模型，给出了合作组织利润最大化的边际条件，并分析了农民退出权在提高合作组织生产率中发挥的作用。这一理论框架具有普遍适用性，为我们理解合作组织的生产效率提供了一个统一的分析框架。（2）本文摈弃了以往单纯比较合作化前后农业生产总值或者全要素生产率的做法，以三种合作组织参与率度量农业生产组织方式演变，利用柯布·道格拉斯生产函数控制农业生产投入和技术进步，检验了组织制度变迁对农业发展的影响，并识别了农民退出权对组织生产率的影响。（3）当前关于最优的中国农业生产组织方式存在争论，规模化经营论者认为，中国传统的小农经济过时了，主张通过合作化生产实现规模经济。本文研究表明，合作组织的效率不一定比传统的家庭农场高，特别是盲目追求规模而强制性推行合作化会损害农民利益，反而会抑制农业生产发展。

本文余下部分安排如下：第二部分介绍新中国合作化运动的制度背景，第三部分阐述理论假说，第四部分介绍数据与模型，第五部分讨论实证研究结果，第六部分是结论性评述。

二.   合作化运动的制度背景

一   新中国的合作化运动

新中国成立后，在新解放区土地改革运动如火如荼之际，一些老解放区，经过早期的土改和互助生产，经济状况有所改善，出现了贫富的自然分化。毛泽东根据列宁相关理论，认为这种“自发势力”的存在和发展，将把中国农村带向资本主义，主张坚决打击“自发势力”^⑱。毛泽东批评了互助组不能生长为农业生产合作社和现阶段不能动摇私有基础的观点，主张积极引导农民走合作化道路^⑲。1951年12月中共中央发布《关于农业生产互助合作的决议（草案）》。截止到1953年冬季以前，全国的互助合作运动都是以互助组为主，农业生产合作社在绝大部分地区只是试办，在个别地区是初步发展^⑳。

1953年9月过渡时期总路线提出农业、手工业和资本主义工商业的社会主义改造，解决生产资料所有制问题。1953年12月中共中央通过《关于发展农业生产合作社的决议》，提出了农业社会主义改造的具体道路，确立的发展目标是“从1953年冬季到1954年秋收以前，全国农业生产合作社应由现有的14000多个发展到35800多个。”自此，老区的农业生产合作社由试办进入发展阶段，以互助组为中心转向以农业生产合作社为中心，新区普遍开始试办农业生产合作社，农村迅速掀起了一个大办农业合作社的高潮^㉑。

在1954年秋后的合作社发展中，部分地区违背了积极引导、稳步前进的方针，出现了急躁冒进倾向，加上1954年不少地方自然灾害严重，各地供求矛盾日益明显，1955年春更加紧张。1955年初中央提出“收、缩、发”的方针，对于稳定农民情绪，巩固农村社会主义阵地起了很重要的作用^㉒。1955年7月，毛泽东作了《关于农业合作化问题》的报告，发起了批“小脚女人”的反右斗争，号召打破清规戒律，并预言全国农业合作化的高潮即将到来。如图2所示，新中国初期农业生产经历了从家庭单干到高级合作社的巨变，其中1955年后中国农业合作化运动急剧升温，在短短一年时间内参加高级合作社的农户比例即从1955年底的4%增加至1956年底的87.8%。

图 2

图 2  新中国合作化进程（1950—1956年）

　　数据来源：史敬堂：《中国农业合作化运动史料（下册）》，北京：生活·读书·新知三联书店，1959年，第992−1019页。

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二   不同合作组织的特征

从1950—1956年间，中国农业生产组织经历了从“家庭单干−互助组−初级合作社−高级合作社”的转变，不同合作组织在组织规模、所有权和收益分配等方面呈现出不同的特征。

互助组是由约4—5个相邻的农户组成的较为简单的合作组织，高潮时期规模提高到约12户一组，有临时互助和常年互助两种。在临时互助组中，农户保持土地、农具、牲畜等生产资料所有权及独立经营权，仅在农忙时对包括人力在内的各种生产资料进行交换和调剂，土地所得归私人所有。常年互助组实行农业生产的互助和副业生产的互助相结合，有简单的共同生产计划，并且逐步把劳动互助和提高技术相结合，有了一些技术分工^㉓。初级合作社由约20—30个相邻的农户组成，高潮时期社员规模达到约50户一社。初级合作社生产实行“土地入股，统一经营”，在耕畜和农具等方面也根据具体的情况，实行有偿的共同使用，各社依据具体情况积累适当比例的公积金。农户收入来自土地的分红和劳动贡献报酬，劳动力分红比例原则上高于土地。高级合作社最初大约由30个农户组成，但很快变成包括各村的全部农户，大约150—200户；私有土地转为合作社集体所有，耕牛和大型农具全部要折价入社，取消土地分红，实行完全的按劳分配，劳动计量采用工分形式，股份基金由全社的劳动力分摊。

可见，新中国农业生产组织经历了从家庭单干到高级合作社的剧烈变迁，合作组织的农户规模增加，生产要素共有性质增强，收入分配倾向于按劳分配，农业生产从私有制转变为集体所有制。

三   合作化过程中农民的退出权问题

农业合作化过程中农民是否拥有退出权是决定合作社成效的关键，但关于农民是否真的享有退出权尚存争议。林毅夫认为，合作化运动的早期阶段，自愿原则得到了强调，且遵守得相当好，直到人民公社建立后，农民的退出权才被剥夺^㉔。Kung则认为，中国的合作化运动过程中没有遵守自愿原则，至少在中农和富农中是这样。^㉕中共中央关于农业互助合作的政策文件一直强调“组织起来”要按照自愿和互利的原则，但在实践中合作组织的退出权因时因地因阶层而异。

首先，互助组没有触及到生产资料的所有权问题，组织相对比较涣散。根据卢晖临对汪家村合作化个案研究，发现农民在回忆互助组阶段的时候，普遍感觉是，“和解放前种田没有什么大的区别”^㉖。其次，从互助组发展到初级合作社，政府动员的成分大了许多，包括大讲合作化的好处和光明前景，对不合作者种种经济上的限制，重新分配合作带来的利益等方面^㉗。据江苏省1954年10月的调查，宿迁等县的部分区乡干部，为了单纯追求办社数字，对群众施以种种威胁。^㉘1954年春，在山东莱阳地区，粮食局把原来由单干农民干的碾米、修仓、晒粮等活都交给合作社干，公共场所的粪也优先卖给合作社^㉙。1955年安徽省凤阳县检查发现，强迫农民入社的形式多种多样，包括威胁、经济引诱、开会熬鹰、加重负担、体罚等^㉚。其他地区，如陕西省渭南地区、河北省安平县也都有相关的强迫入社的材料^㉛。除了强迫入社外，不少地方合作社在处理土地入股、耕牛和农具折价等方面，都严重违背了互利政策，生产上更是出现普遍混乱现象^㉜。概言之，由于互助组没有触及生产资料的所有权问题，农民拥有退出权；初级合作社和高级合作社，生产资料所有权逐步变为集体所有，集体对农户的限制增加，农户并不拥有完全的退出权。

最后，合作化运动中的强迫命令作风还存在地区和阶层方面的差异。如图3所示，在合作化运动初期，老解放区的合作组织无论在规模还是在形式上都处于领先地位。然而，1955年合作化运动进入全面发展的高潮阶段后，至1956年底，高级合作社的农户占全部农户数量的87.8%，各省几乎统一完成社会主义改造任务。相对于老解放区，新解放区实现了更大的跨越性发展，存在更多的违背自愿互利原则的情况。另外，在合作化过程中，不同阶级也表现出不同的合作化热情。初级合作社以土地入股，按要素分配和按劳分配相结合，以按劳分配为主；高级合作社将土地在内的生产资料集体化，采取按劳分配原则。这种生产资料所有制和分配制度，实际上是抽肥补瘦，损害中农和富农的利益，遭到了中农和富农阶级的抵制。因此，中农和富农阶层在很大程度上是被动员甚至强迫入社的。

图 3

图 3  新老解放区合作化程度比较

数据来源：史敬堂：《中国农业合作化运动史料（下册）》，第992—1019页。

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可见，新中国合作化运动中，农民退出权在不同的组织形式、不同地区、不同时期和不同阶层均存在差异，农民退出权是不完全的。

三.   理论假说

合作化可以解决农业生产中劳动力和生产资料不足的问题，发挥劳动力专业分工的优势，同时规模化生产有利于农业技术指导、机械化生产和农业信贷资金的应用，合作组织产生规模收益。另一方面，根据Alchian and Demsetz关于团队生产的经典研究，在团队生产中如果对劳动的衡量和监督不完备，团队成员往往会产生“搭便车”等机会主义行为，团队生产存在监督成本^㉝。由于农业生产具有区别于工业的特点：（1）受人类社会和自然条件（气候、土壤、水分、空气、光照等）的双重制约，面临社会及自然的双重风险；（2）生产时间、空间上具有分散性，生产的环节多，周期长，众多的生产环节的劳动价值难以单独进行有效、准确的计量、考核^㉞。这种依靠经验和自觉的生产活动特点，使得农户在缺乏“退出权”的组织中，管理上存在很高的监督成本。

因此，如公式（1）所示，农业生产组织的净收益NR（q）取决于其规模收益R（q）和监督成本C（q）之差，其中q代表生产组织的农户数，作为不同生产组织规模的代理变量。农业生产组织存在规模经济效应，生产组织规模越大，其产生的规模收益越高，即R′（q）>0；但由于土地数量相对固定，或者说在合作化过程中，劳动力的增量大于入社土地面积的增量，农业生产组织的边际收益是递减的，农业生产组织的边际收益随着规模增加而下降，即R′′（q）<0。另一方面，农业生产组织的规模越大，监督成本也越高，即C′（q）>0；组织规模越大，对各种投入的产出贡献计量越困难，监督的边际成本随着组织规模增加而递增，即C′′（q）>0。为了使合作社成为一个有效的制度，要求对监督进行某些有效的替代。根据Lin的观点，退出权的有效实施可以在很大程度上降低农民“搭便车”行为，解决集体化生产过程中高监督成本的问题。^㉟农民享有自由退出权将会节约合作组织的监督成本，合作组织的净收益增加；相反，当农民自由退出权受到限制时，合作组织的监督成本将会提高，合作组织的净收益下降。

概言之，如图4-A、图4-B所示，农业生产组织的规模边际收益递减，边际监督成本递增。当允许农民自由退出时，农民会选择最优的生产组织规模，以使生产组织的规模边际收益等于边际成本，从而实现净收益最大化；农民自由退出权受到限制时，合作组织的监督成本上升，合作组织的净收益从NR₁下降至NR₂。

图 4

图 4  合作组织生产效率分析

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由于新中国是在家庭单干基础上推行合作化运动的，本文以单干作为参照分析互助组、初级合作社、高级合作社三种合作组织的绩效。总体来看，新中国的合作化运动呈现两个特征：（1）从单干到高级合作社，合作组织的规模是递增的，而且这种规模的递增是在通过合并较低一级合作组织的基础上来实现的。（2）从互助组到初级合作社，再到高级合作社，合作组织生产资料和收入分配的共有性质是递增的，入社强制性增强，农民自由退出权越得不到保障。

图4-C和图4-D分析了不同生产组织的净收益情况。单干农户利用自有的生产工具耕种土地，土地所得归私人所有，假定不存在规模收益；单干农户的生产以直系血缘关系为纽带，存在天然的激励机制，监督成本近乎为零。因此，单干户的规模净收益为零。互助组由约3—5户农户组成，通过组织内部的协调解决了劳动力和畜力不足的问题，产生规模收益R₁。互助组是由几个不同的农户组成一个生产单位，超越了单干户内部的血缘关系，产生监督成本C₁。由于在互助组中，土地和耕牛等生产资料仍然保留农民私人所有制，农民只进行简单的劳动分工与协作，互助组的监督成本较低。特别是，由于互助组几乎没有公共积累，合作组织的经济利益比较薄弱，互助组大部分只是名义上的组织。当农户享有完全退出权时，互助组的绩效应该不低于单干户；当农户退出权受到限制时，互助组的监督成本上升，净收益下降。

初级合作社由约20—30个相邻的农户组成，生产上实行“土地入股，统一经营”。合作规模的扩大，突破了个体经营的限制，对生产资料进行统一协调，实现规模化的分工和协作，产生规模收益R₂。初级合作社的分配采取土地分红和按劳分配相结合，要完全发挥初级合作协调和分工的集体生产优势，必须解决好组织内部的激励和监督问题，产生监督成本C₂。从绝对值来看，初级合作社的规模收益和监督成本均比互助组高；从组织内部看，初级合作社边际规模收益递减，边际监督成本递增。如果允许农民自由退出，农民会选择最优的合作社规模使得规模边际报酬等于边际监督成本。但是，初级合作社的组织一定程度上违背农民自愿互利原则，农民无法通过退出威胁减轻合作社内部的搭便车行为，初级合作社的监督成本因规模的上升而大大增加，甚至可能大于其规模收益，产生为负的规模净收益。

高级合作社最初大约由30个农户组成，但很快变成包括村庄的全部农户，大约150—200户。规模的扩张可以更广泛地协调生产要素组织生产，产生规模收益R₃。但高级合作社规模的扩大也相应带来了组织内部更大的激励和监督问题，产生监督成本C₃。高级合作社农户完全失去了生产资料的私人所有权，生产所得按劳分配，劳动实行工分制计量，随着劳动规模的增加，劳动者劳动所得的边际产品降低，产生严重的激励不足问题^㊱；另一方面，纯粹的按劳分配忽略了农户在生产要素方面的差别，违反了互利原则，存在平均主义倾向，劳动者的劳动积极性严重受挫。因此，高级合作社的监督成本大大增加。同样，如果允许农民自由退出高级合作社，会存在一个最优的规模使得合作社的规模边际报酬等于边际监督成本。然而，在1955年7月毛泽东批判了邓子恢右倾错误之后，高级合作社才在全国范围内推广，高级合作社的参与率从1955年底的4%年骤增至1956年底的87.8%，其政治动员的强度可想而知，农民的退出权在高级合作社中难以得到保障。因此，高级合作社的监督成本远远高于其规模收益，其规模净收益为负。

因此，本文通过对不同生产组织规模收益和监督成本的比较，结合农民自由退出权的分析，得到如下命题。

命题1：单干户不存在规模收益和监督成本，其规模净收益为零；互助组存在规模收益和监督成本，互助组的强制性较弱，其规模净收益至少与单干户无差异；初级合作社和高级合作社的组织规模加大，合作组织的强制性增强，合作社的规模净收益下降，其规模净收益低于单干户。

命题2：农民享有自由退出权时，合作组织的监督成本下降，规模净收益增加；农民自由退出权受到限制时，合作组织的监督成本增加，规模净收益下降。

四.   模型设定与识别策略

本节利用全国22个省1950—1956年的面板数据检验上述理论假说。全要素生产率指标包含了制度变迁和技术进步的双重作用，计算全要素生产率无助于判断生产组织方式的变化对农业生产的作用。本文以柯布−道格拉斯生产函数考察农业生产组织方式变迁对农业生产的影响，模型设定如公式（3）所示。

其中i表示地区，t代表年份，u_it表示误差项。y_it表示以1980年不变价格计算的农业生产总值的对数。team_it、pc_it、ac_it分别表示i省t年互助组、初级合作社、高级合作社的参与率，以此度量农业生产组织方式的变迁。农民要么自己单干，要么加入互助合作组织，单干户比例、互助组参与率、初级合作社参与率、高级合作社参与率之和等于1。所以β_j（j=1，2，3）具有类似于虚拟变量回归系数的解释，模型的参照组是单干农户占比。

input_it表示农业生产投入要素，包括劳动力、土地和资本三大类投入。本文分别以农业人口数作为农业劳动力的代理变量，土地投入分别以农作物播种面积、人均耕地面积衡量。在控制农业人口的情况下，这两个指标既可以度量耕地面积的大小，也可以间接度量农作物的复种指数，即给定耕地面积情况下，农作物播种面积越大，复种指数越高。由于缺乏农业生产资本投入的完整数据，本文以大牲口的数量作为资本投入的代理变量。因此，既然本文模型控制了投入要素，模型β_j（j=1，2，3）系数具有生产率的解释。

在合作化运动过程中，中国农业生产技术也取得了快速的发展，即合作化的程度与农业技术进步正相关，如果不加以控制，可能高估合作组织的生产效率。然而，农业技术进步涉及农作物品种革新、病虫防治、土壤改良、新式农具推广等方面，难以一一度量。由于农业生产技术的进步区域差异不大，而且随着时间推移单调递增，本文尝试在模型中引入时间虚拟变量的方法来间接地控制技术进步的影响，以得到关于不同生产组织生产绩效的无偏估计。同时，本文采用双向固定效应模型。

农民退出权的自由程度难以度量，本文尝试从三个角度考察农民退出权的影响。首先，Kung and Lin以各省解放时间的先后顺序来度量各地区在大跃进运动中的政治激进主义，认为新解放区由于南下干部的作用，在执行中央大跃进政策时表现得更激进。^㊲实际上，南下干部的作用在合作化运动时期已经显现。如图3所示，新解放区受国民党政府长期统治，农业互助合作程度较低，但在1956年与老解放区一样完成了农业的社会主义改造，说明新解放区在推动合作化运动时更为激进。具体来说，本文以解放时间来度量合作化运动的激进程度，解放越晚的地区政治越激进，农民退出权自由程度越低。其中，在除西藏和中国台湾的27个省中，最早解放的河北省取值为1，云南省比河北省晚解放25个月，取值为25，其余省份以此类推。本文以1949年4月渡江战役为界限，在渡江战役之前解放的称为老解放区，渡江战役之后解放的称为新解放区。

其次，如上所述，初级合作社和高级合作社具有明显的产权共有性质。耕者有其田的土地改革虽然缓解了农村社会的阶级分化，基本消灭了地主阶级，但依然保留了中农和富农阶级。中农和富农阶级一般拥有较多的土地和生产资料，属于农村社会较为富裕的阶层。初级合作社和高级合作社实际上是一种抽肥补瘦的产权安排，损害了中农和富农阶级的利益，容易遭到中农和富农的抵制。因此，一个地区中农和富农入社的比例越高，说明该地区合作化运动越激进，农民退出权自由程度越低。换言之，即使是同样的合作组织参与率，其政治激进程度是不一样的。本文引入1954年中农和富农入社比例这个变量，并将之分别与初级合作社参与率、高级合作社参与率作交互，预期交互项系数为负。各变量统计性描述见表1。

表 1

表 1  变量的统计性描述

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变量	观测数	均值	标准误	最小值	最大值	单位	数据来源
农业生产总值	133	3.05	0.99	0.59	4.42	亿元	a
农业人口	133	6.73	1.35	3.60	8.65	万人	a
互助组参与率	133	0.33	0.25	0	0.86	100	b
初级合作社参与率	133	0.07	0.13	0	0.66	100%	b
高级合作社参与率	133	0.11	0.29	0	0.99	100%	b
农作物播种面积	133	8.09	1.02	5.85	9.59	千公顷	c
大牲畜	133	5.19	0.98	2.67	6.67	万头	c
人均耕地面积	133	3.09	1.999	0.08	8.74	亩/人	d
解放时间	133	15.88	5.99	1	25	月	e
中农富农转社员比例	101	0.07	0.09	0	0.33	100%	f
初级社每社户数	133	33.08	12.78	22.1	79.4	户/社	g
初级社劳动报酬占比	133	0.47	0.04	0.40	0.56	1	g
高级社每社户数	121	278.6	111.77	78	458	户/社	g
高级社劳动报酬占比	121	0.62	0.05	0.52	0.74	1	g
数据来源：a国家统计局统计司：《全国各省、自治区、直辖市历史统计资料汇编（1949−1989）》，北京：中国统计出版社，1990年；b《当代中国农业合作化》编辑室（1992）：《建国以来农业合作化史料汇编》，北京：中共党史出版社，1992年，第1355−1381页；c国家统计局国民经济综合统计司：《新中国五十年统计资料汇编（1949−1999）》，北京：中国统计出版社，1999年；d农业部计划局：《农业经济资料手册（内部资料）》，1959年；e李新、陈铁健，《1947−1949最后的决战》，《中国新民主革命通史》第12卷，上海：上海人民出版社，2001年；f国家统计局：《1954年全国农家收支调查资料》，1956年，第2−6页；g国家统计局：《1956年全国24个省、市、自治区农业生产合作社收益分配调查资料》，1957年。

五.   实证研究结果

本节讨论实证研究的结果，首先分析基准估计的发现，然后考察农民退出权的影响，最后研究合作化运动中政治激进主义的作用。为了克服模型存在的异方差和序列相关问题，本文所有模型均使用了广义最小二乘法。

一   基准估计

首先，表2模型（1）只放入三种合作组织的参与率，简单考察生产组织制度变迁与农业生产效率的关系。实证结果表明，互助组参与率的系数估计值显著为正，初级合作社参与率和高级合作社参与率的系数估计值也为正，两个系数至少在20%的水平上是显著的，联合在14.7%的水平上显著。典型证据法通过比较合作化前后农业总产出就认为合作化能够促进农业生产，这个结果与典型证据法的研究结论一致，但模型（1）忽略了农业生产投入要素的作用，存在遗漏变量问题，故该结论并不可信。模型（2）进一步控制了劳动力、土地和资本等农业投入要素，模型（3）则进一步控制省份固定效应，结果显示三种合作组织参与率的系数均显著为正。在控制了农业生产投入要素后，农业总产出的增加意味着农业部门的全要素生产率提高了，似乎证明合作化运动对农业生产效率有显著的促进作用。然而，全要素生产率受技术进步和制度变迁两个因素的作用，模型（2）和（3）虽然控制了投入要素，但仍然遗漏了技术进步这个重要因素。在合作化过程中，农业技术取得了快速的进步，两者是正相关的。由于本文无法获得农业技术进步的准确度量，遗漏技术进步因素将可能导致高估合作组织参与率的系数值。

表 2

表 2  合作化运动与农业生产（因变量：以不变价格计算的农业生产总值对数）

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自变量	（1）	（2）	（3）	（4）
互助组参与率	1.092***	0.377***	0.107*	−0.048
	（0.401）	（0.120）	（0.056）	（0.061）
初级合作社参与率	0.862	0.404**	0.139**	−0.267**
	（0.670）	（0.179）	（0.067）	（0.135）
高级合作社参与率	0.466	0.164*	0.085**	−0.311**
	（0.345）	（0.095）	（0.042）	（0.147）
农业人口对数		0.071*	0.184**	0.126
		（0.038）	（0.083）	（0.077）
大牲畜对数		0.138***	0.491***	0.329***
		（0.039）	（0.093）	（0.095）
农作物播种面积对数		0.803***	0.487***	0.152
		（0.044）	（0.110）	（0.126）
人均耕地面积		−0.083***	−0.038	0.047
		（0.017）	（0.034）	（0.038）
常数项	2.578***	−4.546***	−4.242***	−1.413
	（0.187）	（0.213）	（0.759）	（0.943）
省份固定效应	N	N	Y	Y
年份固定效应	N	N	N	Y
观测数	133	133	133	133
省份数	22	22	22	22
注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的统计显著性水平，括号内的数字为标准差，以下各表同。

模型（4）尝试通过控制年度虚拟变量来间接地度量农业技术进步。由于农业技术进步与时间推移呈单调关系，而且农业技术进步地区间差异不大，年度虚拟变量可以作为农业技术进步的代理变量。在进一步控制了技术因素后，生产组织制度变迁的系数估计值发生了根本性的改变。其中，互助组参与率的系数为负但在统计上不显著，初级合作社和高级合作社参与率的系数均显著为负。具体来说，一个地区初级社参与率提高10个百分点，其农业总产值下降2.67%；高级社参与率提高10个百分点，其农业生产总值下降3.11%，高级合作社生产率下降得最多。因为三种合作组织参与率与家庭单干比例之和等于1，而且模型控制了投入要素和技术进步因素，上述结果可以理解为：互助组的生产效率与单干户无显著差异，初级社和高级社的生产效率比单干户低。

下面以模型（4）为基础讨论控制变量的结果。在农业投入要素中，农业人口对数系数估计值为正但在统计上不显著，说明在给定其他投入要素的情况下增加劳动力无助于提高农业生产率，符合中国农业社会过密化生产的特征。以大牲畜度量的资本投入对数系数显著为正，资本投入增加10%，农业生产总值增加3.29%，说明在资本稀缺的条件下增加资本投入能够促进农业生产。农作物播种面积和人均耕地面积两个变量的系数估计值均为正，其t统计量的p值约为22%。检验发现两者正相关，两个变量联合显著性检验的F值为4.55，p值为10.29%，说明农作物播种面积和人均耕地面积在10%的水平上联合显著，土地要素禀赋越多，农业总产出也越高。

二   合作社规模与分配制度的影响

根据本文理论假说，合作社的效率与其组织规模呈倒U型关系。根据图2-A的统计，初级社从1952年开始发展，高级社从1954年开始出现，本文以1952—1956年数据考察初级社的情况，以1954—1956年数据分析高级社的情况。如表3所示，本文通过引入初级社或高级社每社户数及其平方项来分析合作社规模对农业生产的影响。结果表明，合作社每社户数的系数估计值显著为正，每社户数平方项的系数估计值显著为负，合作社生产率确实与组织规模呈现倒U型关系。根据表3模型（1）和（4），从初级社情况来看，初级社最优的规模是每社52户，样本均值是每社32户，表明初级社的规模总体来看偏小了，扩大初级社规模有助于提高农业产出；从高级社情况看，高级社最优的规模是每社220户，样本均值是每社266户，说明高级社的规模总体来看偏大了，减少高级社规模有助于提高农业产出。初级社和高级社的这种差异，可能是因为初级社在成立过程中强制性较小，而高级社的成立带有很大的强制性，导致合作社规模过大从而降低了农业生产效率。

表 3

表 3  合作社规模与分配对农业生产的影响

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变量	1952−1956年（初级社）				1954−1956年（高级社）
	（1）	（2）	（3）		（4）	（5）	（6）
合作社每社户数	1.934*		0.189		0.004***		0.004***
	（1.037）		（0.234）		（0.001）		（0.001）
合作社每社户数平方	−0.018*		−0.002		−0.000***		−0.000***
	（0.010）		（0.002）		（0.000）		（0.000）
合作社劳动报酬占比		−0.511	−0.139**			−0.011	−0.010*
		（0.366）	（0.064）			（0.008）	（0.005）
互助组参与率	−0.040	−0.040	−0.040		0.566*	0.980**	0.660**
	（0.078）	（0.078）	（0.078）		（0.302）	（0.412）	（0.297）
初级社参与率	−0.193	−0.193	−0.193		0.105	−0.131	0.186
	（0.148）	（0.148）	（0.148）		（0.454）	（0.611）	（0.441）
高级社参与率	−0.202	−0.202	−0.202		−0.101	−0.665	−0.063
	（0.166）	（0.166）	（0.166）		（0.438）	（0.584）	（0.424）
其他控制变量	Y	Y	Y		Y	Y	Y
双向固定效应	Y	Y	Y		Y	Y	Y
观测数	102	102	102		54	54	54
省份数	22	22	22		18	18	18

初级合作社采取按劳分配和按要素分配相结合的分配体制，高级合作社则基本取消了按要素分配，实行按劳分配的体制。合作社按劳分配的比例越高，意味着合作社对土地等要素的贡献认可程度越低；在合作社的农业生产中，对劳动的贡献是难以准确计量的，基本上是遵循平均主义的分配政策，这将打击合作社内农民的劳动积极性，降低农业产出效率。表3模型（2）和（5）显示，合作社劳动报酬占比的系数估计值为负，约在15%的水平上显著。模型（3）和（6）控制了合作社的规模及其平方项，结果发现合作社劳动报酬占比的系数分别在5%、10%的水平上显著为负。其中，初级合作社劳动报酬占比提高1个百分点，农业产出下降13.9%；高级合作社劳动报酬占比提高1个百分点，农业产出下降1%。

在表3模型各模型中，除了1954—1956年样本中互助组参与率系数显著为正外，合作组织参与率的系数估计值在统计上变得不显著了，说明合作组织参与率的高低本身并不直接影响农业生产，合作组织的效率取决于组织规模和分配制度。为何互助组参与率的系数在1954—1956年样本中显著为正？1954年之后合作化运动进入了将互助组合并成立初级社、再将初级社合并成立高级社的阶段，特别是1955年毛泽东批判邓子恢之后，发展初级社和高级社成为合作化运动的主要任务，加入互助组对农民来说反而是一件有利的选择。在全国上下都在以成立初级社和高级社为目标的时候，如果某个地区互助组参与率较高，说明该地区合作化运动较少采取强制性的激进政策，其农业产出也会更高。

三   农民自由退出权的影响

本文理论分析表明，农民的自由退出权有利于降低合作组织的监督成本，提高合作组织的效率。老解放区互助合作基础扎实，在推进互助合作过程中较少采用强迫命令方式；新解放区互助合作的基础薄弱，为了完成农业社会主义改造任务，强迫农民入社的现象更为普遍。因此，新解放区农民的自由退出权更缺乏保障。另一方面，由于中农和富农的生产水平比贫农高，如果参加合作社，贫农在一定程度上“共产”了中农和富农的生产资料；高级合作社实行完全的按劳分配，生产资料全部归集体所有，这种现象在高级合作社中尤为突出。因此，中农和富农入社带有更多的动员甚至是强迫性。

表4模型（1）在表2模型（4）基础上增加控制了各省解放时间变量，结果发现解放时间越晚的地区，农业生产率越低。以河北为参照组，如果该省比河北解放晚1个月，农业生产率下降6.5%。然而，这种解放时间的效应是否通过合作化运动的激进程度影响农业生产率仍有待检验。考虑到中央向新解放区均派遣了南下干部，南下干部执行中央政策的激进程度不因具体的解放时间早晚而异，本文区分老解放区和新解放区两组进行回归。研究发现，在老解放区样本中，互助组参与率和高级合作社参与率的系数估计值均不显著，只有初级合作社参与率的系数估计值显著为负；在新解放区样本中，三种合作组织的参与率均显著为负，互助组、初级合作社、高级合作社参与率提高10个百分点，农业生产率分别下降2.57%、6.18%、5.51%。从两组回归初级合作社参与率的系数来看，老解放区样本的系数估计值为−0.438，新解放区样本的系数估计值为−0.618，初级合作社的效率在新解放区更低。可见，从总体上看，新解放区的互助合作组织生产效率低于老解放区，这种效率的差异主要是由于新老解放区执行合作化政策的激进程度的不同所致。

表 4

表 4  不同地区合作组织效率的比较（因变量：农业生产总值对数）

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自变量	全样本	老解放区	新解放区		全样本
	（1）	（2）	（3）		（4）	（5）	（6）
互助组参与率	−0.048	0.078	−0.257***		−0.103	−0.088	−0.128*
	（0.061）	（0.095）	（0.075）		（0.070）	（0.069）	（0.071）
初级合作社参与率	−0.267**	−0.438**	−0.618***		−0.394**	0.032	−0.526***
	（0.135）	（0.223）	（0.227）		（0.165）	（0.240）	（0.186）
初级合作社参与率						−1.722**
×中农富农入社比例						（0.721）
高级合作社参与率	−0.311**	−0.134	−0.551***		−0.389**	−0.035	−0.473**
	（0.147）	（0.399）	（0.212）		（0.187）	（0.234）	（0.193）
高级合作社参与率							−0.393§
×中农富农入社比例							（0.264）
中农富农转社员比例					−60.644***	−44.636*	−47.668**
					（22.821）	（23.192）	（24.207）
解放时间	−0.065*	−0.224*	−1.004***		−0.285***	−0.208*	−0.220*
	（0.038）	（0.136）	（0.274）		（0.108）	（0.110）	（0.115）
其他控制变量	Y	Y	Y		Y	Y	Y
双向固定效应	Y	Y	Y		Y	Y	Y
观测数	133	61	72		101	101	101
省份数	22	9	13		17	17	17
注：§表示p = 0.138。

表4模型（4）引入了土改时期的中农和富农在1954年加入合作社的比例来度量合作化运动的激进程度。这个变量的合理性在于：（1）在土地改革中，中农和富农的土地得以保留下来，成为新中国农村社会中较为富裕的阶层，中农富农加入合作社会损害其利益，容易遭致中农和富农的抵制；（2）1954年之前的合作化以成立互助组为主，并不存在1954年前中农富农入社比例高，1954年入社比例下降的可能。因此，在其他条件相同的情况下，该变量确实反映了地区合作化运动的激进程度。结果显示，中农富农入社比例的系数估计值显著为负，中农富农入社比例提高1个百分点，地区农业生产率下降60%，说明中农富农入社比例越高的地区，合作化运动表现得越激进，其农业生产产值越低。

模型（5）—（6）分别引入中农富农入社比例与初级合作社参与率、高级合作社参与率的交互来分析退出权对农业生产效率的作用。模型（5）的结果显示，中农富农入社比例与初级合作社参与率的系数估计值显著为负，说明在那些中农富农入社比例较高的地区，初级合作社导致的农业生产率下降得更多。面临初级合作社参与率同样的变动，一个地区中农富农入社比例提高1个百分点，农业生产多下降1.72%；模型（6）结果显示，中农富农入社比例与高级合作社参与率交互项的系数估计值为负，且在13.8%的水平上显著。因此，面临高级合作社参与率同样的变动，一个地区中农富农入社比例提高1个百分点，农业生产多下降0.398%。高级合作社生产率因农民退出权的缺失而下降的幅度似乎比初级合作社要小，这可能是因为中农富农入社比例这个变量反映的是1954年中农富农加入初级合作社的情况，高级合作社只是在1955年特别是1956年才成为合作化组织的主角。

六.   结 论

新中国成立后，土地改革实现了耕者有其田，紧随其后的合作化运动则将农民私有土地收归集体所有。从1953年提出过渡时期总路线，到1956年宣告完成农业社会主义改造，中国农业生产方式在短短几年时间经历了“单干→互助组→初级合作社→高级合作社”的骤变。然而，关于农业合作化运动对农业生产率的影响，无论是当时的中央决策者，还是事后的学术研究，都存在很大分歧。本文研究发现，新中国初期农业生产的增加主要是由于投入要素和技术进步所致，合作化运动导致的生产组织制度的变化并没有促进农业生产，反而降低了农业产出。其背后深层次的原因是，在合作化推进过程中，出现了过快、过急的倾向，规划十八年完成的合作化在短短几年时间即告实现。过快的合作化进程使得自愿互利、民主办社等原则没有得到坚持，出现了许多强迫性行为。农民的自由退出权没有得到充分保障，合作组织的监督成本超过其规模收益。

在探索新型农业合作发展的今天，重新审视建国初期的农业合作化运动对于我们更好地调整和制定农业发展目标、发展道路、发展方向具有重大意义；尤其是伴随着工业化和城市化的加速，耕地面积在逐渐缩小，既要确保农民增收、农业增长、农村稳定，又要保持经济持续高速发展，如何合理高效配置农业资源成为中国面临的重大课题，因此，农业合作化运动的研究具有理论和实践的双重意义^㊳。