经营规模、契约特征对新型农业经营主体农地整治积极性的影响——基于5省15县的调查

钟 真，王玉迪

（中国人民大学农业与农村发展学院，北京 100872）

1 引言

土地整治有利于提高农用地产出率、降低生产成本、提高农民收入，还具备保护自然景观、改善环境等生态功能[1]，因而国家历来高度重视。《全国国土规划纲要（2016—2030年）》、《全国土地整治规划（2016—2020年）》、近年来中央一号文件以及2019年最新修订的《土地管理法》，均强调了农地整治的重要性并作出了相应的部署。一般而言，土地整治是指对低效能用地、不合理和未开发利用土地进行整理、开发、复垦、修复等活动的统称，狭义的土地整治是针对农业用地进行田、水、路、林、村的综合整治；高标准农田建设包括农田整治、水利设施、田间道路等配套设施建设[2]。因而，本文所指农地整治主要包括地块平整、土壤改良、水利设施与田间道路4个方面。

由于农地整治具有一定的公共物品性质，政府常常是农地整治的主要投资主体，农民参与度不高[3-5]。但单靠政府投资，常常会因农地整治资金来源方式单一而使整治项目缺乏可持续性，还会导致农地整治过多体现政府意志而无法有效满足农业经营者的个性需求。因此，农地整治有必要扩宽融资渠道，鼓励社会各界投资[6]。从实践看，除了农业企业以外，专业大户、家庭农场、农民合作社等各类规模经营主体在农地整治中发挥了越来越重要的作用[7]。根据中共十八大以来中央一号文件和相关文献的定义，新型农业经营主体一般是指家庭农场、专业大户、农民合作社、农业企业和专业化农业服务组织等[8]。本文根据经营方式不同，将新型经营主体进一步分为家庭农场或专业大户（代表家庭经营，以下简称“家庭农场”）、农民合作社（代表合作经营）和农业企业（代表企业经营）三大类。已有研究表明，新型农业经营者有效参与农地整治甚至成为其主导者，有助于提高农地整治绩效[9]。但是，由于农地整治带有一定程度的公共物品性质和投资长期性，新型农业经营主体的农地整治决策还容易受到农地经营规模与农地契约稳定性两大因素的影响。其中，农地契约稳定性能促进农业长期投资的观点为大多数学者所认同[10-11]，但农地经营规模对农地整治的影响尚存在较大的争论[12-14]。为此，在全国土地确权工作基本完成、中央明确第二轮土地承包到期后再延长三十年的背景下，特别是在当前新型农业经营主体日益成长为农业发展中坚力量的形势下，有必要对农地经营规模、农地契约期限等一系列契约特征与新型农业经营主体（以下简称“经营者”）农地整治行为及其程度之间的关系进行实证分析，为新时期有效推进农地整治提供有益的参考。

2 研究假说

2.1 农地规模与农地整治

不少文献表明，农地整治初期投资大且不会随着参与人数的增加而提高，农地经营面积的扩大使得农地整治的单位投入成本降低[13-14]，故农地整治投资的规模效应明显。但不同于肥料等农业生产资料投资，农地整治具有一定公共物品性质且不易移动，随着经营规模的扩大，农地整治的公共物品溢出效应越强，公共物品“非排他性”使得经营者更愿意去享受他人农地整治所带来的效益[13]。尽管已有研究发现地块规模扩大能促进经营者单独投资决策[14]，但在其规模效应发挥作用之前，公共物品溢出效应的存在会抑制经营者有关农地整治的投资。因此可能会存在一个最优的农地规模水平：在未达到这个水平之前，溢出效应大于规模效应，即经营者农地整治投资可能性和投资程度不会随着经营规模的扩大而提高；在达到此水平之后，规模效应大于溢出效应，即随着经营规模扩大，经营者增加农地整治投资的可能性和投资程度不断增强。如果将农地整治可能性及投资程度统称为农地整治积极性，那么本文提出假说H1：农地经营规模与经营者农地整治积极性之间存在“U型关系”。

由于溢出效应与农地整治的公共物品性质紧密相关，而不同类型的农地整治又存在不同的公共物品特点，因而有必要按照公共物品性质的程度将农地整治进一步细分来考察经营规模对其的影响。综合已有文献和实践来看，农地整治主要可分为可以改变农地形态和质量的土地类整治和可以提高农地使用便利性的设施类整治两类[15]。前者如地块平整、土壤改良等项目，后者如田间道路、水利设施等项目。比较而言，土地类整治的排他性更强，即土地类整治的收益主要由经营者获得，而同期其他的经营者和后期接手的经营者分享其整治收益的可能性不高，因而政府给予补贴的可能性也相对更低；并且土地类整治与农业生产的关系更为密切，整治费用与农地经营规模高度正相关，按照H1的逻辑，农地经营规模在最优规模水平之前，经营规模越大的经营者进行土地类整治的积极性将更低。相反，设施类整治的公共物品性质更为明显，其他经营者在同期或后期获益的可能性更高，并且政府常常会因设施类整治的显著公共物品性质而给予经营者不同形式和程度的补贴，从而进一步带动经营者在设施类整治上的投资积极性；此外，设施类整治的费用常常不完全与农地经营面积成正比，其成本节约上的规模效应一般比土地类整治更为明显。据此逻辑，本文提出假说H2：农地经营规模越大，经营者土地类整治积极性比设施类整治积极性更低。

2.2 契约特征与农地整治

由于中国农地细碎化的现实，各种类型的农地流转十分普遍。而大量文献已经发现，农地流转的契约特征会通过影响农地契约稳定性进而对农地整治意愿和程度产生明显作用[16-18]。综合来看，农地契约特征包括契约时长、契约价格、契约对象、契约形式和契约条件等方面[19]。其中，契约时长包括经营者能够使用经营农地的总时长与剩余时长；契约时间越长，经营者享有农地整治投资的收益权时间越长，有利于经营者开展农地整治并增加相关投资。契约价格即农地流转的租金，租金在一定程度上提高了农地契约的正式性程度，降低了流转双方违约可能性，间接增强了农地契约稳定性，对经营者进行农地整治具有正向激励，但租金过高并不利于提高经营者农地整治积极性，因为租金越高增加了转入农地成本，从而提高了农地整治投资门槛。契约对象是指转入农地的经营者与原承包户之间的关系。相较而言，来自亲友或村集体的农地在契约稳定性上更加有保障，从而激励经营者进行农地整治。书面为主的契约形式以及农地有担保、获得批准或经过流转平台等契约条件均提升了转入农地的正式程度，同时以上情形也暗含着经营者所经营的农地受到了第三方的监督，这有效降低了农地整治投资收益的不确定性，有利于经营者开展农地整治并增加投资。据此，本文提出假说H3：农地契约特征将显著影响经营者农地整治积极性。具体而言，契约时长对经营者农地整治积极性具有显著的正向影响；契约价格则具有显著负向影响；契约对象是亲友或村集体，契约形式是书面合同，契约条件中具备第三方担保、取得政府或村集体批准或者经过农地流转平台的,经营者农地整治积极性相对更高。

3 数据与变量

3.1 数据来源

本文采用的数据来自课题组于2018年对山东、安徽、河北、陕西、吉林5省15县的实地调查，共获得各类新型农业经营主体481份问卷，有效样本为465份；其中，家庭农场占59.14%，农民合作社占32.47%，农业企业占8.39%。

3.2 描述性分析

农地整治的整体行为是指地块平整、水利设施、田间道路以及土壤改良4项中至少进行过一项，农地整治的整体费用则是将4项整治项目每亩投入费用加总而得。样本数据显示，至少进行过一项农地整治行为的经营者高达81.80%，其中改良土壤整治项目开展最多，田间道路整治项目开展最少，相对于进行基础设施类整治，样本经营者开展土地类整治项目较多。在农地整治投入费用方面，样本经营者平均投资4 501.3元/亩，其中水利设施项目投入费用最多，改良土壤项目投入资金最少，与农地整治行为不同的是，样本农户在设施类整治投入费用要远高于土地类整治项目（表1）。

具体到不同类型的经营主体来看，家庭农场田间道路项目的开展比例最低，仅42.29%；农民合作社整治投入总费用最多，平均达到5 647.12元/亩，且主要投入在田间道路和水利设施两个设施类整治项目上；在土地类整治中，地块平整项目为家庭农场投入最多，改良土壤项目则是农业企业投入最多。从出资主体看，4项具体整治项目中家庭农场均为最主要的出资者；此外，合作社部分或全部成员是土地类整治的第二大力量，而政府则主要在设施类整治中发挥着第二投资者的角色。

农地经营规模方面，样本经营者平均经营1 076.01亩农地，平均转入551.99亩农地，其中转入农地面积占农地经营面积平均为63.44%。从不同类型的新型农业经营主体看，农业企业的农地经营面积、转入农地面积、农地转入比例均最高，家庭农场则均相对最小，农民合作社居中（表2）。

农地契约特征方面，本文选取了时长、价格、形式、对象、条件5个维度来进行全面考察。由于中共十九大明确了农村土地二轮承包到期后继续延包30年，这使得样本经营者流转土地的时长大多数超过了二轮承包截止时间，流转总时长平均约30年，平均剩余时长近19年；其中家庭农场的流转时长和剩余时长均最长。约有73%的经营者转入农地需要支付租金且年租金平均为533.13元/亩，其中家庭农场需要支付租金的比例和租金水平都相对更低，而农业企业最高。绝大部分经营者（约93%）的土地流转契约均以正式的书面契约为主，各类经营主体都极少有口头约定式的非正式契约。样本经营者中多以村集体（约52%）和陌生人（约42%）为主要契约对象，而流转农地来自亲友的比重不足17%；其中，家庭农场的契约对象以村集体最多，而农业企业则以陌生人最多。有52.60%的样本经营者转入农地需要经过政府或村集体批准，而具备第三方担保的比例不足20%，并且经过流转平台签订契约的比例更是不足8%；其中，农业企业在以上三个契约条件上的比例均是最高的（表3）。

表1 农地整治行为与费用Tab.1 Behavior and degree of farmland consolidation

表2 农地经营面积Tab.2 Farmland operational area

表3 农地契约特征Tab.3 The characteristics of farmland contracts

为了有效测度经营规模与契约特征对新型农业经营主体的农地整治积极性，本文根据已有文献的做法，进一步选取了5个方面的指标作为控制变量：一是政府支持，它主要会影响经营者对土地整治的信心和投资成本[20]；二是农地以外的要素投入与开支，包括劳动投入量和除农地整治投资以外的固定资产投资，它们主要会影响经营者可用的农地整治经费[21]；三是个人特征，包括农业以外消费开支、年龄、受教育水平、婚姻、属地、党员、经历等特点，它们主要影响经营者基于禀赋的决策偏好[22]；四是经营主体类型，经营方式的不同会引起经营者决策逻辑的差异[23]；五是地形地貌和省份特征，这些因素主要是为了控制不同区域农业生产环境和产业政策的差异[24]。具体指标的描述性统计见表4。

4 模型设定以及估计结果

4.1 模型设定

为了重点考察农地经营规模和农地契约特征对新型农业经营主体农地整治的影响，本文设定如下计量模型：

式（1）中：Ti表示经营者农地整治行为或农地整治程度；β0表示待估截距项，β1、β2表示待估系数；θj表示控制变量系数向量；μi表示随机误差项；变量Scalei表示农地经营规模的变量集合，包括经营者农地经营面积、农地经营面积的平方以及农地转入比例，为减轻转入农地与经营面积之间存在多重共线性，本文用转入农地面积占经营面积的比重即农地转入比例来衡量转入农地情况；变量Contracti表示农地契约特征的变量集合，包括契约时长、契约价格、契约对象、契约形式以及契约条件；变量Xi表示其他控制变量。当Ti衡量农地整治行为时，本文采用Probit模型进行分析；当Ti衡量农地整治程度即农地整治投入费用多少时，本文使用Tobit模型进行估计。此外，由于自变量较多，为了检验可能存在的多重共线性问题，本文对进入模型的自变量进行Spearman检验，发现自变量中相关性最大的两个变量，其相关系数为0.60，并且平均的方差膨胀因子（Mean VIF）值为1.68，最大的也仅为2.89，说明上述模型设定在这个方面是可以接受的。

表4 其他变量描述性统计Tab.4 The descriptive statistics of other variables

4.2 内生性问题的讨论

理论上，农地经过整治后能一定程度改善地块分散、提升农地质量、强化农业生产的便利性，它能在农地流转中发挥积极的信号作用,经营者更容易转入农地[25]，因此农地整治与经营规模之间很可能存在互为因果的内生性问题。为此，本文借鉴已有文献的做法[26]，选取样本户所在乡镇的其他户人均土地面积作为工具变量进行回归分析。一般而言，同一乡镇内其他户的人均土地面积越多，经营者能转入的土地越多，经营规模会更大，但是其他户的人均土地面积并不直接影响样本户的农地整治行为和程度。因此，这一工具变量在理论上具有较好的外生性和一定的解释力。此外，根据已有文献分析发现，政府支持也常常作为农户生产经营决策的一个内生变量。但是由于本研究所采用的是农地整治过程中是否获得政府现金或项目支持，因而总体上不存在政府视经营者农地整治效果而采取的“选择性支持”的情况发生，即有理由认为本文中政府支持因素并不会引起严重的内生性问题。

4.3 实证分析结果

4.3.1 农地整治行为的影响因素分析

本文先采用Probit模型对全部样本的农地总体整治行为、土地类整治和设施类整治行为进行了回归。但无论是否划分整治类型，经营规模对农地整治行为的影响并不显著①其结果可向笔者索取。。考虑到经营规模面积与农地整治之间可能存在内生性，本文采用同一乡镇内其他户人均土地面积作为样本户农地经营面积的工具变量对上述模型进行了再次估计（IV-Probit）。结果显示，Wald内生性检验对应的P值均小于0.05，表明前后两个模型在5%的显著水平上存在系统性的差别,并且IV在农地整治行为模型中具有1%的显著性水平，说明工具变量的选择是可以接受（表5）。

从表5的三个模型的估计结果看，无论是总体整治行为，还是土地类或设施类整治行为，农地经营面积与它们均存在显著的“U型”关系，并且其转折点约在8 500亩左右。而样本中仅有0.04%的经营者经营规模达到8 500亩，也就说绝大多数经营者处转折点左侧范围，此时农地经营面积越大农地整治可能性越低。值得注意的是，农地经营面积的影响虽然显著，但系数均非常小，二次项的系数几乎可忽略不计，具体来看，经营面积每增加一亩，经营者农地的各种整治行为发生概率的下降幅度不会超过0.1%。类似的，农地转入比例对总体整治行为和土地类整治行为发生概率具有微小的负向影响（每一个百分点的边际负向影响分别约为0.79%和0.73%），但对设施类整治的影响并不明显。可见，农地经营规模越大，农地转入比例越高，经营者进行农地整治的积极性反而越低。可能的原因是，在这个经营规模范围内，农地整治公共物品性质的溢出效应可能强过规模效应，当然这种负向影响的程度十分微弱。

契约特征中，年亩均租金和是否需要担保对于农地整治行为存在显著影响。租金过高提高了经营者农地整治成本，抑制了经营者整治意愿；而转入农地拥有第三方做担保直接增强了农地稳定性，从而提高了经营者整治意愿。需要支付租金显著影响农地总体整治和土地类整治行为，但对设施类整治影响不存在显著性。可能原因是农地需要租金提高了转入农地者的违约成本，它要求经营者更加“用心”进行农业生产经营，而经营者为了获得更好的经营收益常常需要进行有效的土地整治工作，进而提高了其农地整治概率；但对于初期一次性投入较大的、公共物品性质更强的设施类整治，需要支付租金的“正向诱导”常常难以发挥作用，因为经营者更为关注短期的投入回报率。此外，具有正式的书面契约能显著提升经营者设施类整治意愿，说明原因是正式契约将一定程度上化解农地整治作为公共物品的“溢出效应”；契约对象为村集体会显著降低经营者农地总整治和设施类整治概率，其可能原因是村集体作为村庄提供公共物品的重要主体，经营者往往更多地选择搭便车而非帮助集体提供公共物品。

4.3.2 农地整治程度的影响因素分析

为了进一步分析农地规模与契约特征对农地整治程度的影响，本文采用农地整治投入费用作为整治程度的衡量指标，并使用Tobit模型进行估计，估计结果见表6。其中模型左侧三列分别为农地总整治费用、土地类整治和设施类整治费用的回归结果，右侧三列是解决内生性后相应的估计结果。比较而言，纠正了内生性问题之后的结果与未纠正之前的结果差异不大，仅有总体整治费用模型中纠正内生性之后的农地经营面积二次项变得显著了，但系数也十分微小。

从具体结果来看，经营面积与农地总整治费用和土地类整治费用之间存在微弱的“U型”关系，转折点均在1万亩左右；与设施类整治费用仅存在负向的线性关系，二次项系数并不显著。数据显示，农地经营面积每增加一亩，总整治费用约下降0.23%，土地类整治费用约下降0.42%，而设施类整治费用约下降0.30%。此外，农地转入比例对农地整治费用也存在明显的负向作用，但影响程度并不大。数据显示，转入比例每增加一个百分点,农地总体整治费用约下降3.50%，土地类整治和设施类整治费用分别约下降4.19%和3.90%。总体来看，农地经营规模在1万亩以下的范围内，经营规模扩张对农地整治积极性是存在微弱的负向影响，并且土地类整治费用受到的负向影响相对更大。换言之，在这个阶段内，随着农地经营规模的增加，经营者对土地类整治的积极性比设施类整治相对更低。

契约特征中，需要租金对农地整治费用存在显著正向影响，但年亩均租金仅对总体整治费用和设施类整治费用存在负向影响。其原因与前述逻辑类似，即需要支付租金常常会激发经营者对土地整治工作的重视程度，但越高的租金确实会从短期资金投入等方面影响经营者对农地（特别是设施类）整治的积极性。书面的正式契约能显著增加经营者在设施类整治投入；转入农地时具有担保虽然对总体整治费用影响不明显，但对细分之后的土地类整治费用和设施类整治费用均存在显著的正向影响；契约对象为村集体的情况将降低经营者的农地总体整治费用，但细分两个整治项目后均不显著。这说明契约形式、契约条件、契约对象对经营者农地整治积极性总体而言具有显著的影响。但值得强调的是，无论是否处理了内生性问题，契约时长对经营者农地整治积极性的影响均不明显。可见，本文的样本并不支持越长的契约越有利于提高经营者农地整治积极性的观点。

表5 使用工具变量后的农地整治行为回归结果Tab.5 The regression results of farmland consolidation behavior after adding instrumental variables

表6 农地整治程度回归结果Tab.6 The regression results of farmland consolidation degrees

5 结论与政策含义

基于上述分析，本文得出如下结论：第一，农地经营规模与经营者农地整治积极性之间确实存在“U型”关系，但对于绝大多数经营者而言，农地经营面积的扩大对其农地整治的积极性存在微弱的负向影响，并且农地转入比例越高的经营者开展农地整治的积极性也越低。换言之，在一般情况下农地经营规模的扩大不仅不会有助于提高，反而会轻微抑制经营者农地整治积极性。第二，相对于设施类整治而言，经营规模越大、转入农地比例越高的经营者对土地类整治积极性更低。这说明，尽管土地类整治的公共物品性质不如设施类整治那么明显，但规模效应在土地类整治中的节本效果并没有强过溢出效应。第三，契约价格、契约形式、契约对象为村集体、转入农地时具有担保等契约特征对经营者农地整治积极性存在不同方向与程度的显著影响，但契约时长的影响均不明显。可见，本文的样本并不支持越长的农地契约越有利于提高经营者农地整治积极性的观点。

综上，前述三个假说得到了大部分验证，在理论上回答了经营规模、契约特征如何影响农地整治的内在机制，在实践上澄清了规模越大、契约时间越长，经营者农地整治积极性是否越高等问题。具体而言，其相应的政策含义如下：一是扩大农地经营规模并不一定有利于提高经营者的农地整治积极性，在现有大多数情况下，经营者规模越大，其农地整治积极性反而存在更低的可能性；二是应把握不同类型农地整治的特殊性，根据土地类整治和设施类整治各自的经济学特点，综合考虑农地规模扩大形成的“规模效应”与公共物品性质带来的“溢出效应”的叠加效果，采取有针对性的策略和措施；三是在现有农地三权分置、二轮承包到期后继续延包等政策背景下，提高经营者农地整治积极性，有必要从农地契约相关的维度去寻找出路，比如签订正规化书面合同、适当降低流转租金、协调村集体承担更多服务、鼓励为流转农地提供担保等，但延长契约期限可能并不一定是有效的办法。