張應(yīng)良， 崔超， 徐亞東

西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715

1 問題提出與文獻(xiàn)綜述

習(xí)近平總書記在黨的二十大報告中明確提出, “確保糧食、 能源資源、 重要產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈安全”, 糧食安全是國家安全的基礎(chǔ)． 但是, 確保糧食安全還面臨一些重大問題, 需要全方位夯實糧食安全根基． 例如, 落實黨政同責(zé)、 守住耕地紅線、 加強(qiáng)耕地建設(shè)、 實施種業(yè)振興, 以及保障種糧農(nóng)民收益等． 保障糧食安全, 億萬農(nóng)民是主體． 所以, 需要調(diào)動和保護(hù)好“兩個積極性”, 要讓農(nóng)民種糧有利可圖、 讓主產(chǎn)區(qū)抓糧有積極性． 同時, 如果不能顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中資本投入報酬, 無論資本投入對提高其他資源要素的報酬率和地區(qū)或全局資源要素綜合報酬率有多大作用, 農(nóng)村主體可能沒有動力提高農(nóng)業(yè)投入[1]． 由此, 需要提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)種植的成本利潤率． 在“大食物觀”的指引下, 需要全方位提高各類農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率． 但是, 我國主要農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率處于逐年下降趨勢, 且主要農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率之間的差距也在不斷擴(kuò)大． 據(jù)《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編2021》統(tǒng)計, 在2020年我國主要農(nóng)產(chǎn)品成本收益情況中, 早秈稻、 小麥、 大豆、 油菜籽、 棉花和桑蠶繭這6種農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率均小于零． 其中, 桑蠶繭的成本利潤率最低為-18.21%, 其他農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率為正數(shù), 且露地西紅柿和露地菜花的成本利潤率均超過100%, 露地菜花成本利潤率最高達(dá)到121.08%． 同時, 我國農(nóng)產(chǎn)品平均成本利潤率從2011年的44.56%降至2020年的37.72%, 總體呈下降趨勢． 因此, 對于造成我國農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率差距的變大以及農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率總體下降的原因是需要討論的問題．

隨著我國向農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展推進(jìn), 農(nóng)業(yè)適度規(guī)?；?jīng)營是實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要路徑, 而農(nóng)地流轉(zhuǎn)則是農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的主要方式． 我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)從提出至今發(fā)展迅速． 據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部政策與改革司統(tǒng)計, 截至2020年底, 我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積增至0.38億公頃, 占家庭承包經(jīng)營總面積的36.15%． 由此, 需要討論農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響, 從而為新時期新征程農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策取向提供依據(jù)． 從農(nóng)地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀來看, 我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展迅速且形式多樣, 包括轉(zhuǎn)包、 出租、 互換、 轉(zhuǎn)讓和股份合作等5種形式, 其中, 主要以轉(zhuǎn)包形式進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)[2]． 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象從親友流轉(zhuǎn)逐步轉(zhuǎn)向本村農(nóng)戶之間的流轉(zhuǎn), 同時, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)的合約形式也在發(fā)生轉(zhuǎn)變, 從以往的口頭合約轉(zhuǎn)變?yōu)闀婧霞s[3]． 隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的快速進(jìn)步, 農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的滿意度較高, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)越發(fā)規(guī)范[4]． 從農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素來看, 可以將農(nóng)地流轉(zhuǎn)因素分為宏觀因素和微觀因素兩類． 宏觀因素主要包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[5], 勞動力轉(zhuǎn)移[6], 農(nóng)村土地狀況(土地資源稟賦[5]、 土地細(xì)碎化[7]、 土地質(zhì)量[8]、 土地確權(quán)[9]等), 互聯(lián)網(wǎng)的使用[10]等; 微觀因素主要包括家庭結(jié)構(gòu)特征[11](家庭人口特征、 家庭決策特征、 家庭收入特征[12]等), 農(nóng)戶個體特征[13](農(nóng)戶性別、 農(nóng)戶年齡、 農(nóng)戶受教育程度[14]等), 村集體組織(村集體中介服務(wù)[15]、 村莊特征[8]等), 農(nóng)地流轉(zhuǎn)主體與用途[16]等．

農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅可以解決“有地沒人種, 有人沒地種”的現(xiàn)實問題, 也可以促進(jìn)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營, 改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)條件, 使農(nóng)村土地資源得到有效配置和充分利用, 提高土地生產(chǎn)利用率, 進(jìn)而增加農(nóng)民收入[17-18]． 然而, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)在促進(jìn)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營的同時, 也提高了農(nóng)地流轉(zhuǎn)成本, 進(jìn)而對農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率造成一定的影響． 一是農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有“產(chǎn)量效應(yīng)”． 袁承程[19]、 許彩華[20]等分別從農(nóng)地流轉(zhuǎn)對水稻、 小麥產(chǎn)量的影響研究, 發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以有效提高水稻、 小麥的產(chǎn)量． 而牛星等[21]則認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)與糧食產(chǎn)量呈負(fù)相關(guān), 特別是政府主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)[22]． 現(xiàn)有研究指出農(nóng)地流轉(zhuǎn)既有可能提高了農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量, 也可能是降低農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量, 從而對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的影響也是不確定的． 二是農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有“規(guī)模效應(yīng)”． 匡遠(yuǎn)配[23]、 李光躍[24]、 文雄[25]等認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營, 彭繼權(quán)[26]基于湖北1 120個農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù), 利用PSM和GPSM方法實證分析出土地流轉(zhuǎn)能夠有效降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本． 唐軻[27]、 蔡瑞林[28]等均認(rèn)為農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營也可以降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本． 現(xiàn)有研究指出農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營來降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本． 三是農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有“租金效應(yīng)”． 農(nóng)地流轉(zhuǎn)提高了農(nóng)地市場中農(nóng)地需求, 在供給不變的情況下提高了農(nóng)地流轉(zhuǎn)價格, 從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的用地成本[29-30]． 由于同時存在“規(guī)模效應(yīng)”和“租金效應(yīng)”, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)總成本的影響是不確定的．

通過對已有文獻(xiàn)的整理和歸納發(fā)現(xiàn), 大量學(xué)者對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的研究集中于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素分析, 對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的研究較少． 因此, 本文重點討論以下三個方面的問題: 一是宏觀層面上農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品利潤率的影響是正還是負(fù), 抑或是不影響?二是宏觀層面上是否存在“產(chǎn)量效應(yīng)”“規(guī)模效應(yīng)”和“租金效應(yīng)”, 以及“產(chǎn)量效應(yīng)”“規(guī)模效應(yīng)”和“租金效應(yīng)”三者中誰大?是否能驗證第一個問題?三是農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式, 以及糧油農(nóng)產(chǎn)品和非糧油農(nóng)產(chǎn)品之間是否會有不同的影響?鑒于此, 本文基于我國32種主要農(nóng)產(chǎn)品2011-2020年數(shù)據(jù), 通過構(gòu)建相關(guān)計量模型進(jìn)行實證分析, 揭示農(nóng)地流轉(zhuǎn)及其方式對農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響, 為農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策取向提供有力依據(jù)．

2 計量模型、 數(shù)據(jù)來源與估計方法

2.1 計量模型構(gòu)建

根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品成本利潤的計算公式, 農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率為農(nóng)產(chǎn)品的總收入和總成本的差與總成本之間的比值, 其中總收入為農(nóng)產(chǎn)品當(dāng)期價格與生產(chǎn)產(chǎn)量的乘積, 具體公式如下:

N=(Q×P-C)/C=Q×P/C-1

(1)

其中,N為農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率;Q為農(nóng)產(chǎn)品當(dāng)期的每公頃生產(chǎn)產(chǎn)量;P為農(nóng)產(chǎn)品當(dāng)期價格;C為農(nóng)產(chǎn)品的每公頃總成本, 包括每公頃生產(chǎn)成本C1和每公頃土地成本C2． 對公式(1)進(jìn)行移項并兩邊取對數(shù), 得:

ln(N+1)=ln(Q×P/C)=lnQ+lnP-lnC

(2)

一般而言, 有l(wèi)n(N+1)≈N, 所以公式(2)轉(zhuǎn)化為:

N=lnQ+lnP-lnC

(3)

基于公式(3)構(gòu)建本文的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型, 具體模型如下:

Nit=α0+α1LTRit+α2lnQit+α3lnPit-α4lnCit+bi+Tt+uit

(4)

其中,i代表第i類農(nóng)產(chǎn)品;t代表第t年;LTR代表農(nóng)地流轉(zhuǎn)率, 為家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積與家庭承包經(jīng)營的耕地面積的比值, 前者包括耕地轉(zhuǎn)包面積、 耕地出租面積、 耕地互換面積、 耕地轉(zhuǎn)讓面積、 耕地入股面積, 以及耕地其他流轉(zhuǎn)形式面積;α0為截距項,α1,α2,α3,α4分別表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)率、 產(chǎn)量對數(shù)、 價格對數(shù)、 成本對數(shù)的回歸系數(shù);bi代表農(nóng)產(chǎn)品種類的個體固定效應(yīng);Tt代表時間固定效應(yīng);u為隨機(jī)擾動項; 其他變量與公式(1)相同．α1是本文關(guān)注的核心系數(shù), 當(dāng)α1>0且通過統(tǒng)計學(xué)檢驗時, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)提高了農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率; 當(dāng)α1<0且通過統(tǒng)計學(xué)檢驗時, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)降低了農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率; 當(dāng)α1=0或者沒有通過統(tǒng)計學(xué)檢驗時, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響并不明顯． 無論α1的估計結(jié)果如何, 都需要進(jìn)行機(jī)制分析來佐證α1的估計結(jié)果, 構(gòu)建計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型如下:

lnYit=β0+β1LTRit+βilnXit+bi+Tt+uit

(5)

其中,Y代表機(jī)制分析時的被解釋變量, 包括每公頃生產(chǎn)產(chǎn)量對數(shù)和每公頃總成本對數(shù)． 為前者時, 控制變量X為單價對數(shù); 為后者時, 控制變量X為每公頃生產(chǎn)成本對數(shù)和每公頃土地成本對數(shù)．β0為截距項,β1和βi分別表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)率和控制變量的回歸系數(shù)． 由于總成本可以進(jìn)一步分為生產(chǎn)成本和土地成本, 所以進(jìn)一步討論了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對兩類成本的影響． 此時被解釋變量為生產(chǎn)成本對數(shù)或者土地成本對數(shù), 對應(yīng)的控制變量X分別為物質(zhì)與服務(wù)費用對數(shù)和人工成本對數(shù), 以及流轉(zhuǎn)地租金對數(shù)和自營地折租對數(shù)．

2.2 數(shù)據(jù)來源

無論是基準(zhǔn)回歸還是機(jī)制分析, 本文的核心解釋變量均為農(nóng)地流轉(zhuǎn)率, 該變量的數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》(2011-2018年)與《中國農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計年報》(2019-2020年)． 其他變量諸如基準(zhǔn)回歸中被解釋變量和控制變量, 以及機(jī)制分析中被解釋變量和控制變量, 數(shù)據(jù)均來源于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》(2012-2021年)． 需要說明的是, 由于疫情原因, 該資料匯編缺失2019年數(shù)據(jù), 從而使用插值法解決缺失值問題． 年份為2011-2020年, 個體為32種農(nóng)產(chǎn)品, 樣本為320個平衡面板數(shù)據(jù)． 指標(biāo)的描述分析結(jié)果見表1, 數(shù)據(jù)顯示, 農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率差距較大, 最低值超過-40%, 而最大值超過120%．

表1 描述性分析結(jié)果

2.3 估計方法

本文使用的數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù), 所以采用面板回歸模型進(jìn)行估計． 面板模型分為混合回歸、 固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)3類, 通過F檢驗、 LM檢驗和Hausman檢驗確定使用具體的模型． 固定效應(yīng)模型較好解決“不隨時間而變但隨個體而變”的遺漏變量問題, 但是沒有解決“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 所以進(jìn)一步使用雙向固定效應(yīng)模型對回歸結(jié)果加以驗證．

3 實證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

表2匯報了農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對農(nóng)產(chǎn)品利潤率的回歸結(jié)果, 第(1)和(2)列是沒有控制時間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果, Hausman檢驗結(jié)果表明選擇隨機(jī)效應(yīng)模型． 第(1)列的回歸結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值在5%顯著性水平下為8.284． 第(3)和(4)列為雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果, Hausman檢驗結(jié)果表明選擇隨機(jī)效應(yīng)模型． 第(3)列的回歸結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值在5%顯著性水平下為13.719, 經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均提高0.14%． 2011年和2020年的農(nóng)地流轉(zhuǎn)率分別為15.91%和34.08%, 增長了18.17%, 依據(jù)本文的回歸結(jié)果, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率提高了2.54%． 然而, 中國2011年和2020年成本利潤率均值分別為44.56%和37.72%, 下降了6.84%． 由此, 農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率是由于其他原因?qū)е碌? 不過農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以減緩其下降趨勢．

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于第(3)列匯報控制變量的回歸結(jié)果, 產(chǎn)量對數(shù)的回歸系數(shù)值在1%顯著性水平下為129.140, 表明產(chǎn)量提高1%, 成本利潤率平均提高1.29%． 單價對數(shù)的回歸系數(shù)值在1%顯著性水平下為130.397, 表明單價提高1%, 成本利潤率平均提高1.30%． 總成本對數(shù)的回歸系數(shù)值在1%顯著性水平下為-129.713, 表明總成本下降1%, 成本利潤率平均提高1.30%． 控制變量的回歸結(jié)果與理論預(yù)期相同．

3.2 機(jī)制分析

表3匯報了農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和總成本的回歸結(jié)果, 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸; Hausman檢驗結(jié)果表明選擇固定效應(yīng)模型, 同時也匯報了另一個回歸結(jié)果作為參考． 第(2)列的回歸結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值在1%顯著性水平下為0.486, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量平均提高0.49%． 同時, 農(nóng)產(chǎn)品單價對數(shù)的回歸系數(shù)值為負(fù), 表明農(nóng)產(chǎn)品當(dāng)期價格與產(chǎn)量之間為負(fù)相關(guān)． 主要原因是農(nóng)產(chǎn)品價格與產(chǎn)量之間的“蛛網(wǎng)理論邏輯”依舊存在． 經(jīng)營主體會依據(jù)上一期農(nóng)產(chǎn)品的價格決定當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn), 當(dāng)上一期農(nóng)產(chǎn)品單價較高時, 其會擴(kuò)大產(chǎn)量, 而當(dāng)需要保持穩(wěn)定時, 大量產(chǎn)出就會導(dǎo)致當(dāng)期價格下降, 所以農(nóng)產(chǎn)品當(dāng)期價格與產(chǎn)量之間表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)． 第(4)列的回歸結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值在10%顯著性水平下為0.024, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品總成本平均提高0.02%． 同時, 生產(chǎn)成本對數(shù)和土地成本對數(shù)的回歸系數(shù)值均在1%顯著性水平下為正, 即生產(chǎn)成本和土地成本的提高導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)總成本的上升． 對比第(2)列和第(4)列中農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值大小, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對產(chǎn)量的影響遠(yuǎn)高于總成本． 假定單價為1元, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對產(chǎn)值的影響是總成本的20.25倍; 當(dāng)單價大于1元時, 其影響倍數(shù)更大． 根據(jù)表1的數(shù)據(jù), 單價對數(shù)的均值為1.080, 遠(yuǎn)大于1元． 所以, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量提升效應(yīng)遠(yuǎn)大于總成本提升效應(yīng), 從而提高了農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率．

表3 機(jī)制分析結(jié)果I

進(jìn)一步分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品總成本的影響, 表4匯報了農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本和土地成本的回歸結(jié)果, 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸; Hausman檢驗結(jié)果表明選擇固定效應(yīng)模型, 同時也匯報了另一個回歸結(jié)果作為參考． 第(2)列的回歸結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值在10%顯著性水平下為-0.064, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本平均下降0.06%． 同時, 物質(zhì)與服務(wù)費用對數(shù)和人工成本對數(shù)的回歸系數(shù)值均在1%顯著性水平下為正, 即物質(zhì)與服務(wù)費用和人工成本的提高導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本的上升． 第(4)列的回歸結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值在1%顯著性水平下為0.802, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本平均上漲0.80%． 同時, 流轉(zhuǎn)地租金對數(shù)和自營地折租對數(shù)的回歸系數(shù)值均在1%顯著性水平下為正, 即流轉(zhuǎn)地租金和自營地折租的提高導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品土地成本的上升． 對比第(2)列和第(4)列中農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值大小, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對土地成本的影響遠(yuǎn)高于生產(chǎn)成本． 2011-2020年中國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本和土地成本均值分別為43 575.53元和3 976.40元, 依據(jù)本文的回歸結(jié)果, 假定農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提升1%, 那么農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本平均下降27.90元, 而土地成本則平均上漲31.89元, 最終導(dǎo)致總成本上漲3.99元, 影響較小, 與表3的回歸結(jié)果相匹配． 2011-2020年的農(nóng)地流轉(zhuǎn)率增長了18.17%, 導(dǎo)致總成本上漲72.50元, 對總成本的影響相對較?。?/p>

表4 機(jī)制分析結(jié)果II

3.3 穩(wěn)健性分析

表5更換了被解釋變量, 使用純利潤變量和現(xiàn)金收益變量刻畫農(nóng)產(chǎn)品利潤率． 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸; Hausman檢驗結(jié)果表明第(1)和(2)列中選擇隨機(jī)效應(yīng)模型, 第(3)和(4)列中選擇固定效應(yīng)模型, 同時也匯報了另一個回歸結(jié)果作為參考． 第(1)和(4)列的回歸結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值在1%顯著性水平下分別為2 361.849和5 319.932, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品純利潤和現(xiàn)金收益平均提高23.62元和53.20元． 驗證了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品利潤率的促進(jìn)作用較為穩(wěn)健．

表5 穩(wěn)健性分析結(jié)果I

基準(zhǔn)回歸和機(jī)制分析中, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的計算并沒有考慮互換和轉(zhuǎn)讓的耕地面積． 表6將這兩類面積也納入農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積, 重新計算農(nóng)地流轉(zhuǎn)率, 并進(jìn)行新農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率、 產(chǎn)量對數(shù)、 總成本對數(shù)、 生產(chǎn)成本對數(shù)和土地成本對數(shù)的回歸分析． 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸; Hausman檢驗結(jié)果表明第(1)列選擇隨機(jī)效應(yīng)模型, 其他的選擇固定效應(yīng)模型． 同時考慮到版面問題, 沒有呈現(xiàn)另一個回歸結(jié)果． 回歸結(jié)果表明新農(nóng)地流轉(zhuǎn)率顯著提高了農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率; 雖然同時提高了農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量和總成本, 但是對前者的影響遠(yuǎn)大于后者, 從而整體上提高了成本利潤率． 另外, 新農(nóng)地流轉(zhuǎn)率降低了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本, 但是提高了土地成本, 從而整體上促進(jìn)了總成本的提升． 這一結(jié)論與基準(zhǔn)回歸和機(jī)制分析的結(jié)論相同．

表6 穩(wěn)健性分析結(jié)果II

4 異質(zhì)性分析

農(nóng)產(chǎn)品品種的成本利潤率差距較大, 經(jīng)濟(jì)作物的成本利潤率遠(yuǎn)高于大田作物． 所以本文將樣本分為糧油農(nóng)產(chǎn)品和非糧油農(nóng)產(chǎn)品兩類, 研究方法與表6相同, 結(jié)果見表7． 第(1)和(2)列分別是農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對非糧油作物和糧油農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率的回歸結(jié)果, 結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值分別在5%顯著性水平下為13.489和在10%顯著性水平下為-46.390, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 非糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均提高0.14%, 與表2的回歸結(jié)果相似; 而糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均下降0.46%, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對糧油農(nóng)產(chǎn)品和非糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響相反, 其擴(kuò)大會降低糧油農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率． 第(3)至(6)列分別是農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對糧油農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量對數(shù)、 總成本對數(shù)、 生產(chǎn)成本對數(shù)和土地成本對數(shù)的回歸結(jié)果, 結(jié)果表明, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值分別不顯著為0.112、 顯著為0.142, 不顯著為-0.056和顯著為0.371, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著提高了糧油農(nóng)產(chǎn)品的土地成本, 但是并沒有提高產(chǎn)量和減低生產(chǎn)成本, 從而增加了總成本, 降低了成本利潤率．

表7 異質(zhì)性分析結(jié)果

對于糧油農(nóng)產(chǎn)品而言, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)導(dǎo)致的結(jié)果并不盡如人意, 顯著增加了土地成本, 沒有顯著節(jié)約生產(chǎn)成本, 同時也沒有顯著增加產(chǎn)量． 但是, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)是適度規(guī)模經(jīng)營的主要路徑, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)的趨勢是確定的, 所以有必要進(jìn)一步研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式對糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響． 根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部政策與改革司的統(tǒng)計數(shù)據(jù), 2020年全國農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積達(dá)3 547.93萬公頃． 其中, 出租轉(zhuǎn)包面積為3 166.48萬公頃(出租面積為2 807.46萬公頃), 占比89.25%(出租面積占比79.13%); 股份合作面積為195.11萬公頃, 占比5.50%; 其他形式流轉(zhuǎn)面積為186.34萬公頃, 占比5.25%． 出租轉(zhuǎn)包形式是農(nóng)地“經(jīng)營權(quán)”流轉(zhuǎn)最主要的方式, 其次是入股形式． 所以, 表8進(jìn)一步分析了出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重對糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響, 以及股份合作占流轉(zhuǎn)地比重對糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響, 研究方法與表6相同． 回歸結(jié)果表明, 出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重的回歸系數(shù)值在第(1)至(5)列中分別顯著為負(fù)(經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為, 出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重提高1%, 糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均下降5.20%), 不顯著為正, 顯著為正, 不顯著為負(fù)和顯著為正, 即出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重降低了糧油農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率, 主要原因是出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重顯著提高了糧油農(nóng)產(chǎn)品的土地成本, 但是并沒有顯著提高產(chǎn)量和減低生產(chǎn)成本, 從而顯著提高了總成本, 降低了成本利潤率． 股份合作占流轉(zhuǎn)地比重的回歸系數(shù)值在第(1)至(5)列中分別顯著為正(經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為, 股份合作占流轉(zhuǎn)地比重提高1%, 糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均提高11.19%), 不顯著為負(fù), 顯著為負(fù), 不顯著為正和顯著為負(fù), 即股份合作占流轉(zhuǎn)地比重提高了糧油農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率, 主要原因是股份合作占流轉(zhuǎn)地比重顯著降低了糧油農(nóng)產(chǎn)品的土地成本, 但是并沒有顯著降低產(chǎn)量和提高生產(chǎn)成本, 從而顯著降低了總成本, 提高了成本利潤率． 可以發(fā)現(xiàn), 股份合作占流轉(zhuǎn)地比重的影響與出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重的影響完全相反． 雖然出租轉(zhuǎn)包和股份合作都屬于土地流轉(zhuǎn), 但是不同形式對糧油農(nóng)產(chǎn)品成本收益率的影響具有較大差異．

表8 進(jìn)一步異質(zhì)性分析結(jié)果

5 研究結(jié)論與政策啟示

5.1 研究結(jié)論

在農(nóng)地制度改革、 提升農(nóng)業(yè)競爭力及促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營的背景下, 關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響研究有著重要意義． 本文基于我國32種主要農(nóng)產(chǎn)品2011-2020年數(shù)據(jù), 通過構(gòu)建計量經(jīng)濟(jì)模型, 利用面板數(shù)據(jù)模型分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響, 可得到如下結(jié)論:

通過基準(zhǔn)回歸分析, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的系數(shù)值顯著為13.719, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均提高0.14%, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)提高了農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率． 在分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的影響中, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的系數(shù)值顯著為0.486, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量平均提高0.49%, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量． 在分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品總成本的影響中, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的系數(shù)值顯著為0.024, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 農(nóng)產(chǎn)品總成本平均提高0.02%, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)率也可以提高農(nóng)產(chǎn)品總成本． 雖然農(nóng)地流轉(zhuǎn)同時提高了農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量和總成本, 但是對前者的影響遠(yuǎn)大于后者, 從而提高農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率． 另外, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著提高了土地成本, 但是對生產(chǎn)成本的降低較小, 從而總體上提高了總成本． 重新測算農(nóng)地流轉(zhuǎn)率后上述結(jié)果較為穩(wěn)?。?/p>

通過異質(zhì)性分析得出, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)值分別在5%顯著性水平下為13.489和在10%顯著性水平下為-46.390, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)率提高1%, 非糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均提高0.14%, 而糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均下降0.46%, 即農(nóng)地流轉(zhuǎn)對糧油農(nóng)產(chǎn)品和非糧油農(nóng)產(chǎn)品的影響相反． 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率對糧油農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量對數(shù)、 總成本對數(shù)、 生產(chǎn)成本對數(shù)和土地成本對數(shù)的回歸系數(shù)值分別不顯著為0.112、 顯著為0.142, 不顯著為-0.056和顯著為0.371, 表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著提高了糧油農(nóng)產(chǎn)品的土地成本, 但是并沒有提高產(chǎn)量、 減低生產(chǎn)成本, 從而增加了總成本, 降低了成本利潤率． 進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn), 出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重的回歸系數(shù)值顯著為-519.887, 表明出租轉(zhuǎn)包占流轉(zhuǎn)地比重提高1%, 糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均下降5.20%, 即出租轉(zhuǎn)包形式占比顯著降低糧油農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率． 而股份合作占流轉(zhuǎn)地比重的回歸系數(shù)值顯著為1 118.928, 表明股份合作占流轉(zhuǎn)地比重提高1%, 糧油農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率平均提高11.19%, 即股份合作形式能夠提高成本利潤率． 主要原因是股份合作形式雖然沒有增加產(chǎn)量和降低生產(chǎn)成本, 但是顯著減低了土地成本, 從而降低了總成本．

5.2 政策啟示

基于上述研究結(jié)論, 本文得到以下政策啟示: 其一, 政府應(yīng)該重視農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的影響, 農(nóng)地流轉(zhuǎn)在促進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營的同時, 也在增加土地成本． 政府決策時不能一味追求擴(kuò)大農(nóng)地流轉(zhuǎn)促使農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營, 應(yīng)根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品實際成本收益情況, 適度擴(kuò)大農(nóng)地流轉(zhuǎn), 促使適度規(guī)模經(jīng)營． 同時, 政府應(yīng)該加強(qiáng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)監(jiān)督, 適當(dāng)調(diào)整農(nóng)產(chǎn)品種植結(jié)構(gòu), 以縮小農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率之間的差距, 使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠有效促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的提高． 其二, 理清農(nóng)地流轉(zhuǎn)對糧油農(nóng)產(chǎn)品與非糧油農(nóng)產(chǎn)品的不同影響, 適度加大農(nóng)田土地的流轉(zhuǎn), 通過規(guī)模經(jīng)營效率促使糧食生產(chǎn)成本下降及糧食比較收益的提高, 運用市場自動調(diào)節(jié)機(jī)制讓農(nóng)戶自發(fā)調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu), 以提高糧油農(nóng)產(chǎn)品的收益, 進(jìn)而提高糧油農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率． 其三, 政府在不同類型土地流轉(zhuǎn)指導(dǎo)價格的基礎(chǔ)上, 應(yīng)該認(rèn)清不同類型的農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)產(chǎn)品的成本利潤率有著不同的影響, 積極鼓勵農(nóng)戶實行股份合作形式進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)． 股份合作形式雖然不能夠增加農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和降低農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本, 但通過股份合作形式進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以有效降低土地成本, 進(jìn)而降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中的總成本, 以實現(xiàn)提高農(nóng)產(chǎn)品成本利潤率的目標(biāo)．