租佃制度是有效的吗？——对中国1978—2009年农业绩效的实证研究，本文主要内容关键词为：中国论文,绩效论文,实证研究论文,制度论文,农业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F301.1 文献标识码：A 文章编号：1005-1309(2011)12-0076-012
一、引言
对中国农业绩效的考察，我们发现，制度性的因素的影响始终是巨大的。新中国建立以来，每一次的土地改革，尤其是土地租佃制度的安排的变化都会使我国的农业产出发生明显的变化：1949-1951年的土地改革使中国农业生产力得到极大的释放；其后的合作化运动阻碍了中国的农业生产力的发展；1978年的家庭联产承包责任制再次使中国的农业生产力得到了解放。为了稳固家庭联产制度，1984年在《中共中央关于1984年农村工作的通知》中，我国明确规定农村土地承包期应在15年以上，从而确定了家庭承包制的长期合法地位。1993年11月《中共中央、国务院关于当前农业和农村经济发展若干政策措施》提出：为了稳定土地承包关系，鼓励农民增加投入，提高土地的生产率，在原定的承包期到期后，再延长30年不变。
但是从1993年以后，我们却看到，中国的农业经济增长十分缓慢①。让我们不解的是，为什么中国的经济越增长，中国的二元经济结构的状况越难改变？为什么经济越增长，城乡收入差距越来越大②？现实的迷惑让我们不得不对既定的假设进行反思，是不是土地契约租佃本身就是缺乏经济效率的？如果是，土地改革的措施和目标将会是什么？
二、模型的建立
雷(Ray，1998)对租佃契约理论中激励问题的次优状态做过一个详细的研究，下面我们将遵循这个思路进行扩展，具体考察两种不同的契约形式。我们假设佃农的保留效用为
，产出为Q，Q可以取两个值：“高”(H)和“低”(L)，这两个产出以一定的概率实现，其中，高产出又与佃农的努力程度有关。同理我们假设佃农的努力程度为e，e可以取两个值：e=1(努力)和e=0(不努力)，当佃农努力时，高产出的概率为p，而当佃农不努力时，高产出的概率为q，p＞q。当然，佃农付出高努力是有成本的，我们用E来表示成本，而佃农不努力时的成本为0。假设w是佃农获得的货币支付，那么其效用函数可以表示为U=U(w)，U(·)是严格递增且凹的函数。为了使模型更加合理，我们进一步假设佃农的努力程度是私人信息，即是不可观测的，并且佃农是厌恶风险的。
图1 最优契约解
不管是图(1)中最优点S还是图(2)中的最优点A，其所对应的效用曲线VS均位于最优合同最优点F所对应的效用曲线VF之上。当佃农努力不可被观测时，地主预期回报低于完全信息时的情况，也就是说，地主为高努力提供激励是需要成本的(完全效率与地主的目标最大化不相容)。也就是说，所有的租佃契约都是效率损失的。
三、1978-2009年的中国农业绩效
新的农业制度或者说新的土地契约安排是从1978年末开始的。在1978年12月召开的中国共产党第十一届三中全会以后，中共中央以土地经营的联产计酬等多种责任制形态为制度变迁的始点，采用渐进、局部均衡，多样化发展的制度变迁方式，直至确立了家庭承包的基本经营制度，而这以后30几年的农地契约安排都可以认为是围绕着家庭承包制进行的修正和完善③。
(一)农业绩效生产函数
无论是在林毅夫(1992)还是在陈志刚(2005)的研究中，对于中国农业绩效生产函数都不约而同的设定为如(6)式所示的形式。
f=f(K，L，T，F，Z) (6)
在(6)中，K表示在农业生产过程中机械设备投入的总动力；L表示农业生产中劳动力的总投入量；T表示农业生产中可用的耕地总面积；F表示农业生产中化肥施用总量；Z可以用于表征其他一些影响农业生产绩效的制度变量。
陈志刚(2005)在研究中国改革开放以来农地产权内部结构的演变对农地利用绩效的影响时候，建立了一个基于柯布—道格拉斯生产函数(即C—D函数)形式的模型。因此，对(6)加以变形，借用C—D函数形式并对所有变量取常用对数，就得到了一个新的中国农业绩效生产函数，如(7)所示。
林毅夫(1992)研究中国1978年开始的家庭承包责任制对农村生产增长作用研究的时候，采用的从集体生产队转换为家庭责任制生产队的比重来表征农业生产制度改革变量。陈志刚(2005)研究中国农地转让权对农村生产绩效作用过程中使用了虚拟变量来解决对农地转让权衡量的问题。结合本文研究的命题，林毅夫(1992)所使用的转换为家庭责任制生产队的比重变量显然在1978-2009年这样一个时间跨度中失去了意义(因为这一比重值在1984年已经达到了99%)，而陈志刚(2005)所采用的虚拟变量的思想可以应用到本文研究中。
尽管林毅夫(1992)和陈志刚(2005)等人都对农村土地契约制度改变如何影响农业生产绩效问题进行了研究，但是并没有将1978-2009年一共32年时间按照不同的制度进行不同的划分而深入分析，并对这种制度变化的长期影响进行比较。当然，这些研究受制于数据可得的年限，使得样本的数量有限，也影响到了结果的有效性。这些也是本文展开实证研究的出发点之一。
(二)变量说明
1.农业总产出。农业总产出变量可以用农业总产值也可以采用农业总产值指数来进行表征，所不同的就是前者是当年价格计算，后者是按照上年不变价格进行计算。而对于农业总产出而言，仅仅是指种植业的粮食产出，而不包含林业、渔业和副业的产出。
图2显示了我国在1978-2009年期间农业总产值变化趋势。从中不难看出，我国农业总产出从整体上看始终处于增长的趋势，其中在1992-1996年期间和2003-2009年期间分别出现了一段时间的高增长，当然这种高增长包含了价格因素。从农业总产值指数中不难看出，农业的增长速度一直保持着比较平稳的速度，其中出现负增长的仅有两个年份：1980年和1985年。而农业产出增长最快且达到两位数增长速度的是在1984年④。从1978-2009年期间，农业总产出年均增长速度为4.62%。
农业总产值指数由于剔除了当年的价格因素，更具可比性。本文在研究过程中，就使用迭代的农业总产值指数，以1978年为100，其余年份按照环比指数迭代得到。
图2 1978-2009年我国农业总产值变化
2.农用机械总动力。林毅夫(1992)研究中是使用以拖拉机马力和役畜来进行衡量农业生产指标。本文在研究过程中只使用农用机械总动力(单位：万千瓦)这一变量，主要包括大中型拖拉机和小型拖拉机动力总和。因为役畜动力转换为马力数据不可得，就不列入农业机械总动力中。
3.化肥施用量。本文中所采用的化肥施用量包括氮肥、磷肥、钾肥和复合肥这四种肥料的总施用量。
4.可用耕地面积。本文在可用耕地面积变量上采用中国农作物播种面积指标来表示，林毅夫(1992)使用可耕地面积，但是这个数据不及农作物播种面积指标更为准确反映农作物生产的土地资源供给，因为凡是实际种植有农作物的面积，不论种植在耕地上还是种植在非耕地上，均包括在农作物播种面积中。陈志刚(2005)也使用的是农作物播种面积指标。
5.农业生产劳动力投入。农业生产劳动力投入就采用乡村从业人员中从事农业生产的人数。需要说明的是，由于2008年和2009年两年这一指标数据缺失，就采用第一产业从业人员总数在这两年的增长率来拟合缺失的数据。
以上五个变量的数据均可以从历年的《中国统计年鉴》的“农业”部分直接获得。
6.制度性变量。改革开放以来，中国政府对于农村农用土地的使用权政策发生了几次比较重要的改变，而这几次重要改变无疑是农业生产土地契约制度的转折点。对于农业生产者而言，所耕用的土地的契约政策将会直接影响到其生产的积极性和劳动效率，最终就表现在农业生产绩效上。
从1978年开始在全国部分地区试行家庭联产承包责任制，而到了1984年在《中共中央关于1984年农村工作的通知》中明确规定农村土地承包期应在15年以上，从而确定了家庭承包制的长期合法地位。1993年11月《中共中央、国务院关于当前农业和农村经济发展若干政策措施》提出：为了稳定土地承包关系，鼓励农民增加投入，提高土地的生产率，在原定的承包期到期后，再延长30年不变。从中不难看出，1984年和1993年是农村土地使用政策发生重大转折变化的两年，因此就以这两年作为节点，将1978-2009年分为三个阶段。
根据前述的研究，目前很难找到一个合适的代理变量来表征这三个阶段的不同制度性特征，只能够采用虚拟变量的方式来解决这个问题。按照虚拟变量设置的规范，如果有N种状态，只需要设置N-1个虚拟变量就能够准确体现这种区别。因此，本文在研究过程中，将1978年至今的这段时间，按照农村土地契约制度的主要变化划分为三个时期，设置了两个虚拟变量
和
来表征这三个时期，如(8)所示。
当和均取0时，虚拟变量所表征的时期就是1994-2009年。
(三)变量平稳性分析
由于(7)式所对应的模型中的变量都是时间序列数据，而且时间跨度的样本有32个，因此回归分析之前需要对变量进行单位根ADF检验，以验证所回归的时间序列变量是否具有平稳性。检验的结果如表1所示。
对水平值的ADF检验的临界值分别为：1%置信水平临界值(-3.66)；5%置信水平临界值(-2.96)；10%置信水平临界值(-2.62)。对一阶差分△值的ADF检验的临界值分别为：1%置信水平临界值(-2.64)；5%置信水平临界值(-1.95)；10%置信水平临界值(-1.61)。
恩格尔和格兰杰(Engel and Granger，1987)指出，两个或者多个不平稳的时间序列变量的线性组合可以是平稳的，也就是说它们之间可以存在协整关系。一般用于判断协整关系的方法主要有两种：一种是Engel和Granger提出的两步法E-G检验，另外一种是乔翰森(Johansen，1995)提出的基于VAR的协整关系的检验。前者需要先进行变量回归，再对残差进行检验，且多用于两个变量之间的协整关系检验。而后者可以适用于多个变量之间的协整关系检验。因此本文采用Johan sen协整关系检验。而Johansen协整关系检验主要包括两个统计量，一个是迹统计量(Trace Statis tic)，还有一个是最大特征值统计量(Maximum Eigenvalue)。对多个变量之间是否存在长期协整关系需要结合这两个统计量的检验结果同时综合分析。我们对本文研究所需的四个变量之间协整关系检验结果如表2所示。
(四)变量相关性分析
一般而言，我们在(6)对应的农业生产函数模型中选取的四个投入变量相互之间存在很大的相关性，比如如果耕地面积很大的话，相应的化肥施用量也必然水涨船高。用一些彼此之间相关性程度很高的变量直接进行回归分析会导致计量经济学模型常见的“多重共线性”问题。朱平芳(2004)对此有过深入分析，指出如果模型中存在多重共线性，将会使得回归结果中部分估计值的符号发生错误或者有难以置信的数值，严重影响模型估计结果的可信程度。
对于解释变量“多重共线性”的检验有很多种方法。最常见的就是逐一将解释变量与其他剩余解释变量进行线性回归，分析回归系数的显著性。如果系数都非常显著，说明作为被解释变量的那个解释变量与其他剩余解释变量之间存在显著的相关性，多重共线性问题就比较严重。另外一种方法是检验回归的方差膨胀因子。相对一个经典的多元线性回归模型Y=Xβ+ε而言，如果解释变量都是标准化的，则(X'X)便成为解释变量的相关矩阵，其逆矩阵
的对角元素就是方差膨胀因子。如果某一解释变量正交于所有其他解释变量，则方差膨胀因子等于1。当方差膨胀因子大于1时，就意味着所考虑的变量与其他变量不正交，从而不同程度地存在多重共线性问题。一般认为方差膨胀因子大于5，就可以判断存在较为严重的多重共线性。
本文在研究过程中，同时采用上述的这两种方法来检验解释变量的“多重共线性”。检验回归结果如表3所示。
从表3对四个主要被解释变量的回归分析中不难看出，解释变量之间大多都存在严重的相关性，其中以
与其他解释变量之间的共线性程度最为严重。再来看每一个回归中的方差膨胀因子均值，不难发现所有的方差膨胀因子都大于5。这两个检验方法无一不说明在(7)式所对应的回归模型中存在严重的多重共线性现象。
(五)估计方法说明
从上面对变量之间多重共线性问题的分析来看，对(7)式所示的模型直接采用OLS最小二乘法估计会存在问题。当然从高斯—马尔可夫(Gauss-Markov)条件来看，如果解释变量之间存在共线性，并不会违背高斯—马尔可夫经典假设条件，而且得到的估计结果既服从无偏性，还具有有效性。但是，这并不意味着OLS估计结果就是最好的，因为尽管OLS估计结果具有最小方差，但仅仅是指在所有无偏估计结果中具有最小方差，实际上必然存在方差更小的估计结果。岭回归估计的思想就是通过牺牲估计量的无偏性(当然这种牺牲是有限度的)，得到一个最小方差的估计结果。具体的做法就是，通过引入一个参数k来描述岭迹(ridge trace)，用(X'X)+kI来代替(X'X)进行回归，将最小特征根min(
)提高到min(+k)，从而能够降低估计量的均方误。
Stata V10.0软件提供了一个处理这类多重共线性的岭回归的解决方案，通过调用Stata软件中的Robert L.Obenchain(1995)提出的rxrcrlq(·)函数软件包⑤，直接可以进行岭回归估计操作。本文在估计方法上选择rxrcrlq(·)函数，该估计方法是基于经典正态分布的极大似然估计原理，利用广义岭估计(Generalized Ridge Regression)方法对估计量最小均方误(MSE)的收缩路径进行反复搜索，从而得到一个最优的估计结果。
(六)估计结果
本文同时使用OLS估计方法和岭回归估计方法对(7)式所对应的模型进行估计，得到的估计结果如表4所示。
第(1)-(3)列是采用OLS估计方法对(7)式所示模型进行估计的结果，下方的括号内是估计系数的t统计量，用来描述估计结果的显著性。从OLS的估计结果中可以看出，由于多重共线性的存在，使得部分解释变量的符号出现与现实情况不符的表现，并且估计结果的t统计量并不是非常显著。第(4)-(6)列是运用岭回归方法得到的估计结果，从中不难发现，所有的解释变量估计系数的显著性都有不同程度的提升。
(七)结果分析
表4的第(4)列是不考虑土地制度变化对中国农业生产绩效影响的估计结果。第(5)列是考虑1978-1983年期间家庭联产承包责任制逐步推广对农业生产绩效的影响作用。第(6)列是考虑1984-1993年期间确定家庭联产承包责任制合法地位，并明确规定农村土地承包期应在15年以上的土地契约制度对农业生产绩效影响的估计结果。
从第(4)-(6)列的估计结果中我们可以发现中国农业生产绩效的一些显著特征，这里逐一进行分析。
(1)农业资本的投入——农业生产过程中机械设备投入的总动力对中国农业生产绩效有十分显著的促进作用。机械设备的投入量大，一方面说明农业生产的机械化程度高，另外一方面也说明农业生产中更多的依赖科技进步，而不是传统农业中更多的依赖人工投入和牲畜动力。这无疑对提升农业生产的效率有极大促进作用。从估计结果来看，农业生产机械设备总动力每增加1%，可以使得农业总产出增加至少0.5%。而且从所有与农业生产的有关投入变量来看，机械设备投入的效用是最大的。
(2)化肥施用量的作用有所区别。如果不考虑不同的土地契约制度的影响因素，从1978-2009年这32年间来看，化肥施用量每增加1%，将会推动农业生产产出增加0.02%，效用明显低于机械设备的投入。但是一旦考虑土地契约制度的影响，不难看出，化肥施用量对农业总产出并没有显著的促进作用，反而是负作用。陈志刚(2005)也有类似的结论。在这一点可以从两个方面进行解释，一方面是化肥施用量尽管在增加，但是化肥的价格却也是随之涨幅更快。另外一方面，单位面积上施用化肥量如果超过一定限度，会降低土地的生产能力，导致最终产出的减少。因而，化肥施用量并非越多越好。
(3)农业生产劳动力投入的作用与化肥施用量较为类似。从1978-2009年期间总体上看，农业生产劳动力投入呈现负作用。实际上，在这32年期间农业生产劳动力投入变量与农业总产出变量的相关系数为-0.36，即呈现显著的负相关关系。但是需要注意的是，从1984-1993年，这二者的相关系数为0.87，即呈现显著的正相关关系。因而，在第(4)和(5)列回归中，劳动力投入呈现负作用⑥，而在第(6)列回归中劳动力投入的作用呈现显著的促进作用。这说明当农村联产承包责任制的合法地位一旦被完全确定，农民的生产积极性就被完全调动起来了，因而劳动投入能够对产出产生正向推动作用，当劳动投入增加1%，则产出会随之增加0.23%。
(4)农作物播种面积供给对农业产出呈现正向推动作用。无论是从哪一个阶段看，这种正向的作用都是很显著的。但是相比没有考虑制度变量的影响作用，从1978-2009年期间的农作物播种面积对产出的促进作用就并不明显了。之所以有这样一个结论，主要是由于农作物播种面积的供给存在一个上限，尽管初期供给增长速度很快，但是达到一定供给量后继续加快供给是比较困难的，因为受到本身自然资源禀赋的限制。2006年，十届全国人大四次会议上通过的《国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》再次明确提出，18亿亩耕地是未来五年一个具有法律效力的约束性指标，是不可逾越的一道红线。实际上，截至2010年底，我国耕地总数已经不足18.26亿亩，逼近了“18亿亩”红线。土地资源的有限供给已经构成了经济转型的资源硬约束，这一点在自然因素起很大作用的农业生产上显得尤为突出。因此，有效提高有限播种面积上的单位生产率成为一个不容忽视的重要课题。而土地制度的改变，实际上就在影响着这个单位生产率。
本文最为关心的还是土地契约制度变量的变化对于农业生产绩效的作用。反映的是改革开放初期逐步推行家庭联产承包责任制期间，土地契约制度对农业生产绩效的影响作用。在第(5)列的估计结果中可以看出，该制度变量为正，但是不太显著。说明推行家庭联产承包责任制能够推动农业产出绩效的提升，但是这种作用并不是非常显著。D1993反映的是家庭联产承包责任制合法地位确定，直到重新实行集体化生产体制之间的这段时间，土地制度对农业产出绩效的影响作用。从第(6)列的估计结果中，可以明显看出，由于家庭联产承包责任制的全面推行和正式实施，农民的积极性得到了极大的调动，土地制度的变化对农业产出绩效产生了非常显著的正向推动作用。
无论是从农用机械动力投入、劳动力投入还是播种面积供给上看，当引入制度变量进行分析时，得到的估计系数的显著性都明显要高于没有进行制度变量控制的估计结果，这一点在第(4)列的结果与第(6)列估计结果的对比中表现得更为突出。这说明在1984-1993年期间，农业的生产效率与改革开放以来整个时期的平均水平相比，存在显著的差异，而且这个差异呈现显著的正效应。这个比较结果进一步证实了，在推行并全面实施家庭联产承包责任制期间的农业生产绩效要明显高于集体化生产的时期。
(八)要素贡献度比较
运用(4)—(8)式，分别对不同时期计算其要素贡献度，得到如表5所示的结果。
表5的回归结果正如我们前面所分析的。1978-1983年，制度因素贡献率高达49.96%，也就是说，1978-1983年的中国农业发展完全得益于家庭承包制。而从1993年以后，制度因素的贡献率反而下降，为25.15%。也就是说，延长承包期限的做法对于农业的长期增长事实上是贡献很小的。这也就验证了我们前面所有的理论分析，对于任何形式的土地租佃契约来说，如果要提供保险，就不可能实现完全效率，土地租佃契约本身就是缺乏效率的。对于表5进一步观察，我们发现，中国的农业的长期增长，化肥投入、劳动力和土地供给的贡献率始终是不显著的。那么，表5的估计结果隐含的政策建议就是如此明显：既然延长承包期限对农业增长的贡献不大，未来的农业改革就应该强调土地的所有权的流转，鼓励小农场生产方式，并通过其他的制度安排来完善农业机械化生产。
四、政策和结论性建议
本文所隐含的政策含义是显然的。为了提高中国的农业绩效，必须对现行农地制度进行改革，而可行的办法就是允许农地使用权流转和抵押。正如我们前面所言，所有的土地租佃契约都是非效率的，那么延长承包期限的做法只是一种权宜之计，从15年到30年，30年之后呢？永佃制？对于永佃制的观点，我们要问的是，如果经济可以在一个最优条件下达到均衡，我们为什么要去选择一个次优状态呢？
中国目前的情况是，城乡二元发展越来越不平衡，一方面城市化进程加快，工业高速发展；一方面农业增长缓慢。在中国农村这样一个几乎没有非农产业的类似于纯农业社会的经济形态下，土地兼并的可能性几乎为零。同时，城市化的进程也给进城农民提供了大量的就业机会。在土地所有权可以流转的情况下，厌倦了农业生产的农民可以卖掉手中的土地从而获得一笔“进城资金”，而这笔“进城资金”不仅可以解决农民进城后培训、医疗、社会保障等一系列问题，而且给国家社会保障性开支节约一大笔资金。因此，拥有土地的农民比现在无地农民进城以后的状况只可能变得更好而不是更差。
进一步的，如果允许农地使用权流转和抵押，那么农民就可以通过农地的抵押获得贷款，进行农业生产的机械化和现代化，根据我们前面的研究结果，机械化会进一步提高中国的农业绩效。那么，在微观层面上看，随着农业绩效的提高，农民的收入也会提高，一个有活力的现代农民阶层就会出现，富裕而自信的现代农民阶层的出现，正是抵制农村干部滥权的最有效的途径(Wen，2008)。在宏观层面上，农业机械化会给中国的农机制造业和相应的农机服务业带来巨大的内需。随着农民收入的提高，不但会使农村金融从此进入良性循环，还将使乡村的财政变得充盈起来，使地方政府更容易向农民提供公共财政和其他服务。如果本文的理论框架成立的话，允许农地使用权流转和抵押的对农业绩效的影响就会很快显现出来。
本文第二个政策含义是既然允许农地使用权流转和抵押可以提高农业绩效，那么就应该通过一系列制度安排来保障这种制度变迁。一般而言，土地市场买卖不会自动发生。在发达国家，大部分的土地交易是与生命周期相关的，即老年人向青年人出卖土地；而在发展中国家，经常是几世同堂进行农业生产，代际之间的联系更为紧密，那么与生命周期相关的土地交易就比较少，更为一般的情况是，土地往往从效率更高的小农转到富农手中。当农业社会中，这种以互惠为基础的风险共担机制越薄弱，这种现象就越普遍。在自然条件不好时，贫困的农民由于无法获得贷款而不得不出卖自己的土地。因此，当保险或者信贷市场不完善时，即便是农民获得土地的所有权，也经常会发生这种非帕累托改进的交易行为。如果在未来的农地改革中，政府能够有意识地完善以土地为抵押的农业贷款，并且目前的城市务工农民的保障机制能够得以改变，那么中国的农业生产绩效将会发生重大变化。一个值得关注的趋势是，中国正在以每年1%的速度进行城市化，那么也就是说，城市每年会提供1300万个从农业转向非农业的工作岗位，这对于那些愿意出售自己土地以获得“进城资金”的农民来说，是非常好的历史契机。当然，对于那些改变农地使用性质的购买者，政府有关机构应该建立相关的法律和法规，严加审核和控制。因为在允许农地使用权流转和抵押的过程中，很可能会出现土地价格上升，为了进行投机，农民不出售手中土地的情况，这势必会妨碍土地流转，限制农业发展。
注释：
①1992-1996年期间和2003-2009年期间分别出现了一段时间的高增长，当然这种高增长包含了价格因素。1993年以后，中国的农业经济增长都维持在4%左右。
②世界银行对经济奇迹的定义有两条标准：第一，维持比较长时间的高速发展；第二，高速增长是分享的。东亚其他的经济体都做到了高速增长，同时基尼系数比较低，维持在0.3上下。按照这两条标准中国现在只有增长而无分享。
③1983年，中共中央在《当前农村经济政策若干问题》中把包干到户正式命名为“家庭联产责任制”。由于采取“交够国家的，留足集体的，剩下都是自己的”的分配方式，生产责任制已经不再“联产”。1998年党的十五届三中全会《中共中央关于农业工作若干重大问题的决定》正式取消“联产”这两个词。从此，我国农业的基本经济制度更名为“家庭承包制”。
④对于1984年的农业高速增长的原因，林毅夫(1992)认为是1984年中国已完成家庭联产承包制，本文同意这个观点。
⑤该回归软件包可以直接在stata官方网站http://www.stata.com/stb/stb28/sg45/进行下载。
⑥这一结论与林毅夫(1992)的研究结论不谋而合。
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