“标准地”政策促进现代农业产业高质量发展的作用机制研究

张艳彬，耿 槟，梁 颖，许调娟，徐保根，曾 新，张悦悦

(1.浙江省国土整治中心，浙江 杭州 310007； 2.浙江财经大学 土地与城乡发展研究院，浙江 杭州 310018； 3.浙江财经大学东方学院 工商管理学院，浙江 嘉兴 314408)

2017年以来中央部署了现代农业产业园建设战略，至今农业农村部、财政部批准建设了151个国家现代农业产业园，调动各地建设了3 189个省市县现代农业产业园，整体上构建了以现代农业产业园促进农业高质量发展的格局[1]。现代农业产业园快速发展的同时，供地机制不健全，农业产出效益不高等问题逐渐显现[2]，并引起了中央重视。2021年4月国务院办公厅《关于服务“六稳”“六保”进一步做好“放管服”改革有关工作的意见》(国办发〔2021〕10号)鼓励各地区推进“标准地”出让改革，科学构建“标准地”出让指标体系。“标准地”是指在完成相关区域评估基础上，带着固定资产投资强度、容积率、单位能耗标准、单位排放标准、亩均税收等至少5项基本指标出让的土地，其与招拍挂的土地最大区别在于对土地利用全过程进行监管服务，并将用地管制与“最多跑一次”“代办制”“承诺制”等有效串联，形成一项综合性用地管制政策，可以有效简化、优化现代农业产业项目供地流程，压缩供地时间，降低企业落地和运行成本[3]。土地是现代农业产业发展的基础载体和空间约束，农业产业高质量发展是实现乡村振兴的必由之路[4-6]。因此，在农业产业高质量发展背景下，供地管制政策对现代农业产业发展的调控和引导作用越来越重要[7]，“标准地”这种新型的供地管制政策对现代农业产业高质量发展的促进机理成为亟待解决的关键科学问题。

国内外学者围绕供地政策提高资源配置效率，促进产业高质量发展开展了多方面研究。主要从供地模式、土地管理方式及土地资源禀赋等方面研究土地政策对产业发展的影响。面对地区“竞次”，地方政府采用“高商业、低工业”供地模式来降低企业用地成本、吸引企业落地屡见不鲜，如王志锋等[8]发现，我国不同区域土地供应政策的偏向性对区域间经济差异造成影响，唐宇娣等[9]研究发现，差别化的产业用地供应策略在经济转型时期会严重影响产业结构调整升级。党丽娟等[10]、席强敏等[11]证实，提高地价能促进产业结构优化、提高产业效率，不合理的地价会制约产业优化配置，抑制部分产业扩散。由于我国土地资源存在明显的空间异质性，供地控制指标引导下的产业总效率普遍较低[12]，因此必然要探索精细化、差别化的土地管理模式[13]。在资源禀赋上，Santosa等[14]认为，打造公平的投资环境是促进产业选择发展区域的必要条件，Xu等[15]以百度热力图为载体融合卫星数据和城市数据以获取人才匹配质量及空间地价水平等数据资源，打破产业区位选择中的信息不对称局面，Zheng等[16]研究认为，政府提供的政策支持及产业集聚程度是企业落地的重要影响因素。现有的文献对土地政策促进产业发展展开了研究，较多关注宏观层面上土地政策对产业结构调整、产业转型的作用，也有学者利用计量模型对不同层面的城市产业数据和地价数据进行了实证检验，鲜有学者从理论和实证视角剖析“标准地”政策对现代农业产业发展的促进作用机制。

本文基于A-J效应理论，构建“标准地”政策对现代农业产业高质量发展作用机制的理论框架，利用浙江省21个省级现代产业园调研数据，挖掘“标准地”政策影响现代农业产业高质量发展的关键因素，并提出“标准地”政策优化建议。研究成果为推广“标准地”改革，通过土地供应机制提升现代农业产业用地供地效率，倒逼资源要素配置市场化，防止土地资源供而未用、用而未尽，促进现代农业产业高质量发展，提供理论和实证基础。

1 “标准地”政策促进现代农业产业高质量发展的作用机制与研究假设

1.1 作用机制

1.1.1 现代农业企业落地意愿与要素投入

在市场机制自发调节下，行业垄断、信息不对称、外部性等会导致资源配置不能实现帕累托最优状态，基于市场失灵理论，为了促进现代农业产业的平稳快速发展，政府利用产业政策，通过财政、税收补贴、土地供应管制等手段，调整区域资源配置、整合利益分配、克服市场失灵，引导资本、劳动力、土地等生产要素向目标产业集聚和流通。在现代农业产业用地供应管制中，政府面临两个难题，一是如何以经济效率为准则，来制定供地标准的管制政策，二是在供地管制政策下，现代农业企业是否愿意落地，会产生怎样的扭曲后果？

Averch等[17]提出的A-J效应(A-J effet)研究表明，投资回报率管制会对企业产生一种尽可能扩大资本基数的刺激，在规定范围的投资回报率下，生产特定产品的企业为了获得更多的绝对利润就会运用过多的资本投资以代替其他投入品。传统的A-J效应关注劳动力和资本这两种投入品，根据国内相关研究，可以发现土地要素与资本、劳动力共同构成企业要素投入，因此，为了更直观分析供地政策对现代农业企业落地意愿的影响路径，把土地要素引入A-J模型中，对模型进行扩展。

∏=(K，L，D)-wL-rK-xD。

(1)

式(1)中：∏表示利润，K表示所使用的资本数量，L表示所使用的劳动力数量，D表示所使用的土地数量，w、r、x分别表示劳动力、资本和土地的单位使用成本。

假定一个生产单一产品的现代农业企业运用劳动力、资本和土地这三种要素投入。企业利润为企业收入减去劳动力、资本、土地投入品的成本。企业为实现利润最大化，关键是要匹配一定数量的要素投入，使式(1)最大化。

传统A-J模型中，政府规定了投资回报率作为约束条件，“标准地”政策是以经济效率为准则，现代农业产业用地出让前政府已明确土地容积率、固定资产投资强度、能耗标准、环境标准和亩均税收等控制指标，对企业的投资管控更为全面和精细。假设“标准地”政策对企业投资标准下限进行限制，设为Smin，用式(2)表达：

(2)

式(2)中：R表示产品的销售收入，Smin为在政府规定的各项限制标准下企业能达到的最低产出标准。在限制标准约束条件，式(2)中的分子为总收入减去劳动力、土地成本，分母为资本数量，这就是说，满足限制标准的条件是以资本为基数的。在上述模型中，如果r≥Smin，说明现代农业企业产出效率达到或高于政府管制标准，企业可以持续生产。如果r

1.1.2 现代农业企业落地意愿与“标准地”模式

“标准地”模式对现代农业企业落地意愿的影响机制，可以理解为产业用地政府管制下，企业会投入更多的资本，以在规定的最低产出指标控制下，能获得较多的绝对利润。运用拉格朗日乘数方法，设目标函数T使利润函数[式(1)]最大化，得到式(3)：

T=R(K，L，D)-wL-rK-xD-λ[R(K，L，D)-wL-xD-SK]。

(3)

(1-λ)MRL-(1-λ)w=0；

(4)

(1-λ)MRK-(1-λ)r-λ(r-S)=0；

(5)

(1-λ)MRD-(1-λ)x=0；

(6)

MRL=w；

(7)

(8)

MRD=x。

(9)

分别以式(8)除以式(7)，式(8)除以式(9)式则有：

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

根据王俊豪[18]相关研究，可以用图1来解释以上的推理结果。在图中，无差异曲线Q=Q*表示被标准地措施管制的现代农业产业要达到的产出水平Q*，横轴表示生产Q*所需的资本数量，纵轴表示生产Q*所需的劳动力(土地)数量。

图1 A-J效应和最小生产成本

根据生产理论，当边际投入品比率的产量无差异曲线斜率与投入品价格比率相等，企业生产数量为Q*的产品成本最低，即只有当α=0时，才能满足要求。但是，实际上α>0，从企业角度看其资本成本为r-α，与实际的资本成本(r)存在差值α。在图1中，MM表示资本与劳动力投入品价格比例，设其斜率等于r/w，NN表示资本与土地投入品价格比率，假设其斜率等于r/x，而边际投入品比率曲线PP的斜率等于(r-α)/w[或者(r-α)/x]，使NN的斜率正好等于产量无差异曲线切线的斜率，得到交点E，E为企业生产Q*单位产品成本最小处；可是，为了取得更多的绝对利润，被管制的现代农业企业将会选择PP[即(r-α)/w或者(r-α)/x]的斜率与产量无差异曲线切线的斜率相等的F点进行生产。这一结果表明，与E点的资本投入量(K′)和劳动力(土地)投入量(L′/D′)相比较，被管制的现代农业企业使用偏多的资本(K*)和偏少的劳动力(土地)(L*/D*)。

目前，A-J效应多用于资本密集型垄断行业政府规制行为研究中，且多数研究表明，倾向于资本密集性的A-J效应也能产生有利的影响，在许多受政府管制的产业中，大量资本投入取代其他投入品客观上也推动了企业技术革新[17，19]。A-J效应中，政府通过设定企业的最高产品价格或行业最高投资回报率来进行规制，标准地政策中，政府通过综合性管制政策来设定某种企业的最低产出，实质都是政策通过具体经济控制指标对企业生产和发展进行规制。现代农业产业是典型的资本技术密集型企业，在“标准地”管制下，一方面，为了以最小的成本达到政府的管制标准，现代农业企业可能会选择使用尽可能多的资本进行生产，可能会导致生产的低效率产生A-J效应；另一方面，大量资本投入取代其他投入品也有可能会助推现代农业企业的技术革新，从而提高企业的生产效率。因此，标准地管制下，现代农业产业是否存在A-J效应，是否会影响现代农业企业的落地意愿，仍有待进一步研究。

1.2 研究假设

基于以上理论分析，围绕如何改革“标准地”政策以促进企业落地助推现代农业产业高质量发展，提出两个假设。

假设H01：“标准地”政策可以提升现代农业企业落地意愿，从而把资本引入到现代农业产业；

假设H02：“标准地”改革对现代农业产业落地的各影响因素之间存在显著性差异。

2 数据来源与研究方法

2.1 数据来源

本研究选取由浙江省粮食安全和推进农业现代化领导小组农业“两区”办公室认定的21个省级现代农业产业园，涉及杭州、宁波、湖州、嘉兴、绍兴、衢州、舟山、台州8个地级市21个县(市、区)，对园区内现代农业企业负责人进行实地访谈，访谈内容主要是“标准地”政策13个方面对现代农业产业发展的促进作用认知及现代农业企业落地意愿调查，如表1所示。

2.2 研究方法

本文要分析的因变量是标准地改革中现代农业企业是否选择落地发展的意愿问题，对于要考察的因变量Y(落地意愿)只有两种选择，分别是愿意落地、不愿意落地，变量取值为0和1，由于因变量个数大于等于2，因此选取二项Logistic回归模型分析标准地改革与现代农业企业落地的相关关系，以进一步得到影响现代农业企业落地的主要因素。模型如下：

设P为事件发生概率，取值范围为0～1，其表达式为

(15)

其中Y是变量X1，X2……Xn的线性组合：

Y=a0+a1X1+a2X2+…+anXn。

(16)

式(16)中，Xi代表影响现代农业企业落地的因素i，ai是估计系数，

对式(15)、(16)进行logit变换，得到一个线性公式：

(17)

以上模型以“1等于不愿意落地”为参照类，利用最大似然估计法求出ai的作用方向和程度。

“标准地”政策是一项综合性用地管制政策，其实施目的是提高土地节约集约利用，降低企业交易成本、减轻企业负担，倒逼产业转型升级。再者，“标准地”通过建立环境标准与能耗标准，也是对“绿水青山就是金山银山”重要思想的实际践行。但现阶段“标准地”仍是新生事物，企业对“标准地”的认知程度也不尽相同，进而影响了标准地改革对产业高质量发展的促进作用。从土地供给者政府的角度来看，对现代农业企业设置用地标准限制、行政审批服务提速、企业落地后监管、达标企业的奖励措施、未达标企业的惩罚措施等土地利用门槛，同时加强区域信息渠道建设和配套设施建设，可以利用集聚效应、高效政府服务环境来吸引优质现代农业产业集聚，通过“严进严出”实现目标产业落地和发展。但如果用地标准过高、监管门槛过高、奖惩措施不合理则会提高企业用地成本，降低企业生产积极性。从土地需求者企业的角度来分析，“标准地”政策的具体内容、“标准地”的土地价格水平、“标准地”的土地产权管理、“标准地”法律完善程度会影响到企业落地后的发展且呈现差异性影响，如“标准地”的审批手续简化、政府服务的优化能提升企业生产效率，但“标准地”制度下土地价格水平、“标准地”的法律完善程度等方面会呈现差异性影响。

本文根据以往有关现代农业企业落地意愿评价相关问题的研究，结合实地调查数据，综合考量“标准地”政策的主要内容和企业对于“标准地”政策的认知，共选取13个自变量(表1)作为“标准地”政策下影响现代农业企业落地的因素。

表1 变量调查问项和编码

3 实证结果及分析

3.1 样本描述性分析

调查采用发放问卷及深入访谈相结合的方式，共发放调查问卷450份，获得有效问卷382份，有效率为84.89%，信度检验α值为0.85，属于“十分可信”，符合进一步分析要求。调查显示，样本中男性占64%，女性占36%，年龄集中在30～50岁，占57%；受教育程度基本都在高中及以上，其中以大学文化程度居多，占44%。从政策感知来看，88%左右的调研对象比较了解标准地改革政策。整体而言，样本特征基本符合目前现代农业产业领域从业人员教育程度较高，年龄结构偏中青年的现实，且样本所在企业的产业经济数据具有一定的代表性。

对382个样本的现代农业企业落地意愿、标准地信息渠道建设、标准地用地标准设置、标准地信用监管建设、园区配套设施建设、政府服务建设、标准地政策认知、挤出效应认知、标准地控制指标精细化认知、标准地土地价格认知、标准地奖励措施作用、标准地惩罚措施作用、标准地土地产权管理、标准地法律完善程度认知等变量进行统计描述性分析，样本描述性情况具体见表2。

3.2 假设检验

问题1：分析“标准地”改革对现代农业企业落地具有较大影响。主要采用线性回归方程法，并对假设H01进行检验。

将现代农业企业对“标准地”政策改革综合认知作为自变量(X)，X=X1+X2+X3+X4+X5+X6+X7+X8+X9+X10+X11+X12+X13，“现代农业企业落地意愿”为因变量(Y)。对数据进行线性回归分析，针对分析结果进行回归模型的检验和分析。其中，F=22.96>F0.05(1，n-2)，说明回归模型在95%的显著性水平下表现显著有效，回归系数K的t=12.887>tα/2(n-2)，说明回归系数在95%的显著性水平下显著有效。设线性回归方程为Y=α+KX，在验证该回归模型有效的基础上，通过分析可以得到线性回归方程式Y=1.736+0.736X。从回归方程得出：回归系数K=0.736，表明变量X对变量Y的影响程度较大，且为正向影响，假设H01得到检验。

问题2：“标准地”改革背景下，影响现代农业企业落地的各因素之间存在显著性差异。

利用单样本t检验分析法进一步验证假设H02，对13个具体影响因素进行分析，具体结果见表2所示。

3.3 模型整体检验

从模型整体检验效果看，拟合优度较好，其P>0.05；R2统计量均大于0.5，说明模型拟合较好，整体检验可行；所有特征变量的VIF值最大为1.263，最小为1.085，均小于10，变量之间共线性不严重；DW值为2.236，可以判断模型各影响因素在0.01显著性水平下不存在自相关；在White检验中，由于Obs*R-squared=24.530，P>0.01，所以模型在0.01显著性水平下不存在异方差。

3.4 单样本t检验

通过独立样本t检验，P值均<0.001。说明这些变量之间存在显著性差异；依据重要程度的均值Mean大小，居于前5位依次为标准地控制指标精细化认知(X8)、标准地信用监管建设(X3)、政府服务建设(X5)、标准地土地产权管理(X12)以及挤出效应认知(X7)，这5个因素对现代农业企业落地影响程度较高。

3.5 “标准地”政策对于现代农业产业落地的影响

3.5.1 标准地控制指标精细化认知影响

标准地控制指标精细化认知(X8)的回归系数最大，为1.43，说明控制指标的负向影响极为显著，是诸多因素中影响最大的一个。结果验证了现代农业企业对“标准地”改革中的控制指标反应强烈，最根本的原因是指标控制会给企业发展带来压力，同时指标设置“一刀切”未考虑到现代农业产业特性及县、市指标标准不统一等问题的存在，抑制了现代农业企业落地积极性。

3.5.2 标准地信用监管建设影响

标准地信用监管建设(X3)回归系数为1.35，对现代农业企业落地具有较大影响，当政府对区域监管建设越完善时，越能吸引现代农业企业落地。“标准地”改革注重构建以信用为核心的事中事后监管体系，政府将使用“标准地”的守信和失信市场主体纳入公共信用监管体系，并与投资项目在线审批监管平台对接。对如期履约、信用良好的企业，采取绿色通道等便利服务措施，加大政策支持力度；对未通过达产复核、违约失信的企业，实行从严审核、重点监管。企业是现代农业产业发展的主体，而一个统一严格信用监管的区域市场能够为企业发展提供公平透明的竞争环境，合理稳健的市场秩序亦有助于企业的持续性发展，因此，完善的标准地信用监管体系可以吸引更多现代农业企业落地。

3.5.3 政府服务建设影响

政府服务建设(X5)的回归系数为1.28，在13个现代农业企业落地意愿影响因素中排名较前，即“标准地”改革中“最多跑一次”这一政府服务建设力度越大，现代农业企业落地发展意愿越强。由于项目审批周期长、缺乏监管机制等原因，企业在落地中面临落地难、投产慢等问题，“标准地”改革通过全面整合和优化企业投资项目“审批流”，努力实现企业投资审批“最多跑一次”，“标准地”改革中“最多跑一次”落实得越全面越具体，就越有利于现代农业企业尽早落地，提高企业运行效率。在浙江省不同区县市的访问调研中发现，现代农业企业对于政府服务建设认可度较高，但部分地区的“标准地”改革中“最多跑一次”服务建设仍存在办事环节过于追求形式化，审批流程重复未能充分考虑企业时间节点需求等问题。

3.5.4 标准地土地产权管理模式影响

标准地土地产权管理模式(X12)的回归系数是0.98，对现代农业企业的落地发展意愿有较强的影响，实证结果表明，土地产权管理模式越明晰，现代农业企业落地意愿越强。这说明现代农业企业较为重视土地产权，稳定的土地产权将增强企业在厂址上增加投入，持续生产的动力。“标准地”改革政策中，企业必须完成政府的达产验收才能取得完整的土地使用产权，在未到达验收期限前及验收不达标企业能否完全拥有土地产权的使用权以及企业因不可抗力因素导致达产验收不合格该如何处理等问题，目前还未有明确的文件出台进行界定。

3.5.5 挤出效应认知影响

挤出效应认知(X7)的回归系数是0.94，说明现代农业企业是否愿意落地发展与其受到的挤出效应有密切关联，受到的挤出效应越大，愿意落地发展的可能性就越小。“标准地”改革中以“亩产论英雄”的供地模式客观上对于经济产出较为迅速的企业更为有利，而现代农业企业由于投资回报周期较长的产业特性，容易受到挤出效应的影响而放弃选择在标准地改革区域内落地发展。

4 研究结论与讨论

本文搭建了“标准地”促进现代农业产业高质量发展的A-J效应理论分析框架，以浙江省382家现代农业产业园区企业调查数据为样本，分析“标准地”改革对现代农业企业落地意愿的影响。研究结果显示，现代农业企业对“标准地”政策改革综合认知对现代农业企业落地意愿的回归系数为0.736，表明“标准地”供地模式对于现代农业企业落地发展具有较强的吸引作用。标准地控制指标精细化、标准地信用监管建设、政府服务建设、标准地土地产权管理、挤出效应认知回归系数依次为1.43、1.35、1.28、0.98、0.94，表明“标准地”改革背景下，影响现代农业企业落地的各因素之间存在显著性差异。

需要说明的是，本文虽然在“标准地”这一对产业供地模式具有突破性创新探索的改革措施上做出了一定探索，但也存在一定的不足之处。一是研究范围可以进一步地扩展，纳入其他代表性地区，以增加研究结论的普适性。二是研究评价指标的选取可以更加丰富和细化，立足本地特色。三是研究视角方面可以具体一些，研究现代农业产业细分领域，以增强针对性。

基于上述研究结论，提出以下建议。

1)健全现代农业产业“标准地”控制指标体系。考虑到现代农业产业发展具有跨度大、多元化经营程度高等特点，建议采用“控制值+推荐值+调整值”的方式来确定控制指标，增强指标的科学性、适应性。a)划定“控制值”，以2012—2020年现代农业产业的企业统计数据为基础，运用概率统计分析方法，综合考虑国土空间规划、产业导向、区域发展差异等因素确定控制指标，划定土地利用的最低要求。b)设置“推荐值”，以现代农业产业发展排名前30%的企业统计数据为基础，综合考虑相关因素，体现政府的指导性要求。c)建立“调整值”，以现代农业产业排名后20%的企业统计数据为基础，综合考虑相关因素，给予各地一定的自主空间。

2)建立统一严格的区域监管体系，维护现代农业产业用地市场发展秩序。建立统一严格的区域监管体系，进一步完善批后监管和联合奖惩机制，从招商引资以及“标准地”出让的源头上把好进口关，综合考察现代农业企业的盈利能力、环保水平等各方面条件，明显能达标的企业才邀请进来竞标，改革当前“标准地”出让所采用的增量拍卖“价高者得”的方式，根据现代农业产业用地的具体特征，对“标准地”从现有的拍卖为主转变为招标为主，通过实施综合评标，从源头上解决“标准地”各项“硬约束”和“软指标”执行难问题。执行统一的区域监管标准，为现代农业产业用地市场平稳健康运行提供制度保障。

3)精简现代农业产业用地审批程序，加快项目建设投产达效。对现代农业产业项目落地发展前的审批环节进行进一步精简，在建设、环评、土地审批等各个环节中，各部门进行信息互通共享，只需要对企业出问题的环节进行重新审批，对于已经通过的审批环节不必再从头以节约企业时间成本，加快推进项目建设，确保项目早日建成投产达效，同时根据各地区实际，积极培育能带动地方现代农业产业长远发展的项目，促进现代农业产业可持续发展。

4)联动推进现代农业产业“标准地”改革，建立区域分类指南。按照现代农业产业高质量发展要求打破各地招商引资中恶性竞争的怪圈，联动推进“标准地”改革，精准调节现代农业产业“标准地”出让的供需关系。全省联动改革要注重不同经济发展方式与水平下，现代农业产业高质量发展适用的用地范围、指标水平，坚持有的放矢和有条不紊，形成不同区域分类指南。建议由省自然资源管理部门牵头，尽快开展有针对性的“标准地”区域评价研究，出台全省现代农业企业投资项目用地区域评价的行业标准，指导各地开展用地的区域评价。

浙江省“标准地”政策在促进现代农业产业高质量发展中之所以能取得明显成效，其相对发达的非粮农业产品起了重要作用，例如松阳茶叶产业园、诸暨香榧产业园等。现代农业一般是高效农业，产品效益足够支撑农户投入的价值转换。这造就了浙江“标准地”政策通过土地市场机制调节下，实现现代农业产业要素的优化配置。然而这是传统粮作农业无法企及的，这也是“标准地”政策在全国推广应用的局限性。