农村土地确权、空间溢出与农业生产效率

钟成林

(江西师范大学 财政金融学院，南昌 330022)

内容提要：本文利用我国30个省份2003-2016年的相关数据，综合采用SBM-Super-DEA模型和空间计量模型实证检验农村土地承包经营权确权登记颁证制度对农业生产效率的影响。结果表明：我国农业生产效率存在显著的“空间外溢效应”；农村土地承包经营权确权登颁证制度触发了显著的农业生产效率“空间外溢效应”，一个地区被纳入确权试点后，周边地区也会在区域农产品竞争的激励约束作用下向中央申请试点政策，引发土地确权的“空间示范效应”，与土地确权的“产权作用机制”完美耦合便触发农业生产效率“空间外溢效应”。因此，应率先将农村土地产权制度改革“空间示范效应”潜力较大的地区纳入试点范围，并根据农村土地产权制度改革的改革目标，实施差异化的试点层级瞄准机制。

一、引言

制度是决定长期经济运行绩效的关键，农村土地承包经营权作为农村土地制度体系的核心制度安排，引导着土地利益相关者的经济行为，决定了最终的土地利用绩效。从制度视角考察农村土地承包经营权确权登记颁证制度对农业生产效率的影响，对于保障农产品安全、推动农业生产经营的现代化转型具有重要的理论和现实意义。

深化农村土地产权制度改革，特别是“三权分置改革”，析出承包权和经营权，并允许经营权自由交易流转对于农业生产经营的现代化转型显得尤为必要。但按照科斯第一定理，产权是交易的基础，要让农村土地经营权流动起来首先必需对其进行确权[1]。

关于农村土地承包经营权确权对提升农业生产效率的作用机制，已有的相关研究主要是认为有利于强化农民对农地权力的认识，有利于构建实施农地流转的制度体系，促进农业规模经营[2-3]，但尚没有涉及农村土地确权登记颁证制度的“空间示范效应”对农业生产效率“空间外溢效应”的影响，对此，本文综合利用探索性空间分析技术和空间计量模型进行实证检验，提出相应的对策建议。

二、农村土地确权影响农业生产效率“空间外溢效应”的作用机理

农村土地承包经营权确权登记颁证制度对农业生产效率“空间外溢效应”的影响是指一个地区的农村土地承包经营权确权登记颁证决策通过一定的“空间交互作用机制”对周边地区的农业生产效率产生影响的农业经济社会现象。而这种制度效应的转换有赖于农村土地确权制度“空间示范效应”与“产权作用机制”的完美耦合。归纳而言，其具体作用过程可分为如下三个环节：首先，在区域农产品竞争的激励约束作用下，未纳入试点范围的周边省份将对已纳入试点范围的中心省份的农村土地承包经营权确权登记颁证决策进行模仿，即“空间示范效应”的发挥。其次，农村土地承包经营权确权登记颁证制度本身促进农业生产效率增长的“产权机制”的有效发挥。最后，“空间示范效应”与“产权机制”的耦合。从内在关联来看，“空间示范效应”与“产权作用机制”是并列关系，只有二者相互耦合时，制度的“空间示范效应”才能转化为农业生产效率的“空间外溢效应”。

图1 农村土地确权触发农业生产效率空间外溢效应的微观作用机理

与上述农村土地承包经营权确权登记颁证制度触发农业生产效率“空间外溢效应”的作用过程相对应，农村土地承包经营权确权登记颁证制度影响农业生产效率“空间外溢效应”的微观作用机理也分三个步骤展开，具体如下：首先，土地确权后“产权作用机制”的有效发挥将有效促进本地农业生产效率的增长。然后，农村土地承包经营权确权登记颁证制度将在区域农产品竞争的激励约束作用下产生“空间示范效应”。最后，“空间示范效应”与“产权作用机制”的完美耦合促使制度的“空间示范效应”转变为农业生产效率的“空间外溢效应”。

三、农业生产效率的测算

(一)测算方法的选择

SBM-Super-DEA模型是建立在普通超效率DEA模型基础之上的一种非径向非参数相对生产效率测算方法，是普通超效率DEA模型与非径向测算方法耦合作用的结果，该方法的计算步骤为：首先，将所有DMU纳入评估体系,并采用SBM-DEA模型对各DMU的相对效率进行测算，得到第一阶段的DEA值；然后，将待评估DMUi从现有评估系统中删除，并采用其余DMUi投入产出变量的线性组合来表示，求解在此条件下能使得DMUi仍为DEA有效的非径向投入要素扩张量和(或)产出缩减量，则基于该投入要素扩张量和(或)产出缩减量的相对效率值就是该DMU的超效率值。具体而言，对于一个拥有n个DMU，r种投入，m种产出的生产系统而言，用于测算第j0个DMU的SBM-Super-DEA效率值的线性规划模型用公式可表示为：

若第一阶段测算出来的ρ=1且S-和S+同时为0，则说明该DMU为DEA有效，其SBM-Super-DEA值将大于1，若ρ<1且S-和S+不同时为0，则说明该DMU为弱DEA有效单位，其SBM-Super-DEA值将保持不变，仍小于1。

(二)投入产出导向的选择

由于本文所要强调的是农业生产系统的增产潜力，即在投入要素既定的情况下，如何通过生产要素的流动和农业生产方式的变革来扩大农业生产能力，增加农产品供给，因此，在利用SBM-Super-DEA模型对我国30个省份的农业生产效率进行综合测算时，本文选择了以产出为导向。

(三)投入产出变量的确定

1.投入产出变量的界定。SBM-Super-DEA模型使用的前提条件是要对投入产出变量进行清晰合理的界定，借鉴古典经济增长模型对投入产出的界定方法，本文将农业GDP界定为产出，将农业劳动力、农业土地和农业固定资本界定为投入。与此同时，结合现代农业生产的实际状况，将化肥、农药、农用薄膜使用量以及农用机械一并界定为投入。

2.各投入产出变量的衡量及平减处理。农业GDP直接用第一产业增加值来表示，劳动力用第一产业从业人员来量度，土地用农作物总播种面积来刻画，资本用第一产业固定资本存量来衡量，化肥、农药和薄膜分别用化肥施用量、农药使用量以及农用薄膜使用量来代表。

第一产业GDP用第一产业GDP平减指数进行平减，并已统一调整至以2000年为基准的可比价格水平。

3.投入变量K的估计。由于统计年鉴中给出的仅仅是历年新增的固定资产投资数据，不是固定资本存量，但在实际的农业生产过程中使用的却是固定资本存量，故需要采用一定的方法对其进行估计。本文采用了如下估计方法：

首先，假定农业固定资本存量服从如下累积迭代模式：

Kt=It+(1-δ)Kt-1

(1)

其中Kt和Kt-1分别表示第t和t-1年的农业固定资本存量，It为第t年的新增农业固定资产投资，δ为农业固定资本折旧率。

然后，假定在较长的时间内，农业固定资本存量K和新增农业固定资产投资I的增长率相等，即:

(2)

最后，将gK代入式(1)，并令式(1)中的t=1可得：

(3)

取δ=10%，并将(3)式代入式(1)进行累积迭代便可得到历年的农业固定资本存量数据。

历年新增固定资产投资I已用固定资产投资价格指数进行平减处理，并已统一调整至以2000年为基准的可比价格水平。

4.描述性统计。为了让读者对各投入产出变量的分布状况有一大致认识，对其做了描述性统计，具体结果如表1所示。

表1 农业生产系统投入产出变量描述性统计

注：(1)除第一产业从业人员外，其余二级指标的原始数据均来源于《中国农村统计年鉴》(2004-2017)；(2)第一产业从业人员2003-2007年数据来源于EPS系统《中国宏观经济数据库》，2008-2016年数据出自《中国农村统计年鉴》。

(四)农业生产效率的测算结果

利用我国30个省份2003-2016年相关数据，基于SBM-Super-DEA模型，以产出导向为依据，运用Maxdea1.0软件对各省份的农业生产超效率值进行了综合测算。为了节省篇幅，此处仅给出和分析了全国层面2003-2016年农业生产的超效率均值①，具体计算结果如图2所示。

图2 2003-2016全国农业生产超效率均值

从图2全国层面农业生产效率的动态变化曲线可以看出，2003-2016年，我国农业生产效率先小幅波动，然后加速上扬，最后跨越式增长，总体呈不断增长之势。从具体数值来看，2003年我国农业生产率仅为0.626，但到了2016年我国农业生产率已攀升至0.790，13年间我国农业生产效率累计增长了0.262倍，年均增长1.809%。

为进一步剖析我国农业生产效率的微观变化特征，有效捕捉农村土地承包经营权确权登记颁证试点制度变迁对农业生产效率的影响，以农业全要素生产率的增长态势和增长速度为依据，将其演化进程划分为如下三个阶段：

第一阶段为农业生产效率的传统增长阶段(2003-2008年)。这一时期的主要特征为，农业生产效率处于持续波动之中，农业生产效率增长与下滑交替出现，总体呈波动性增长之势。从具体数值来看，与2003年相比，2008年的农业全要素生产率约增长了0.0268倍，折算成年均增长速度仅为0.53%，这一增长速度尚且不及整个考察期农业生产效率平均增速的30%。之所以会表现出这种特征，主要是由于2009年之前，我国尚未开展农村土地承包经营权确权登记颁证试点工作，产权制度变革对农业生产效率的影响并不明显，农业生产效率的增长主要依靠技术进步等传统动力驱动，农村土地承包经营权确权登记颁证试点工作的制度红利并不明显。但值得注意的是，技术创新具有很大的不确定性，突破性、颠覆性的技术进步更是需要长时期的积累，农业技术进步的这一特征就直接决定了在短时期内，农业生产效率只能持续处于波动性增长态势之中。

第二阶段为农业生产效率的加速发展阶段(2009-2013)。该时期的主要特点是农业生产效率加速增长，2009年我国的农业生产率均值为0.650，但到了2013年却已攀升至0.706，短短四年时间，我国农业生产效率均值就增长了8.6%，年均增长2.1%。从相对增速来看，这一时期农业生产效率的年均增速约为前一阶段的400%。结合我国农村土地承包经营权确权登记颁证试点制度的改革历程可以发现，这一时期恰好是我国农村土地承包经营权确权登记颁证试点从无到有，从点到面逐渐铺开的过程，这与农业生产效率的加速增长态势和阶段转变高度耦合。具体来看，2009年之前我国农村土地产权制度高度稳定，驱动农业生产效率持续增长的动力源泉主要是农业技术进步，但进入2009年后，我国农业生产的产权制度环境发生了重大变化，为了贯彻落实十七届三中全会通过的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决议》精神，农业部在8个条件较为成熟的省份选取了8个村开展了农村土地承包经营权登记整村推进试点工作，随后农村土地承包经营权确权登记颁证试点的层级不断提升，试点范围也不断扩展，由当初的8个省份的8个村逐步扩展至全国多个省份的县，截至2012年，累计有50个县被纳入到整县推进试点范围，到了2013年，已有来自全国29个省份(江西和西藏除外)的105个县被纳入整县推进试点目录。

第三阶段为农业生产效率的跨越式发展阶段(2014-2016年)。这一时期农业生产效率依旧如故，增长动力强劲，增长态势明显，且呈跨越式增长之势。具体来看，这一时期的农业生产效率年均增速高达4.3%，约为前一时期增长速度的215%。这充分说明在前一时期农业生产率增长动力变革的基础上，又形成了新的增长动能，结合这一时期农村土地承包经营权确权登记颁证制度的改革历程可以发现，农村土地承包经营权确权登记颁证的试点层级进一步提升，由此前的县级直接跨过地市级进入整省推进阶段。到2017年已经有28个省份加入了整省推进农村土地承包经营权确权登记颁证试点范围，几乎实现了农村土地承包经营权确权登记颁证试点省级层面的全覆盖，这极大地提高了农村土地确权登记颁证工作的影响力，在整省推进的过程中，有效促进了农村土地确权登记颁证试点“空间示范效应”的有效发挥，在传统作用机制的作用之下，农业生产效率表现出了显著的空间外溢效应，使得农业生产率的进步实现了由此前的主要依靠农业技术进步、农村土地承包经营权确权登记的传统双轮驱动向依靠农业技术进步、农村土地承包经营权确权登记和空间外溢效应新型三轮驱动转变，这极大地增强了农业生产效率的增长动力，推动了农业生产效率的跨越式增长。

四、农村土地确权对农业生产效率影响的空间计量分析

(一)农业生产效率空间外溢效应的探索性空间分析

为初步判断省级层面农业生产效率的空间相关状况，以0-1邻接空间权重矩阵为基础，利用Stata11.0软件对我国30个省份2003-2016农业生产效率的Moran I指数进行了综合测算，具体测算结果如表2所示。

从表2的测算结果可以看出，我国农业生产效率的Moran I指数均为正，且呈不断增长之势，伴随概率在不断降低，这说明省级层面农业生产效率的空间相关性日益显著，相关程度也日益增长。具体来看，2002我国农业生产效率的Moran I指数为0.004，这说明我国农业生产效率存在正的空间外溢效应，但从相关的强度来看，彼时农业生产效率的空间相关属于低度相关，从显著性水平来看，也未通过10%的显著性检验，但到了2016年，省级层面农业生产效率的Moran I指数已增长至0.206，从相关程度来看，彼时的农业生产效率空间外溢程度已跨入高度相关行列，更关键的是，与该Moran I相对应的伴随概率仅为0.049，在5%的显著性水平下高度显著。

与农业生产效率阶段划分方法类似，根据农业生产效率空间Moran I指数及其显著性的变化特征，可将我国农业生产效率Moran I指数的演进历程分为如下三个细分发展阶段：

第一阶段为农业生产效率Moran I指数的传统发展阶段(2003-2008)。在该阶段，我国农村土地承包经营权确权登记颁证制度尚未启动，农业生产经营的产权制度较为稳定，农业生产的空间溢出机制尚未形成，这就使得这一时期农业生产效率的空间溢出效应较弱，显著性较低，Moran I指数较小，显著性不足。

第二阶段为农业生产效率Moran I指数的过渡发展时期(2009-2013)。该时期的主要特征是Moran I指数持续增长，显著性水平也开始增加。这与我国农村土地承包经营权确权登记颁证试点制度的发轫阶段高度耦合，为贯彻落实十七大精神，2009年农业部开始在我国八个省份选取了八个村庄开展农村土地承包经营权确权登记颁证试点，随着试点经验的不断积累和推广条件的日渐成熟，部分地区开始将试点层级提升到乡镇层面。与此同时，2010-2012年间，农业部在全国范围选择了50个县开展了农村土地承包经营权确权登记颁证整县推进试点，这点燃了农村土地承包经营权确权登记颁证“空间示范效应”的星星之火，并为该“空间示范效应”引发的农业生产效率空间外溢效应做好了初步的准备，这就使得这一时期农业生产效率的空间相关程度不断提升，Moran I指数不断增加，但或许是由于试点层级偏低，只停留在部分县域，极大地限制了农村土地承包经营权确权登记颁证试点的影响力，抑制了农村土地确权登颁证试点决策“空间示范效应”的有效发挥和农业生产效率空间外溢效应的显化，最终使得这一时期的Moran I指数并不显著。

表2 农业生产效率MoranI指数测算结果

第三阶段是农业生产效率空间外溢效应的显化阶段(2013-2016)。这一时期Moran I指数依然为正，但数量级却在不断增加，显著性水平急剧增长，由此前的即使是在10%的显著性水平下也不显著演变为部分年份的即使在1%的显著性水平下也高度显著，这充分说明进入第三发展阶段后，我国农业生产效率的空间外溢效应在不断显化。这或许与我国农村土地承包经营权确权登记颁证试点层级的跃迁有关，伴随着局部地区农村土地确权登记颁证试点整县推进工作的不断展开和试点经验的不断积累，县域层面农村土地承包经营权确权登记颁证的试点范围大幅扩展。2013年农业部将整县开展农村土地承包经营权确权登记颁证试点的县域扩展至105个，2014年农业部开始将试点层级提高到省级层面，并将山东、四川和安徽三个省份作为“整省推进”农村土地确权登记颁证试点省份，到了2016年，“整省推进”省份已增加至22个，这极大地提高了农村土地确权登记颁证试点工作的空间影响力，跨越了触发农村土地承包经营权确权登记颁证试点工作“空间示范效应”的门槛值，为农业生产效率空间外溢效应的有效发挥创造了良好的作用渠道，这就使得这一时期农业生产效率的Moran I指数不断增加，显著性日益增强，实现了空间交互作用机制的蜕变。

(二)农村土地确权对农业生产效率影响的空间计量分析

1.模型设定。从探索性空间分析的测算结果可以看出，自实施农村土地承包经营权确权登记试点以来，省级层面农业生产效率的空间相关特征日益增强，进入整省推进阶段(2013年)后，农业生产效率的空间外溢效应充分显化，这意味着农村土地承包经营权确权登记颁证制度改革与农业生产效率“空间外溢效应”的演化历程高度耦合，农村土地承包经营权确权登记颁证制度很可能是触发农业生产效率空间外溢效应的重要原因。为从实证角度检验这一假说，分别构建了如下空间计量模型：

其中模型一为空间滞后模型(SLM)，设置该模型的主要目的在于检验省级层面的农业生产效率是否存在(空间滞后式的)空间外溢效应，模型二为空间Durbin模型，该模型主要用于识别农业生产效率空间外溢效应的来源，即农村土地承包经营权确权登记颁证制度改革的“空间示范效应”是否是触发农业生产效率“空间外溢效应”的内在根源。

被解释变量：tfpit表示i地区第t年的农业生产效率，直接采用农业生产效率部分的测算结果。

核心解释变量：qqcdit表示i地区第t年的农村土地承包经营权确权程度。由于农业农村部并未公布农村土地承包经营权确权登记颁证面积或地块数方面的数据，因此我们无法直接用已确权面积占比或已确权地块数占比来直接衡量农村土地确权程度。但我国农村土地承包经营权确权登记颁证试点遵循的是“先试点，后铺开”的渐进式改革模式，以完整的行政区划为单位整体推进，这为间接测算农村土地承包经营权确权程度创造了可能。有鉴于此，本文直接用参与农村土地承包经营权确权登记试点的行政区划占相应级别行政区划总数的比重来作为农村土地承包经营权确权强度的一个量度，即：

由于我国农村土地承包经营权确权登记颁证试点最早于2009年在全国八个省份的八个村庄展开，但《中国统计年鉴》对行政区划数量的统计最低只到乡镇一级，因此我国无法按照上述农村土地承包经营权确权程度的计算公式计算2009年的农村土地承包经营权确权程度。有鉴于此，本文直接用乡镇级别的数据进行了替代，若某个省份是当年“整村推进”的试点省份，则直接用1去除以该省份的乡镇区划总数，并用该数值作为当年农村土地确权程度的一个替代性量度，对于其余未被纳入试点的省份，其农村土地承包经营权确权程度为0。与此同时，随着农村土地产权制度改革的深入实施，农村土地承包经营权确权登记颁证的试点层级也不断提高，2013年农业部确定了105个区县作为农村土地承包经营权确权登记颁证试点地区，实现了30个省份试点地区的全覆盖，故2013年在测算各省份的农村土地承包经营权确权程度时，其行政级别开始提升到县级，并直接用纳入试点区县数量占i省份区县总量的比重来表示。进入2014年后，农村土地承包经营权试点层级开始进入“整省推进”阶段，故对被纳入“整省推进”试点的省份，其计算层级提高到省级，确权程度计为1，对未纳入整省份推进的省份，其确权程度沿用2013年以前县级层面的测算结果。

X为一组控制变量，其所包含的变量及其内涵分别如下：Jy表示农户的兼业化程度，用农户的工资性收入占总收入的比重表示，该比值越大，说明农户从非农就业机会中所获得的收入占比越高，花费在非农就业渠道中的时间越多，非农就业机会越广，兼业化程度越高；Scale表示单个农业经营主体的经营规模，考虑到土地是农业生产经营活动的空间载体，是制约农业经营主体生产经营规模扩张的关键因素，因此本文直接从土地耕作面积的角度来衡量单个农业经营主体的农业生产经营规模，即Scale=农作物总播种面积/第一产业从业人员数量；Agrixdh表示农业生产的现代化程度，机械化是农业现代化的重要表现形式，故本文直接用人均机械总动力来作为农业现代化水平的一个量度；scale*Agrixdh为农业生产经营规模与农业现代化程度的交互项，设置该交互项的目的在于检验农业生产经营规模的扩张是否会通过推动农业现代化进程的方式来促进农业生产效率的增长；Social表示农业生产的社会化程度，用农业生产的中间消耗与农业总产值之比来表示，该比值越大说明农业生产活动从其他产业部门购入的中间产品越多，农业部门直接生产的中间产品越少，只聚焦在少数几个拥有比较优势的环节或部门，这极大地提高了农业从业人员的熟练程度，刺激了农业劳动生产率的增长。Czl表示成灾率，用农作物的受灾面积占农作物总播种面积的比重来表示，该比值越大，说明自然灾害越严重，对农业生产系统的负向冲击越大，对农业产出及农业生产效率提升的抑制作用也将越强。Ind为产业结构，用第二产业产值占比来表示，由于工业发展对农业生产的影响是双向的，既可以吸纳剩余的农业劳动力，缓解农业生产系统的劳动力冗余，提升农业生产效率，也可能会过度吸纳农村的优质劳动力，并对农业生产构成严重的负向冲击，当前我国农村的发展现状就印证了工业发展对农业生产产生了负向冲击的结论。RD为研发资本，由于《中国科技统计年鉴》中给出的并不是研发资本存量数据而是新增研发投资数据，故需要采用一定的方法对其进行估计，借鉴固定资本存量的估计模式，采用永续盘存法对其进行了估计，但与固定资本存量估计不同的是，研发资本价格平减指数的构造具有一定的特殊性。从研发资本的形成过程来看，研发投资部分用于购买研发用的科研仪器设备，部分用于支付研发人员的劳务费，故研发投资兼具资本品和消费品的特性，在构造研发投资价格平减指数时需要充分考虑到研发资本形成的特殊性，将消费价格指数和固定资产投资价格指数同时纳入指标构造系统，借鉴朱平方(2003)[4]等人的研究成果，在对消费价格指数和固定资产投资价格指数进行综合时，分别将二者的权重设定为0.55和0.45。

2.样本的选择。由于我国自2009年才开始实施农村土地承包经营权确权登记颁证试点，故实证研究部分的起始年份定为2009年，但遗憾的是，农业农村部并未公布2010-2012年农村土地承包经营权确权登记颁证试点的50县名单，因此也就无法衡量这几个年份的农村土地确权强度，故本文直接跳过2010-2012年三个年份。综上，实证部分的样本期间为2009年以及2013-2016年五个年度。

与此同时，由于西藏自治区在考察的所有年份内都未被纳入农村土地承包经营权确权登记颁证试点，其确权强度持续为零，其既不能对周边省份的农村土地承包经营权的确权申请决策产生影响，也未受到周边省份的影响，故本文直接将西藏自治区略去，转而只分析剩余30省农村土地承包经营权确权对农业生产效率的影响。

3.数据来源。农村土地确权登记颁证试点八个村的名单见《农业部关于印发农村土地承包经营权试点工作方案的通知》(农经发[2009]8号)、105个试点县名见《关于确定2013年全国农村土地承包经营权登记试点地区的通知》(农经发[2013]1号)，2014-2016年整省份推进名单见农业部历年新闻。

工资性收入、农民家庭人均纯收入(2013年及以前)以及农民家庭人均可支配收入(2014年以后)数据来源于《中国统计年鉴》、农业生产中间消耗、第一产业总产值数据来源于EPS系统《三农数据库》、城市化率数据来源于EPS系统《宏观经济数据库》、研发投入数据来源于EPS系统《中国科技统计数据库》、农作物受灾面积数据来源于《中国农村统计年鉴》

4.模型估计及结果分析。为实证检验农业生产效率的空间外溢效应②，利用我国30个省份2009年以及2013-2016年间的相关数据，采用极大似然估计法③，分别对模型一(空间滞后模型)和模型二(空间Durbin模型)进行了估计，与此同时，为了进行对比，显化不考虑空间因素条件下各参数估计结果的偏差，本文还同时给出了普通模型的估计结果，具体如表3所示。

表3 农村土地确权对农业生产效率影响的

注：***、**和*分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下显著，括号内的数值为标准误，“-”表示该项目无数值。

与此同时，从两个模型中Agrixdh(农业现代化水平)的系数估计结果可以看出，在控制了农村土地确权登记颁证制度的“空间示范效应”后，Agrixdh变量系数估计结果的弹性系数进一步下滑(由-0.2804进一步下降为-0.2818)，这说明在控制了农村土地确权登记颁证制度的“空间示范效应”后，农业现代化水平对农业生产效率的促进作用有所降低(抑制作用有所加剧)，这进一步表明，农业现代化水平的边际效应并不纯粹，有一部分应归功于农村土地确权登记颁证制度“空间示范效应”的功劳，在控制了农村土地确权登记颁证制度的“空间示范效应”后，农业现代化的边际效应有一部分被其吸收。从农村土地确权登记颁证制度的角度而言，上述现象意味着，农村土地确权登记颁证制度“空间示范效应”对农业生产效率“空间外溢效应”的影响有一部分是通过农业现代化水平提升的方式得以发挥。

最后，从其他变量的系数估计结果可以看出，Jy变量的系数估计结果通过了10%的显著性检验，符号为负数，弹性系数为-0.0856，这与预期相一致。这说明，农户兼业化程度的提升显著地抑制了农业生产效率的增长，兼业化程度每提高1个百分点，将会导致农业生产效率下降0.0856个百分点。这主要是由于，兼业将会分散农户的精力，使得农户没有足够的时间从事农业生产活动，对农作物的照料程度也不如传统农业社会那么精细。更关键的是，非农兼业机会的增加还将改变农户对农业生产的态度，降低农业生产经营在农户心中的地位，致使农民忽视农业生产经验的积累和对新型农业生产技术的钻研，这些都将抑制农业生产效率的增长[5]。

Social变量的系数估计结果在1%的显著性水平下高度显著，但符号为负，弹性系数为-0.532，这说明，农业生产社会化程度的提升显著地抑制了农业生产效率的增长，农业生产的社会化程度每提高1个百分点，将导致农业生产效率下降0.532个百分点，这与预期相反。这或许是由于，当前我国农业生产正处于社会化的剧烈变革时期，中间产品的引入以及农业生产方式的转变令新时代的农业生产经营主体一时无所适从，这就使得农业生产社会化程度的提升不仅没有促进，反而严重抑制了农业生产效率的增长。与此同时，从我国农业生产实践来看，农业生产所消耗的中间产品大多集中在低端产品或服务领域(如化肥、农药、种子、农用薄膜、农机具以及农机具维修服务等)，这固化了传统的农业生产经营方式，阻碍了现代农业生产性服务业(农业市场信息服务、农业绿色生产技术服务、农产品营销服务、农产品初加工服务等)与农业生产的深度融合，抑制了农业生产的现代化转型和农业生产效率的跨越式增长。

Scale变量的系数估计结果也通过了1%的显著性检验，符号为正，弹性系数为2.576，这说明，单体农业生产经营规模的扩张对农业生产效率的增长具有显著的促进作用，单体农业生产经营规模每扩张1个百分点，将可有效促进农业生产效率增长2.576个百分点。这一方面是由于农业生产经营规模的扩张有利于捕获规模报酬递增所带来的好处，另一方面，农业生产经营规模的扩张还有利于刺激新型农业经营主体的发育，推动农业生产经营方式的现代化转型，促进农业生产效率的持续快速增长。

Cityrate变量的系数估计结果为0.610，且在1%的显著性水平下高度显著，这说明，城市化率的提高有效地促进了农业生产效率的增长，城市化率每提高1个万分点，将可有效促进农业生产效率提升0.610个百分点，这主要是由于，我国的农业生产系统存在大量的相对过剩人口，而城镇化进程的不断推进有利于吸纳这部分相对过剩的农业人口，这将有效缓解农业生产系统中农业劳动力的相对过剩状况，改善农业生产系统的资源配置结构，促进农业生产效率的增长。

Czl的系数估计结果为-0.0033，这说明农业自然灾害抑制了农业生产效率的增长，农业自然灾害的发生率每提高一个百分点，将会导致农业生产效率下降0.0033个百分点，但或许是由于近年来随着国家对抗灾事业重视程度的不断提升，我国农业系统的抗灾能力也在不断增强，这就使得农业自然灾害发生率对农业生产效率的抑制作用并不显著。与此类似，RD变量系数估计结果的符号也为正，弹性系数为0.0189，这说明研发投入的增加有利于促进农业生产效率的增长，但或许是由于专门针对农业生产的研发投入较少，亦或者是先进农业生产技术研发出来以后存在推广障碍，导致先进农业生产技术未能得到有效的普及，最终导致研发投入对农业生产的促进作用并不明显。

五、结论与建议

本文利用我国30个省份2003-2016年的相关数据，综合采用SBM-Super-DEA模型和空间计量模型对农村土地承包经营权确权登记颁证制度对农业生产效率的影响进行了实证检验，结论如下：

1.就省际空间结构而言，我国的农业效率存在显著的正向空间外溢效应，一个地区的农业生产效率不仅与自身因素相关，而且还会受周边省份农业生产效率的制约。

2.农村土地承包经营权确权登记颁证制度的“空间示范效应”对农业生产效率的“空间外溢效应”具有显著的促进作用，一个地区的农村土地确权登记颁证程度不仅会通过“产权机制”促进本地农业生产效率的增长，而且还会通过制度的“空间示范效应”推动周边地区农业生产效率的有效提升。

3.农业生产经营规模扩张和城镇化水平的提升均有效地促进了农业生产效率的增长，而农户兼业化程度的提高和农业现代化水平的提升却显著地抑制了农业生产效率的增长，研发支出和农业自然灾害发生率对农业效率的作用并不显著。

根据上述结论，提出以下几点建议：

1.完善农村土地承包经营权确权登记颁证制度改革的试点遴选机制，率先将农村土地产权制度改革“空间示范效应”潜力较大的地区纳入试点范围。由于农村土地确权登记颁证制度改革具有显著的空间示范效应，并触发了显著的农业生产效率空间外溢效应，因此应进一步完善农村土地产权制度改革的试点选择机制，将农业区域影响力较大的省份率先纳入试点范围，通过这些优势地区的空间示范，对周边未纳入产权制度改革试点的地区形成强大的吸引能力，降低农村土地产权制度改革推进的阻力，推动农村土地产权制度改革的持续健康发展。

2.根据农村土地产权制度改革的改革目标，实施差异化的试点层级瞄准机制。农村土地产权制度改革“空间示范效应”的最终效果与试点层级的选择高度相关，对不同的试点层级而言，其所能实现的空间示范效应存在显著差别，因此应根据农村土地产权制度改革的目标实行差异化的试点层级瞄准机制，对于只希望在同一省内全面铺开的农村土地产权制度改革，决策者应重点聚焦县域层面的农村土地产权制度改革试点，无需提升至市级层面，也不能将工作重点放在村乃至是乡镇一级的试点。对于想在跨区域实施的农村土地产权制度改革，应将改革的锚点定在地市级层面，而对于全国性的农村土地产权制度改革，则应将关注的重点锁定在省级层面。

注释：

① 感兴趣的读者可以向作者索取全部的原始数据、maxdea1.0软件、测算方法以及30省2003-2016年农业生产效率的详细测算结果。

② 本文所说的空间外溢效应所对应的空间结构是省级层面。

③ 当个体间存在空间相关时，OLS估计量为有偏估计量，若仍强行采用OLS法进行估计，势必会造成严重的估计偏误。与此相反，极大似然估计法对个体的时空相关特征并不敏感，即使个体存在空间相关，采用极大似然估计法得到的极大似然估计量仍能保持无偏的优良性质，有鉴于此，本文直接采用极大似然估计法来对相应的空间模型进行估计。

④ 由于空间滞后模型Hausman检验卡方统计量值为负数，无法判断随机扰动项是否与解释变量相关，因此也就无法判断随机效应模型与固定效应模型哪一个更优。但从数据结构来看，本文的数据为宽面板数据，截面较多，而时间跨度较短，异质性较为突出，对参数估计结果的影响也相对较大，因此理论而言，采用固定效应模型对农业生产效率空间滞后模型进行估计更为恰当。与此同时，从空间滞后模型相关统计量的结果来看，固定效应模型的LR统计量明显更大(215>131)，因此可以认为，采用固定效应模型的估计结果更为可靠。综上所属，在进行模型估计结果分析时，本文主要采信固定效应模型的估计结果。