楊佳利

（韶關學院 商學院，廣東 韶關 512005）

我國農業(yè)在改革開放后實現(xiàn)了快速發(fā)展，1979-1984年農業(yè)總產值年均增長7.7%，1985-1991年回落到4.4%，1992-2002年呈現(xiàn)出先快后慢的增長波動，平均增速為4.6%。2004-2019年農林牧漁總產值年均增長5.95%，見圖1。

圖1 2004-2019年我國農業(yè)總產值及實際增長率

2020年我國糧食產量再創(chuàng)歷史新高，但是增速卻有所下滑。在經濟新常態(tài)和農業(yè)轉型時期，我國農業(yè)如何才能保持持續(xù)穩(wěn)定的增長？通常認為，效率的提升才是農業(yè)長足發(fā)展的根本。針對小規(guī)模分散經營方式效率低下的弊端，有研究論證了農地流轉能有效改善和提升農業(yè)生產率，同時發(fā)現(xiàn)不同區(qū)域以及不同階段的驅動作用存在明顯差別［1］。究竟哪些因素影響和制約著農地流轉的農業(yè)生產率驅動效應的發(fā)揮？如果不考慮這些外部制約條件對于農地流轉生產率作用的影響，而一味地強調提高農地流轉水平，很可能會與提升生產率的目的背道而馳。

一、理論分析與研究假設

現(xiàn)有文獻主要從宏觀和微觀層面選取指標探討了農地流轉的生產率效應的影響因素。

（一）工業(yè)化和城鎮(zhèn)化

我國的農地流轉是在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的大背景下同步推進和發(fā)展的，農業(yè)的發(fā)展必然受制于非農產業(yè)。首先，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展將對農地流轉生產率效應產生拉力。工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程加快，工業(yè)反哺農業(yè)的能力就越強，有利于流轉新型農業(yè)主體加快技術采用和擴散；工業(yè)化和城鎮(zhèn)化背景下工商資本下鄉(xiāng)是農地流轉后資本替代勞動力的必然趨勢，工商資本下鄉(xiāng)以提高農業(yè)生產效率和產量為目的，帶動農業(yè)技術引進，因此會發(fā)揮出比傳統(tǒng)家庭生產更高的效率，兩者相互影響，互為因果。然而，我們也應當看到硬幣的另一面，在城市工業(yè)化、城鄉(xiāng)一體化背景下，農村勞動力向城市轉移是必然的趨勢，我國農村青壯年勞動力快速非農化，農村留守人口（兒童、老人和婦女）帶來的農業(yè)生產問題和各種社會問題已日漸顯現(xiàn)。此外，農民社會主體老弱化趨勢明顯。我國農村少子、老齡化現(xiàn)狀引起了廣泛關注，既然“三留人口”難以轉化為新型職業(yè)農民，農地流轉背景下農業(yè)勞動投入質和量的下降就給農業(yè)配置效率提升帶來了考驗，流轉未必一定能促進配置效率提升［2］。

據(jù)此，本文提出假設H1：工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對農地流轉效率發(fā)揮存在顯著影響。

（二）政策制度與市場發(fā)育

王雪琪、曹鐵毅、鄒偉指出，不同類型農戶經營目標對效率差異具有顯著影響，原因在于新型農業(yè)主體經營的利潤最大化目標與長期以來傳統(tǒng)農業(yè)風險規(guī)避的生存目標之間存在顯著矛盾，政府對農地市場的干預不能全面地考慮農戶目標偏差，從而影響了農地流轉效率的發(fā)揮［3］。闞立娜、李錄堂、文龍嬌則通過實證研究得出，政府財政支農對農地流轉效率發(fā)揮具有顯著正向影響［4］。

也有學者提出農地市場化水平是影響農地流轉效率的關鍵因素。梁立華認為，農村信息網絡設備相對落后，加上農地流轉市場不完善，容易引起農地流轉市場供給與需求信息的不對稱性［5］?，F(xiàn)代農業(yè)生產土地集中化規(guī)模化經營的需求與現(xiàn)階段農地流轉局限在小農之間的現(xiàn)實進一步影響了農地流轉效率的發(fā)揮。市場化水平是農地流轉效率發(fā)揮的外部約束條件，對農地流轉要素配置、農地需求和供給等各個方面均產生重要影響。完備市場機制下，農業(yè)交易成本可以大大降低，農業(yè)要素配置便利，新型農業(yè)主體通過加大農業(yè)技術投入和使用力度，從而刺激農地流轉效率提升。

據(jù)此，本文提出假設H2：政策與市場化因素對農地流轉效率發(fā)揮具有正向推動作用。

（三）地區(qū)經濟與自然稟賦

童堯研究提出，農地流轉區(qū)域的社會經濟條件和農業(yè)生產的歷史現(xiàn)實等是影響農地流轉效率的外在約束條件［6］。夏玉蓮、匡遠配認為，要從流轉效率顯著水平、流轉協(xié)調性和平衡性三個層面來衡量農地流轉經濟效應，研究表明，我國東部得益于較高的經濟發(fā)展水平，流轉效率大小顯示出明顯的優(yōu)勢，農地流轉對農業(yè)經濟的影響存在地區(qū)不平衡性［7］?？镞h配、楊佳利認為，受到地區(qū)間政策制度、經濟收入水平、氣候差異、自然條件、技術水平和資源稟賦的影響，我國農地流轉技術效率存在顯著的區(qū)域差異且差異有逐步拉大的趨勢，基于宏觀數(shù)據(jù)研究得出，我國地域廣闊，受到各類宏觀因素的影響，農地流轉效率地區(qū)差異在我國表現(xiàn)非常明顯，東部效率遠超其他地區(qū)和全國平均水平［8］。李濤基于微觀數(shù)據(jù)實證研究了土地城鄉(xiāng)流轉前和流轉后效率差異，研究得出，流轉技術效率區(qū)域差異較大的原因在于城鄉(xiāng)收入差距、農業(yè)用地與城市用地的投資回報率差異和用地的勞動力成本，縮小農地流轉技術效率差距的關鍵在于調整城鄉(xiāng)收入差距、降低勞動力成本和激發(fā)投入要素的活力［9］。匡遠配、楊佳利認為，西部地區(qū)農業(yè)自然稟賦不占優(yōu)勢，雖然近年來西部地區(qū)流轉廣度保持著較快的增長水平，但是自然條件依然是制約效率改進的關鍵因素［1］。

據(jù)此，本文提出假設H3：經濟發(fā)展水平與自然稟賦對農地流轉效率發(fā)揮具有顯著影響。

（四）農戶因素

農村人力資本水平對采納農業(yè)新技術的意愿和流轉規(guī)模效率均起到關鍵作用。有研究認為，村干部行為差異和農民生產效率的高低都是影響流轉效率的重要因素［6］。農地流轉不僅帶動農地經營權的流動，還促使勞動力和其他生產要素一起向邊際產出高的農戶——技術農民手中集中，技術農民是中國現(xiàn)代農業(yè)的支撐群體，相對于傳統(tǒng)普通小農戶而言，技術農民在農業(yè)生產經營活動中能發(fā)揮出比普通農業(yè)勞動力更高的生產效能，推動著中國農業(yè)從傳統(tǒng)的、落后的、小規(guī)模農業(yè)向資金技術密集型的現(xiàn)代農業(yè)轉變。已有文獻通過實證論證了農地流轉能有效刺激農業(yè)技術效率的提高。農地通過轉包、出租等多樣化形式流轉到新型農業(yè)經營主體、種田能手和新型職業(yè)農民手中，他們成為中國的技術農民，而且這部分群體隊伍在不斷壯大，他們能快速對農業(yè)政策做出反應，不僅具有比傳統(tǒng)小農戶更高的農業(yè)技術創(chuàng)新能力，還具有較強的農業(yè)核心技術運用推廣能力。作為新技術和新產品推廣的載體和我國現(xiàn)代農業(yè)力量發(fā)展的基石，中國技術農民將推進我國農業(yè)市場革新和提高我國農業(yè)技術效率。

據(jù)此，本文提出假設H4：農戶素質越高，越有利于農地流轉效率的發(fā)揮。

二、模型選擇與變量選取

（一）模型的選擇

考察在外力作用下的農地流轉效率差異可采用下面幾種方法。第一種方法是人為分組法，即按照一定的標準將變量分成不同的組別分別檢驗，對比分組后效應的差異，這種方法的難點在于如何確定各項指標的臨界值，實踐操作性不強。另外一種方法是借助計量交互項模型來分析變量之間的關系，但是實際操作中受到內生性問題和交互形式的制約。基于上述兩種方法的局限，本文將引進Hansen提出的閾值面板回歸模型［10］，該模型的優(yōu)點在于能一定程度克服上述兩類模型的局限，通過計算面板回歸模型的門檻值（閾值）和降低變量之間的內生性問題帶來的估計誤差，有效檢驗在外部因素干擾下農地流轉生產率效應的差異，模型設定如下：

下標i和t分別表示省域和年份；μi表示與各省相關的、時間上恒定的未觀測因素，εit為隨機誤差項。TFPit代表農業(yè)生產率，tfgit代表農地流轉，I（）為門限指標函數(shù)，表示其他影響農業(yè)生產率的控制變量。

（二）變量選取

1.閾值變量

前文研究表明，農地流轉的生產率效應的影響因素主要包括工業(yè)化和城鎮(zhèn)化、政策制度與市場發(fā)育、地區(qū)經濟與自然稟賦和微觀農戶因素幾大范疇，結合現(xiàn)有研究成果，選取指標表征上述因素。工業(yè)化水平用第二產業(yè)增加值占比來表征（gyzjz）；城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)化率（各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總人口的比）表征（rkczh），制度方面政府治理或政府行為也是制度環(huán)境內容的重要方面，用各省年度科技支農支出占地區(qū)生產總值的比重來表征（kjzn）；市場化水平選擇了學術界常用的市場化指數(shù)（Market），區(qū)域經濟發(fā)展水平用恩格爾系數(shù)（engal）和人均農業(yè)產值（Per nycz）表征，自然稟賦用家庭承包耕地面積（gd）表征；農戶自身因素用規(guī)模農戶占比（jsnm）進行衡量，此處參照匡遠配研究成果，將經營面積為50畝以上的農戶定義為規(guī)模農戶［8］。研究中所需數(shù)據(jù)均根據(jù)樣本期《中國農村經營管理統(tǒng)計年報》《中國農業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計年鑒以及中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等相關數(shù)據(jù)整理并計算得出。

2.解釋變量與控制變量

農地流轉是本研究的解釋變量，研究根據(jù)《中國農村經營管理統(tǒng)計年報》中家庭承包耕地流轉總面積除以家庭承包經營的耕地面積計算得出樣本期各地區(qū)農地流轉率，見圖2。

圖2 農地流轉率分布頻數(shù)圖

控制變量的選取參考匡遠配和楊佳利的研究成果。

3.被解釋變量

農業(yè)生產率為本研究的被解釋變量?；谥袊r業(yè)省級面板投入、產出數(shù)據(jù)、HMB生產率指數(shù)和R3.4.3軟件，對生產率變化指數(shù)進行綜合測算。本研究將采用非參數(shù)HMB指數(shù)方法對農業(yè)全要素生產率進行測算，公式如下：

上式中，M0（xs，ys，xt，yt）是從s期到t期產出角度的Malmquist指數(shù)，Mi（xs，ys，xt，yt）是從s期到t期投入角度的Malmquist指數(shù)。根據(jù)HMB指數(shù)公式，生產率指數(shù)可分解為TC（技術進步率）、EC（技術效率）、SC（規(guī)模效率）和ME（配置效率），測算結果將抵消掉三年的投入產出數(shù)據(jù)，測算時輸入軟件的是2003-2019年共17年的投入產出數(shù)據(jù)，軟件將測算出2005-2018年共計14年的HMB指數(shù)，測算結果，見表1。各變量的描述性統(tǒng)計，見表2。

表1 2005-2018年中國農業(yè)全要素生產率的HMB指數(shù)

表2 變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)表1

三、實證結果分析

（一）閾值及其系數(shù)估計

根據(jù)Hansen的研究方法，檢驗閾值效應的顯著性和閾值變量的真實性并估計出閾值及其系數(shù)是閾值效應檢驗的前提。檢驗結果，見表3。

表3 閾值檢驗結果

續(xù)表3

根據(jù)表3的閾值的檢測結果，將上述影響因素分為兩類，一類是單閾值影響因素，包括：科技支農（kjzn）、恩格爾系數(shù)（engal）、家庭承包經營耕地面積（gd）、人均農業(yè)產值（Per nycz）和人口城鎮(zhèn)化（rkczh）五個因素；存在雙重閾值的影響因素包括工業(yè)增加值（gyzjz）、技術農民（jsnm）和市場化水平（Market）三個影響因素。

（二）農地流轉生產率效應影響因素回歸分析

在檢驗了閾值效應的顯著性和閾值變量的真實性并估計出閾值及其系數(shù)后，下面檢驗閾值變量（影響因素的表征指標）在不同閾值區(qū)間的影響方向和程度，結果見表4。

表4 農地流轉生產率效應影響因素回歸結果

深入研究農地流轉效率閾值變量的作用方向和作用程度的變化特征，對精確制定和實施農地流轉相關政策具有重要實踐意義。上述實證檢驗具體結論如下：科技支農（kjzn）存在單一的閾值0.067 5，kjzn＜0.067 5時，農地流轉對生產率的作用為2.113 7，農地流轉每提高一個百分點，農地流轉效率將提高2.113 7%；當科技支農閾值變量大于0.067 5時，農地流轉系數(shù)值提升到3.335 5，系數(shù)變化相當明顯。說明政府科技支農有利于農業(yè)技術革新，刺激了農地流轉的生產率效應發(fā)揮，二者呈正向變化。

恩格爾（engal）存在單一的閾值3.555 3，當engal＜3.555 3時，農地流轉對農業(yè)生產率的作用為2.926 0，說明恩格爾系數(shù)這一閾值變量樣本值處在這一區(qū)間時，農地流轉每增加一個百分點，農地流轉效率將提高2.926 0%，而當恩格爾系數(shù)跨越這一閾值，大于3.555 3時，農地流轉效率系數(shù)值變?yōu)?.269 2%，說明農業(yè)先進技術的推廣與應用、農業(yè)生產方式的選擇、農地流轉效率的提高都受到當?shù)亟洕鷹l件的制約。經濟增長通過擴大市場規(guī)模、促進產業(yè)結構升級推動農業(yè)產出的增長，為農業(yè)生產者提供市場條件，二者呈正向變化。

耕地（gd）存在單一的閾值，當gd＜15.736 8時，農地流轉對農業(yè)生產率的作用為2.480 0，說明耕地閾值變量樣本值處在這一閾值區(qū)間時，農地流轉每提高一個百分點，農地流轉效率將提高2.480 0%，而當耕地跨越閾值大于15.736 8時，農地流轉系數(shù)值有較高提升，變?yōu)?.600 5，系數(shù)變化相當明顯，說明自然條件確實是農地流轉效率發(fā)揮的制約因素。

人均農業(yè)產值（Per nycz）存在單一的閾值，Per nycz＜0.473 0時，農地流轉對農業(yè)生產率的作用為2.537 8，說明人均農業(yè)產值樣本值處在這一閾值區(qū)間時，農地流轉每增加一個百分點，農地流轉效率將提高2.537 8%，而當人均農業(yè)產值Per nycz＞0.473 0時，農地流轉系數(shù)值有較高提升，變?yōu)?.219 8，系數(shù)變化相當明顯，二者呈負向變化。此結論與現(xiàn)有多數(shù)研究結論相悖，即便如此，本研究認為當前的經濟發(fā)展沒能有效刺激流轉效率提高的可能原因在于，新中國成立以來我國重視工業(yè)的快速發(fā)展導致了資本、土地、勞動力農業(yè)投入要素被二三產業(yè)侵占，農地流轉規(guī)模擴大然而深度尚不夠，因此制約了效率的提升。

人口城鎮(zhèn)化（rkczh）存在單一的閾值，當rkczh＜3.864 7時，農地流轉對生產率的作用為2.108 6，說明人口城鎮(zhèn)化閾值變量樣本值處在這一閾值區(qū)間時，農地流轉每提高一個百分點，農地流轉效率將提高2.108 6%，而當城鎮(zhèn)化水平變量值大于3.970 7時，農地流轉的生產率效應反而下降到1.963 6%，說明在人口城鎮(zhèn)化背景下，“三留人口”難以轉化為新型職業(yè)農民，農地流轉背景下農業(yè)勞動投入質和量的下降給農業(yè)配置效率提升帶來了考驗，流轉未必一定能促進效率提升。結論表明人口城鎮(zhèn)化給農地流轉效率提升帶來了巨大考驗。

工業(yè)增加值（gyzjz）存在兩個閾值（7.724 5與8.100 0）、三個區(qū)間。農地流轉的效率作用系數(shù)分別是4.196 7、1.626 4和2.918 0，當工業(yè)增加值第一個閾值以內的區(qū)間gyzjz＜7.724 5時，其間農地流轉作用力最高為4.196 7，而處在第二、三區(qū)間其作用力分別下降為1.626 4和2.918 0，工業(yè)化水平越高，農地流轉效率的作用越小，總體上說，二者呈負向變化。實證結果表明，工業(yè)反哺農業(yè)并沒有發(fā)揮出預期的作用。

規(guī)模農戶比例（jsnm）存在兩個閾值（0.012 5和0.017 6）、三個區(qū)間。農地流轉的效率作用系數(shù)分別是1.946 3、2.671 2和3.089 3，規(guī)模農戶比例提高有利于農地流轉效率的提升。農地流轉政策扭轉了長期以來農業(yè)生產要素分散性導致的小農生產規(guī)模經營被束縛的模式，通過市場化流通實現(xiàn)的農業(yè)生產要素的釋放和規(guī)模化集約化經營，有效節(jié)約勞動力成本，實現(xiàn)農地流轉規(guī)模效率的提升。

市場化水平（Market）存在兩個閾值（7.031 1和7.660 0）和三個區(qū)間。農地流轉的生產率效應作用系數(shù)分別是2.077 1、2.598 9和3.039 5，這明顯體現(xiàn)出了市場化水平對農地流轉的生產率有正向促進趨勢。這也一定程度說明，市場化水平是農地流轉效率提升和農業(yè)現(xiàn)代化的重要先決條件。

四、總結

上述研究表明：農地流轉的生產率效應的發(fā)揮確實受到諸多外部條件的制約，致使農地流轉在不同的外部條件下，對生產率的作用力存在差異。研究表明，科技支農、恩格爾系數(shù)、耕地、市場化水平、規(guī)模農戶比例對農地流轉的生產率效應起到推動作用，而人口城鎮(zhèn)化、人均農業(yè)產值與工業(yè)增加值對農地流轉的生產率效應的影響是負向的。上述結論對全面提升中國農地流轉生產率和促進農業(yè)全面轉型具有以下啟示：第一，不能只注重農地流轉水平的提高，而應該把側重點放到流轉效率這個問題上，進一步挖掘農地流轉效率的增長潛力。第二，當前工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不斷推進可能是我國農業(yè)發(fā)展進程中存在“生產率悖論”的原因，這為我國農地流轉政策制定和實施提供了一定的證據(jù)。第三，流轉效率提升要結合地區(qū)經濟發(fā)展實際，推動地方政府角色與行為的改變，將政府權力集中在健全市場機制、強化監(jiān)管服務功能和培育新型經營主體以及防范風險等方面。