农民土地退出意愿对耕地利用效率的影响研究

高 佳， 李世平

（西北农林科技大学经济管理学院，陕西 杨凌712100）

耕地作为重要的自然资源，不仅涉及国家粮食安全，还对国家的经济安全、生态安全与社会稳定有着至关重要的作用［1］。然而随着我国城市化进程的不断加快，人口数量的不断增加，即使中国实行了最严格的耕地保护制度，仍然不能控制耕地数量不断减少的趋势，而且在未来一段时间内，耕地数量还有可能进一步减少［2］。在耕地资源不断减少、人地矛盾不断加大的现实背景下，实现耕地粮食保障功能的最基本途径就是在现有耕地规模下不断提高耕地利用效率。

近年来，如何提高耕地利用效率已经逐渐成为学者关注的焦点，梁流涛通过利用DEA模型测算农地利用效率［3］，杨朔等利用DEA-Tobit两阶段法对耕地利用效率及其影响因素进行了研究［4］。但上述研究一般是利用宏观面板数据分析耕地利用效率，利用微观截面数据，并将农户土地退出意愿作为影响耕地利用效率的因素研究较为少见。

在中国经济迅速发展的过程中，出现城市化滞后并且极不稳定这一现象的主要原因在于我国现有的土地制度将工业化、城市化的劳动力储备在农村，而这也导致了农民工无法真正融入城市［5］。所以，构建农户土地承包经营权退出机制，是实现农村剩余劳动力转移的重要方式。张蔚对农村土地退出机制进行了研究，认为社会保障制度的缺失是土地退出实现的一大障碍因素［6］；楚德江提出我国农地承包权退出面临诸多困境，既缺乏对农民退出农地承包权的有效激励，也缺乏农民城市化的有效途径［7］。除上述研究外，目前学者对于土地承包经营权退出的研究主要集中在土地退出机制的构建、退出政策选择以及土地退出意愿影响因素等几方面［8］［9］［10］，而将土地退出与耕地利用效率相结合进行研究几近空白。

本文将基于陕西省西安市杨凌区的农户调研数据，利用DEA模型和Tobit模型对耕地利用效率和农户土地经营权、土地承包权退出意愿对其的影响进行实证研究。在土地承包权和经营权能够分离的前提下，将农户的土地转出视为土地经营权退出，将农户的土地转让、放弃或退回承包地视为承包权退出，其中土地经营权的退出具有阶段性和部分性，因而具备可逆性［9］；而土地承包权的退出是长久性和整体性的退出，是彻底的放弃土地并且具有不可逆性，同时也意味着农民身份的彻底转换。农民作为农业生产的微观主体，其行为直接影响着耕地利用效率，在社会经济发展的过程中，农民退出意愿的变化会影响到耕地利用过程中的技术效率和要素投入的配置效率，进而对耕地利用效率产生一定的影响［10］。耕地作为粮食安全的重要保障，不断提高耕地利用效率是解决耕地面积不断减少所带来的负面效应的重要方式。在国家政策的强力支持下，土地退出是土地制度发展的趋势。因此，将农户的土地退出意愿作为耕地利用效率的影响因素进行研究，具有重要意义。

一、研究方法

本文首先运用数据包络分析，即DEA模型测算农户耕地利用效率，然后运用Tobit模型，将农民土地退出意愿纳入农户耕地利用效率影响因素，分析其对耕地利用效率的影响。考虑到农业生产过程中规模报酬可变的实际情况，本文采用DEA-BCC模型对农户耕地利用效率进行分析。

假设有n个决策单元（decision making units，DMU），每个决策单元有m种投入和s种产出，xj=｛x1j，x2j，…，xmj｝T为 DMUj的输入，yj= ｛y1j，y2j，…，ysj｝T为DMUj的输出。xmj，ysj分别表示第j 个DMU的第m项输入和第s项输出。S-是与投入相对应的松弛变量组成的向量，S+是与产出相对应的剩余变量组成的向量。在生产可能性集上，生产单元（X0，Y0）的产出技术效率TE0可由下面的BCC模型确定：

式（1）中，θ＊为评价DMU0在可变规模报酬情况下的技术效率，则DEA有效的定义为［11］：

①若θ＊=1，且S-=S+=0，则DMU0为DEA技术有效和规模有效。

②若θ＊=1，且S-≠0，且S+≠0，则DMU0为DEA技术有效和规模弱有效。

③若θ＊＜1，则DMU0为DEA技术有效和规模效率无效。进而，如果S-≠0、S+≠0，则还存在着投入和产出结构的不合理，需进行投影分析。对DEA无效决策单元，通过这些决策单元在生产前沿面上的投影，可找到调整目标，使之成为有效决策单元，调整公式如下：

其中，（X＊，Y＊）为 DMU0对应点（X0，Y0）在DEA有效面上的投影，其代表的新决策单元（X＊，Y＊）相对于原来的决策单元来说是DEA有效的。

为了确定效率的影响因素及其影响程度，第二步以第一步中得到的效率值作为因变量，以效率的影响因素作为自变量建立Tobit回归模型，表达式为：

二、指标选择、数据来源与说明

土地、资本、劳动力投入是农业生产中最基本的投入，因此DEA模型中，选用农户拥有的耕地面积（亩）、化肥和农药支出（元）以及家庭农业劳动力（人）分别作为表征土地、资本与劳动力投入的指标；用家庭农业总收入（元）作为产出指标。

借鉴现有研究成果［10］［12］，Tobit模型中变量选 择农户家庭人均收入（元）、农业收入占家庭总收入的比重（%）、人均耕地面积（亩）、地块数量（块）、户主性别、户主年龄（岁）、户主受教育年限（年）、有效灌溉率（%）、复种指数、农业补贴（元）、农户土地承包权退出意愿和农户土地经营权退出意愿作为影响农户耕地利用效率的因素进行分析。

本文研究数据来自于2013年7月至8月在陕西省西安市杨凌示范区进行的农户调研问卷。农户调研主要集中在杨树乡、揉谷镇和大寨镇，在每个乡、镇中随机选取4个村，再在每个村中随机选择一定数量的农户，调研总共发放问卷410份，回收有效问卷377份。调查数据主要反映了农户家庭情况、农业生产及耕地利用情况以及农户土地退出意愿情况。问题答案设计中，户主性别用1表示男性，0表示女性；受教育年限用上学年数表示；农户土地承包权退出意愿及农户土地经营权退出意愿利用李克特五级量表法获得，1表示非常不愿意退出，2表示不愿意退出，3表示无所谓，4表示愿意退出，5表示非常愿意退出。问卷中主要指标的描述性统计结果见表1。表1显示，家庭人均收入和农业补贴的最大值与最小值之间差距很大，波动也比较大，反映出农户之间贫富差距明显，农业补贴并未覆盖全部农户；农业收入占家庭总收入的比重从0.4%升至100%，均值为42%，说明有相当一部分农户进行兼业生产，但农业收入作为家庭的主要收入来源的农户也大量存在，在377户家庭中，该比重高于90%的共有76户，所占比例20.16%，该比重低于10%的共计107户，所占比例为28.38%；人均耕地面积最大值与最小值之间的差距也很大，说明人多地少、人少地多的现象还普遍存在，耕地数量不能与农户家庭劳动力数量相匹配，耕地资源配置不合理；地块数量均值为4.17块，说明耕地细碎化程度较高，不利于进行农业规模生产；从农户家庭户主特征来看，只有10户家庭户主为女性，其余均为男性，平均年龄51岁，平均受教育5.81年，即小学文化水平；农户有效灌溉率的均值仅为7%，说明“靠天吃饭”的生产情况并未得到改善，而复种指数仅为0.78，表明耕地仍有提高生产率的空间，由此也可以看出，农户拥有的耕种条件较差。

表1 主要变量描述性统计

表2是农户土地退出意愿频率分布统计表。从表2可知，50.9%的农户不愿意退出土地承包权，23.9%的农户不愿意退出土地经营权；只有5.6%的农户非常愿意退出土地承包权，说明土地对农户的社会保障功能仍旧在农民心中根深蒂固；只有5.8%的农户非常不愿意退出土地经营权，说明农户对土地流转的接受性较高，这对土地市场的发展是极为有利的。从整体来看，土地经营权退出意愿均值3.54，高于土地承包权退出意愿的均值2.42，说明农户更“愿意退出”土地经营权，对土地转出较能接受，而“不愿意退出”土地承包权，不愿将土地转让、放弃或退回承包地，说明农户对于土地的依赖程度仍旧强烈。耕地作为一种重要的生产资源，不仅能够为农民提供基本生活保障，也会在一定程度上为农民提供失业保障，因此当农户认为退出土地后的生活不能得到有效保障时，农户不会倾向于退出土地。

表2 农户土地退出意愿频率分布

三、实证分析

1.农户耕地利用效率分析

基于农户调研数据，运用DEAP2.1软件，利用DEA-BCC模型计算基于投入视角的各农户的耕地利用效率，结果如表3所示。

表3 农户耕地利用效率平均值

综合技术效率值是规模报酬不变情况下农户的耕地利用效率值，从表3可以看出，该效率值相当低，只有0.237，由于综合技术效率反映的是一定时期内，在一定的技术和要素投入情况下耕地的实际产出与其最大可能产出的比率，说明农户的产出水平仅为最大可能产出的23.7%，还有76.3%的提升空间；纯技术效率值即为规模报酬可变条件下的耕地利用效率值，它可以反映出农户在一定的生产技术条件下，各生产要素的投入是否存在浪费，是否发挥了生产潜能。从表3可知，农户耕地利用纯技术效率平均值仅为0.528，说明各要素投入均存在大量冗余，根据计算结果可知，土地投入平均冗余5.5亩，资本投入平均冗余312.5元，劳动力投入平均冗余2（实际值为1.6）人，各项投入均有可调整的空间，进而提升耕地利用纯技术效率；规模效率可以反映出农业生产过程中，耕地的投入规模是否达到了农业产出最大化所要求的规模，农户耕地利用规模效率平均值仅为0.435，说明耕地投入还不能达到最优规模，在377个农户中，有355户处于规模报酬递增阶段，10户处于规模报酬不变阶段，12户处于规模报酬递减阶段，说明大部分农户仍有可能达到农业产出最大化的生产规模。由于综合技术效率是纯技术效率与规模效率的乘积，因此不难发现，导致样本农户耕地利用效率低下的主要原因是规模效率低。

由于纯技术效率值是规模报酬可变条件下的耕地利用效率，因此根据其高低对样本农户进行分类，结果如表4所示。

表4 农户耕地利用效率分布

在所有样本农户中，耕地利用效率值在［0，0.2）区间内的只有2户，占样本总数的0.53%；耕地利用效率值在［0.2，0.4）区间内的共126户，占用本总数的33.42%，近1／3的样本农户处于此区间；耕地利用效率值在［0.4，0.6）区间内的共计148户，占用本总数的39.26%，是样本农户分布最多的区间；耕地利用效率值在［0.6，0.8）区间内的总计43户，占用本总数的11.41%，与分布在前两个区间内的样本农户数量相比，该区间的样本农户数量显著减少；耕地利用效率值在［0.8，1.0）区间内的只有20户，占样本总数的5.31%，比上一区间又有所减少；耕地利用效率值为1的农户有38户，占样本总数的10.08%，但农户耕地利用效率值为1并不代表农户的耕地产出再没有提高的空间，只是说明在与其他农户的耕地利用效率相比较时，占有相对优势。从样本农户耕地利用效率值的分布情况来看，农户耕地利用效率值在小于0.6区间内的累计百分比已经达到73.21%，即多于2／3的样本农户耕地利用效率处于前三个区间，说明大部分样本农户耕地利用效率低下；仅有少于1／3的农户耕地利用效率值大于或等于0.6，说明样本农户的耕地利用效率水平普遍不高，农户的耕地利用效率还有很大的提升空间。

2.耕地利用效率的影响因素分析

为了研究哪些因素影响了农户耕地利用效率，农户土地退出意愿对其耕地利用效率的影响程度，采用DEA-Tobit两阶段法，运用Tobit回归模型对农户耕地利用效率影响因素进行实证分析。如前文所述，本文选取农户家庭人均收入（元）、农业收入占家庭总收入的比重（%）、人均耕地面积（亩）、地块数量（块）、户主性别、户主年龄（岁）、户主受教育年限（年）、有效灌溉率（%）、复种指数、农业补贴（元）、土地承包权退出意愿、土地经营权退出意愿，共计12个解释变量，运用Eviews7.2软件，对样本农户耕地利用效率值（即规模报酬可变时的技术效率值）进行Tobit回归，回归结果见表5。

表5 样本农户耕地利用效率Tobit回归结果

从表5可以看出，土地承包权退出意愿和土地经营权退出意愿均通过显著性检验，对农户耕地利用效率影响显著。在其他解释变量中，显著性小于0.05的变量有农户家庭人均收入、农业收入占家庭总收入的比重、人均耕地面积、户主性别、户主年龄和复种指数。

（1）土地承包权退出意愿对农户耕地利用效率有显著负影响。这说明农户土地承包权退出意愿越强烈，耕地利用效率越低。当农民愿意退出土地承包权时，说明农民愿意将土地转让、放弃或退回承包地，表明农民愿意放弃农民身份并从农业生产中转移到非农行业中去。意愿支配行为，一旦农民愿意放弃土地、放弃农业生产，便不会对农业生产投入更多的资金与人力，耕地利用效率自然会随之下降。相反，由于对农业生产以及耕地的依赖，不愿退出土地承包权的农民会加大对农业生产的投入，这一部分农民会将大量的时间、精力、资金投入到耕地上，专心从事农业耕作，以保障家庭生活、提高收入水平，因此这一部分不愿退出土地承包权的农民会努力提高耕地利用效率。

（2）土地经营权退出意愿对农户耕地利用效率有显著正影响。这说明农户土地经营权退出意愿越强烈，耕地利用效率越高。农民愿意退出土地经营权，说明农民愿意进行土地流转，愿意将土地流转出去。土地流转的基本条件便是转出方的土地耕种条件、产出率、土地质量等能获得转入方的认可，因此愿意转出土地的农民们自然会加大对农业生产的投入，提高耕地质量，以顺利将土地转出。对于不愿意退出土地经营权的农民，只要耕地的粮食产出能够满足其家庭的日常食用，或者家庭的主要经济来源不依赖于农业生产，那么农民便不会有强烈的动力去提高耕地利用效率。

（3）农户家庭人均收入对耕地利用效率有显著正影响。这说明农户家庭人均收入的提高，对耕地利用效率的提高有显著的促进作用。随着人均收入水平的提高，农户可支配收入不断增加，进而可以为农业生产投入更多的资金，购置更多的农机具，甚至在农忙时雇佣短工，由于用于改善农业生产条件的资金不断增加，进而农户的农业生产技术水平有所提高，其耕地利用效率自然随之提高。

（4）农业收入占家庭总收入的比重对耕地利用效率有显著正影响。农业收入占家庭总收入的比重越高，说明农户对农业生产的依赖性越大，为了提高收入水平，农户自然会设法提高耕地利用效率，利用有限的耕地资源获得更多的经济收益。

（5）人均耕地面积对农户耕地利用效率正向影响显著。人均耕地面积的增大，为进行农业的机械化生产提供了可能，虽然小规模精细耕作仍然是农户的主要农业生产方式，但是越来越多的年轻劳动力从传统的农业生产中解放出来，使得人均耕地面积越来越大，这就使得通过使用农业机械进行生产来挖掘耕地生产潜力成为可能。另外，从农民的心理层面上来看，个人的耕地面积增加，会刺激农户的生产欲望，农户会因为自己拥有的资源量的增加而提高进行农业生产的热情。因此，随着人均耕地面积的不断增加，会促进农户耕地利用效率的提高。

（6）户主性别和户主年龄对耕地利用效率有正影响。由于问卷中设置1代表男性，因此可以认为男性户主更利于提高耕地利用效率。这是因为相对于女性户主而言，男性户主对新技术或新知识有更强的接受能力和理解能力，而且户主具有决定家庭劳动力安排的权利，从决策力方面来说，男性具有更大的优势。因此，男性户主对耕地利用效率产生了正向影响。

（7）复种指数对农户耕地利用效率有具有显著正向影响。复种指数是农作物播种面积与耕地面积之比，它是反映耕地利用程度的重要指标。复种指数对农户耕地利用效率有显著正影响，说明耕地利用程度的提高会促进耕地利用效率的提高。由于各农户家庭的耕地规模是有限的，为了得到更多的粮食产量或提高农业收入，除了加大对农业生产的投入之外，对现有耕地资源的充分利用就显得尤为重要。实行套种、间种，种植一年多熟农作物，即加大农作物播种面积，便是实现耕地充分利用的重要方式，因此复种指数的提高在一定程度上会提高耕地利用效率。

从上述分析结果来看，地块数量、户主受教育年限、有效灌溉率和农业补贴没有通过显著性检验，只能说明这些因素对耕地利用效率影响不显著而并不是没有影响，而且耕地质量等级、受灾面积、区域经济发展水平、财政支持力度等都会对耕地利用效率产生影响，本文只是选取了其中的某些指标进行了研究。

四、结论及建议

本文运用DEA-Tobit两阶段法，对农户耕地利用效率进行了测算，并分析了农户土地退出意愿对其耕地利用效率的影响。实证结果表明：农户耕地利用效率普遍较低，还有很大的提升空间；农户土地承包权退出意愿对农户耕地利用效率有显著的负影响，而农户土地经营权退出意愿对其耕地利用效率的影响为正向。

针对上述实证结果可知，农户的耕地利用效率低下，各生产要素投入存在冗余，应适当调整生产要素的投入量，合理配置资源，提高各项资源的利用效率，进而提高耕地利用效率。另外，虽然土地承包权退出可以优化土地资源配置，将耕地资源集中分配给种田能手，提高耕地利用率，而且随着农民非农就业能力不断提高、务农收入不断减少，农民对土地的依赖度有所降低，但即便如此，农民退地并不是简单的福利及其替代问题［13］，农民选择退出土地承包权后，与之配套的经济补偿机制、社会保障机制等都应当及时建立起来，没有完善的各项机制做保障，不鼓励农民盲目退出土地承包权，因为这对于耕地利用效率也会产生极大影响。从前文分析结果来看，土地经营权退出能够促进耕地利用效率的提高，因此鼓励农户进行土地经营权的退出或流转，这不仅可以达到优化土地资源配置的目的，亦可以在此基础上不断提高耕地利用效率。

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