(1.北京師范大學 經濟與資源管理研究院,北京100875; 2.四川省自然資源科學研究院,四川 成都610041;3.四川省行政學院,四川 成都610071)

1　引言

農地流轉是實現農地規(guī)模經營、提高農業(yè)生產效率的重要途徑。農村土地分散與碎片化,既影響種植又不利于經營和管理,已成為阻礙農業(yè)發(fā)展的主要矛盾。已有研究表明農地流轉是擴大農地經營規(guī)模的重要路徑[1-3],還有研究顯示農業(yè)規(guī)模經營對提高農業(yè)生產效率具有重要影響[4-7]。然而,通過回顧研究我國農地流轉和農業(yè)生產效率關系的文獻發(fā)現,學術界對土地流轉和農業(yè)生產效率的關系并沒有統(tǒng)一的定論。陳園園等學者研究了晉西北地區(qū)的農業(yè)發(fā)展情況,得出雖然農地轉出對農業(yè)勞動生產率和土地產出率無影響,但是農地轉入可顯著提高兩者的效率[8];錢龍等學者研究表明,在農地流轉中土地產出率的提高僅會受農地轉入的影響,與農地轉出無關,而農地轉入和轉出均對農業(yè)勞動生產率無影響[9];張建等學者對江蘇四省的調查研究表明,無論是農民自發(fā)轉入農地還是村集體轉入農地,都會顯著提高農戶的農業(yè)勞動生產率和農業(yè)全要素生產率[10]。

除了直接分析農地流轉對農業(yè)生產影響的文獻外,也有研究探索了農地流轉和農業(yè)生產效率的內在傳導機制,試圖厘清兩者關系的內在邏輯。例如,Neguyen等認為當農地有效流轉后,可實現農地的集中和規(guī)模經營,推動農業(yè)技術進步和提高農業(yè)技術效率[11]。有研究表明,形成農地適度規(guī)模經營是實現有效農地流轉的目標和結果,這將會大幅度提高農業(yè)生產效率水平[12,13]。

基于上述研究，提出兩點可加以改進:①農地流轉對農業(yè)勞動生產率和土地產出率具有一定的影響,但是已有研究并沒有得出統(tǒng)一的結論,這是現有研究不足的地方,需要進一步研究證實。②農地流轉與農業(yè)勞動生產率和土地產出率的內在聯(lián)系是通過土地的適度規(guī)模經營來實現的,但已有研究并沒有明確得出適合我國基本情況的農地適度經營規(guī)模的具體范圍,這也需要進一步探索證實。本文試圖解決這兩個問題。此外,在實證分析方法的選取上,本文還做了部分改進,選取當前使用廣泛并具有較強說服力的隨機前沿分析模型,研究了不同類型的農地流轉分別與農業(yè)勞動生產率和土地產出率之間的關系,進一步探尋了我國土地流轉后的農地適度經營規(guī)模。

2　理論模型

2.1　模型假設

基于Carter、Yao[14]和Conning、Robinson[15]的模型,本文構造了一個基于農地流轉的農戶決策模型,探討農地流轉與農業(yè)生產效率之間的內在邏輯關系。提出以下假設:

假設2——存在一個農地流轉市場,該市場可發(fā)生農地經營權流轉。在該流轉市場中,土地轉讓價格為θ,分別用cd和cs表示土地轉入和轉出過程中涉及的交易成本。此外,諸如農產品價格等其他價格因素也會對模型產生影響,這里統(tǒng)一用P表示,單位勞動工資W。為簡化模型,假設農業(yè)部門和非農部門具有相同的單位工資。

假設3——農戶i擁有的初始土地和勞動力為Hi0和Li0,農戶可在農業(yè)部門和非農部門自行安排勞動力規(guī)模,其中Lia和Lin分別表示農業(yè)部門和非農部門的勞動力規(guī)模。同時,用Hid和His分別表示轉入和轉出的土地規(guī)模。最后,假定農地交易價格θ、農地交易成本cd和cs、農產品價格P、單位勞動工資W均為外生給定變量。

2.2　土地流轉與農業(yè)生產效率情況

農戶在進行農業(yè)生產時追求的是利益和收入最大化,因此農戶應根據他們擁有土地的生產效率和非農部門的工資水平,通過農地流轉來調整原有土地的經營規(guī)模,并依據土地的經營規(guī)模將家庭勞動力分配到不同的部門。農戶家庭的最優(yōu)化問題可表示為:

MaxPF(Ai,Hi,Lia)+WLin-(θ+cd)Hid+(θ+cs)His

(1)

St:Hi=Hi0+Hid-His

Lia+Lin≤Li0

0≤His≤Hi0

0≤Hid

收入最大化的一階條件為:

Hid:PFHi(Ai,Hi,Lia)-(θ+cd)≤0

(2)

His:-PFHi(Ai,Hi,Lin)-(θ-cs)≤0

(3)

Hia:-PFin(Ai,Hi,Lin)=W

(4)

對農地轉入戶:

PFHi(Ai,Hi,Lia)=(θ+cd)

(5)

對農地轉出戶:

PFHi(Ai,Hi,Lin)=(θ-cs)

(6)

對不發(fā)生農地流轉農戶:

(θ-cs)

(7)

由式(5)—式(7)可分別推導出農地轉入戶、轉出戶和不發(fā)生流轉戶的農業(yè)生產效率臨界值。

轉入戶的農業(yè)生產效率臨界值為:

(8)

轉出戶的農業(yè)生產效率臨界值為:

(9)

即當農戶的農業(yè)生產效率Ai≥Ad時,農戶會選擇在農地流轉市場上轉入土地;當農戶的農業(yè)生產效率Ai≤As時,農戶會將土地在流轉市場上轉出;當農戶的農業(yè)生產效率Ai位于區(qū)間(As,Ad)內時,農戶將不參與農地市場的流轉。由此可見,具有不同農業(yè)生產效率水平是農戶選擇轉入還是轉出農地的一個重要原因。出于理性人假說的考慮,農戶選擇參與農地流轉是為了提高當前的農業(yè)生產效率水平,以此獲得更多的利潤?？傊?理論模型的結果表明,提高農業(yè)生產效率水平是農戶選擇參與農地流轉的重要原因之一。

2.3　理論模型的再思考

農地流轉改變了農戶初始的農地經營規(guī)模,提高了農戶的農業(yè)生產效率水平。理論分析得出,提高當前的農業(yè)生產效率是農戶參與農地流轉的原因之一。進一步思考發(fā)現,農戶參與農地流轉后最直接的結果就是改變了農地經營規(guī)模:轉入戶擴大了農地經營規(guī)模,轉出戶縮小了農地經營規(guī)模。因此,從中可看出本文的基本研究邏輯:農地流轉改變了農戶的經營規(guī)模,提高了農業(yè)生產效率水平。繼農地轉入和轉出改變了農戶的經營規(guī)模后,需要更深入地思考一個農戶適度規(guī)模經營的范圍,使參與流轉后的農戶農業(yè)生產效率達到最優(yōu)水平。根據邊際報酬遞減規(guī)律,農地流轉目的不是一味擴大農地經營規(guī)?；蚩s小農地的經營規(guī)模,而是實現一個適度經營規(guī)模,以此達到農業(yè)生產效率的最優(yōu)狀態(tài)。因此,我們需要通過實證分析探索出針對不同流轉類型的農戶農地適度經營規(guī)模范圍。

基于以上的理論分析,本文提出兩點假說:假設1——農地流轉改變了農地經營規(guī)模,提高了農戶的農業(yè)生產效率水平;假設2——完成農地流轉后存在一個農戶適度經營的規(guī)模,在該經營規(guī)模內農戶的農業(yè)生產效率可達到最優(yōu)水平。

3　數據來源和描述性統(tǒng)計

本文的數據來源于北京大學中國社會科學調查中心(ISSS)主持的中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies,CFPS)2010年和2012年的微觀數據。需要說明的是,CFPS最新數據已更新至2014年,本文未選用2013年和2014年數據的原因主要是:這兩年的樣本問卷中未涉及土地數量等關鍵變量信息,因此最終在實證分析中僅使用2012年的截面數據。但從降雨量、土地濕度、農業(yè)生產情況來看,2012年屬于正常年份,故該年份數據可用于分析農業(yè)生產過程中的基本問題。CFPS的調查對象為我國(未包括香港和澳門特別行政區(qū)、臺灣地區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、海南省,下同)的25個省份,占總人口的94.5%,因此可以將CFPS樣本視為一個全國代表性樣本。

CFPS旨在通過跟蹤收集個體、家庭和社區(qū)三個層次的樣本,反映我國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷,總樣本規(guī)模為1.6萬戶,調查問卷共有家庭、成人、少兒和社區(qū)問卷四個類型。其中,家庭問卷包含家庭農業(yè)經營、社會資本和人口特征等信息,成人問卷包含戶主信息,社區(qū)問卷則提供了村、省等信息,涵蓋了本研究需要的所有數據。本文在篩選樣本時依據農業(yè)的狹義概念,僅保留了從事種植業(yè)的農戶。原因主要在于:若按照廣義的農業(yè)概念,將種植業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)、畜牧業(yè)放在一起比較有失科學性,因為這些產業(yè)的投入與產出無論是在內容上還是在時間上都有著很大差別,因此本文只選取了傳統(tǒng)意義上的種植業(yè)作為研究對象。同時,刪除了關鍵變量嚴重缺失的樣本,最終得到2010年的7133戶有效樣本和2012年的6543戶有效樣本。需要說明的是,由于CFPS2010年數據的調查問卷對農業(yè)生產相關問題涉及較少,不能滿足實證分析所需的所有變量,因此本文僅使用CFPS2012年的截面數據進行實證分析。此外,也是由于CFPS2010年數據所含的農業(yè)生產相關變量較少,本文沒有根據計量分析所需變量進行刪減,故CFPS2010年保留樣本量多于CFPS2012年,見表1。

表1　分析所用樣本情況(戶)

2010年和2012年地區(qū)土地流轉情況與土地單位產出比的關系見表2。從表2可見,2012年參與農地流轉的農戶比例高于2010年。其中,轉入戶從2010年的16.19%上升到2012年的17.74%,轉出戶從5.07%上升到5.47%。由于樣本數據僅有兩年之差,所以農戶參與農地流轉的比例較低。但從整體上看,參與農地流轉的農戶比例呈增長趨勢。從表2還可見,對比鄰近地區(qū)2010年和2012年土地流轉和單位產出具有一個相似的特征,即農地流轉參與率較高的地區(qū)往往單位土地產出也較高。這是因為:農戶間的農業(yè)生產條件是有差異的,農地在農戶間進行流轉相當于資源的再分配過程,經過流轉后的農戶擁有相對適度的土地經營規(guī)模,更有利于他們開展農業(yè)生產活動,增加農業(yè)單位產出。由于CFPS2010年的數據中無法獲得家庭參與農業(yè)生產的人數,無法計算勞動生產效率,因此我們僅計算了土地產出率。

表2　2010年、2012年地區(qū)土地流轉情況與土地單位產出比關系

注:數據來自CFPS2010年和CFPS2012年的統(tǒng)計分析整理;CFPS2010年樣本量為7133戶、2012年樣本量為6543戶。

4　實證分析模型

隨機前沿分析(Stochastic Frontier Approach,SFA)是一種來測度生產效率的方法,通過選擇生產函數的形式來確定生產前沿面,計算出在技術水平不變時各種投入比例所對應的最大產出集合。在實際應用中,SFA通過計量模型對前沿生產函數進行統(tǒng)計估計,并在此基礎上對技術效率進行測定,優(yōu)點是考慮了隨機因素對產出的影響,且可很好地識別出由于技術無效率引起實際產出不等于最大可能產出的部分。

4.1　隨機前沿生產函數模型

Yi=f(Xi,β)exp(υi-μi)

(10)

式中,Yi為產出;Xi為農業(yè)生產要素投入;i為第i個樣本,i=1,…,N;β為模型參數;f(·)為農業(yè)生產函數。

在該模型中,隨機擾動項εi被分為兩部分,一部分表示統(tǒng)計誤差,即隨機誤差項,用υi表示;另一部分代表技術無效率,又被稱為非負誤差項,用μi表示。由此,SFA的技術效率定義為:

(11)

在設定具體生產函數模型時,通常有以下兩種選擇,柯布—道格拉斯生產函數(C-D函數)和超越對數生產函數(Translog函數)。當僅僅考慮資本(K)和勞動(L)兩種投入時,C-D函數取自然對數后可表示為:

lnY=β0+β1lnK+β2lnL

(12)

式中,β0、β1和β2為待估參數。Translog函數本質上是生產函數f(lnK,lnL)在(0,0)點的近似二階泰勒展開,具體形式為:

lnY=β0+β1lnK+β2lnL+β3(lnK)2+β4(lnL)2+β5lnK×lnL

從2002年建筑信息模型概念在我國被定義算起，BIM 在中國發(fā)展了十幾年。隨著國家和地方政策的推動，一些公共建筑重點項目如上海世博會博物館新建工程全生命周期 BIM 應用；鐵路項目如京滬高速濟南連接線搬倒井互通立交工程 BIM 技術應用；市政項目如長沙市生活垃圾深度綜合處理（清潔焚燒）工程等都在BIM 應用方面取得了很好成效。BIM 技術已從“是否要用”變?yōu)椤叭绾斡煤谩钡膯栴}，人們的思想發(fā)生了明顯的變化[4]。

(13)

C-D函數的優(yōu)點在于該參數有直接的經濟含義(表示投放要素的產出彈性),而Translog函數則考慮了投入要素之間相互作用對產出的影響,克服了C-D函數替代彈性固定為1的缺點。但究竟應該選擇哪種生產函數,須根據客觀的統(tǒng)計檢驗結果來做出合理判斷。本文首先選擇Translog函數,在參數估計后做原假設為β3=β4=β5是否為0的似然比檢驗,結果顯示在1%的顯著性水平上拒絕原假設,表明應選用Translog函數作為生產函數估計模型。

Translog函數的具體形式為:

(14)

式中,Yi為農戶i的單位農業(yè)勞動產出或單位土地產出,分別對應兩個方程。

最基本的農業(yè)生產效率有勞動生產率和土地產出率兩種表現形式。鑒于兩者分別從兩個方面反映農業(yè)生產效率水平,即勞動力和土地資源,本文將兩者作為被解釋變量分別觀察農地流轉對他們的影響。lnYi是Yi的自然對數取值,其他變量類似;Li為各生產環(huán)節(jié)總勞動力的投入;kj,i為農戶i的第j種農業(yè)資本投入,包括種子化肥、雇傭勞動力、機械灌溉和運輸燃料的投入;(lnkj,i)2、(lnLi)2分別為第j項農業(yè)資本投入、勞動力投入自然對數的平方項,lnkj,i×lnLi為第j項農業(yè)資本投入分別和勞動力投入自然對數的交互項;lnkj,i×lnkj-1,i為不同農業(yè)資本間對數的交互項。

4.2　技術效率模型

(15)

式中,μi為農戶i的農業(yè)生產無效率項;Ri為農戶i是否轉入農地(0為不流轉,1為轉入戶)或是否轉出農地(0為不流轉,1為轉出戶),分別對應兩個方程;scalabledummyin代表農地規(guī)模經營的一組虛擬變量,反映不同農地規(guī)模經營對技術效率的影響,主要劃分為以下6個組別：0—0.67hm2、0.67—1.33hm2、1.33—2.67hm2、2.67—5.33hm2、5.33—8.00hm2、8.00—13.33hm2,其中以0—0.67hm2為對照組,用“0”表示農戶所屬規(guī)模組別,其他組別用“1”表示。此外,據統(tǒng)計分析,樣本中0—0.67hm2、0.67—1.33hm2、1.33—2.67hm2、2.67—5.33hm2、5.33—8.00hm2和8.00—13.33hm2的農戶分別占總樣本的19.40%、51.20%、23.10%、4.40%、0.85%和0.68%。Ri×scalabledummyin表示農地流轉情況和不同土地規(guī)模的交互項,用來識別流轉后農業(yè)技術效率最優(yōu)的農地經營規(guī)模區(qū)間。Cik為家庭特征變量,家庭特征有以下變量:家庭人口規(guī)模,定義為戶口本中家庭成員且在家居住時間大于等于6個月的人口;小孩定義為16歲及以下,老人定義為60歲及以上,女性勞動力定義為16—60歲有勞動力能力的女性;其他農戶家庭特征變量還包括家庭平均勞動力年齡、家庭平均勞動力受教育程度和家中是否有農用機械這三個變量。

本文選取以上家庭控制變量主要出于以下考慮:首先,家庭務農人口是重要的勞動力來源,直接影響農業(yè)生產效率。有研究表明,農戶的家庭人口結構對農業(yè)生產效率具有重要影響。其次,農戶家庭的平均受教育程度、平均年齡對農戶家庭農業(yè)生產的技術和經驗指導具有重要作用,對農業(yè)生產效率具有決定性影響。第三,農戶是否擁有農用機械設備對農業(yè)生產的及時性具有很大影響,同時也在一定程度上表征農戶的家庭財力,這對農業(yè)生產效率具有關鍵影響。regionaldummyim代表農戶所在村莊地貌特征的虛擬變量,意義在于控制住不同地形地貌對農業(yè)技術無效率的干擾,主要分為丘陵山區(qū)、高山、高原、平原、草原和漁村六類,其中以丘陵山區(qū)為對照組,用“0”代表村莊所屬組別,用“1”表示其他組別,見表3。

表3　變量的描述性統(tǒng)計

注:農地經營規(guī)模為0.67—1.33hm2的農戶為對照組。

5　結果與分析

5.1　隨機前沿函數估計方法

對效率模型的估計有“一步法”和“兩步法”兩種?！皟刹椒ā笔禽^早時候研究者偏好的方法。即先不考慮技術效率的影響因素,估計生產前沿函數的距離函數,然后計算出技術無效率(與技術效率相對),并作為因變量對其自身的影響因素進行回歸。然而,這種方法的缺點在于前后兩個階段對技術無效率的函數分布設定不同,估計出來的結果一致[19]。因此,科埃里、貝泰斯改進了技術效率的估計方法,提出了“一步法”,即同時實現上述兩步的估計[20]?？紤]到“一步法”能更準確地估計技術無效率,本文采用“一步法”同時估計對數隨機前沿函數模型和技術效率模型。

5.2　計量結果與分析

隨機前沿函數的估計分析：從表4可見，其前半部分列出了隨機前沿生產函數的估計結果。其中,表4(1)和表4(2)的被解釋變量為單位勞動產值,表4(3)和表4(4)的被解釋變量為平均土地產值。為了檢驗估計結果的真實性,我們對比了加入控制變量前后模型估計結果的差異大小。如果兩個模型的結果差別不大,則估計結果基本可信,因此我們分別估計了四個模型,在估計農地轉出時出于同樣的考慮也估計了四個模型。其中,表4(1)和表4(3)未控制農戶家庭特征變量,表4(2)和表4(4)為全變量模型。從結果可見,是否控制農戶家庭特征對生產函數估計的差異較小,原因在于產出主要隨投入要素的變化而異,而農戶特征主要對農業(yè)生產技術效率的影響較大;其次,比較勞動力投入系數和各項資本投入系數可見,表4(2)以單位勞動產值作被解釋變量的模型,勞動力對農業(yè)產出的影響程度大于對資本的影響,說明增加勞動力投入對提高農業(yè)勞動生產率的作用大于增加資本性投入,而表4(4)以平均土地產值作為因變量的模型所得結果正好相反,可能是因為增加農業(yè)資本性投入對提高土地生產率具有更顯著的作用,而對勞動生產率影響不大。要素投入與產出存在正向相關關系,但種子化肥和家庭勞動力投入與其他要素的交互項系數呈負向關系,說明當過度投入種子化肥數量在一定程度上會阻礙其他投入要素對產出的積極作用,同樣需要合理分配家庭勞動力在農業(yè)部門和非農業(yè)部門的人數,以便達到最高效的配置組合。

表4　農地轉入的隨機前沿生產函數估計結果

(續(xù)表4)

注:***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著;括號內為穩(wěn)健標準誤;村莊地貌虛擬變量為將村莊分為丘陵山區(qū)、高山、高原、平原、草原和漁村六類,其中以丘陵山區(qū)為參照組,用“0”代表村莊所屬組別,用“1”表示其他組別,表5同。

技術效率模型估計分析：表4后半部分為技術效率模型的估計結果。結果分析為:以單位勞動產值和單位土地產值作為因變量的模型中,加入農戶家庭控制變量后與原模型估計結果并沒有太大的差異(具體比較見表4(1)和表4(2)、表4(3)和表4(4))。首先,從表4(2)可見,農地流轉對農戶農業(yè)勞動生產率沒有顯著影響。從轉入戶與不同農地經營規(guī)模的交互項系數發(fā)現,轉入農地與農地規(guī)模為5.33—8.00hm2和8.00—13.33hm2的交互項系數為負,表明完成農地轉入后農戶經營規(guī)模為5.33—8.00hm2和8.00—13.33hm2這兩個規(guī)模的農業(yè)勞動生產率水平最高。其次,表4(4)表明參與農地轉入后農戶有更高的土地產出率,且這一估計結果在5%的顯著性水平下顯著。與表4(2)不同的是,根據轉入戶與不同農地規(guī)模交互項系數顯示,實現農地轉入后農戶經營規(guī)模為8.00—13.33hm2的土地產出率處于最高狀態(tài)。雖然實證分析得出的農地適度經營規(guī)模區(qū)間在統(tǒng)計上并不顯著,但仍可說明這兩種經營規(guī)模是相對合適的。

從表4可見，家庭人口規(guī)模和小孩占比對農業(yè)生產效率為負向影響,可能的原因是家庭人口規(guī)模越大,越會過度投入家庭勞動力、過于精耕細作反而降低農業(yè)產出效率;家庭成員中的小孩占比越高,需要用于照看小孩的時間就越多,可能會導致投入家庭勞動力不足而對農業(yè)產出效率帶來負面影響。家庭勞動力平均年齡和平均受教育程度代表了農戶家庭的耕作經驗,他們對農業(yè)產出效率會產生積極影響。老人占比在模型中也對農業(yè)產出效率帶來了正向作用,這可能與老年人的生產經驗可避免部分技術無效率的生產行為有關;女性青壯年勞動力的占比對農業(yè)產出效率具有正向作用,可見在農業(yè)勞作過程中女性勞動力發(fā)揮著重要作用;擁有農用機械對農業(yè)產出效率也具有明顯的正向作用,這是因為如果農戶自行擁有機械設備,在農業(yè)生產過程中可及時用于生產的必需環(huán)節(jié),自然會提高農業(yè)產出效率。在地塊特征中,可看到租入土地的比率對農業(yè)產出效率具有正向作用,說明農戶如果僅有土地的經營權并不會降低他們對農業(yè)生產的積極性,反而提高了產出效率。

農地轉出與農戶農業(yè)生產效率分析：從表5(2)和表5(4)的技術效率模型可見,轉出戶的系數為正,說明參與農地轉出有利于提高農戶農業(yè)勞動生產率和土地產出率,且估計結果均在1%的顯著性水平下顯著。從轉出戶與農地規(guī)模的交互項系數可見,完成農地轉出后,農戶的經營規(guī)模為0.67—1.33hm2的農業(yè)勞動生產率和土地產出率達到最高水平。這可理解為,如果低效率的農戶占用了過多農地,不能很好地利用資源進行生產,因此無法實現一種生產的最優(yōu)狀態(tài),這時若將農地轉出,農戶經營較少農地反而可通過更好的精耕細作來彌補技術效率的不足,提高農業(yè)生產效率。此外,家庭控制變量與農地轉出模型基本相似,不再贅述。

表5　農地轉出的隨機前沿生產函數估計結果

綜合以上分析,我們得出以下兩點結論:①農地轉入對提高土地產出率具有正向作用,但對農業(yè)勞動生產率無顯著影響;農地轉出對農業(yè)勞動生產率和土地產出率均具有積極影響。②農地流轉后有一個適度經營規(guī)模使農業(yè)生產效率處于最優(yōu)水平。在農地轉入模型中,農地轉入后經營規(guī)模5.33—8.00hm2的農戶農業(yè)勞動生產效率最優(yōu),而經營規(guī)模8.00—13.33hm2的農戶農業(yè)勞動生產率和土地產出率均處于最優(yōu)水平。因此,實現農地轉入后,經營規(guī)模8.00—13.33hm2)農戶處于最優(yōu)的農業(yè)勞動生產率和土地產出率狀態(tài)。在農地轉出模型中,完成農地轉出后經營規(guī)模0.67—1.33hm2的農戶農業(yè)勞動生產率和土地產出率水平最優(yōu)。

6　結論與政策含義

6.1　結論

通過土地流轉形成農地適度經營規(guī)模,對提高我國農業(yè)生產效率具有重要意義。本文首先經過理論分析提出兩個假說,然后基于CFPS2012全國微觀調查數據,構建隨機前沿分析模型進行實證檢驗,研究了農地流轉對農業(yè)生產效率的內在影響機制,并在此基礎上探索了農業(yè)生產效率達到最優(yōu)水平下的農地適度經營規(guī)模區(qū)間。

結果表明農地轉入對提高土地產出率具有正向作用,但對農業(yè)勞動生產率無顯著影響;農地轉出對農業(yè)勞動生產率和土地產出率均具有積極影響。進一步研究表明,完成農地轉入后,8.00—13.33hm2是農戶的適度經營規(guī)模,在該經營范圍內農地產出率為最優(yōu)水平;實現農地轉出后,0.67—1.33hm2是農戶的適度經營規(guī)模,處于該經營規(guī)模內的農業(yè)勞動生產率和土地產出率均達到最優(yōu)狀態(tài)。

6.2　政策含義

本文的研究結論對提高我國農業(yè)生產效率的路徑選擇具有明確的政策啟示。為了提高轉入農戶的家庭農業(yè)生產效率水平,政府應積極推進經營權在公開市場上向專業(yè)大戶、家庭農場、農民合作社和農業(yè)企業(yè)流轉,鼓勵具有一定規(guī)模的農業(yè)生產機構進一步擴大生產規(guī)模。對農業(yè)生產效率較低的農戶,政府應鼓勵他們轉出農地,同時為了提高轉出農地的農戶家庭勞動生產率,政府應提供農業(yè)技能培訓和其他形式的農業(yè)、非農就業(yè)機會。