农地产权制度改革的农业技术进步效应研究*——基于家庭联产承包责任制和“三权分置”改革的实证检验

公茂刚，辛青华，巩子晗

（1.山东理工大学经济学院，山东 淄博 255012；2.华东理工大学商学院，上海 200237）

一、引 言

农地产权制度是对农村土地产权结构及关系的法律安排，包括各种权利义务规定及其运行管理，实质是人与人之间的财产关系。农地产权制度的完善合理是农业生产效率提升的基础。改革开放以来，我国农业发展得益于农地产权制度不断变革完善。家庭联产承包责任制赋予农民承包经营权，释放了生产力。农业现代化与城镇化逐步引致农村劳动力转移，进而促进了农村土地重组，农地流转供需也应运而生。土地流转由法律禁止到政策允许再到法律保护和政策鼓励，流转机制和市场不断健全完善。制度改革释放的红利促使我国农业产值和农民收入逐年稳步增长，国家粮食安全水平显著提升。但随着制度改革红利的下降，农业生产收益减少，投资不足、土地撂荒等问题加重。当前农业生产过度依赖农业补贴，内生发展动力和能力不足，可持续发展受到较大抑制。深化农地产权制度改革是提升农业内生性发展能力的重要手段。农地“三权分置”改革是继家庭联产承包责任制后又一重要制度创新。2014年9月，中央全面深化改革领导小组第五次会议指出，将原来合为一体的土地承包经营权分离，实现了农村土地所有权、承包权和经营权的“三权分置”。农地“三权分置”改革通过落实所有权、稳定承包权、放活经营权，促进土地流转和合理配置，实现农业的适度规模经营和先进生产要素的持续有效投入，进而促进现代高效农业的持续内生发展，增强农村内生发展动力与能力。

农地产权制度改革主要通过影响农业生产资金投入、科学技术投入及劳动力数量的投入及其素质提升等促进农业发展。而技术是其中最关键要素，习近平总书记也提出了“藏粮于技”的战略要求，在当前国际环境下，解决农业技术卡脖子问题事关国计民生。故而农地产权制度改革对农业技术进步的影响效果如何，特别是当前农地“三权分置”改革对农业技术进步的效果是否显著值得深入研究，同时也对今后的农地产权制度改革方向具有指导作用。

二、文献回顾

（一）农地产权制度改革效应

国家保护下的有效率的产权制度是长期经济增长的关键（周其仁，1995）。农地产权制度是农地制度的核心，其有效演进是农村经济主体追求利润的结果，其作用在于激励农业投资、优化资源配置与促进农业发展（杨富堂，2013）。农地产权制度改革对生产力、农业产出及农民收入具有积极影响，农村土地产权制度的合理安排能够提高资源利用效率（Galiani等，2011）。中国家庭联产承包责任制改革提高了农业生产效率。农地产权制度改革而非农地产权自身是刺激投资与提高土地产出的决定性因素（Lin，1992）。土地产权稳定性的提高对农民土地长期投资存在正向激励，促进耕地经营面积扩大的同时也激励着农村劳动力外迁（Janvry等，2015）。农户土地使用权的确立对农业生产率和农民收益有显著正向影响，且农村产权稳定促进了农田维护投资（Lawry等，2017）。但土地所有权的削弱造成的产权不完善降低了生产效率。农地“三权分置”的抵押贷款供给效应初步显现，且具有规模偏好特征。农地确权登记推动了土地经营权流转，对促进农业现代化具有重要意义（张龙耀等，2015）。集体所有、集体经营的农村土地制度制约了农业投资和资源配置（刘守英，2019）。科学合理的农地产权制度促进了农业内生发展（公茂刚等，2020）。

（二）农地制度改革影响技术进步

一种合乎需求的制度环境能使技术引进与创新主体更加积极作为，即制度环境对农业技术进步有明显激励作用（Choung等，2019）。家庭联产承包责任制有效促进了杂交水稻技术的运用，承包责任制下，农户对盈利性的反应更积极，进而决定了更高的杂交水稻技术采用率。农地制度创新会减轻融资约束，进而积极影响农业技术进步（Abate等，2017）。农地制度环境的改善为农业技术进步与要素禀赋的耦合创造了良好环境，有助于充分发挥技术自身效率。农地产权的清晰界定与稳定性的提高，促进了农业技术进步，提高了农业技术效率（卢华等，2016）。不同土地产权制度对农户生产投入激励效果不同，从而逐步影响农业技术进步，其中农地流转、土地规模正向影响技术效率（曾雅婷等，2018）。农业技术投入诱使农地制度改革，农地制度改革又促进农业技术进步（程士国等，2020）。

（三）农业技术进步其他影响因素

农业技术的改进与应用能提高农业生产率、减少粮食危机、降低农业脆弱性，并对农民减贫有积极作用（Lybbert等，2012）。劳动力转移对农户农业技术需求和渠道选择有不利影响。受教育程度、农作物种植面积等显著正向影响农户的技术需求（宋金田等，2013）。合理配置农业技术资源，政府与社会资本适度分工远比单纯增加资金投入更有利于农业技术进步。我国农业技术引进能在短时间内利用外溢效应缩小与发达国家的技术差距（魏锴等，2013）。农村金融发展促进了农业技术进步，提高了全要素生产率。农业服务对粮食生产技术进步存在非线性影响，表现出逐渐递增特点，并主要通过技术效率途径实现，技术进步途径贡献不明显（李明文等，2020）。互联网发展与农村人力资本积累对农业技术进步均有显著促进作用（龚斌磊等，2020）。

农地产权制度改革对农业技术进步的影响是产权演化激励作用的体现，学界对此已取得丰硕成果。但对其作用机理和路径的研究还需要不断深入，而且缺乏农地“三权分置”改革对农业技术进步影响的实证检验。农地产权制度变量的衡量存在一定困难，且多采用虚拟变量表示。而且以往研究对制度变量内生性的检验不够重视，方法也不够恰当。因此，本文将选用实行承包责任制的生产队数量占比（hrs）表示家庭联产承包责任制改革，并依据各省农地确权登记颁证时间设置虚拟变量代表农地“三权分置”改革，以此探究农地产权制度改革的农业技术进步效应。并采用有条件混合过程估计方法（CMP）检验虚拟变量内生性。同时检验农地产权制度改革对农业技术进步的影响机制。

三、农地产权制度改革的农业技术进步效应理论分析

农地产权制度改革对农业技术进步的影响效应主要体现在技术需求与技术供给两方面。

（一）农地产权制度改革影响农业技术需求

农业技术需求受技术应用回报、个人意识、农地采用新技术的自然条件、农户获取技术的资金等方面的影响。而农地产权制度改革对这些因素产生了有利影响，进而影响农业技术需求。农地产权制度改革日益形成公私分明、私私分明的权力结构，逐步建立起排他性农地产权，减少了获得农地收益的不确定性，增强农户引进先进技术、提高生产效率、增加收益的主观愿望。农地产权制度改革促进了土地流转和规模化经营，为先进技术应用提供了条件。大型耕作、灌溉、播种、收割等先进农业技术的应用在较大规模土地上才具有效率和经济性。日益明晰的农地产权制度促进了农地整合，形成了连接成片的规模化土地，为先进技术应用创造了条件，且规模经营对技术有更高要求。农地产权权利结构的明晰促使农户加强对农地自然和生态环境保护，增强了绿色生物技术需求。土地流转催生了大批高素质新型经营主体，其具有先进思想和经营理念，更重视科技应用。新型经营主体的示范带动效应促进了传统农民逐渐转变思想，学习、引进先进技术，增加技术需求。农地产权制度改革通过对农户留存利润及抵押贷款产生积极影响进而增加了资金来源，保障农户用于引进先进技术的资金，促进技术需求的实现。

（二）农地产权制度改革影响农业技术供给

农地产权制度改革产生了规模经济效应，规模化经营使得长期平均生产成本降低，集约化生产提高了劳动生产率，带动了农业技术进步；并通过雇佣劳动力、购买生产服务等方式加强了与其他经营主体的交流，产生了技术溢出效应。专业大户、家庭农场、农业合作社、农业企业等具有规模生产优势的新型农业经济体拥有较强的资金实力，具有人才优势、科技创新能力和更强抗风险能力，为科技创新提供了条件。农地产权制度改革促进了农民增收，因此农户有意愿也有能力增加农业科技资金投入。日益合理的产权结构降低了信息不对称，提供了贷款抵押物，提升了农户资信水平，促进了金融机构对农业的信贷资金投入，工业反哺农业的政策下，工商业资本投资农业力度加强。资金数量增加促进了农业技术供给。农地产权权利结构的明晰使相关政策的制定更具有针对性，利于政策制定者在策划农业科技政策时找准服务对象，提高政策实施效果，更好地保护技术创新主体利益，促进农业技术研发与科技创新。农地产权制度改革促进农业科技人才增加，为农业科技供给增加提供人才保证。

可见，农地产权制度改革主要从技术需求和技术供给两方面影响农业技术进步。在技术需求方面，农地产权制度改革促进了农业经营主体科技使用意愿提升、农户素质提高、农地耕作环境改善、技术引进资金增加，进而影响技术需求。在技术供给方面，农地产权制度改革通过影响土地规模化经营、科研资金投入、农业科技进步政策制定、新型经营主体培育、科技人才供给等方面促进农业技术供给。故本文提出农地产权制度改革对农业技术进步具有促进作用的假设。图1显示农地产权制度改革对农业技术进步的影响机制。

图1 农地产权制度改革对农业技术进步的影响机制

四、变量选取与模型设计

（一）农业技术进步测度

采用农业全要素生产率的变化作为农业技术进步指标。测算采用基于数据包络（DEA）的非参数Malmqusit指数法。DEA-Malmquist方法以分解的思想，在规模报酬不变的条件下，将农业全要素生产率的变化分解为技术变化及技术效率变化；进一步在规模报酬可变的假设下，将技术效率变化分解为纯技术效率变化及规模效率变化。

采用1975～2018年中国大陆30省份（未包含重庆市）面板数据。产出变量用农林牧渔总产值（亿元）表示，以1978年不变价格计算；投入变量包括农作物播种面积（千公顷）、机械总动力（万千瓦）、有效灌溉面积（千公顷）、化肥施用量（万吨）、农林牧渔从业人员数量（万人）等。各变量数据来自历年《中国农村统计年鉴》《新中国六十年统计资料汇编》及《中国统计年鉴》。对于个别缺失数据，采用线性插值法及复合增长率法补全。使用DEAP2.1软件，基于以产出为导向的Malmquist指数法，在规模报酬可变的条件下，得到1976～2018年间30省份的农业全要素生产率变化指数（tfpch），及分解的技术变化指数（techch）与技术效率变化指数（effch）。结果显示，这期间我国大部分省份农业全要素生产率均有较大提升。各省由于区域位置与资源条件优劣的差异，农业全要素生产率变化指数按中部、东北部、西部、东部依次递增。分解的指标农业技术变化上升明显，而农业技术效率未有明显进步，表明农业全要素生产率的增长主要来自于技术变化。1976～2018年，绝大部分省份的农业技术效率为负增长（除北京、上海两地），究其根本，是长期的粗放型农业发展方式，可见中国农业技术效率存在较大提升空间，实现农业现代化发展还面临较大挑战。

（二）数据描述与模型设计

农地产权制度改革是本文的关键解释变量，由于农地产权制度改革的范畴较广，本文只将改革开放以来产权权利结构发生根本性变化的制度改革纳入研究范围，故而选取改革开放以来最重要的两次农村土地制度创新——家庭联产承包责任制改革和农地“三权分置”改革，比较分析两次制度改革对农业技术进步的影响。家庭联产承包责任制改革是自下而上循序渐进的过程，故以推行承包责任制的生产队占比（hrs）表示。数据来源于《中国农业全书》《中国农业年鉴》。由于承包地确权登记颁证是“三权分置”改革的前提基础和重要内容，只有明确农地所有权、承包权和经营权主体，并通过法律形式予以确认才能以此为基础继续深化“三权分置”改革，充分发挥“三权分置”改革的权利结构效应。故农地“三权分置”改革以各省开展整省确权登记颁证的具体时间来表示，据此设二元虚拟变量（sqfz），sqfz=1表示在相应年份实行了“三权分置”改革，sqfz=0表示未实行“三权分置”改革。四川、安徽、山东三省于2014年整省改革；河南、江苏、江西、湖北、湖南、甘肃、宁夏、吉林、贵州9省于2015年整省改革；陕西、云南、海南、广东、浙江、河北、山西、内蒙古、辽宁、黑龙江10省于2016年整省改革；广西、青海、福建、天津、北京5省始于2017年；2018年西藏、新疆也开始整省改革试点。上海市奉贤、金山两区2011年列入农业部全国农村土地承包经营权确权登记颁证试点。到2019年底全国基本完成农地确权。由于农地确权颁证是“三权分置”改革的基础，2014～2019年的农地确权是继续深化“三权分置”改革的前提条件，因此应属于“三权分置”改革初期阶段。

以家庭联产承包责任制改革表示农地产权制度改革时，受hrs数据限制，样本为1976～1987年全国28省份的省际面板数据。我国家庭联产承包责任制改革于1987年基本完成，故1987年大部分省份hrs为1。由于西藏hrs数据缺失，故未包含；此期间海南仍属于广东，重庆属于四川，故也未包含。以“三权分置”表示农地产权制度改革时，使用的样本是1976～2018年全国30省份（未包含重庆市）的省际面板数据。

除制度变量外，还选取了一些影响农业技术进步的控制变量。分别为农民家庭人均纯收入增长率（inrate）、劳均土地耕作面积（land，公顷）、单位面积土地农业财政支出（fin，元）、工业化程度（ind）、农村人力资本水平（hr，年）、城镇化率（urb）、农业自然灾害（nat）。其中inrate为以1978年价格计算的实际纯收入的增长率；land以农作物播种面积与农林牧渔从业人员数量之比表示；fin以财政支农总额与农作物播种面积之比表示，并以1978年价格平减；ind采用第二产业增加值占GDP比重表示；hr采用农村居民平均受教育年限衡量，文盲或者半文盲为0年、小学为6年、初中为9年、高中中专为12年、大专及以上为16年，以每个教育层次人口占总人口比重作为权重加权计算平均教育年限；urb用城镇常住人口占总人口比重表示；nat用受灾面积与农作物播种面积之比来表示。

考虑到制度变量内生性的影响，文章利用工具变量法进行回归检验。工具变量选取要求是与制度变量相关但独立于随机扰动项。人均粮食产量与家庭联产承包责任制改革存在较强相关性，单位面积粮食产量较高的省份一般实行家庭联产承包责任制改革的时间较早；同时，包产到户、包干到户对农民生产积极性的提高和粮食生产效率的提升具有积极作用，进一步提高了单位面积粮食产量，因此选取单位面积粮食产量（grain，公斤/公顷）为家庭联产承包责任制改革的工具变量。自上而下的“三权分置”顶层设计可能充分考虑到试点区是否为农业大省或农业强省等因素，因此代表农业实力的机械化水平与制度改革有较强相关性，机械化水平的提高也需要农村生产关系的进一步完善、土地流转效率的进一步提高、农民土地权益的进一步细化，因此，机械化水平较高的地区会较早实行“三权分置”改革。另一方面，“三权分置”改革促进了土地流转，而土地规模化经营需要提高农用机械的输出功率、作业效率，从而进一步激励农业机械化水平提高，因此机械化水平与农地“三权分置”改革具有较强相关性，劳均农业机械总动力（mach，千瓦）可以作为“三权分置”改革的工具变量，根据农业机械总动力与农林牧渔从业人员数量之比计算。

数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》《中国农村统计年鉴》（历年）、《中国统计年鉴》（历年）。对于某些缺失值，采用插值法与趋势法补充。各变量的描述性统计详见表1。

表1 变量的描述性统计

接下来估计的理论模型如公式（2）所示。

式（2）中technology是农业技术进步，分别以农业全要素生产率变化指数（tfpch）及其分解技术变化指数（techch）和技术效率变化指数（effch）表示，INS代表农地产权制度，γ表示个体固定效应，δ表示时间固定效应，μ为随机扰动项。

五、实证检验

（一）单位根检验

为避免伪回归，采用LLC、Fisher-ADF、IPS及Breitung四种方法检验变量平稳性。表2为分析家庭联产承包责任制改革对农业技术进步影响时样本数据检验结果，ln(land)、ln(hr)、ind、urb通过三种方法检验，其余变量均通过四种方法检验，表明所有变量均具有平稳性。表3为分析农地“三权分置”改革对农业技术进步影响时样本数据检验结果。

表2 1976～1987年28省变量平稳性检验

表3 1976～2018年30省变量平稳性检验

（二）基准回归

分别以tfpch及其分解出的techch和effch为被解释变量，估计家庭联产承包责任制和农地“三权分置”改革对农业技术进步的影响（见表4）。表4中前三个模型的制度变量为用hrs表示的家庭联产承包责任制。依据Hausman检验确定家庭联产承包责任制改革的内生性。首先检验工具变量单位面积粮食产量的有效性，识别不足LM检验统计量为18.09，在1%水平上显著，表明不存在识别不足问题，弱工具变量Wald F检验统计量为18.72，大于10%临界值16.38，即不存在弱工具变量问题，表明单位面积粮食产量是有效的工具变量。Hausman内生性检验发现，被解释变量为tfpch和effch时，hrs具有内生性，故采用工具变量法估计；techch为被解释变量时，hrs不具有内生性，随机效应Hausman检验表明随机效应优于固定效应，但BP-LM检验表明混合OLS优于随机效应，故采用混合OLS。F检验表明模型整体拟合效果较好。hrs在三个模型中均通过显著性检验，且系数均为正，表明家庭联产承包责任制的实施显著促进了农业技术进步，其中对农业技术效率的影响大于对农业技术变化的影响。可见，家庭联产承包责任制改革通过“还权赋能”“农民自主”解放了生产力，提高了农民主动性，并为吸纳优质资源，优化农业生产资源配置提供了制度保障，进而提升农业生产效率；此外农地制度改革还增强了农户采用新技术的积极性，促进了农业技术变化。显著正向影响农业技术进步的因素还包括农业财政支出、农民人均土地播种面积及农民人均纯收入增长率，农村人力资本及城镇化的影响为负。

表4 基准回归结果

表4中后三个模型的制度变量为农地“三权分置”改革（sqfz）。由于sqfz是二元虚拟变量，故采用可检验并修正虚拟变量内生性的条件混合过程估计方法（CMP）。CMP方法包含主方程和工具变量方程，主方程中，农业技术进步为被解释变量，工具变量方程中，农地“三权分置”改革为被解释变量。工具变量方程采用probit模型估计。估计结果中atanhrho值为随机扰动项相关系数，若显著即表明存在内生性。后三个模型内生性检验报告的即atanhrho值，被解释变量为tfpch和techch时，atanhrho值在1%水平上显著，表明存在内生性，故采用CMP估计；但被解释变量为effch时，atanhrho值不显著，表明不具有内生性，随机效应Hausman检验表明固定效应优于随机效应，但F检验表明混合OLS优于固定效应，故采用混合OLS。模型整体拟合效果LR-χ2检验表明，整体拟合较好。“三权分置”变量对tfpch和techch的影响显著为负，对effch的影响不显著，表明农地“三权分置”改革阻碍了农业技术进步，原因在于农地“三权分置”对农业技术变化具有不利影响。农地“三权分置”改革促进土地流转，在促进土地转入增加时也促进了土地转出的增加。土地转出农户大多不再从事农业生产，故而减少了农业生产投入，不再追求农业技术进步；土地转入农户倾向于采用先进技术，增加农业投入，但新技术的采用及其效果的发挥需要一定时间，即农业技术进步具有时滞效应。我国农地“三权分置”改革虽于2014年开始实施，但改革内容还不够深入，局限于农地确权，在此基础上会继续深化“三权分置”改革。当前阶段研究结论表明，“三权分置”改革初期对农业技术进步具有不利影响。此外，农村人力资本积累、农民人均纯收入增长率、农业财政支出对农业技术进步具有显著正向影响。

农业财政支出，特别是科技三项支出是推动农业技术进步的资金支持，通过增加农业技术供给促进农业技术进步。农民人均纯收入增长越快，越利于积累农业生产要素投入资金，提高农户对先进生产技术的认可与引进意愿，可进一步促进农业技术发展。劳均土地播种面积越大，农户越需要提高生产效率，加强引进农业生产技术，推进农业技术进步。农村人力资本对农业技术进步的影响在改革开放之初显著为负，但长期具有显著正向影响。改革开放之初，教育事业刚刚开始恢复，到教育成果发挥作用需要一定时间，随着教育制度体系的不断改进与日益完善，农村劳动力资本积累不断提升，其对农业技术发明创造及引进消化吸收日益体现出明显促进作用。

（三）机制分析

以全要素生产率指数为被解释变量引入交互效应模型分析农地产权制度改革对农业技术进步的影响机制，主要考查农地产权制度改革对控制变量作用于农业技术进步效应的影响。变量INS×Z代表农地产权制度改革与控制变量的乘积，INS在前四个和后四个模型中分别表示家庭联产承包责任制和农地“三权分置”，Z则依次代表财政支农、工业化、土地播种面积和农村人力资本等变量。内生性检验表明，所有模型中制度变量均存在内生性，故前四个模型采用工具变量法估计，后四个模型采用CMP方法估计（见表5）。前四个模型中的交互效应项均显著，表明家庭联产承包责任制改革改变了财政支农、工业化、土地播种面积及农村人力资本对农业技术进步的边际效应。家庭联产承包责任制改革提高了土地播种面积和农村人力资本对农业技术进步的边际效应，但降低了财政支农和工业化的边际效应。深化家庭联产承包责任制改革增强了土地活力，农户逐步增加土地投入，土地规模越大，节约劳动、提高生产效率的技术需求越迫切，故而增强了土地播种面积对农业技术进步的边际效应。改革开放后，我国教育走上正轨，科研逐渐恢复正常，教育重视程度显著提升。农村人力资本水平逐步改善，农民越发重视技术应用，对农业技术进步的边际效应增强。家庭联产承包责任制实施后，农业生产由集体经营转变为农户分散经营，为加强支持农业生产，农业财政投入不断增加，但随着财政支农力度的增强，农业财政支出对农业技术进步的边际效应逐渐下降。改革开放初期，我国工业化处于起步阶段，且主要依靠农业带动工业发展，家庭联产承包责任制实施后，工业化未给农业发展带来溢出效应，反而不利于农业技术进步。

表5 交互效应回归结果

后四个模型的交互效应不显著，表明农地“三权分置”改革后财政支农、工业化、土地播种面积及农村人力资本对农业技术进步的边际效应未发生变化。依据前文，农地“三权分置”改革并未对农业技术进步起到促进作用，故而对农业技术进步的影响机制也不明显。

（四）稳健性检验

以农业全要素生产率指数为被解释变量采用动态面板（DPD）和面板Tobit模型检验估计结果的稳健性（见表6）。动态面板数据模型采用系统GMM估计方法，制度变量为家庭联产承包责任制和农地“三权分置”时，Arellano-Bond test for AR(1)检验结果均拒绝原假设，Arellano-Bond test for AR(2)检验结果均接受原假设，即回归方程的随机扰动项不存在自相关；过度识别Sargan和Hansen检验结果均接受原假设，表明工具变量具有有效性；整体拟合效果检验表明动态面板模型拟合较好，模型设定合理。两个模型中被解释变量滞后期系数均在5%水平上显著为正，表明前期农业技术进步对当期农业技术进步具有促进作用。这是因为当前的科技创新、发明创造均是在以往技术进步与发展的基础上实现的。以往的农业技术进步对农业生产具有促进作用，农产品产量的增加、农产品质量的提升，会进一步提高农业经营效益，这一方面会增强农民对技术进步的进一步需求，另一方面也增加了农户应用先进技术的资本，增加技术开发、引进、应用的投入，进而促进农业技术进步。可见，前期技术进步是后期技术进步的基础，农业技术进步具有一定的惯性和路径依赖的特点。两模型中的家庭联产承包责任制和农地“三权分置”分别对农业技术进步具有显著正向和负向影响，与基准回归结果一致，具有稳健性。面板Tobit模型结果整体拟合效果也较好，制度变量hrs和sqfz对农业技术进步的影响分别显著为正和负，进一步验证了回归结果的稳健性。

表6 动态面板及面板Tobit模型估计结果

六、结论与政策建议

（一）结论

第一，1976～2018年我国农业全要素生产率年均增长1.9%，且大部分省份的农业全要素生产率均有较大提升，其分解指标农业技术变化上升明显，而农业技术效率变化未有明显进步，表明农业全要素生产率的增长主要来自于技术变化。第二，家庭联产承包责任制对农业全要素生产率指数及其分解均有显著正向影响，表明家庭联产承包责任制改革显著促进农业技术进步。农地“三权分置”改革对农业全要素生产率和农业技术变化具有显著负向影响，但对农业技术效率影响不显著，表明当前阶段农地“三权分置”改革对农业技术进步具有显著抑制作用。第三，农业财政支出、农民人均纯收入增长率、劳均土地播种面积均促进农业技术进步。改革开放之初，农村人力资本对农业技术进步具有显著负向影响，长期具有显著正向影响。城镇化具有负向影响，农业自然灾害与工业化影响不显著。第四，家庭联产承包责任制改革提高了土地播种面积和农村人力资本对农业技术进步的边际效应，但降低了财政支农和工业化的边际效应。农地“三权分置”未对控制变量影响农业技术进步的边际效应产生明显影响。农业技术进步存在惯性和路径依赖的特点，当前的农业技术进步建立在以往农业技术进步基础之上。

（二）政策建议

农业技术进步是农业持续内生发展的必要条件，而农地产权制度改革对农业技术进步影响显著。由以上结论得出四点政策建议。第一，不断探索利于农业技术进步的农地产权改革方向，不断寻求实现农业高效发展的农地产权改革模式，逐步将农业带动到依靠自身力量而非外部输入的内生发展道路上。加大农业科技投入，降低农业机械化使用成本，增加农机购买补贴，降低农业生产成本。加强技术人才培养，建立重大科研成果奖励机制，积极推动农业技术进步，提高农业生产力。第二，坚持第二轮土地承包到期后再延长三十年的政策，确保农村土地承包关系稳定并长久不变。继续深化农地“三权分置”改革，增强农地确权成果的应用。在实现农地资源合理配置及农地规模化经营的基础上增强农业技术投入，促进农业技术进步。第三，重视农村人力资本开发，完善农村基础教育培育机制，增加新型农民职业培训投入；建立健全农村人力资本向现代农业发展的输送机制与路径；加快落实农民工返乡创业扶持政策，多举措促进智力回流，促进乡村人才振兴，减少城镇化对农村地区带来的负面影响。第四，继续加强先进技术、生产方式、管理模式等在农业中应用，促进资金、人才、技术向高效现代农业流动，将现代科技、生产与经营方式引入农业，深化农业供给侧结构性改革。鼓励伴随农地产权制度改革而出现的新型农业经营主体的发展，适度扩大农业生产经营规模，充分发挥多种形式规模经营在农业生产中的引领作用，破解传统农业发展中的掣肘难题，促进农业技术进步。