陜西關中地區農用地流轉對糧食產量的影響

摘要：農用地流轉是當今農村改革政策中的重點和熱點。關于農用地流轉對糧食產量的影響效應已有大量研究報道，但多以規范性分析為主，定量分析的較少。利用2011年在陜西關中地區調查的221份樣本，結合修正的C-D生產模型，分析了農用地流轉對單位面積糧食產量的影響效應。結果表明，在陜西關中地區，不規范的農用地流轉對單位面積糧食產量具有顯著負效應；各類農用地投入要素對糧食單產均有顯著正效應。

關鍵詞：農用地流轉；糧食產量；影響；陜西關中地區

中圖分類號：F301.3；F326.11 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）13-3218-04

土地是農村最重要的生產要素，糧食是國民經濟發展的重中之重。黨的十七屆三中全會中通過的《關于推進農村改革發展若干重大問題的決定》，使農用地流轉成為當今農村改革中的重點和熱點。2010年中央“一號文件”指出，要加強土地承包經營權流轉的管理和服務，積極發展多種形式的土地流轉，促進農用地規模經營，提高農業收益。2011年中央“一號文件”再次指出，要規范土地流轉程序，加大土地承包經營權登記試點范圍，增加農民收入，保障我國糧食安全等。由此可見，大力開展農用地流轉是當前促進農業發展、穩定糧食生產的一個主要政策。問題的關鍵是農用地流轉是否切實提高了糧食的單位面積產量，這不僅關系到中國“三農”問題的解決，也影響到中國的糧食安全和國家生存命脈。若答案是肯定的，則應大力支持農村農用地流轉，完善農用地流轉機制及相關配套設施建設；否則，則應在現行的制度安排下，設計其他配套的農用地流轉政策，以此穩定中國的糧食生產，切實保障國家的糧食安全。

縱觀理論界現有的對農用地流轉和糧食生產的研究，專家們提出了各自的看法。杜潤生[1]、溫鐵軍[2]認為中國在保持家庭經營現狀不變的情況下，可以實現由傳統的小農業生產變成現代的大農業生產。這雖然為農用地流轉提供了契機，但其并未闡明推動大農業生產的手段和途徑。張光輝[3]、丁賢劼等[4]早在20世紀末就認為糧食生產發展的必然趨勢就是糧田的規模經營，而實現糧田規模經營最重要的形式就是農用地流轉，但均未對農用地流轉和糧食生產的關系進行進一步的分析。同時，侯軍岐等[5]、任治君[6]則認為在中國通過擴大農用地經營規模的方式實現規模經濟的條件還未成熟，盲目地推行農地流轉只能引起農村生產基礎條件的惡化，使農民的種糧積極性受挫。楊應輝[7]調查了云南省文山州地區農用地流轉后糧食生產的現狀，認為農用地流轉后“非糧性”現象加重、種糧農民的素質降低、基層政府對保障糧食安全的動搖情緒等嚴重地影響了糧食生產，這種盲目地推行的農用地流轉反而降低了糧食產量。當然還有一些學者認為土地經營規模與糧食生產之間的關系尚待權衡[8]。張忠明等[9]認為土地經營規模與糧食生產效率之間并不呈顯著正向、負向線性關系，而是隨著時間的變化呈現出“U”型規律；在目前的生產條件下，小規模經營農戶的糧食規模經濟效應明顯，有必要通過農用地流轉等擴大土地經營規模，挖掘糧食生產潛力。劉濤等[10]從土地細碎化的角度分析了農用地流轉對農戶土地利用效率的影響，認為在發達和欠發達地區土地細碎化呈現正負兩種效應，與農戶當初參加農用地流轉的動機有很大關系。由此可見，農用地流轉對糧食產量的影響效應并不是很明確。

如果通過農用地流轉而擁有大量的土地，而且他們在流轉期限內增加對轉入農用地的投入，那么就可實現規模經濟及糧食單產的提高；但如果某些農民轉入土地后，在較短的流轉期限內減少對轉入農用地的投入，那么轉入土地與原承包土地上的產出必定會有差距。陜西省是中國西北地區經濟發展較快的省份，關中地區的糧食產量占全省的70%以上。隨著西部大開發和關中-天水經濟區的進一步實施，關中地區的耕地資源愈見緊張，這對陜西糧食安全具有重要的影響。基于此，本研究利用2011年在陜西關中地區調查的數據，建立單位面積糧食產量和各要素投入的C-D生產函數，分析了農用地流轉對單位面積糧食產量的影響效應，旨在為完善中國農用地流轉和促進當地經濟社會協調發展提供相關的理論支撐。

1 模型構建及變量設定

在眾多要素投入對糧食產量影響的定量研究中，C-D生產函數具有較強的適用性。本研究在參考相關研究方法以及變量選擇的基礎上，選擇運用C-D生產函數，根據農用地流轉對農戶生產要素投入的影響情況，選擇單位面積糧食產量（kg/hm2）為因變量；種植次數、化肥投入、良種投入、灌溉投入、農機投入、農藥投入、勞動力投入為自變量。由于考慮到陜西關中地區一年兩熟的作物種植方式，統一選擇玉米和小麥作為本研究的糧食生產對象，通過小麥和玉米的單位價格量化為單位面積糧食產值，并再折算成糧食產量；即單位面積糧食產量=（玉米單位面積產量×玉米單價+小麥單位面積產量×小麥單價）/小麥單價。另外，因為本研究采用的數據是在一定的地區（陜西關中地區）和一定的時間段（2011年）的農戶截面數據（共221份），所以假定農業生產技術水平及糧食價格沒有差異。

1.1 模型構建

一般意義上的C-D生產函數模型可表示為：

Y=A·f（x1，x2，…，xn） （1）

式（1）中，Y為糧食產量；A為綜合要素生產率，代表技術水平，x代表影響糧食單產的各個要素。本研究將因變量設定為農戶經營農用地（含其承包地和流轉地）的單位面積產量（kg/hm2）；自變量分別包括農戶單位耕地面積上的種植次數（F）、化肥投入（H）、良種投入（Z）、灌溉投入（G）、農機投入（J）、農藥投入（N）、勞動力投入（L）；其次，為了研究農用地流轉對糧食產量的影響，本研究用虛擬變量D代表調查地塊是否為流轉的農用地，并進一步將其設定為，D=1表示農戶經營的流轉土地，D=0表示農戶經營自己承包的土地。根據C-D生產函數的內在性質，將式（1）兩邊取對數，可以得到式（2），即本研究的應用模型：

lnY=lnA+ δhlnH+δzlnZ+δglnG+δjlnJ+δnlnN+δllnL+δflnF+λD+ε （2）

式（2）中，ε為隨機誤差項，δ及λ為待估參數，其余變量字母的經濟含義同上。

1.2 變量設定

在廣泛借鑒現有研究成果的基礎上，本研究選擇的模型變量中，因變量為單位面積糧食產量（Y），自變量分別為種植次數（F）、化肥投入（H）、良種投入（Z）、灌溉投入（G）、農機投入（J）、農藥投入（N）、勞動力投入（L）以及衡量耕地流轉的虛擬變量（D）。如表1所示。

2 數據來源及變量的描述性統計

結合陜西關中地區耕地資源豐富、農業生產條件優越的特點，本研究選取關中地區的武功縣、興平市和周至縣作為調查區域，通過設計調查問卷，采用隨機調查的方法取得樣本數據。調查問卷的主要內容具體包括農戶家庭基本信息、農戶經營承包土地信息、農用地流轉信息以及流轉耕地作物投入和產出情況等。本次調查共發放問卷260份，經過整理和篩選，最終確定有效問卷221份，問卷有效率達85%。各變量的描述性統計見表2。

另外，由調查數據可知，平均每戶種1 hm2的糧食，能實現收入21 870元（平均每公頃收成10 720.6 kg，1 kg 2.04元，其中每公頃良種投入1 185元、化肥3 750元、農藥360元、農機2 595元、灌溉765元、勞動力4 080元，農戶種植1 hm2糧食一年凈收成只有9 135元）。本研究在調查中發現，大量農村人員放棄務農，流轉出土地或者直接撂荒而外出打工、經商。作為轉入土地的農戶，由于其轉入動機的不同，對土地的投入也不同，絕大多數農戶是為了種植經濟作物而轉入土地（調查中有80%以上的農戶轉入土地后改變土地種植用途，主要是改種經濟作物）；而沒有改種其他作物的農戶，其中20%轉入的土地是受親朋好友所托，11%是種植相鄰農戶拋荒的土地，23%是因為家庭務農勞動力剩余以及一些其他特殊原因。

3 結果與分析

運用Eviews 6.0軟件采用逐步回歸法進行多元線性回歸。首先，將本研究選擇的8個自變量全部納入回歸方程，得到表3中的回歸1。由于本研究采用的是截面數據，可能存在異方差，通過White檢驗，并采用加權最小二乘法進行修正，得到表3中的回歸2。綜合比較兩個回歸結果，回歸結果均較理想，所有變量都通過了顯著性檢驗，相對來說，修正后的回歸2其顯著性不如回歸1高[勞動力投入變量（L）和農用地流轉與否虛擬變量（D）在回歸2中顯著性程度低于在回歸1中的顯著性程度]，但其擬合系數R2值以及D.W值更加優化，并且消除了異方差和自相關（F統計值為0.586 127，相伴概率為0.834 441，說明不存在異方差）。

由表3的回歸結果可以看出，各自變量的符號均符合經濟學意義；各自變量的t值較大，且均在1%、5%和10%的統計顯著性水平條件下通過檢驗，符合統計學意義；模型的總體擬合程度較好，調整后的R2值、D.W值、F值以及F顯著性水平均顯示總體擬合結果較優。由此可以得出，不規范的農用地流轉對單位面積糧食產量在統計學意義上具有顯著負效應，同時，各類影響糧食單產的投入要素如種植次數（F）、化肥投入（H）、良種投入（Z）、灌溉投入（G）、農機投入（J）、農藥投入（N）、勞動力投入（L）均有顯著正效應。具體分析如下。

1）不規范的農用地流轉對單位面積糧食產量具有顯著負效應。總體樣本回歸結果中，在其他條件保持不變的前提下，參與流轉的土地單位面積糧食產量要比不參與流轉的土地單位面積糧食產量少0.04個單位（lnY），且在5%的水平上顯著；消除異方差后農用地流轉對糧食產量影響的顯著性水平雖然有所降低（在10%的顯著水平），但仍從一定程度上說明了農用地流轉對實際的糧食產量產生了負效應。這正好與本研究的假設一致，即轉入土地的動機、期限、扶持力度不同，糧食產出也不同；在目前租賃或者流轉期限短期化的前提下，勢必產生少投入或低投入的現象，從而影響到糧食產量。本次調查中，轉入土地的期限主要分5個時間段：1～5年；5～10年；10～30年；30～80年；不定期。其中，轉入期限在5年以內的農戶達到61.4%，轉入期限在10年以內的達到84.1%（表4）。

可見95.5%的農戶土地轉入期限在30年以內，還有部分轉入時間為不定期的土地（即隨時可以收回）。在短期租賃條件下，農戶面臨著提升地力的無償性和非排他性的問題，雖然耕作面積增加了，但耕作的積極性卻降低了。筆者認為，農用地流轉的期限作為影響糧食產出的內生變量而作用于各項投入，使得轉入土地的投入不及原承包地，而導致單位面積糧食產量下降。因此，從中國糧食安全的視角來看，不要一味地為追求農用地流轉規模而流轉，更重要的是怎樣保證流轉后的土地糧食產出水平不降低甚至更高，這才是問題的關鍵。

2）農用地種植次數對單位農用地糧食產量具有顯著影響。陜西關中地區的種植方式屬于一年兩熟，但是，調查中發現，有24個樣本的農戶只種植了一季糧食作物，占221個調查樣本的10.9%。在這24個樣本中，其中有14個樣本是流轉地塊，這也突出顯示了流轉土地的低效利用。

3）各類農用地投入要素（具體包括化肥、良種、灌溉、農機、農藥和勞動力）對糧食單產均有顯著正效應。除勞動力投入在5%的統計顯著性水平條件下通過檢驗外，其余均在1%的統計顯著性水平條件下通過檢驗。各個要素對糧食單產彈性系數的大小依次為：農機、化肥、良種、灌溉、勞動力、農藥。

4 結論與討論

農用地流轉對農用地轉入農民的行為會產生很大的影響，尤其是這些農民從事農業生產的動機、種植作物的類型及其行為決策。從中國糧食安全的視角看，問題的關鍵是農用地流轉是否切實提高了糧食單產。本研究利用在陜西關中地區的調查數據，運用修正的C-D生產函數，對流轉后的農用地利用對糧食產量的影響進行了研究。結果表明，農戶在經營流轉后的農用地中確實存在低效利用的問題，具體表現在：一是農用地流轉對單位面積糧食產量在統計學意義上具有顯著負效應；二是農戶在經營流轉后的農用地中存在降低種植次數的現象；三是在陜西關中地區，各類農用地投入要素（具體包括化肥、良種、灌溉、農機、農藥和勞動力）對糧食單產均有顯著正效應。

需要討論的問題是：①從微觀上講，農民對轉入農用地的低效利用會直接降低流轉土地的糧食產出，那么，從宏觀上必然影響到糧食產量。因此，從實現糧食安全的視角出發，怎樣設計農用地流轉制度安排需要進一步研究。②在農業收益相對較低的前提下，相對較高素質的農村勞動力選擇了外出打工或經商，以獲取更高的非農收入；而留在農村中從事糧食生產的大多數是受教育程度較低、綜合能力較弱的農民。在耕地面積逐年遞減、糧食單產缺乏大幅度提升、糧食需求日益增長的前提下，如何提高農業從業勞動者的素質已成為當前迫切需要解決的問題。③本研究僅是通過對陜西關中地區農戶的調查而得出的結論，而對于其他區域是否存在同樣的問題，有待進一步研究。

綜上所述，農用地流轉是當前中國農村土地政策體系的一個重要方面。但怎樣協調宏觀上糧食安全和微觀上提高農民收入之間的關系才是當前的關鍵。基于此，特提出以下政策建議：①大幅度提高對農民種植糧食的補貼力度，完善農民糧食生產補貼體系，逐步減少單位面積農用地種植糧食作物與種植經濟作物之間的純收益差距；②加大對農業科技創新的投入力度，不斷完善農業技術推廣體系及強化科技推廣人才隊伍建設，逐步提高科技對糧食生產的貢獻率；③強化農業職業技能教育，提高農業生產者的綜合技能水平，以滿足中國建設現代農業的需要；④從逐步消除城鄉二元結構的視角，逐步完善農村居民的社會保障體系，消除對農村居民的不公平待遇，降低農民的負擔水平，從而提高農民收入。

參考文獻：

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