“三权分置”的土地流转政策与农业生产效率

季捷 孙元昊

摘要：通过对2008—2021年中国省级面板数据实证检验 “三权分置”的土地流转政策对农业生产效率的影响及其作用机制。笔者发现，政策实施对农业生产效率的提高具有显著、持续的促进作用，并通过了平行趋势检验、稳健性检验；中介效应分析发现，政策实施通过提高农业规模化经营水平间接提高了农业生产效率。

关键词：土地流转政策；农业生产效率；農业规模化经营

中国农业生产存在农户经营规模小、土地细碎化严重等问题，严重制约了农业生产效率，不利于中国的粮食安全。合理调整土地流转政策，通过推动土地流转促进农业适度规模经营，是解决以上问题的关键。2014年11月中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》（以下简称《意见》）是一次尤为重要的土地流转政策调整。《意见》明确了在坚持农村土地集体所有的前提下，实现所有权、承包权、经营权三权分置，指出引导土地经营权有序流转。研究《意见》实施对农业生产效率的影响，能够为今后的农村土地制度调整完善提供有价值的参考依据。

关于农村土地流转政策的现有研究中，有相当数量的文献对比中国不同时期的土地流转政策及效果，或对比中外土地流转政策的差异，总结其中的经验，为中国未来的农村土地流转政策调整或土地制度改革提供建议，鲜有文献利用实证检验的方法定量分析土地流转政策的效果。基于此，本文将《意见》作为一项准自然实验，利用双重差分法探究“三权分置”的土地流转政策对农业生产效率的影响。

1 影响机制与研究假设

中国农村社会保障制度尚未完善，土地除了用于生产农作物的使用功能外，还具有应对失业风险和养老保障等重要社会保障功能[1]。不少进城务工或兼业的农户因担心未来生活失去保障，宁愿让自己的承包地维持低效率生产甚至搁荒，也不愿将土地流转给效率更高的农业生产主体。《意见》实施将农村土地承包经营权进一步细分为承包权和经营权，有效分离了土地的社会保障功能和使用功能，使得农户可以在保留承包权的情况下将土地经营权进行流转，让土地在发挥社会保障功能的同时更好地发挥使用功能，减轻了农户因土地流转而失去保障的顾虑，提升了农户的土地流转意愿。因此，《意见》实施对农村土地流转具有促进作用。

《意见》实施促进农村土地流转有利于农业生产效率提高。从直接效应视角分析，土地流转推动土地资源从低效率农户流向高效率农户，从而实现更高的农业生产效率[2]。从间接效应视角分析，《意见》实施通过促进农业规模化经营来提高农业生产效率。《意见》实施促进了原本细碎、分散的相邻土地通过经营权流转向同一农业经营主体集中，形成面积更大的连片土地，有利于实现农业规模化经营。农业生产具有规模经济效应，农业经营主体适度扩大生产规模，能够在降低单位产出所分摊的机械使用、技术引进成本，从而有利于发展机械化生产和引进先进农业技术，提高农业生产效率。农业生产也具有范围经济效应，发展规模化经营的农业经营主体相对小农户来说具有更充足的空间和更强的管理能力来联合生产多种农作物，合理地选取多种农作物联合生产，能够有效突破单一农作物的生产周期限制，减少土地和生产设备等要素资源的闲置时间[3]，也能够有效分散恶劣天气、病虫害等影响农业生产的自然灾害风险[4]，从而有利于提高农业生产效率。

根据以上分析，本文提出以下2点研究假设：

假设1：《意见》实施对农业生产效率提高具有促进作用。

假设2：《意见》实施通过提升农业规模化经营水平来提高农业生产效率。

2 研究设计

2.1 计量模型构建与说明

2.1.1 基准回归模型

本文将《意见》实施作为一项准自然实验，采用连续型双重差分法探究《意见》实施对农业生产效率的影响。由于《意见》的印发时间是2014年11月，农业生产已进入秋收环节，故本文将政策时点年份定为2015年，按照土地流转规模大小，将样本区分为处理组和控制组，构建基准回归模型（1）：

其中，i和t分别代表地区和年份；是被解释变量，即农业生产效率，用人均粮食产量，即粮食总产量除以乡村人口数量来衡量；是核心解释变量，其中是土地流转规模，用家庭承包耕地流转总面积来衡量，是政策时点虚拟变量，当t<2005年时，Dt=0，当t≥2015年时，Dt=1；表示控制变量；和分别表示地区效应和年份效应。

本文的控制变量有：农村居民人均可支配收入（）；乡村人口总抚养比（），即少儿抚养比与老年抚养比之和；农业机械化水平（），用农业机械总动力与农作物总播种面积之比来衡量；受灾程度（），用农作物受灾面积除以农作物总播种面积来衡量。

2.1.2 中介效应分析

构建模型（2）和（3）进一步检验农业规模化经营水平在《意见》实施影响农业生产效率过程中是否存在中介作用：

其中，是中介变量农业规模化经营水平，用农村居民家庭经营耕地面积来衡量，其他变量的含义与模型（1）一致。《意见》实施对农业生产效率影响的直接效应为ω1，间接效应为ω2×β1。

2.2 数据来源与描述性统计

本文使用我国30个省级行政单位（不包括西藏自治区和港澳台地区）2008-2021年的面板数据来评估《意见》实施对农业生产效率的影响。原始数据来自《中国农村统计年鉴》《中国农业年鉴》《中国经营管理统计年报》《中国农村合作经济统计年报》《中国农村政策与改革统计年报》《中国人口和就业统计年鉴》，部分缺失数据采用移动平均法补齐。变量的描述性统计结果如表1所示。

3 实证结果分析

3.1 基准回归分析

在基准回归之前，先进行方差膨胀因子检验，发现各个解释变量的VIF值均≤1.56，可以排除解释变量之间的多重共线性问题。根据模型（1）估计《意见》实施对农业生产效率的影响效应，估计结果如表2所示，核心解释变量的估计系数为3.394，且在1%的水平上显著，这表明《意见》实施促进了农业生产效率的提高，使得人均粮食产量平均提高3.394吨/人，政策效果显著。由此，假设1得到验证。

3.2 中介效应分析

根据模型（2）和（3）估计中介效应，估计结果如表3所示。模型（2）的估计结果显示《意见》实施对农业规模化经营水平的影响系数为4.307，且在1%水平上显著；模型（3）的估计结果显示，《意見》实施对农业生产效率影响的直接效应为1.040，且在1%的水平上显著，农业规模化经营对农业生产效率的影响系数为0.547，且在1%的水平上显著，所以《意见》实施对农业生产效率影响的间接效应约为2.356（0547×4.307）。由基准回归结果可知，《意见》实施对农业生产效率影响的总效应为3.394，且在1%的水平上显著，所以农业规模化经营水平在《意见》实施影响农业生产效率的过程中承担的中介份额约为69.41%（0.547×4.307/3.394）。因此，《意见》实施通过提高农业规模化经营水平间接提高农业生产效率，假设2得到验证。

3.3 稳健性检验

本文采用替换核心解释变量的方法对基准回归模型进行稳健性检验，用家庭承包经营耕地总面积（Fcl）替换核心解释变量中的土地流转规模（Lt），使用新的核心解释变量Fcl×D对模型（1）进行重新估计，估计结果如表4所示，新的政策交互项的估计系数为正，数值为1.165，且在5%的水平上显著，因此本文的基准回归估计结果是可信的。

3.4 平行趋势检验

为了更加严谨地检验本文的研究假设，需要对双重差分法估计结果进行平行趋势检验。具体地，将模型（1）中的替换为政策时点前后若干年份的虚设变量，得到如下估计方程：

其中，表示政策时点即2015年的虚设变量，s取负数表示政策时点前s年，s取正数表示政策时点后s年。本文将政策时点前7年和实施后6年设为基准组，对方程（4）进行回归，得到动态效应图如图1所示，动态估计结果由于篇幅限制这里不作展示。动态估计结果显示，政策时点前7年，虚设变量的估计系数按时间先后分别呈显著为负、为负且不显著和为正且不显著，满足平行趋势假定；政策时点当年和实施后1年，虚设变量的估计系数为正，但是估计结果不显著；政策时点后2年、后3年至后5年、后6年，虚设变量的估计系数分别在10%、5%、1%的水平上显著为正。这表明《意见》实施的政策效果存在大约2年的滞后，但是具有持续性。

4 研究结论与政策建议

本文的主要研究结论为：①《意见》实施显著促进了农业生产效率的提高，平行趋势检验分析发现《意见》实施对农业生产效率提高的促进作用虽存在大约2年的滞后期但具有持续性，且通过了稳健性检验。②中介效应分析发现，《意见》实施通过提高农业规模化经营水平间接提高了农业生产效率。

基于上述研究结论，提出以下政策建议：

（1）进一步完善“三权分置”背景下农村土地经营权流转的立法和政府监管，引导农村土地经营权流转规范化。

（2）加强政府对农村土地经营权流转市场的宏观调控，将土地经营权转让租金控制在合理的价格区间。

（3）加快完善农村社会保障制度，拓宽农民的非农就业渠道，鼓励农户参与土地经营权流转。

（4）给予创业初期的发展规模化经营的家庭农场、现代农业企业等新型农业经营主体一定的融资支持，鼓励他们发展壮大。

参考文献

[1] 纪月清，杨宗耀，方晨亮等.从预期到落地：承包地确权如何影响农户土地转出决策？[J].中国农村经济，2021（07）：24-43.

[2] 盖庆恩，李承政，张无坷等.从小农户经营到规模经营：土地流转与农业生产效率[J].经济研究，2023，58（05）：135-152.

[3] 高思涵，吴海涛.典型家庭农场组织化程度对生产效率的影响分析[J].农业经济问题，2021（03）：88-99.

[4] 纪月清，顾天竹，陈奕山等.从地块层面看农业规模经营——基于流转租金与地块规模关系的讨论[J].管理世界，2017，（07）：65-73.