季捷 孫元昊

摘要：通過對2008—2021年中國省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn) “三權(quán)分置”的土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響及其作用機(jī)制。筆者發(fā)現(xiàn)，政策實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高具有顯著、持續(xù)的促進(jìn)作用，并通過了平行趨勢檢驗(yàn)、穩(wěn)健性檢驗(yàn)；中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，政策實(shí)施通過提高農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營水平間接提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

關(guān)鍵詞：土地流轉(zhuǎn)政策；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率；農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營

中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模小、土地細(xì)碎化嚴(yán)重等問題，嚴(yán)重制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，不利于中國的糧食安全。合理調(diào)整土地流轉(zhuǎn)政策，通過推動土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，是解決以上問題的關(guān)鍵。2014年11月中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》（以下簡稱《意見》）是一次尤為重要的土地流轉(zhuǎn)政策調(diào)整?！兑庖姟访鞔_了在堅(jiān)持農(nóng)村土地集體所有的前提下，實(shí)現(xiàn)所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)三權(quán)分置，指出引導(dǎo)土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)。研究《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，能夠?yàn)榻窈蟮霓r(nóng)村土地制度調(diào)整完善提供有價(jià)值的參考依據(jù)。

關(guān)于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)政策的現(xiàn)有研究中，有相當(dāng)數(shù)量的文獻(xiàn)對比中國不同時(shí)期的土地流轉(zhuǎn)政策及效果，或?qū)Ρ戎型馔恋亓鬓D(zhuǎn)政策的差異，總結(jié)其中的經(jīng)驗(yàn)，為中國未來的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)政策調(diào)整或土地制度改革提供建議，鮮有文獻(xiàn)利用實(shí)證檢驗(yàn)的方法定量分析土地流轉(zhuǎn)政策的效果?；诖耍疚膶ⅰ兑庖姟纷鳛橐豁?xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用雙重差分法探究“三權(quán)分置”的土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。

1 影響機(jī)制與研究假設(shè)

中國農(nóng)村社會保障制度尚未完善，土地除了用于生產(chǎn)農(nóng)作物的使用功能外，還具有應(yīng)對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和養(yǎng)老保障等重要社會保障功能[1]。不少進(jìn)城務(wù)工或兼業(yè)的農(nóng)戶因擔(dān)心未來生活失去保障，寧愿讓自己的承包地維持低效率生產(chǎn)甚至擱荒，也不愿將土地流轉(zhuǎn)給效率更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體?！兑庖姟穼?shí)施將農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)進(jìn)一步細(xì)分為承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)，有效分離了土地的社會保障功能和使用功能，使得農(nóng)戶可以在保留承包權(quán)的情況下將土地經(jīng)營權(quán)進(jìn)行流轉(zhuǎn)，讓土地在發(fā)揮社會保障功能的同時(shí)更好地發(fā)揮使用功能，減輕了農(nóng)戶因土地流轉(zhuǎn)而失去保障的顧慮，提升了農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿。因此，《意見》實(shí)施對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)具有促進(jìn)作用。

《意見》實(shí)施促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高。從直接效應(yīng)視角分析，土地流轉(zhuǎn)推動土地資源從低效率農(nóng)戶流向高效率農(nóng)戶，從而實(shí)現(xiàn)更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[2]。從間接效應(yīng)視角分析，《意見》實(shí)施通過促進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。《意見》實(shí)施促進(jìn)了原本細(xì)碎、分散的相鄰?fù)恋赝ㄟ^經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)向同一農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體集中，形成面積更大的連片土地，有利于實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體適度擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，能夠在降低單位產(chǎn)出所分?jǐn)偟臋C(jī)械使用、技術(shù)引進(jìn)成本，從而有利于發(fā)展機(jī)械化生產(chǎn)和引進(jìn)先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也具有范圍經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，發(fā)展規(guī)?；?jīng)營的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體相對小農(nóng)戶來說具有更充足的空間和更強(qiáng)的管理能力來聯(lián)合生產(chǎn)多種農(nóng)作物，合理地選取多種農(nóng)作物聯(lián)合生產(chǎn)，能夠有效突破單一農(nóng)作物的生產(chǎn)周期限制，減少土地和生產(chǎn)設(shè)備等要素資源的閑置時(shí)間[3]，也能夠有效分散惡劣天氣、病蟲害等影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)[4]，從而有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

根據(jù)以上分析，本文提出以下2點(diǎn)研究假設(shè)：

假設(shè)1：《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高具有促進(jìn)作用。

假設(shè)2：《意見》實(shí)施通過提升農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營水平來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 計(jì)量模型構(gòu)建與說明

2.1.1 基準(zhǔn)回歸模型

本文將《意見》實(shí)施作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用連續(xù)型雙重差分法探究《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。由于《意見》的印發(fā)時(shí)間是2014年11月，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已進(jìn)入秋收環(huán)節(jié)，故本文將政策時(shí)點(diǎn)年份定為2015年，按照土地流轉(zhuǎn)規(guī)模大小，將樣本區(qū)分為處理組和控制組，構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型（1）：

其中，i和t分別代表地區(qū)和年份；是被解釋變量，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，用人均糧食產(chǎn)量，即糧食總產(chǎn)量除以鄉(xiāng)村人口數(shù)量來衡量；是核心解釋變量，其中是土地流轉(zhuǎn)規(guī)模，用家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積來衡量，是政策時(shí)點(diǎn)虛擬變量，當(dāng)t<2005年時(shí)，Dt=0，當(dāng)t≥2015年時(shí)，Dt=1；表示控制變量；和分別表示地區(qū)效應(yīng)和年份效應(yīng)。

本文的控制變量有：農(nóng)村居民人均可支配收入（）；鄉(xiāng)村人口總撫養(yǎng)比（），即少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比之和；農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（），用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)作物總播種面積之比來衡量；受災(zāi)程度（），用農(nóng)作物受災(zāi)面積除以農(nóng)作物總播種面積來衡量。

2.1.2 中介效應(yīng)分析

構(gòu)建模型（2）和（3）進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平在《意見》實(shí)施影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率過程中是否存在中介作用：

其中，是中介變量農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平，用農(nóng)村居民家庭經(jīng)營耕地面積來衡量，其他變量的含義與模型（1）一致?！兑庖姟穼?shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的直接效應(yīng)為ω1，間接效應(yīng)為ω2×β1。

2.2 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用我國30個(gè)省級行政單位（不包括西藏自治區(qū)和港澳臺地區(qū)）2008-2021年的面板數(shù)據(jù)來評估《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。原始數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《中國經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)采用移動平均法補(bǔ)齊。變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

在基準(zhǔn)回歸之前，先進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各個(gè)解釋變量的VIF值均≤1.56，可以排除解釋變量之間的多重共線性問題。根據(jù)模型（1）估計(jì)《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如表2所示，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)為3.394，且在1%的水平上顯著，這表明《意見》實(shí)施促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，使得人均糧食產(chǎn)量平均提高3.394噸/人，政策效果顯著。由此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

3.2 中介效應(yīng)分析

根據(jù)模型（2）和（3）估計(jì)中介效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。模型（2）的估計(jì)結(jié)果顯示《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平的影響系數(shù)為4.307，且在1%水平上顯著；模型（3）的估計(jì)結(jié)果顯示，《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的直接效應(yīng)為1.040，且在1%的水平上顯著，農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響系數(shù)為0.547，且在1%的水平上顯著，所以《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的間接效應(yīng)約為2.356（0547×4.307）。由基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的總效應(yīng)為3.394，且在1%的水平上顯著，所以農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營水平在《意見》實(shí)施影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的過程中承擔(dān)的中介份額約為69.41%（0.547×4.307/3.394）。因此，《意見》實(shí)施通過提高農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平間接提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用替換核心解釋變量的方法對基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用家庭承包經(jīng)營耕地總面積（Fcl）替換核心解釋變量中的土地流轉(zhuǎn)規(guī)模（Lt），使用新的核心解釋變量Fcl×D對模型（1）進(jìn)行重新估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示，新的政策交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為正，數(shù)值為1.165，且在5%的水平上顯著，因此本文的基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果是可信的。

3.4 平行趨勢檢驗(yàn)

為了更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)貦z驗(yàn)本文的研究假設(shè)，需要對雙重差分法估計(jì)結(jié)果進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。具體地，將模型（1）中的替換為政策時(shí)點(diǎn)前后若干年份的虛設(shè)變量，得到如下估計(jì)方程：

其中，表示政策時(shí)點(diǎn)即2015年的虛設(shè)變量，s取負(fù)數(shù)表示政策時(shí)點(diǎn)前s年，s取正數(shù)表示政策時(shí)點(diǎn)后s年。本文將政策時(shí)點(diǎn)前7年和實(shí)施后6年設(shè)為基準(zhǔn)組，對方程（4）進(jìn)行回歸，得到動態(tài)效應(yīng)圖如圖1所示，動態(tài)估計(jì)結(jié)果由于篇幅限制這里不作展示。動態(tài)估計(jì)結(jié)果顯示，政策時(shí)點(diǎn)前7年，虛設(shè)變量的估計(jì)系數(shù)按時(shí)間先后分別呈顯著為負(fù)、為負(fù)且不顯著和為正且不顯著，滿足平行趨勢假定；政策時(shí)點(diǎn)當(dāng)年和實(shí)施后1年，虛設(shè)變量的估計(jì)系數(shù)為正，但是估計(jì)結(jié)果不顯著；政策時(shí)點(diǎn)后2年、后3年至后5年、后6年，虛設(shè)變量的估計(jì)系數(shù)分別在10%、5%、1%的水平上顯著為正。這表明《意見》實(shí)施的政策效果存在大約2年的滯后，但是具有持續(xù)性。

4 研究結(jié)論與政策建議

本文的主要研究結(jié)論為：①《意見》實(shí)施顯著促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，平行趨勢檢驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)《意見》實(shí)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高的促進(jìn)作用雖存在大約2年的滯后期但具有持續(xù)性，且通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。②中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，《意見》實(shí)施通過提高農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平間接提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

基于上述研究結(jié)論，提出以下政策建議：

（1）進(jìn)一步完善“三權(quán)分置”背景下農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的立法和政府監(jiān)管，引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)規(guī)范化。

（2）加強(qiáng)政府對農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場的宏觀調(diào)控，將土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓租金控制在合理的價(jià)格區(qū)間。

（3）加快完善農(nóng)村社會保障制度，拓寬農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)渠道，鼓勵(lì)農(nóng)戶參與土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)。

（4）給予創(chuàng)業(yè)初期的發(fā)展規(guī)模化經(jīng)營的家庭農(nóng)場、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體一定的融資支持，鼓勵(lì)他們發(fā)展壯大。

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