鐘 真，王玉迪

（中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京 100872）

1 引言

土地整治有利于提高農(nóng)用地產(chǎn)出率、降低生產(chǎn)成本、提高農(nóng)民收入，還具備保護自然景觀、改善環(huán)境等生態(tài)功能[1]，因而國家歷來高度重視。《全國國土規(guī)劃綱要（2016—2030年）》、《全國土地整治規(guī)劃（2016—2020年）》、近年來中央一號文件以及2019年最新修訂的《土地管理法》，均強調(diào)了農(nóng)地整治的重要性并作出了相應的部署。一般而言，土地整治是指對低效能用地、不合理和未開發(fā)利用土地進行整理、開發(fā)、復墾、修復等活動的統(tǒng)稱，狹義的土地整治是針對農(nóng)業(yè)用地進行田、水、路、林、村的綜合整治；高標準農(nóng)田建設包括農(nóng)田整治、水利設施、田間道路等配套設施建設[2]。因而，本文所指農(nóng)地整治主要包括地塊平整、土壤改良、水利設施與田間道路4個方面。

由于農(nóng)地整治具有一定的公共物品性質(zhì)，政府常常是農(nóng)地整治的主要投資主體，農(nóng)民參與度不高[3-5]。但單靠政府投資，常常會因農(nóng)地整治資金來源方式單一而使整治項目缺乏可持續(xù)性，還會導致農(nóng)地整治過多體現(xiàn)政府意志而無法有效滿足農(nóng)業(yè)經(jīng)營者的個性需求。因此，農(nóng)地整治有必要擴寬融資渠道，鼓勵社會各界投資[6]。從實踐看，除了農(nóng)業(yè)企業(yè)以外，專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社等各類規(guī)模經(jīng)營主體在農(nóng)地整治中發(fā)揮了越來越重要的作用[7]。根據(jù)中共十八大以來中央一號文件和相關(guān)文獻的定義，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體一般是指家庭農(nóng)場、專業(yè)大戶、農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)和專業(yè)化農(nóng)業(yè)服務組織等[8]。本文根據(jù)經(jīng)營方式不同，將新型經(jīng)營主體進一步分為家庭農(nóng)場或?qū)I(yè)大戶（代表家庭經(jīng)營，以下簡稱“家庭農(nóng)場”）、農(nóng)民合作社（代表合作經(jīng)營）和農(nóng)業(yè)企業(yè)（代表企業(yè)經(jīng)營）三大類。已有研究表明，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營者有效參與農(nóng)地整治甚至成為其主導者，有助于提高農(nóng)地整治績效[9]。但是，由于農(nóng)地整治帶有一定程度的公共物品性質(zhì)和投資長期性，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)地整治決策還容易受到農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)地契約穩(wěn)定性兩大因素的影響。其中，農(nóng)地契約穩(wěn)定性能促進農(nóng)業(yè)長期投資的觀點為大多數(shù)學者所認同[10-11]，但農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)地整治的影響尚存在較大的爭論[12-14]。為此，在全國土地確權(quán)工作基本完成、中央明確第二輪土地承包到期后再延長三十年的背景下，特別是在當前新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體日益成長為農(nóng)業(yè)發(fā)展中堅力量的形勢下，有必要對農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模、農(nóng)地契約期限等一系列契約特征與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體（以下簡稱“經(jīng)營者”）農(nóng)地整治行為及其程度之間的關(guān)系進行實證分析，為新時期有效推進農(nóng)地整治提供有益的參考。

2 研究假說

2.1 農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)地整治

不少文獻表明，農(nóng)地整治初期投資大且不會隨著參與人數(shù)的增加而提高，農(nóng)地經(jīng)營面積的擴大使得農(nóng)地整治的單位投入成本降低[13-14]，故農(nóng)地整治投資的規(guī)模效應明顯。但不同于肥料等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投資，農(nóng)地整治具有一定公共物品性質(zhì)且不易移動，隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大，農(nóng)地整治的公共物品溢出效應越強，公共物品“非排他性”使得經(jīng)營者更愿意去享受他人農(nóng)地整治所帶來的效益[13]。盡管已有研究發(fā)現(xiàn)地塊規(guī)模擴大能促進經(jīng)營者單獨投資決策[14]，但在其規(guī)模效應發(fā)揮作用之前，公共物品溢出效應的存在會抑制經(jīng)營者有關(guān)農(nóng)地整治的投資。因此可能會存在一個最優(yōu)的農(nóng)地規(guī)模水平：在未達到這個水平之前，溢出效應大于規(guī)模效應，即經(jīng)營者農(nóng)地整治投資可能性和投資程度不會隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大而提高；在達到此水平之后，規(guī)模效應大于溢出效應，即隨著經(jīng)營規(guī)模擴大，經(jīng)營者增加農(nóng)地整治投資的可能性和投資程度不斷增強。如果將農(nóng)地整治可能性及投資程度統(tǒng)稱為農(nóng)地整治積極性，那么本文提出假說H1：農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性之間存在“U型關(guān)系”。

由于溢出效應與農(nóng)地整治的公共物品性質(zhì)緊密相關(guān)，而不同類型的農(nóng)地整治又存在不同的公共物品特點，因而有必要按照公共物品性質(zhì)的程度將農(nóng)地整治進一步細分來考察經(jīng)營規(guī)模對其的影響。綜合已有文獻和實踐來看，農(nóng)地整治主要可分為可以改變農(nóng)地形態(tài)和質(zhì)量的土地類整治和可以提高農(nóng)地使用便利性的設施類整治兩類[15]。前者如地塊平整、土壤改良等項目，后者如田間道路、水利設施等項目。比較而言，土地類整治的排他性更強，即土地類整治的收益主要由經(jīng)營者獲得，而同期其他的經(jīng)營者和后期接手的經(jīng)營者分享其整治收益的可能性不高，因而政府給予補貼的可能性也相對更低；并且土地類整治與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)系更為密切，整治費用與農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模高度正相關(guān)，按照H1的邏輯，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在最優(yōu)規(guī)模水平之前，經(jīng)營規(guī)模越大的經(jīng)營者進行土地類整治的積極性將更低。相反，設施類整治的公共物品性質(zhì)更為明顯，其他經(jīng)營者在同期或后期獲益的可能性更高，并且政府常常會因設施類整治的顯著公共物品性質(zhì)而給予經(jīng)營者不同形式和程度的補貼，從而進一步帶動經(jīng)營者在設施類整治上的投資積極性；此外，設施類整治的費用常常不完全與農(nóng)地經(jīng)營面積成正比，其成本節(jié)約上的規(guī)模效應一般比土地類整治更為明顯。據(jù)此邏輯，本文提出假說H2：農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模越大，經(jīng)營者土地類整治積極性比設施類整治積極性更低。

2.2 契約特征與農(nóng)地整治

由于中國農(nóng)地細碎化的現(xiàn)實，各種類型的農(nóng)地流轉(zhuǎn)十分普遍。而大量文獻已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的契約特征會通過影響農(nóng)地契約穩(wěn)定性進而對農(nóng)地整治意愿和程度產(chǎn)生明顯作用[16-18]。綜合來看，農(nóng)地契約特征包括契約時長、契約價格、契約對象、契約形式和契約條件等方面[19]。其中，契約時長包括經(jīng)營者能夠使用經(jīng)營農(nóng)地的總時長與剩余時長；契約時間越長，經(jīng)營者享有農(nóng)地整治投資的收益權(quán)時間越長，有利于經(jīng)營者開展農(nóng)地整治并增加相關(guān)投資。契約價格即農(nóng)地流轉(zhuǎn)的租金，租金在一定程度上提高了農(nóng)地契約的正式性程度，降低了流轉(zhuǎn)雙方違約可能性，間接增強了農(nóng)地契約穩(wěn)定性，對經(jīng)營者進行農(nóng)地整治具有正向激勵，但租金過高并不利于提高經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性，因為租金越高增加了轉(zhuǎn)入農(nóng)地成本，從而提高了農(nóng)地整治投資門檻。契約對象是指轉(zhuǎn)入農(nóng)地的經(jīng)營者與原承包戶之間的關(guān)系。相較而言，來自親友或村集體的農(nóng)地在契約穩(wěn)定性上更加有保障，從而激勵經(jīng)營者進行農(nóng)地整治。書面為主的契約形式以及農(nóng)地有擔保、獲得批準或經(jīng)過流轉(zhuǎn)平臺等契約條件均提升了轉(zhuǎn)入農(nóng)地的正式程度，同時以上情形也暗含著經(jīng)營者所經(jīng)營的農(nóng)地受到了第三方的監(jiān)督，這有效降低了農(nóng)地整治投資收益的不確定性，有利于經(jīng)營者開展農(nóng)地整治并增加投資。據(jù)此，本文提出假說H3：農(nóng)地契約特征將顯著影響經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性。具體而言，契約時長對經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性具有顯著的正向影響；契約價格則具有顯著負向影響；契約對象是親友或村集體，契約形式是書面合同，契約條件中具備第三方擔保、取得政府或村集體批準或者經(jīng)過農(nóng)地流轉(zhuǎn)平臺的,經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性相對更高。

3 數(shù)據(jù)與變量

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來自課題組于2018年對山東、安徽、河北、陜西、吉林5省15縣的實地調(diào)查，共獲得各類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體481份問卷，有效樣本為465份；其中，家庭農(nóng)場占59.14%，農(nóng)民合作社占32.47%，農(nóng)業(yè)企業(yè)占8.39%。

3.2 描述性分析

農(nóng)地整治的整體行為是指地塊平整、水利設施、田間道路以及土壤改良4項中至少進行過一項，農(nóng)地整治的整體費用則是將4項整治項目每畝投入費用加總而得。樣本數(shù)據(jù)顯示，至少進行過一項農(nóng)地整治行為的經(jīng)營者高達81.80%，其中改良土壤整治項目開展最多，田間道路整治項目開展最少，相對于進行基礎設施類整治，樣本經(jīng)營者開展土地類整治項目較多。在農(nóng)地整治投入費用方面，樣本經(jīng)營者平均投資4 501.3元/畝，其中水利設施項目投入費用最多，改良土壤項目投入資金最少，與農(nóng)地整治行為不同的是，樣本農(nóng)戶在設施類整治投入費用要遠高于土地類整治項目（表1）。

具體到不同類型的經(jīng)營主體來看，家庭農(nóng)場田間道路項目的開展比例最低，僅42.29%；農(nóng)民合作社整治投入總費用最多，平均達到5 647.12元/畝，且主要投入在田間道路和水利設施兩個設施類整治項目上；在土地類整治中，地塊平整項目為家庭農(nóng)場投入最多，改良土壤項目則是農(nóng)業(yè)企業(yè)投入最多。從出資主體看，4項具體整治項目中家庭農(nóng)場均為最主要的出資者；此外，合作社部分或全部成員是土地類整治的第二大力量，而政府則主要在設施類整治中發(fā)揮著第二投資者的角色。

農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模方面，樣本經(jīng)營者平均經(jīng)營1 076.01畝農(nóng)地，平均轉(zhuǎn)入551.99畝農(nóng)地，其中轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積占農(nóng)地經(jīng)營面積平均為63.44%。從不同類型的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體看，農(nóng)業(yè)企業(yè)的農(nóng)地經(jīng)營面積、轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積、農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例均最高，家庭農(nóng)場則均相對最小，農(nóng)民合作社居中（表2）。

農(nóng)地契約特征方面，本文選取了時長、價格、形式、對象、條件5個維度來進行全面考察。由于中共十九大明確了農(nóng)村土地二輪承包到期后繼續(xù)延包30年，這使得樣本經(jīng)營者流轉(zhuǎn)土地的時長大多數(shù)超過了二輪承包截止時間，流轉(zhuǎn)總時長平均約30年，平均剩余時長近19年；其中家庭農(nóng)場的流轉(zhuǎn)時長和剩余時長均最長。約有73%的經(jīng)營者轉(zhuǎn)入農(nóng)地需要支付租金且年租金平均為533.13元/畝，其中家庭農(nóng)場需要支付租金的比例和租金水平都相對更低，而農(nóng)業(yè)企業(yè)最高。絕大部分經(jīng)營者（約93%）的土地流轉(zhuǎn)契約均以正式的書面契約為主，各類經(jīng)營主體都極少有口頭約定式的非正式契約。樣本經(jīng)營者中多以村集體（約52%）和陌生人（約42%）為主要契約對象，而流轉(zhuǎn)農(nóng)地來自親友的比重不足17%；其中，家庭農(nóng)場的契約對象以村集體最多，而農(nóng)業(yè)企業(yè)則以陌生人最多。有52.60%的樣本經(jīng)營者轉(zhuǎn)入農(nóng)地需要經(jīng)過政府或村集體批準，而具備第三方擔保的比例不足20%，并且經(jīng)過流轉(zhuǎn)平臺簽訂契約的比例更是不足8%；其中，農(nóng)業(yè)企業(yè)在以上三個契約條件上的比例均是最高的（表3）。

表1 農(nóng)地整治行為與費用Tab.1 Behavior and degree of farmland consolidation

表2 農(nóng)地經(jīng)營面積Tab.2 Farmland operational area

表3 農(nóng)地契約特征Tab.3 The characteristics of farmland contracts

為了有效測度經(jīng)營規(guī)模與契約特征對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)地整治積極性，本文根據(jù)已有文獻的做法，進一步選取了5個方面的指標作為控制變量：一是政府支持，它主要會影響經(jīng)營者對土地整治的信心和投資成本[20]；二是農(nóng)地以外的要素投入與開支，包括勞動投入量和除農(nóng)地整治投資以外的固定資產(chǎn)投資，它們主要會影響經(jīng)營者可用的農(nóng)地整治經(jīng)費[21]；三是個人特征，包括農(nóng)業(yè)以外消費開支、年齡、受教育水平、婚姻、屬地、黨員、經(jīng)歷等特點，它們主要影響經(jīng)營者基于稟賦的決策偏好[22]；四是經(jīng)營主體類型，經(jīng)營方式的不同會引起經(jīng)營者決策邏輯的差異[23]；五是地形地貌和省份特征，這些因素主要是為了控制不同區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境和產(chǎn)業(yè)政策的差異[24]。具體指標的描述性統(tǒng)計見表4。

4 模型設定以及估計結(jié)果

4.1 模型設定

為了重點考察農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和農(nóng)地契約特征對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)地整治的影響，本文設定如下計量模型：

式（1）中：Ti表示經(jīng)營者農(nóng)地整治行為或農(nóng)地整治程度；β0表示待估截距項，β1、β2表示待估系數(shù)；θj表示控制變量系數(shù)向量；μi表示隨機誤差項；變量Scalei表示農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的變量集合，包括經(jīng)營者農(nóng)地經(jīng)營面積、農(nóng)地經(jīng)營面積的平方以及農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例，為減輕轉(zhuǎn)入農(nóng)地與經(jīng)營面積之間存在多重共線性，本文用轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積占經(jīng)營面積的比重即農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例來衡量轉(zhuǎn)入農(nóng)地情況；變量Contracti表示農(nóng)地契約特征的變量集合，包括契約時長、契約價格、契約對象、契約形式以及契約條件；變量Xi表示其他控制變量。當Ti衡量農(nóng)地整治行為時，本文采用Probit模型進行分析；當Ti衡量農(nóng)地整治程度即農(nóng)地整治投入費用多少時，本文使用Tobit模型進行估計。此外，由于自變量較多，為了檢驗可能存在的多重共線性問題，本文對進入模型的自變量進行Spearman檢驗，發(fā)現(xiàn)自變量中相關(guān)性最大的兩個變量，其相關(guān)系數(shù)為0.60，并且平均的方差膨脹因子（Mean VIF）值為1.68，最大的也僅為2.89，說明上述模型設定在這個方面是可以接受的。

表4 其他變量描述性統(tǒng)計Tab.4 The descriptive statistics of other variables

4.2 內(nèi)生性問題的討論

理論上，農(nóng)地經(jīng)過整治后能一定程度改善地塊分散、提升農(nóng)地質(zhì)量、強化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的便利性，它能在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中發(fā)揮積極的信號作用,經(jīng)營者更容易轉(zhuǎn)入農(nóng)地[25]，因此農(nóng)地整治與經(jīng)營規(guī)模之間很可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。為此，本文借鑒已有文獻的做法[26]，選取樣本戶所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的其他戶人均土地面積作為工具變量進行回歸分析。一般而言，同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)其他戶的人均土地面積越多，經(jīng)營者能轉(zhuǎn)入的土地越多，經(jīng)營規(guī)模會更大，但是其他戶的人均土地面積并不直接影響樣本戶的農(nóng)地整治行為和程度。因此，這一工具變量在理論上具有較好的外生性和一定的解釋力。此外，根據(jù)已有文獻分析發(fā)現(xiàn)，政府支持也常常作為農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營決策的一個內(nèi)生變量。但是由于本研究所采用的是農(nóng)地整治過程中是否獲得政府現(xiàn)金或項目支持，因而總體上不存在政府視經(jīng)營者農(nóng)地整治效果而采取的“選擇性支持”的情況發(fā)生，即有理由認為本文中政府支持因素并不會引起嚴重的內(nèi)生性問題。

4.3 實證分析結(jié)果

4.3.1 農(nóng)地整治行為的影響因素分析

本文先采用Probit模型對全部樣本的農(nóng)地總體整治行為、土地類整治和設施類整治行為進行了回歸。但無論是否劃分整治類型，經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)地整治行為的影響并不顯著①其結(jié)果可向筆者索取。?？紤]到經(jīng)營規(guī)模面積與農(nóng)地整治之間可能存在內(nèi)生性，本文采用同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)其他戶人均土地面積作為樣本戶農(nóng)地經(jīng)營面積的工具變量對上述模型進行了再次估計（IV-Probit）。結(jié)果顯示，Wald內(nèi)生性檢驗對應的P值均小于0.05，表明前后兩個模型在5%的顯著水平上存在系統(tǒng)性的差別,并且IV在農(nóng)地整治行為模型中具有1%的顯著性水平，說明工具變量的選擇是可以接受（表5）。

從表5的三個模型的估計結(jié)果看，無論是總體整治行為，還是土地類或設施類整治行為，農(nóng)地經(jīng)營面積與它們均存在顯著的“U型”關(guān)系，并且其轉(zhuǎn)折點約在8 500畝左右。而樣本中僅有0.04%的經(jīng)營者經(jīng)營規(guī)模達到8 500畝，也就說絕大多數(shù)經(jīng)營者處轉(zhuǎn)折點左側(cè)范圍，此時農(nóng)地經(jīng)營面積越大農(nóng)地整治可能性越低。值得注意的是，農(nóng)地經(jīng)營面積的影響雖然顯著，但系數(shù)均非常小，二次項的系數(shù)幾乎可忽略不計，具體來看，經(jīng)營面積每增加一畝，經(jīng)營者農(nóng)地的各種整治行為發(fā)生概率的下降幅度不會超過0.1%。類似的，農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例對總體整治行為和土地類整治行為發(fā)生概率具有微小的負向影響（每一個百分點的邊際負向影響分別約為0.79%和0.73%），但對設施類整治的影響并不明顯?？梢姡r(nóng)地經(jīng)營規(guī)模越大，農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例越高，經(jīng)營者進行農(nóng)地整治的積極性反而越低。可能的原因是，在這個經(jīng)營規(guī)模范圍內(nèi)，農(nóng)地整治公共物品性質(zhì)的溢出效應可能強過規(guī)模效應，當然這種負向影響的程度十分微弱。

契約特征中，年畝均租金和是否需要擔保對于農(nóng)地整治行為存在顯著影響。租金過高提高了經(jīng)營者農(nóng)地整治成本，抑制了經(jīng)營者整治意愿；而轉(zhuǎn)入農(nóng)地擁有第三方做擔保直接增強了農(nóng)地穩(wěn)定性，從而提高了經(jīng)營者整治意愿。需要支付租金顯著影響農(nóng)地總體整治和土地類整治行為，但對設施類整治影響不存在顯著性?？赡茉蚴寝r(nóng)地需要租金提高了轉(zhuǎn)入農(nóng)地者的違約成本，它要求經(jīng)營者更加“用心”進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，而經(jīng)營者為了獲得更好的經(jīng)營收益常常需要進行有效的土地整治工作，進而提高了其農(nóng)地整治概率；但對于初期一次性投入較大的、公共物品性質(zhì)更強的設施類整治，需要支付租金的“正向誘導”常常難以發(fā)揮作用，因為經(jīng)營者更為關(guān)注短期的投入回報率。此外，具有正式的書面契約能顯著提升經(jīng)營者設施類整治意愿，說明原因是正式契約將一定程度上化解農(nóng)地整治作為公共物品的“溢出效應”；契約對象為村集體會顯著降低經(jīng)營者農(nóng)地總整治和設施類整治概率，其可能原因是村集體作為村莊提供公共物品的重要主體，經(jīng)營者往往更多地選擇搭便車而非幫助集體提供公共物品。

4.3.2 農(nóng)地整治程度的影響因素分析

為了進一步分析農(nóng)地規(guī)模與契約特征對農(nóng)地整治程度的影響，本文采用農(nóng)地整治投入費用作為整治程度的衡量指標，并使用Tobit模型進行估計，估計結(jié)果見表6。其中模型左側(cè)三列分別為農(nóng)地總整治費用、土地類整治和設施類整治費用的回歸結(jié)果，右側(cè)三列是解決內(nèi)生性后相應的估計結(jié)果。比較而言，糾正了內(nèi)生性問題之后的結(jié)果與未糾正之前的結(jié)果差異不大，僅有總體整治費用模型中糾正內(nèi)生性之后的農(nóng)地經(jīng)營面積二次項變得顯著了，但系數(shù)也十分微小。

從具體結(jié)果來看，經(jīng)營面積與農(nóng)地總整治費用和土地類整治費用之間存在微弱的“U型”關(guān)系，轉(zhuǎn)折點均在1萬畝左右；與設施類整治費用僅存在負向的線性關(guān)系，二次項系數(shù)并不顯著。數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)地經(jīng)營面積每增加一畝，總整治費用約下降0.23%，土地類整治費用約下降0.42%，而設施類整治費用約下降0.30%。此外，農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例對農(nóng)地整治費用也存在明顯的負向作用，但影響程度并不大。數(shù)據(jù)顯示，轉(zhuǎn)入比例每增加一個百分點,農(nóng)地總體整治費用約下降3.50%，土地類整治和設施類整治費用分別約下降4.19%和3.90%。總體來看，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在1萬畝以下的范圍內(nèi)，經(jīng)營規(guī)模擴張對農(nóng)地整治積極性是存在微弱的負向影響，并且土地類整治費用受到的負向影響相對更大。換言之，在這個階段內(nèi)，隨著農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的增加，經(jīng)營者對土地類整治的積極性比設施類整治相對更低。

契約特征中，需要租金對農(nóng)地整治費用存在顯著正向影響，但年畝均租金僅對總體整治費用和設施類整治費用存在負向影響。其原因與前述邏輯類似，即需要支付租金常常會激發(fā)經(jīng)營者對土地整治工作的重視程度，但越高的租金確實會從短期資金投入等方面影響經(jīng)營者對農(nóng)地（特別是設施類）整治的積極性。書面的正式契約能顯著增加經(jīng)營者在設施類整治投入；轉(zhuǎn)入農(nóng)地時具有擔保雖然對總體整治費用影響不明顯，但對細分之后的土地類整治費用和設施類整治費用均存在顯著的正向影響；契約對象為村集體的情況將降低經(jīng)營者的農(nóng)地總體整治費用，但細分兩個整治項目后均不顯著。這說明契約形式、契約條件、契約對象對經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性總體而言具有顯著的影響。但值得強調(diào)的是，無論是否處理了內(nèi)生性問題，契約時長對經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性的影響均不明顯?？梢?，本文的樣本并不支持越長的契約越有利于提高經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性的觀點。

表5 使用工具變量后的農(nóng)地整治行為回歸結(jié)果Tab.5 The regression results of farmland consolidation behavior after adding instrumental variables

表6 農(nóng)地整治程度回歸結(jié)果Tab.6 The regression results of farmland consolidation degrees

5 結(jié)論與政策含義

基于上述分析，本文得出如下結(jié)論：第一，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性之間確實存在“U型”關(guān)系，但對于絕大多數(shù)經(jīng)營者而言，農(nóng)地經(jīng)營面積的擴大對其農(nóng)地整治的積極性存在微弱的負向影響，并且農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例越高的經(jīng)營者開展農(nóng)地整治的積極性也越低。換言之，在一般情況下農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴大不僅不會有助于提高，反而會輕微抑制經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性。第二，相對于設施類整治而言，經(jīng)營規(guī)模越大、轉(zhuǎn)入農(nóng)地比例越高的經(jīng)營者對土地類整治積極性更低。這說明，盡管土地類整治的公共物品性質(zhì)不如設施類整治那么明顯，但規(guī)模效應在土地類整治中的節(jié)本效果并沒有強過溢出效應。第三，契約價格、契約形式、契約對象為村集體、轉(zhuǎn)入農(nóng)地時具有擔保等契約特征對經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性存在不同方向與程度的顯著影響，但契約時長的影響均不明顯?？梢?，本文的樣本并不支持越長的農(nóng)地契約越有利于提高經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性的觀點。

綜上，前述三個假說得到了大部分驗證，在理論上回答了經(jīng)營規(guī)模、契約特征如何影響農(nóng)地整治的內(nèi)在機制，在實踐上澄清了規(guī)模越大、契約時間越長，經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性是否越高等問題。具體而言，其相應的政策含義如下：一是擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模并不一定有利于提高經(jīng)營者的農(nóng)地整治積極性，在現(xiàn)有大多數(shù)情況下，經(jīng)營者規(guī)模越大，其農(nóng)地整治積極性反而存在更低的可能性；二是應把握不同類型農(nóng)地整治的特殊性，根據(jù)土地類整治和設施類整治各自的經(jīng)濟學特點，綜合考慮農(nóng)地規(guī)模擴大形成的“規(guī)模效應”與公共物品性質(zhì)帶來的“溢出效應”的疊加效果，采取有針對性的策略和措施；三是在現(xiàn)有農(nóng)地三權(quán)分置、二輪承包到期后繼續(xù)延包等政策背景下，提高經(jīng)營者農(nóng)地整治積極性，有必要從農(nóng)地契約相關(guān)的維度去尋找出路，比如簽訂正規(guī)化書面合同、適當降低流轉(zhuǎn)租金、協(xié)調(diào)村集體承擔更多服務、鼓勵為流轉(zhuǎn)農(nóng)地提供擔保等，但延長契約期限可能并不一定是有效的辦法。