王 倩,余 勁

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出的沖擊效應(yīng)

王 倩,余 勁*

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

基于我國糧食主產(chǎn)區(qū)4省14縣835戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),運(yùn)用二階段回歸及比較均值獨(dú)立樣本檢驗(yàn)深入分析了農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為對(duì)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出的沖擊效應(yīng)。研究結(jié)果表明:在不考慮土地租金的情況下,農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為使農(nóng)戶糧食生產(chǎn)中流動(dòng)資本投入增加,勞動(dòng)時(shí)間投入減少;從產(chǎn)出角度來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的糧食單產(chǎn)更高,且小麥畝產(chǎn)增加明顯。轉(zhuǎn)入戶通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)營,在提高資源配置效率及糧食增產(chǎn)方面效果顯著。要保障國家糧食安全,政府應(yīng)鼓勵(lì)經(jīng)營土地面積在25畝以上的轉(zhuǎn)入戶種植糧食作物,全面提高糧食生產(chǎn)的機(jī)械化水平,完善糧食補(bǔ)貼政策,限制農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格快速上漲。

農(nóng)地流轉(zhuǎn);糧食生產(chǎn);種糧投入;糧食產(chǎn)量;二階段回歸

引 言

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是我國農(nóng)村土地制度改革的一項(xiàng)重要舉措,已成為推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的核心環(huán)節(jié),是提高土地利用率的重要途徑。特別是在糧食主產(chǎn)區(qū),如何通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)使資源配置更有效是解決我國糧食安全問題的關(guān)鍵。但農(nóng)地流轉(zhuǎn)后土地利用效率如何變化,學(xué)術(shù)界對(duì)此存在爭(zhēng)議。周春芳[1]認(rèn)為我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模和范圍不斷擴(kuò)大,極大地促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高和農(nóng)民收入的增加;劉濤等[2]對(duì)農(nóng)戶綜合產(chǎn)出率排序?yàn)?轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶>未轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶>轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶,認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)能提高土地利用效率;Bryan Lohmar等[3]及Hisatoshi HOKEN[4]基于對(duì)實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)的分析,指出轉(zhuǎn)入戶的邊際產(chǎn)出顯著高于其實(shí)際支付的土地租金,而轉(zhuǎn)出戶收到的實(shí)際土地租金與其邊際產(chǎn)出是相等的,農(nóng)地流轉(zhuǎn)有利于實(shí)現(xiàn)資源的有效配置。而賀振華[5]則認(rèn)為土地對(duì)農(nóng)民的重要性是比土地租金更為重要的影響土地流轉(zhuǎn)的因素,土地流轉(zhuǎn)的效率來自流轉(zhuǎn)后能夠增加新的生產(chǎn)要素,在沒有改變目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式和生產(chǎn)要素的質(zhì)量時(shí),農(nóng)地流轉(zhuǎn)并不會(huì)提高土地生產(chǎn)效率;Haoran Yang[6]認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)有利于將土地從低效生產(chǎn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)向高效生產(chǎn)農(nóng)戶,而不能提高農(nóng)戶的管理水平,農(nóng)地流轉(zhuǎn)有增加土地利用效率的潛力,但在不完全市場(chǎng)環(huán)境下難以實(shí)現(xiàn)。

農(nóng)地投入作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的一個(gè)重要組成部分,是農(nóng)戶資源配置的直接體現(xiàn),農(nóng)戶的種糧投入行為構(gòu)成了國家糧食安全的微觀基礎(chǔ)。目前國內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)地投入影響因素的研究主要集中于制度[7]、政策[8，9]、家庭收入[10]、家庭內(nèi)部決策[11，12]、農(nóng)戶類型[13，14]等方面。農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的一個(gè)重要決策,對(duì)糧食生產(chǎn)有重要影響,而現(xiàn)有文獻(xiàn)中將土地流轉(zhuǎn)作為農(nóng)戶糧食生產(chǎn)投入影響因素的較少。河南、山東、安徽、河北4省的糧食總產(chǎn)量約占全國的1/5,其中小麥占53.30%,玉米占28.30%,是保障我國糧食安全的關(guān)鍵。為此,本文基于河南、山東、安徽、河北的農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù),采用二階段回歸及比較均值獨(dú)立樣本檢驗(yàn)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

一、 數(shù)據(jù)來源及樣本說明

數(shù)據(jù)來源于2013年4月至8月在河南、山東、河北、安徽4個(gè)糧食主產(chǎn)省所進(jìn)行的問卷調(diào)查。課題組通過分層抽樣法在每個(gè)省選取3～4個(gè)縣,每個(gè)縣選擇2～3個(gè)村,每村隨機(jī)抽取20～50戶農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一訪談式調(diào)查,最終獲得9市14縣850戶樣本數(shù)據(jù),河南、山東、河北、安徽4省樣本基本滿足分層抽樣所要求:3∶2∶1∶1的比例,經(jīng)過整理,獲得有效樣本835戶,有效率達(dá)98.2%,其中轉(zhuǎn)入戶311戶,轉(zhuǎn)出戶131戶,無流轉(zhuǎn)戶382戶,轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出兼有戶11戶。調(diào)研問卷涉及農(nóng)戶家庭成員情況,土地經(jīng)營情況,小麥、玉米及其他經(jīng)濟(jì)作物投入產(chǎn)出等內(nèi)容(見表1)。

表1 樣本農(nóng)戶家庭特征 戶，%

轉(zhuǎn)入戶非轉(zhuǎn)入戶種糧戶非種糧戶總體樣本戶數(shù)比重戶數(shù)比重戶數(shù)比重戶數(shù)比重戶數(shù)比重戶主年齡29歲以下41.24101.95101.4542.74141.6830～39歲4213.04468.977110.301711.648810.5440～49歲11134.4711021.4418126.274027.4022126.4750～59歲10031.0616532.1622632.803926.7126531.7460～69歲5918.3212724.7615822.932819.1818622.2870歲以上61.865510.72436.241812.33617.31戶主文化程度文盲134.046512.67679.72117.53789.34小學(xué)6018.6311021.4414721.342315.7517020.36初中17955.5924447.5635351.237047.9542350.66高中及以上7021.749418.3212217.714228.7716419.64家庭規(guī)模1～2人4112.736913.458111.762919.8611013.173人5918.327915.4010815.673020.5513816.534人11435.4015029.2423233.673221.9226431.625人6018.6310821.0513319.303523.9716820.126人3310.257214.049213.35138.9010512.577人及以上154.66356.82436.2474.79505.99 合計(jì)322100513100689100146100835100戶均耕地面積(畝)39.445.9317.9023.2420.22戶均種糧面積(畝)39.689.0325.180.0020.83

如表1所示,從戶主年齡看,40～69歲的農(nóng)戶在總體樣本中占80.49%,在轉(zhuǎn)入戶樣本中占83.86%,在種糧戶樣本中占83.86%,農(nóng)村勞動(dòng)力以中老年為主;從文化程度看,樣本中80.48%的戶主文化程度在初中及以下,總體上文化水平較低,非轉(zhuǎn)入戶及種糧戶的文化程度分別高于轉(zhuǎn)入戶和非種糧戶;從家庭規(guī)模看,樣本中68.27%的家庭總?cè)丝跒?～5人,轉(zhuǎn)入戶有72.85%,種糧戶有68.64%,分別高于非轉(zhuǎn)入戶和非種糧戶。就經(jīng)營土地而言,轉(zhuǎn)入戶的戶均耕地面積為39.44畝,戶均種糧面積為39.68畝;種糧戶戶均耕地面積為17.90畝,戶均種糧面積為25.18畝。雖然統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示轉(zhuǎn)入戶糧食種植已形成一定規(guī)模,但樣本中只有9%的農(nóng)戶種糧土地面積在20畝以上,樣本農(nóng)戶糧食生產(chǎn)仍以小規(guī)模為主。

二、農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)糧食投入的沖擊效應(yīng)

(一) 模型構(gòu)建

楊鋼橋等[15]、闞酉潯等[9]、徐秀英等[16]將流轉(zhuǎn)決策作為虛擬變量直接代入多元線性回歸模型對(duì)耕地投入的影響因素進(jìn)行分析,但戶主特征、家庭特征、家庭資源稟賦不僅影響農(nóng)戶耕地投入,同樣影響農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策,模型所用變量不全是外生的,變量間存在內(nèi)生性問題。為了得到一致性估計(jì),本文采用林毅夫[17]測(cè)算雜交水稻對(duì)生產(chǎn)率影響中所使用的二階段回歸法,首先采用二元Logistic模型將轉(zhuǎn)入決策作為被解釋變量確定流轉(zhuǎn)決定函數(shù),據(jù)此對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)入概率進(jìn)行預(yù)測(cè),隨后將轉(zhuǎn)入決策作為工具變量對(duì)多元線性回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

1.二元Logistic模型具體形式如(1)式。

(1)

(1)可轉(zhuǎn)化為：

(2)

其中Pi為農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地概率,Xi及Ai為解釋變量,β為影響因素系數(shù)向量,α為截距,εi表示隨機(jī)誤差。

2.多元線性回歸模型的形式見(3)、(4)式。

Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5A+ε

(3)

lnY=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5A+ε

(4)

其中Y為因變量,表示農(nóng)戶畝均流動(dòng)資本投入和畝均勞動(dòng)投入。α為常數(shù)項(xiàng),X1為家庭特征向量,X2為戶主特征向量,X3為農(nóng)戶家庭資源稟賦向量,X4為農(nóng)資價(jià)格特征向量,A為省份及農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策虛擬向量,βi為系數(shù)向量。(4)式對(duì)(3)式的被解釋變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理,為了獲得更好的擬合效果,流動(dòng)資本投入回歸使用(3)式,勞動(dòng)投入回歸使用(4)式。

糧食生產(chǎn)投入大體可以分為勞動(dòng)、流動(dòng)資本和固定資產(chǎn)三項(xiàng)。勞動(dòng)主要指雇工、自家勞動(dòng)以及親戚朋友的幫忙; 流動(dòng)資本主要包括化肥、農(nóng)藥、良種、地膜、機(jī)械等支出;固定資產(chǎn)主要是農(nóng)機(jī)、生產(chǎn)用倉房等固定資產(chǎn)的損耗和折舊。調(diào)研了解到農(nóng)村糧食生產(chǎn)以小規(guī)模為主,只有部分種糧大戶購買大型機(jī)械,且樣本中種糧大戶僅占4.20%,農(nóng)戶耕地、播種、收割等所需大型農(nóng)機(jī)多是通過臨時(shí)租賃獲得,樣本農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的固定資產(chǎn)投入較少。因此,本文將機(jī)械租賃費(fèi)歸為流動(dòng)資本投入,并不再對(duì)固定資產(chǎn)投入單獨(dú)分析。本文研究的種糧投入包括流動(dòng)資本投入和勞動(dòng)時(shí)間投入兩個(gè)方面,多元線性回歸中因變量為畝均流動(dòng)資本投入額和畝均勞動(dòng)小時(shí)數(shù)。本文選擇的解釋變量包括農(nóng)戶家庭特征、戶主特征、家庭資源稟賦、農(nóng)資價(jià)格、虛擬變量5個(gè)方面,各變量解釋及預(yù)期符號(hào)見表2。

表2 變量解釋及預(yù)期符號(hào)

(二) 模型估計(jì)與結(jié)果分析

運(yùn)用SPSS 19.0軟件得到二元Logistic回歸結(jié)果見表3,NagelkerkeR2為0.87,擬合效果良好?；貧w結(jié)果表明,家庭規(guī)模、家庭負(fù)擔(dān)、戶主從事職業(yè)、家庭承包耕地面積、地塊數(shù)、種植業(yè)收入、家庭總收入、土地租金等是農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策的主要影響因素。家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)、家庭負(fù)擔(dān)、種植業(yè)收入占比、經(jīng)營土地面積對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策有正向影響,家庭規(guī)模、戶主年齡、戶主文化程度、戶主從事職業(yè)、承包耕地面積、地塊數(shù)、土地租金對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)入有負(fù)向影響。不同省份間農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策差異不明顯,但由于河南省人多地少矛盾凸出,規(guī)?；?jīng)營難以實(shí)現(xiàn),農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)入意愿較其他省份低,相同條件下,河南省農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地可能性分別比山東省、安徽省、河北省低0.71、0.65和0.34。

表3 農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策影響因素回歸

注:*、**、***表示在10%、5%和1%的水平上顯著

回歸結(jié)果表明,就流動(dòng)資本投入而言,農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、家庭負(fù)擔(dān)、肥料價(jià)格、機(jī)械租賃費(fèi)、灌溉費(fèi)用、種子價(jià)格影響為正,家庭規(guī)模、戶主年齡、農(nóng)產(chǎn)品出售價(jià)格影響為負(fù),其中戶主年齡、肥料價(jià)格、機(jī)械租賃費(fèi)、灌溉費(fèi)用、種子價(jià)格對(duì)其有顯著影響;就勞動(dòng)時(shí)間投入而言,農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、家庭負(fù)擔(dān)、戶主年齡、農(nóng)產(chǎn)品出售價(jià)格、灌溉費(fèi)用影響為正,家庭規(guī)模、戶主文化程度、戶主從事職業(yè)、播種面積、地塊數(shù)、肥料價(jià)格、機(jī)械租賃費(fèi)影響為負(fù),家庭規(guī)模、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、戶主從事職業(yè)、地塊數(shù)、化肥價(jià)格、出售價(jià)格、機(jī)械租賃費(fèi)影響顯著。與預(yù)期不同的是,家庭規(guī)模對(duì)流動(dòng)資本投入和勞動(dòng)時(shí)間投入影響均為負(fù),這與家庭結(jié)構(gòu)有密切聯(lián)系,我國目前3～4人家庭多由兩代人組成,6人及以上家庭基本是三代同堂。在新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中,農(nóng)村勞動(dòng)力大規(guī)?！皳駜?yōu)遷移”,形成大量留守兒童和留守老人,老年人成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的維持者,生產(chǎn)能力低,農(nóng)業(yè)投入少。

3個(gè)省份虛擬變量對(duì)流動(dòng)資本投入有顯著影響,但對(duì)勞動(dòng)投入影響不顯著,反映了不同省份之間的差異。從虛擬變量的系數(shù)對(duì)小麥流動(dòng)資本投入排序?yàn)椋汉颖笔?山東省>河南省>安徽省,對(duì)玉米流動(dòng)資本投入排序?yàn)椋汉幽鲜?河北省>山東省>安徽省。由于4個(gè)省份的要素市場(chǎng)發(fā)育程度及地權(quán)穩(wěn)定性存在差異,致使農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)流動(dòng)資本投入?yún)⒉畈积R,通常要素市場(chǎng)較成熟時(shí),農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策和消費(fèi)決策是分離的,不受家庭結(jié)構(gòu)的影響[13],當(dāng)?shù)貦?quán)不穩(wěn)定時(shí),不僅農(nóng)戶長(zhǎng)期投資弱化,短期投資也會(huì)下降[19]。

農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為虛擬變量的系數(shù)是本文分析的重點(diǎn),該系數(shù)在流動(dòng)資本投入回歸中均為正,在勞動(dòng)時(shí)間投入回歸中均為負(fù),并對(duì)玉米流動(dòng)資本投入和勞動(dòng)投入分別在5%、1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)流動(dòng)資本投入回歸中的變量系數(shù)可知,在農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為的影響下,農(nóng)戶對(duì)小麥、玉米的流動(dòng)資本投入增加,其中小麥每畝增加8.27元,玉米每畝增加15.17元,增加額分別是流動(dòng)資本投入的1.80%和4.30%。如表4所示,小麥、玉米勞動(dòng)投入回歸中農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策虛擬變量的系數(shù)分別為-0.083、-0.318；樣本中,未轉(zhuǎn)入戶小麥畝均勞動(dòng)時(shí)間投入為78.79小時(shí),玉米畝均勞動(dòng)時(shí)間投入為132.66小時(shí)；計(jì)算可知,農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為使轉(zhuǎn)入戶的小麥每畝勞動(dòng)時(shí)間投入減少6.28小時(shí),玉米每畝勞動(dòng)時(shí)間投入減少36.14小時(shí)；轉(zhuǎn)入戶小麥畝均勞動(dòng)投入是未流轉(zhuǎn)戶92.00%,玉米畝均勞動(dòng)投入是未流轉(zhuǎn)戶的72.80%。

表4 種糧投入影響因素回歸

注:*、**、***表示在10%、5%和1%的水平上顯著

農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為不僅對(duì)玉米流動(dòng)資本和勞動(dòng)時(shí)間投入的影響通過了顯著性檢驗(yàn),且對(duì)玉米的影響幅度也較大,這可能是兩種作物種植機(jī)械化程度差異造成的。據(jù)統(tǒng)計(jì),2012年全國小麥機(jī)收水平已超過90%,而玉米的機(jī)收水平僅40%,通過調(diào)研筆者也充分認(rèn)識(shí)到了兩種糧食作物機(jī)械化程度的差距。農(nóng)地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)一定的規(guī)模后,勞動(dòng)力成為稀缺資源,轉(zhuǎn)入戶通過提高機(jī)械化程度節(jié)約勞動(dòng)力。由于玉米種植過程中機(jī)械化程度有較大的提升空間,由此造成其流動(dòng)資本投入和勞動(dòng)投入的變動(dòng)幅度均比小麥明顯。

三、農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)糧食產(chǎn)出的沖擊效應(yīng)

調(diào)研數(shù)據(jù)顯示,2012年轉(zhuǎn)入戶小麥平均畝產(chǎn)為907.02斤,玉米為990.36斤,非轉(zhuǎn)入戶小麥平均畝產(chǎn)為870.64斤,玉米為970.40斤,轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶相比小麥畝均產(chǎn)量高36.38斤,玉米畝均產(chǎn)量高19.96斤。為對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶間糧食畝產(chǎn)差異進(jìn)行比較,本文運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)糧食畝產(chǎn)進(jìn)行比較均值獨(dú)立樣本t檢驗(yàn),零假設(shè)為:農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶的糧食畝產(chǎn)無顯著性差異。檢驗(yàn)結(jié)果表明,小麥畝產(chǎn)的F統(tǒng)計(jì)量觀察值為3.876,P值為0.049,玉米畝產(chǎn)的F統(tǒng)計(jì)量觀察值為2.792,P值為0.095,兩者分別在5%、10%的水平上顯著,說明農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶糧食畝產(chǎn)的方差具有顯著差異。小麥畝產(chǎn)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量觀察值為3.497,對(duì)應(yīng)的雙尾概率P值為0.001,在1%水平上顯著,可以認(rèn)為農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶的小麥單產(chǎn)有顯著差異;玉米畝產(chǎn)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量觀察值為1.405,對(duì)應(yīng)的雙尾概率P值為0.160,不具有統(tǒng)計(jì)顯著性,不能拒絕農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入玉米單產(chǎn)相等的零假設(shè)。由此可以得出,農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為促使農(nóng)戶改變了種糧投入結(jié)構(gòu),通過增加流動(dòng)資本投入減少勞動(dòng)時(shí)間投入實(shí)現(xiàn)了糧食增產(chǎn),小麥、玉米兩種糧食作物的單季產(chǎn)出增長(zhǎng)明顯,充分顯示了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的優(yōu)越性。

四、結(jié)論與政策建議

(一) 結(jié)論

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是我國土地制度改革的一項(xiàng)重要舉措,為從生產(chǎn)角度提供保障國家糧食安全的理論依據(jù),本文基于糧食主產(chǎn)區(qū)4省14縣835戶調(diào)研數(shù)據(jù),利用二階段回歸及比較均值獨(dú)立樣本檢驗(yàn)探究了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出的沖擊效應(yīng),得出以下3個(gè)結(jié)論：

1.農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為改變了農(nóng)戶的糧食投入結(jié)構(gòu)。農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為導(dǎo)致糧食作物流動(dòng)資本投入增加,勞動(dòng)時(shí)間投入減少,并對(duì)玉米影響顯著,當(dāng)糧食種植達(dá)到一定規(guī)模時(shí),勞動(dòng)力開始短缺,農(nóng)戶用流動(dòng)資本投入代替勞動(dòng)時(shí)間投入,且初始機(jī)械化程度越低,該影響越明顯。

2.轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶相比有更高的糧食單產(chǎn)。轉(zhuǎn)入戶小麥畝均產(chǎn)量比非轉(zhuǎn)入戶高36.40斤,玉米畝均產(chǎn)量比非轉(zhuǎn)入戶高20.00斤,轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶糧食畝產(chǎn)方差通過了顯著性檢驗(yàn),農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶與非轉(zhuǎn)入戶小麥畝產(chǎn)均值有顯著性差異,但不能拒絕玉米畝產(chǎn)均值相等的假設(shè)。

3.農(nóng)地流轉(zhuǎn)提高了農(nóng)戶種糧收益。在不考慮土地租金情況下,轉(zhuǎn)入戶的畝均凈收益為1 185.39元,每小時(shí)勞動(dòng)投入獲得的收益為6.80元;非轉(zhuǎn)入戶的畝均凈收益為1 154.52元,每小時(shí)勞動(dòng)投入獲得的收益為5.28元。

綜上所述,農(nóng)地流轉(zhuǎn)后,勞動(dòng)力得到了充分利用,邊際產(chǎn)出增加,資源利用更有效,同時(shí)糧食單產(chǎn)增加,農(nóng)戶種糧收益提高,在流轉(zhuǎn)農(nóng)地仍然種糧的情況下,農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅有利用實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收,也有助于保障國家糧食安全。

(二) 政策建議

糧食安全問題是關(guān)系國計(jì)民生的大問題,但農(nóng)地流轉(zhuǎn)“非糧化”對(duì)糧食安全造成了一定威脅,本文基于調(diào)研數(shù)據(jù)及實(shí)證結(jié)果,為保障國家糧食安全提出以下4點(diǎn)政策建議：

1.全面推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn),鼓勵(lì)經(jīng)營土地面積在25畝以上的農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶種糧。當(dāng)農(nóng)戶種糧土地面積在25畝以上時(shí),種糧純收入與我國農(nóng)村戶均純收入相當(dāng),只有在收入得到保障的情況下,轉(zhuǎn)入戶才有可能在政府鼓勵(lì)轉(zhuǎn)下進(jìn)行大規(guī)模糧食生產(chǎn)。

2.全面提高糧食生產(chǎn)的機(jī)械化程度,加大對(duì)種糧大戶的農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼。糧食生產(chǎn)中勞動(dòng)投入是一項(xiàng)重要投入,農(nóng)戶達(dá)到一定規(guī)模時(shí),勞動(dòng)力成為制約因素,提高機(jī)械化程度是解決這一問題的主要途徑,一方面要加大農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼力度,或?yàn)橐欢ㄒ?guī)模以上的種糧大戶免費(fèi)提供農(nóng)業(yè)機(jī)械;另一方面加大科技投入力度,研制先進(jìn)農(nóng)機(jī)設(shè)備。

3.完善糧食補(bǔ)貼政策,提高糧食作物的比較收益。農(nóng)資價(jià)格的不斷上漲加大了糧農(nóng)負(fù)擔(dān),要提高農(nóng)民收益,建議政府提高補(bǔ)貼力度,良種完全由政府提供。同時(shí)政府要強(qiáng)化糧食直補(bǔ)與種糧的關(guān)系,明確補(bǔ)貼對(duì)象,對(duì)種糧農(nóng)戶進(jìn)行補(bǔ)貼,而不是土地承包經(jīng)營戶。

4.合理限制農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格快速上漲。土地租金的快速上漲挫傷了農(nóng)戶的種糧積極性,建議政府加強(qiáng)農(nóng)地的用途管制,限制農(nóng)地流轉(zhuǎn)“非糧化”,降低土地需求。

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An Empirical Study on Relationship Between Farmland Circulation and Grain Planting

WANG Qian,YU Jin*

(CollegeofEconomicsandManagement,NorthwestA&FUniversity,Yangling，Shaanxi712100,China)

Based on 835 households’ survey data in 4 grain-producing provinces,this paper analyzes how farmland circulation behavior affect the households’ inputs and outputs in grain planting with the two-stage regression and comparing mean test.The results show that,without considering the land rent,farmland circulation behavior increases farmers’ flowing capital investment and decreases their labor investment.From the angle of output,we can find that the yield of grain per unit area of land-flowing-into households is higher,and as to the wheat,the increase is more significantly.Farmland circulation help farmers realize the scale operation,it reallocates the resources and improves the grain production.To ensure the national food security,our government should encourage farmers who have land more than 1.7 ha.to plant grain,raise the mechanization level and improve the grain subsidy policy.

farmland circulation; food production; grain investment; two-stage regression

2014-04-27

西北農(nóng)林科技大學(xué)科技創(chuàng)新專項(xiàng)重點(diǎn)項(xiàng)目(Z109021312)

王倩(1990-),女,西北農(nóng)林科技大學(xué)碩士研究生,主要研究方向?yàn)橥恋亟?jīng)濟(jì)與管理。*

F301.2

A

1009-9107(2015)04-0027-07