农地流转的生产率效应影响因素分析——理论与实证

杨佳利

（韶关学院 商学院，广东 韶关 512005）

我国农业在改革开放后实现了快速发展，1979-1984年农业总产值年均增长7.7%，1985-1991年回落到4.4%，1992-2002年呈现出先快后慢的增长波动，平均增速为4.6%。2004-2019年农林牧渔总产值年均增长5.95%，见图1。

图1 2004-2019年我国农业总产值及实际增长率

2020年我国粮食产量再创历史新高，但是增速却有所下滑。在经济新常态和农业转型时期，我国农业如何才能保持持续稳定的增长？通常认为，效率的提升才是农业长足发展的根本。针对小规模分散经营方式效率低下的弊端，有研究论证了农地流转能有效改善和提升农业生产率，同时发现不同区域以及不同阶段的驱动作用存在明显差别［1］。究竟哪些因素影响和制约着农地流转的农业生产率驱动效应的发挥？如果不考虑这些外部制约条件对于农地流转生产率作用的影响，而一味地强调提高农地流转水平，很可能会与提升生产率的目的背道而驰。

一、理论分析与研究假设

现有文献主要从宏观和微观层面选取指标探讨了农地流转的生产率效应的影响因素。

（一）工业化和城镇化

我国的农地流转是在工业化、城镇化的大背景下同步推进和发展的，农业的发展必然受制于非农产业。首先，工业化和城镇化发展将对农地流转生产率效应产生拉力。工业化和城镇化进程加快，工业反哺农业的能力就越强，有利于流转新型农业主体加快技术采用和扩散；工业化和城镇化背景下工商资本下乡是农地流转后资本替代劳动力的必然趋势，工商资本下乡以提高农业生产效率和产量为目的，带动农业技术引进，因此会发挥出比传统家庭生产更高的效率，两者相互影响，互为因果。然而，我们也应当看到硬币的另一面，在城市工业化、城乡一体化背景下，农村劳动力向城市转移是必然的趋势，我国农村青壮年劳动力快速非农化，农村留守人口（儿童、老人和妇女）带来的农业生产问题和各种社会问题已日渐显现。此外，农民社会主体老弱化趋势明显。我国农村少子、老龄化现状引起了广泛关注，既然“三留人口”难以转化为新型职业农民，农地流转背景下农业劳动投入质和量的下降就给农业配置效率提升带来了考验，流转未必一定能促进配置效率提升［2］。

据此，本文提出假设H1：工业化、城镇化对农地流转效率发挥存在显著影响。

（二）政策制度与市场发育

王雪琪、曹铁毅、邹伟指出，不同类型农户经营目标对效率差异具有显著影响，原因在于新型农业主体经营的利润最大化目标与长期以来传统农业风险规避的生存目标之间存在显著矛盾，政府对农地市场的干预不能全面地考虑农户目标偏差，从而影响了农地流转效率的发挥［3］。阚立娜、李录堂、文龙娇则通过实证研究得出，政府财政支农对农地流转效率发挥具有显著正向影响［4］。

也有学者提出农地市场化水平是影响农地流转效率的关键因素。梁立华认为，农村信息网络设备相对落后，加上农地流转市场不完善，容易引起农地流转市场供给与需求信息的不对称性［5］。现代农业生产土地集中化规模化经营的需求与现阶段农地流转局限在小农之间的现实进一步影响了农地流转效率的发挥。市场化水平是农地流转效率发挥的外部约束条件，对农地流转要素配置、农地需求和供给等各个方面均产生重要影响。完备市场机制下，农业交易成本可以大大降低，农业要素配置便利，新型农业主体通过加大农业技术投入和使用力度，从而刺激农地流转效率提升。

据此，本文提出假设H2：政策与市场化因素对农地流转效率发挥具有正向推动作用。

（三）地区经济与自然禀赋

童尧研究提出，农地流转区域的社会经济条件和农业生产的历史现实等是影响农地流转效率的外在约束条件［6］。夏玉莲、匡远配认为，要从流转效率显著水平、流转协调性和平衡性三个层面来衡量农地流转经济效应，研究表明，我国东部得益于较高的经济发展水平，流转效率大小显示出明显的优势，农地流转对农业经济的影响存在地区不平衡性［7］。匡远配、杨佳利认为，受到地区间政策制度、经济收入水平、气候差异、自然条件、技术水平和资源禀赋的影响，我国农地流转技术效率存在显著的区域差异且差异有逐步拉大的趋势，基于宏观数据研究得出，我国地域广阔，受到各类宏观因素的影响，农地流转效率地区差异在我国表现非常明显，东部效率远超其他地区和全国平均水平［8］。李涛基于微观数据实证研究了土地城乡流转前和流转后效率差异，研究得出，流转技术效率区域差异较大的原因在于城乡收入差距、农业用地与城市用地的投资回报率差异和用地的劳动力成本，缩小农地流转技术效率差距的关键在于调整城乡收入差距、降低劳动力成本和激发投入要素的活力［9］。匡远配、杨佳利认为，西部地区农业自然禀赋不占优势，虽然近年来西部地区流转广度保持着较快的增长水平，但是自然条件依然是制约效率改进的关键因素［1］。

据此，本文提出假设H3：经济发展水平与自然禀赋对农地流转效率发挥具有显著影响。

（四）农户因素

农村人力资本水平对采纳农业新技术的意愿和流转规模效率均起到关键作用。有研究认为，村干部行为差异和农民生产效率的高低都是影响流转效率的重要因素［6］。农地流转不仅带动农地经营权的流动，还促使劳动力和其他生产要素一起向边际产出高的农户——技术农民手中集中，技术农民是中国现代农业的支撑群体，相对于传统普通小农户而言，技术农民在农业生产经营活动中能发挥出比普通农业劳动力更高的生产效能，推动着中国农业从传统的、落后的、小规模农业向资金技术密集型的现代农业转变。已有文献通过实证论证了农地流转能有效刺激农业技术效率的提高。农地通过转包、出租等多样化形式流转到新型农业经营主体、种田能手和新型职业农民手中，他们成为中国的技术农民，而且这部分群体队伍在不断壮大，他们能快速对农业政策做出反应，不仅具有比传统小农户更高的农业技术创新能力，还具有较强的农业核心技术运用推广能力。作为新技术和新产品推广的载体和我国现代农业力量发展的基石，中国技术农民将推进我国农业市场革新和提高我国农业技术效率。

据此，本文提出假设H4：农户素质越高，越有利于农地流转效率的发挥。

二、模型选择与变量选取

（一）模型的选择

考察在外力作用下的农地流转效率差异可采用下面几种方法。第一种方法是人为分组法，即按照一定的标准将变量分成不同的组别分别检验，对比分组后效应的差异，这种方法的难点在于如何确定各项指标的临界值，实践操作性不强。另外一种方法是借助计量交互项模型来分析变量之间的关系，但是实际操作中受到内生性问题和交互形式的制约。基于上述两种方法的局限，本文将引进Hansen提出的阈值面板回归模型［10］，该模型的优点在于能一定程度克服上述两类模型的局限，通过计算面板回归模型的门槛值（阈值）和降低变量之间的内生性问题带来的估计误差，有效检验在外部因素干扰下农地流转生产率效应的差异，模型设定如下：

下标i和t分别表示省域和年份；μi表示与各省相关的、时间上恒定的未观测因素，εit为随机误差项。TFPit代表农业生产率，tfgit代表农地流转，I（）为门限指标函数，表示其他影响农业生产率的控制变量。

（二）变量选取

1.阈值变量

前文研究表明，农地流转的生产率效应的影响因素主要包括工业化和城镇化、政策制度与市场发育、地区经济与自然禀赋和微观农户因素几大范畴，结合现有研究成果，选取指标表征上述因素。工业化水平用第二产业增加值占比来表征（gyzjz）；城镇化用城镇化率（各地区城镇人口占总人口的比）表征（rkczh），制度方面政府治理或政府行为也是制度环境内容的重要方面，用各省年度科技支农支出占地区生产总值的比重来表征（kjzn）；市场化水平选择了学术界常用的市场化指数（Market），区域经济发展水平用恩格尔系数（engal）和人均农业产值（Per nycz）表征，自然禀赋用家庭承包耕地面积（gd）表征；农户自身因素用规模农户占比（jsnm）进行衡量，此处参照匡远配研究成果，将经营面积为50亩以上的农户定义为规模农户［8］。研究中所需数据均根据样本期《中国农村经营管理统计年报》《中国农业统计年鉴》《中国统计年鉴》统计年鉴以及中经网统计数据库等相关数据整理并计算得出。

2.解释变量与控制变量

农地流转是本研究的解释变量，研究根据《中国农村经营管理统计年报》中家庭承包耕地流转总面积除以家庭承包经营的耕地面积计算得出样本期各地区农地流转率，见图2。

图2 农地流转率分布频数图

控制变量的选取参考匡远配和杨佳利的研究成果。

3.被解释变量

农业生产率为本研究的被解释变量。基于中国农业省级面板投入、产出数据、HMB生产率指数和R3.4.3软件，对生产率变化指数进行综合测算。本研究将采用非参数HMB指数方法对农业全要素生产率进行测算，公式如下：

上式中，M0（xs，ys，xt，yt）是从s期到t期产出角度的Malmquist指数，Mi（xs，ys，xt，yt）是从s期到t期投入角度的Malmquist指数。根据HMB指数公式，生产率指数可分解为TC（技术进步率）、EC（技术效率）、SC（规模效率）和ME（配置效率），测算结果将抵消掉三年的投入产出数据，测算时输入软件的是2003-2019年共17年的投入产出数据，软件将测算出2005-2018年共计14年的HMB指数，测算结果，见表1。各变量的描述性统计，见表2。

表1 2005-2018年中国农业全要素生产率的HMB指数

表2 变量的描述性统计

续表1

三、实证结果分析

（一）阈值及其系数估计

根据Hansen的研究方法，检验阈值效应的显著性和阈值变量的真实性并估计出阈值及其系数是阈值效应检验的前提。检验结果，见表3。

表3 阈值检验结果

续表3

根据表3的阈值的检测结果，将上述影响因素分为两类，一类是单阈值影响因素，包括：科技支农（kjzn）、恩格尔系数（engal）、家庭承包经营耕地面积（gd）、人均农业产值（Per nycz）和人口城镇化（rkczh）五个因素；存在双重阈值的影响因素包括工业增加值（gyzjz）、技术农民（jsnm）和市场化水平（Market）三个影响因素。

（二）农地流转生产率效应影响因素回归分析

在检验了阈值效应的显著性和阈值变量的真实性并估计出阈值及其系数后，下面检验阈值变量（影响因素的表征指标）在不同阈值区间的影响方向和程度，结果见表4。

表4 农地流转生产率效应影响因素回归结果

深入研究农地流转效率阈值变量的作用方向和作用程度的变化特征，对精确制定和实施农地流转相关政策具有重要实践意义。上述实证检验具体结论如下：科技支农（kjzn）存在单一的阈值0.067 5，kjzn＜0.067 5时，农地流转对生产率的作用为2.113 7，农地流转每提高一个百分点，农地流转效率将提高2.113 7%；当科技支农阈值变量大于0.067 5时，农地流转系数值提升到3.335 5，系数变化相当明显。说明政府科技支农有利于农业技术革新，刺激了农地流转的生产率效应发挥，二者呈正向变化。

恩格尔（engal）存在单一的阈值3.555 3，当engal＜3.555 3时，农地流转对农业生产率的作用为2.926 0，说明恩格尔系数这一阈值变量样本值处在这一区间时，农地流转每增加一个百分点，农地流转效率将提高2.926 0%，而当恩格尔系数跨越这一阈值，大于3.555 3时，农地流转效率系数值变为3.269 2%，说明农业先进技术的推广与应用、农业生产方式的选择、农地流转效率的提高都受到当地经济条件的制约。经济增长通过扩大市场规模、促进产业结构升级推动农业产出的增长，为农业生产者提供市场条件，二者呈正向变化。

耕地（gd）存在单一的阈值，当gd＜15.736 8时，农地流转对农业生产率的作用为2.480 0，说明耕地阈值变量样本值处在这一阈值区间时，农地流转每提高一个百分点，农地流转效率将提高2.480 0%，而当耕地跨越阈值大于15.736 8时，农地流转系数值有较高提升，变为3.600 5，系数变化相当明显，说明自然条件确实是农地流转效率发挥的制约因素。

人均农业产值（Per nycz）存在单一的阈值，Per nycz＜0.473 0时，农地流转对农业生产率的作用为2.537 8，说明人均农业产值样本值处在这一阈值区间时，农地流转每增加一个百分点，农地流转效率将提高2.537 8%，而当人均农业产值Per nycz＞0.473 0时，农地流转系数值有较高提升，变为2.219 8，系数变化相当明显，二者呈负向变化。此结论与现有多数研究结论相悖，即便如此，本研究认为当前的经济发展没能有效刺激流转效率提高的可能原因在于，新中国成立以来我国重视工业的快速发展导致了资本、土地、劳动力农业投入要素被二三产业侵占，农地流转规模扩大然而深度尚不够，因此制约了效率的提升。

人口城镇化（rkczh）存在单一的阈值，当rkczh＜3.864 7时，农地流转对生产率的作用为2.108 6，说明人口城镇化阈值变量样本值处在这一阈值区间时，农地流转每提高一个百分点，农地流转效率将提高2.108 6%，而当城镇化水平变量值大于3.970 7时，农地流转的生产率效应反而下降到1.963 6%，说明在人口城镇化背景下，“三留人口”难以转化为新型职业农民，农地流转背景下农业劳动投入质和量的下降给农业配置效率提升带来了考验，流转未必一定能促进效率提升。结论表明人口城镇化给农地流转效率提升带来了巨大考验。

工业增加值（gyzjz）存在两个阈值（7.724 5与8.100 0）、三个区间。农地流转的效率作用系数分别是4.196 7、1.626 4和2.918 0，当工业增加值第一个阈值以内的区间gyzjz＜7.724 5时，其间农地流转作用力最高为4.196 7，而处在第二、三区间其作用力分别下降为1.626 4和2.918 0，工业化水平越高，农地流转效率的作用越小，总体上说，二者呈负向变化。实证结果表明，工业反哺农业并没有发挥出预期的作用。

规模农户比例（jsnm）存在两个阈值（0.012 5和0.017 6）、三个区间。农地流转的效率作用系数分别是1.946 3、2.671 2和3.089 3，规模农户比例提高有利于农地流转效率的提升。农地流转政策扭转了长期以来农业生产要素分散性导致的小农生产规模经营被束缚的模式，通过市场化流通实现的农业生产要素的释放和规模化集约化经营，有效节约劳动力成本，实现农地流转规模效率的提升。

市场化水平（Market）存在两个阈值（7.031 1和7.660 0）和三个区间。农地流转的生产率效应作用系数分别是2.077 1、2.598 9和3.039 5，这明显体现出了市场化水平对农地流转的生产率有正向促进趋势。这也一定程度说明，市场化水平是农地流转效率提升和农业现代化的重要先决条件。

四、总结

上述研究表明：农地流转的生产率效应的发挥确实受到诸多外部条件的制约，致使农地流转在不同的外部条件下，对生产率的作用力存在差异。研究表明，科技支农、恩格尔系数、耕地、市场化水平、规模农户比例对农地流转的生产率效应起到推动作用，而人口城镇化、人均农业产值与工业增加值对农地流转的生产率效应的影响是负向的。上述结论对全面提升中国农地流转生产率和促进农业全面转型具有以下启示：第一，不能只注重农地流转水平的提高，而应该把侧重点放到流转效率这个问题上，进一步挖掘农地流转效率的增长潜力。第二，当前工业化、城镇化不断推进可能是我国农业发展进程中存在“生产率悖论”的原因，这为我国农地流转政策制定和实施提供了一定的证据。第三，流转效率提升要结合地区经济发展实际，推动地方政府角色与行为的改变，将政府权力集中在健全市场机制、强化监管服务功能和培育新型经营主体以及防范风险等方面。