農(nóng)地配置扭曲與流轉(zhuǎn)效率研究*——基于1995-2007浙江樣本的實(shí)證

李承政 顧海英 史清華

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農(nóng)地配置扭曲與流轉(zhuǎn)效率研究*——基于1995-2007浙江樣本的實(shí)證

李承政 顧海英 史清華

（上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 上海 200052）

農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為生產(chǎn)要素再配置的一種形式，其效率水平直接決定了農(nóng)業(yè)績(jī)效的高低。本文運(yùn)用浙江農(nóng)村固定觀察點(diǎn)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，浙江的農(nóng)地配置存在明顯的扭曲，若能按效率原則對(duì)農(nóng)地進(jìn)行再配置，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望增長(zhǎng)20%以上。對(duì)農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包行為的分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶間耕地流轉(zhuǎn)并未顯著改善農(nóng)地配置效率，但它改善了農(nóng)村勞動(dòng)力在不同部門(mén)間的配置效率，并且符合農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)理性的基本要求。

農(nóng)地再配置 農(nóng)地流轉(zhuǎn) 扭曲 資源誤配

一、引 言

20世紀(jì)70年代末家庭承包制的出現(xiàn)使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織形式重新回到以家庭經(jīng)營(yíng)為核心的經(jīng)典模式，后來(lái)這一農(nóng)地制度變革被認(rèn)為是20世紀(jì)80年代初期中國(guó)農(nóng)業(yè)快速增長(zhǎng)的主要原因（Lin，1992）。然而，隨著這一自發(fā)性制度變遷所釋放的增產(chǎn)潛力消耗殆盡，到了20世紀(jì)80年代中后期，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)開(kāi)始出現(xiàn)停滯、徘徊局面。這一時(shí)期農(nóng)地制度安排的典型特征表現(xiàn)為農(nóng)地按人口均分、并隨著人口變化而頻繁調(diào)整，但農(nóng)地交易權(quán)卻受到嚴(yán)格限制。由于地權(quán)的不穩(wěn)定性降低了承包者對(duì)農(nóng)地的長(zhǎng)期投資激勵(lì)，交易權(quán)的不完整性使農(nóng)地難以通過(guò)市場(chǎng)交易實(shí)現(xiàn)優(yōu)化配置，二者皆對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的長(zhǎng)期績(jī)效產(chǎn)生了負(fù)向影響（姚洋，1998；俞海等，2003）。因此，自20世紀(jì)80年代中后期以來(lái)中國(guó)農(nóng)地制度的改革開(kāi)始圍繞著穩(wěn)定地權(quán)和盤(pán)活交易權(quán)兩個(gè)方向推進(jìn)（羅必良，2013）。

農(nóng)地均分的制度安排雖然維護(hù)了社區(qū)成員間的公平，發(fā)揮了農(nóng)地的社會(huì)保障和失業(yè)保險(xiǎn)功能，它卻降低了農(nóng)地配置效率。倘若農(nóng)地能夠在成員間進(jìn)行（有償）再配置，不僅細(xì)碎化所產(chǎn)生的效率損失會(huì)降低（蘇旭霞和王秀清，2002），公平目標(biāo)也可得到維護(hù)（姚洋，2000）。在農(nóng)地集體所有制下，存在兩種農(nóng)地再配置的方式，分別是行政性再配置和市場(chǎng)再配置，即土地流轉(zhuǎn)。行政性再配置屬于非市場(chǎng)調(diào)整范疇，由于村干部無(wú)法準(zhǔn)確觀測(cè)農(nóng)戶生產(chǎn)能力并存在尋租激勵(lì)，該再配置方式往往效率低下（Huang，1999）。與此不同的是，通過(guò)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)對(duì)農(nóng)地進(jìn)行再配置往往效率更高（Deininger和Jin, 2005）。

現(xiàn)階段我國(guó)的農(nóng)地配置是否存在扭曲，扭曲如何度量以及其變化趨勢(shì)如何？對(duì)這一系列問(wèn)題，目前鮮有研究。本文通過(guò)構(gòu)建一系列測(cè)度指標(biāo)對(duì)浙江農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的農(nóng)地配置扭曲程度進(jìn)行了度量，并分析了扭曲的時(shí)序變化和村際差異。研究發(fā)現(xiàn)，浙江的農(nóng)地配置存在明顯的扭曲，農(nóng)地流轉(zhuǎn)并未顯著改善這一狀況。然而，它卻改善了農(nóng)村勞動(dòng)力在不同部門(mén)間的配置效率，提高了參與戶家庭人均收入增長(zhǎng)率。

二、文獻(xiàn)回顧

宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域發(fā)展核算的研究表明，物質(zhì)資本和人力資本的差別不太重要，全要素生產(chǎn)率的差異才是國(guó)家間貧富懸殊的源泉（Hsieh和Klenow，2010）。特別需要指出的是，全要素生產(chǎn)率的國(guó)別差異在不同部門(mén)間的表現(xiàn)截然不同，最窮5%與最富5%國(guó)家之間非農(nóng)部門(mén)的生產(chǎn)率差距為5倍，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率差距高達(dá)78倍（Restuccia et al., 2008）。

究竟是什么原因?qū)е赂F國(guó)農(nóng)業(yè)部門(mén)全要素生產(chǎn)率如此之低呢？一些研究從資源誤配或扭曲的視角給予了解釋。在市場(chǎng)不完善的發(fā)展中國(guó)家，相同的生產(chǎn)要素的回報(bào)率在不同生產(chǎn)單位之間存在顯著差異，經(jīng)濟(jì)體內(nèi)資源配置存在嚴(yán)重的扭曲（Banerjee 和Duflo，2005）。有研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國(guó)家農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的扭曲性政策，如農(nóng)場(chǎng)規(guī)模上限規(guī)定、累進(jìn)土地稅等導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率均出現(xiàn)大幅下降（Ghatak 和Roy，2007；Adamopoulos和Restuccia，2014）。與此相對(duì)應(yīng)，消除扭曲能夠促進(jìn)總產(chǎn)出和生產(chǎn)率增長(zhǎng)。西耶和克倫諾（Hsieh和Klenow，2009）對(duì)比了中國(guó)、印度和美國(guó)制造業(yè)企業(yè)在資源配置效率上的差異，推測(cè)如果中國(guó)能對(duì)資本和勞動(dòng)進(jìn)行再配置，并將扭曲程度降至美國(guó)現(xiàn)有的水平，其產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率將有望增長(zhǎng)30—50%。朱喜等（2011）沿用了上述分析框架，估算了中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中資本和勞動(dòng)配置扭曲，他們推測(cè)扭曲消除后中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有望增長(zhǎng)20%以上。然而，他們的模型將農(nóng)地規(guī)模視為固定要素，從而忽略了農(nóng)地配置扭曲。本文的一個(gè)核心貢獻(xiàn)在于，構(gòu)造了測(cè)度指標(biāo)對(duì)農(nóng)地配置扭曲進(jìn)行了估算，并推測(cè)了扭曲的緩解對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。

作為土地再配置的一種方式，農(nóng)地流轉(zhuǎn)歷來(lái)備受學(xué)界關(guān)注，考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)績(jī)效的研究層出不窮。有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠產(chǎn)生‘邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)’和‘交易收益效應(yīng)’，從而改善資源配置效率（Besley，1995）。一些實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的確改善了資源配置效率，進(jìn)而提高了農(nóng)業(yè)績(jī)效（史清華和賈生華，2002；岳意定和劉莉君，2010）。然而，也有一部分研究持不同觀點(diǎn)。非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)增加、人口流動(dòng)政策放寬以及農(nóng)業(yè)比較利益低下等因素促使優(yōu)質(zhì)的農(nóng)村青壯年外出務(wù)工，農(nóng)地常常通過(guò)內(nèi)部再配置（就近流轉(zhuǎn)）的方式轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)能力較弱的滯留農(nóng)戶手中。新近的一些研究表明，農(nóng)村青壯年外出務(wù)工并將耕地通過(guò)家庭內(nèi)部流轉(zhuǎn)的方式轉(zhuǎn)出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要依靠家庭留守老人（李琴和宋月萍，2009），農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入質(zhì)和量的下降給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成了顯著的負(fù)面效應(yīng)（蓋慶恩等，2014）。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)績(jī)效的關(guān)系并非一成不變，這一領(lǐng)域的研究需要從更寬泛的視角加以考慮。

三、理論分析

（一）農(nóng)地配置扭曲的度量

如果市場(chǎng)不存在扭曲，資源可以自由流動(dòng)，那么生產(chǎn)要素將從生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）低的生產(chǎn)單位流向生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）高的生產(chǎn)單位，直到各生產(chǎn)單位的生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）趨同為止。因此，常見(jiàn)的度量扭曲的指標(biāo)包括全要素生產(chǎn)率對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤，要素邊際產(chǎn)出對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤，比如、等（Bartelsman et al, 2013; Wexler et al, 2013）。標(biāo)準(zhǔn)誤越大，表示扭曲程度越高。除上述兩類測(cè)度指標(biāo)外，本文引入了另一類指標(biāo)：OP協(xié)方差指標(biāo)。

如果要素市場(chǎng)完備，資源優(yōu)化配置表現(xiàn)為生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）高的生產(chǎn)單位占有更高的（要素）市場(chǎng)份額。Olley和Pakes（1996）提出了一種對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)行分解的方法：行業(yè)生產(chǎn)率可以分解為兩部分之和，第一部分是行業(yè)內(nèi)企業(yè)平均生產(chǎn)率，第二部分是企業(yè)份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差（簡(jiǎn)稱OP協(xié)方差）。OP協(xié)方差越大表示資源配置扭曲越小，反之則反。根據(jù)OP的思想，我們對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出進(jìn)行相似的分解：

（2）

（4）

（二）農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率和農(nóng)地邊際產(chǎn)出的核算

參照戴寧格爾和金（Deininger和Jin，2005），設(shè)定柯布-道格拉斯型農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)為：

（6）

或簡(jiǎn)化成：

（8）

（10）

（11）

本文實(shí)證部分不僅計(jì)算了（3）、（4）所構(gòu)造的測(cè)度指標(biāo)，還計(jì)算了生產(chǎn)能力參數(shù)與農(nóng)地份額構(gòu)造的OP協(xié)方差，也把它作為農(nóng)地配置效率的一個(gè)度量：

（三）農(nóng)地優(yōu)化配置與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長(zhǎng)

農(nóng)地配置扭曲降低了地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，若能夠通過(guò)市場(chǎng)流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)農(nóng)地優(yōu)化配置，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望實(shí)現(xiàn)大幅增長(zhǎng)。設(shè)定一個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

（14）

對(duì)上述方程兩邊取自然對(duì)數(shù)，經(jīng)過(guò)簡(jiǎn)單調(diào)整可以獲得農(nóng)業(yè)產(chǎn)出核算恒等式：

（16）

公式（16）表明，地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)率等于耕地面積增長(zhǎng)率和單位面積產(chǎn)出增長(zhǎng)率之和，后者等于技術(shù)進(jìn)步率、單位面積資本和勞動(dòng)投入增長(zhǎng)率加權(quán)求總。

（四）農(nóng)地流轉(zhuǎn)與再配置效率

扭曲指標(biāo)測(cè)度了一個(gè)地區(qū)農(nóng)地扭曲的整體情況，而區(qū)域農(nóng)地配置扭曲往往是由微觀層面農(nóng)地再配置缺乏效率所致。戶級(jí)層面微觀數(shù)據(jù)為本文提供了檢驗(yàn)測(cè)度指標(biāo)可信度的機(jī)會(huì)，我們建立以下計(jì)量方程：

其中，表示“轉(zhuǎn)包入耕地”（1或0），表示生產(chǎn)效率變量（或），表示其它控制變量構(gòu)成的向量，包括戶主個(gè)人特征、家庭特征和時(shí)間虛擬變量等。本文還以“耕地凈轉(zhuǎn)入面積”、“是否轉(zhuǎn)包出耕地”、“轉(zhuǎn)包出面積”作為被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。若各測(cè)度指標(biāo)顯示農(nóng)地扭曲減小且同時(shí)成立，則表明測(cè)度指標(biāo)與微觀證據(jù)相一致。反之，則表明二者不一致。此外，本文還進(jìn)一步分析轉(zhuǎn)包與收入增長(zhǎng)的關(guān)系，檢驗(yàn)轉(zhuǎn)包是否改善了勞動(dòng)利用效率。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源和描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用1995-2007年浙江10個(gè)村戶級(jí)層面的固定觀察數(shù)據(jù)，浙江10個(gè)村位于分別位于10個(gè)不同的地市（區(qū)），村際間地形、地貌、社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件等差異明顯。其中，湖州永豐、嘉興余北、紹興西蜀阜、寧波廟堰和溫嶺新民等5村位于平原地區(qū)；瑞安金后、麗水河邊和金華石板堰等3村位于丘陵地區(qū)；臨安龍上村位于山區(qū)；普陀鵓鴣門(mén)則屬于海島村。

表1給出了1995-2007年觀察戶家庭耕地面積的變化及其流轉(zhuǎn)情況。觀察戶的家庭耕地面積呈明顯的遞減趨勢(shì)，從1995年的戶均2.15畝下降到2007年的0.96畝，年均降幅5%左右。年均轉(zhuǎn)包入的面積占年均耕地面積的9.2%，年均轉(zhuǎn)包出面積占年均耕地面積的8.5%，年內(nèi)耕地面積增加的部分有82%來(lái)自轉(zhuǎn)包入，年內(nèi)耕地面積減少的部分有59%屬于轉(zhuǎn)包出。由此可見(jiàn)，浙江農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)已經(jīng)非常活躍。

表2給出的樣本農(nóng)戶家庭種植業(yè)生產(chǎn)和要素投入情況。1995-2007年10村觀察農(nóng)戶種植業(yè)勞動(dòng)、土地投入均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，作物播種面積從1995年的5.64畝/戶下降到2003年的2.60畝/戶，作物種植勞工投入也從110個(gè)工日/年左右下降到90個(gè)工日/年。2003年實(shí)施農(nóng)村稅費(fèi)改革以來(lái)，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)和土地投入出現(xiàn)了一定程度的回升。與總投入情況稍顯不同，樣本村畝均資本和勞動(dòng)投入整體上呈（波動(dòng)式）上升趨勢(shì)。

表1 浙江觀察戶家庭耕地面積變化及其流轉(zhuǎn)情況

續(xù)表1

年份耕地面積年內(nèi)增減（畝/戶）其中轉(zhuǎn)包（畝/戶）凈變化 （畝/戶）增加減少轉(zhuǎn)包入轉(zhuǎn)包出（畝/戶） 19971.910.130.150.100.08-0.02 19981.870.230.210.210.120.02 19991.810.300.150.220.110.15 20001.780.250.410.240.26-0.16 20011.530.240.200.210.110.04 20021.410.160.290.130.21-0.13 20031.140.100.320.100.13-0.22 20041.220.210.160.140.140.04 20051.070.110.190.080.17-0.09 20060.990.080.100.060.08-0.02 20070.960.040.110.030.07-0.07 1995-20071.530.170.220.140.13-0.05

注：耕地面積=（年初耕地面積+年末耕地面積）/2，凈變化=年內(nèi)耕地增加－年內(nèi)耕地減少。

表2 浙江觀察點(diǎn)從事種植業(yè)農(nóng)戶生產(chǎn)和投入情況

注：本表僅統(tǒng)計(jì)從事種植業(yè)農(nóng)戶的生產(chǎn)及投入情況，退出種植業(yè)的農(nóng)戶并未包含進(jìn)來(lái)。

五、估計(jì)結(jié)果

（一）農(nóng)地配置扭曲程度及其變化趨勢(shì)

我們運(yùn)用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)方法對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)模型（6）進(jìn)行了估計(jì)，同時(shí)也估計(jì)了對(duì)應(yīng)的隨機(jī)效應(yīng)模型，豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)結(jié)果支持了固定效應(yīng)模型的設(shè)定（見(jiàn)表3）。利用規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，我們對(duì)各要素產(chǎn)出彈性系數(shù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。農(nóng)戶層面和村級(jí)層面生產(chǎn)函數(shù)中各要素的產(chǎn)出彈性存在一定的差異，農(nóng)戶層面的生產(chǎn)函數(shù)中資本、勞動(dòng)和土地產(chǎn)出彈性分別為0.27、0.38和0.35，村級(jí)層面生產(chǎn)函數(shù)中的三個(gè)要素的產(chǎn)出彈性分別為0.46、0.13和0.41。

表3 農(nóng)戶層面和村級(jí)層面生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：截距項(xiàng)和時(shí)間虛擬變量未列示，括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著水平。

利用表達(dá)式（9）、（10）計(jì)算出全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出，并繪制二者的散點(diǎn)圖。全要素生產(chǎn)率對(duì)數(shù)（）的散點(diǎn)圖1顯示，1995-2007年生產(chǎn)率并未出現(xiàn)收斂趨勢(shì)。1995-2007年土地邊際產(chǎn)出對(duì)數(shù)（）也沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的收斂趨勢(shì)（見(jiàn)圖2）。

為了更為準(zhǔn)確的分析農(nóng)地配置扭曲程度及其變化趨勢(shì)，我們分別計(jì)算了衡量扭曲的離散度指標(biāo)和OP協(xié)方差指標(biāo)（見(jiàn)表4），和分別表示農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤和土地邊際產(chǎn)出對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤，這是資源誤配文獻(xiàn)中最常用的指標(biāo)，標(biāo)準(zhǔn)誤越大表示資源配置扭曲程度越高。從這一度量指標(biāo)看，該指標(biāo)自2000年以來(lái)一直居高不下，表明農(nóng)地配置扭曲沒(méi)有呈現(xiàn)改善的跡象，這也與散點(diǎn)圖中生產(chǎn)率和邊際產(chǎn)出不收斂的現(xiàn)實(shí)相符。離散度這一經(jīng)典度量指標(biāo)僅呈現(xiàn)了土地邊際產(chǎn)出（生產(chǎn)率）的分布，并沒(méi)有考慮農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地資源的占有情況。表4最后三列給出了OP協(xié)方差構(gòu)造的（加權(quán)）扭曲測(cè)度指標(biāo)。從數(shù)量上看，樣本期內(nèi)的絕大部分年份這三項(xiàng)指標(biāo)均接近于0（甚至為負(fù)值），表明農(nóng)地配置存在明顯的扭曲。

圖1 全要素生產(chǎn)率對(duì)數(shù)散點(diǎn)圖?????圖2 土地邊際產(chǎn)出對(duì)數(shù)散點(diǎn)圖

表4 農(nóng)地配置扭曲程度的變化趨勢(shì)

注：前兩項(xiàng)為離散度指標(biāo)，數(shù)值越大，扭曲越嚴(yán)重；后三項(xiàng)為OP協(xié)方差指標(biāo)，數(shù)值越小，扭曲越嚴(yán)重。

上述各項(xiàng)指標(biāo)隱含一個(gè)重要的前提，即假設(shè)存在一個(gè)地區(qū)性的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，農(nóng)地能夠跨區(qū)域自由流轉(zhuǎn)。雖然農(nóng)地向村外農(nóng)戶流轉(zhuǎn)在浙江已是屢見(jiàn)不鮮，但為了分析的穩(wěn)健性，我們作以下更為嚴(yán)格的設(shè)定：即假設(shè)只允許農(nóng)地村內(nèi)流轉(zhuǎn)，不允許流轉(zhuǎn)至村外。若是流轉(zhuǎn)遵照要素利用效率標(biāo)準(zhǔn)，流轉(zhuǎn)發(fā)生后村內(nèi)農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出的離散度將趨于下降，反之則反。估算結(jié)果顯示，1995-2007年龍上、永豐、余北、西蜀阜、河邊等村農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出的離散度都呈明顯的上升趨勢(shì)，新民、金后、石板堰等村的兩個(gè)離散度指標(biāo)呈波動(dòng)趨勢(shì)②。因此，村級(jí)層面的分析也支持農(nóng)地（再）配置存在扭曲的結(jié)論。

如果浙江樣本村的農(nóng)地能夠?qū)崿F(xiàn)最優(yōu)配置，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望實(shí)現(xiàn)多大程度的增長(zhǎng)呢？根據(jù)等式（15）和（16），我們可以大致估算不同程度的農(nóng)地再配置對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響。利用朱喜等（2011）所估計(jì)的要素產(chǎn)出彈性做校準(zhǔn)分析（東部地區(qū)），和分別為0.51和0.25。假設(shè)通過(guò)自由流轉(zhuǎn)，浙江樣本村所有耕地都配置到了生產(chǎn)率最高的20%的農(nóng)戶手中（戶均播種面積為16畝），并按照他們?cè)械姆绞竭M(jìn)行生產(chǎn)，單位資本投入（相比于現(xiàn)階段平均水平）增長(zhǎng)3.4%，單位勞動(dòng)投入增長(zhǎng)2.4%，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)15.9%，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出將增長(zhǎng)18.2%。若是將所有耕地都配置給生產(chǎn)率最高的10%的農(nóng)戶（戶均播種面積為32畝），那么，單位資本投入增長(zhǎng)6.4%，單位勞動(dòng)投入增長(zhǎng)10.0%，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)21.0%，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望增長(zhǎng)26.8%。

（二）農(nóng)地再配置與要素利用效率

1、農(nóng)戶轉(zhuǎn)包入耕地的決定因素。

農(nóng)地配置扭曲程度居高不下暗含著以下事實(shí)，微觀層面農(nóng)地并沒(méi)有從利用效率低的生產(chǎn)單位流出。在這一部分我們考察農(nóng)戶轉(zhuǎn)包行為的決定因素，采用模型對(duì)表達(dá)式（17）進(jìn)行了估計(jì)。除了我們關(guān)注的生產(chǎn)率（）和土地邊際產(chǎn)出（）兩個(gè)核心解釋變量外，其它的控制變量包括：農(nóng)戶家庭人均耕地面積、戶主年齡、受教育程度、是否村干部、是否黨員、家庭人口規(guī)模、家庭經(jīng)營(yíng)類型和外出務(wù)工收入所占比重等。

表5給出了模型的估計(jì)結(jié)果。和系數(shù)顯著為負(fù)，表明生產(chǎn)率（土地邊際產(chǎn)出）越高的農(nóng)戶更不傾向于轉(zhuǎn)包入耕地，這一結(jié)果與生產(chǎn)要素（如土地）由低效率生產(chǎn)單位流向高效率生產(chǎn)單位的資源優(yōu)化配置的基本要求背道而馳。本文認(rèn)為，產(chǎn)生上述現(xiàn)象的一個(gè)可能原因是，農(nóng)業(yè)比較效益低下，高能力的農(nóng)戶和家庭勞動(dòng)力退出農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)而從事比較效益更高的其他產(chǎn)業(yè)。在農(nóng)村社會(huì)保障體系仍不完善的背景下，低效率農(nóng)戶因沒(méi)有適當(dāng)?shù)耐顺銮廊詼粲诜N植業(yè)，農(nóng)地自由流轉(zhuǎn)優(yōu)化資源配置的作用無(wú)法有效發(fā)揮。

表5 浙江觀察點(diǎn)農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包入的決定因素

續(xù)表5

是否轉(zhuǎn)包入耕地（Logit） 變量（1）（2）（3）（4） 家庭人口規(guī)模0.091*（1.82）0.099**（1.99） 戶主教育程度0.047（1.08）0.035（0.83） 經(jīng)營(yíng)類型0.006（0.04）-0.011（-0.06） 是否村干部0.303（0.82）0.334（0.91） 是否共產(chǎn)黨員0.28（0.90）0.306（1.00） 務(wù)工收入比重-1.201***（-3.88）-1.158***（-3.77） 樣本數(shù)3317331733163316 沃爾德卡方值49.0150.1768.9369.76 P值0.000.000.000.00

注：經(jīng)營(yíng)類型（種植業(yè)為主業(yè)=1，其他=0），所有回歸均包含截距并控制了年份虛擬變量。*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

其它控制變量中，家庭人均耕地面積與耕地轉(zhuǎn)包入正相關(guān)，人均耕地面積大的農(nóng)戶從事種植業(yè)能夠帶來(lái)較多的收入，并且這類農(nóng)戶在種植業(yè)上的專項(xiàng)資產(chǎn)（如大型農(nóng)機(jī)具）的投入也較多，通過(guò)轉(zhuǎn)包入耕地能夠讓這些資產(chǎn)獲得更充分的利用以實(shí)現(xiàn)規(guī)模效益③。此外，家庭人口規(guī)模更大的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)包入耕地，外出務(wù)工收入所占比重越高，農(nóng)戶越不傾向于轉(zhuǎn)包入耕地，這些結(jié)論與經(jīng)驗(yàn)相符。

2、穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

我們以“耕地凈轉(zhuǎn)入面積”作為被解釋變量，對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)（表6）。與表5相似，和與農(nóng)地凈轉(zhuǎn)入面積負(fù)相關(guān)（但的系數(shù)不顯著），家庭人均耕地面積與耕地凈轉(zhuǎn)入面積顯著正相關(guān)，家庭人口規(guī)模和務(wù)工收入比重的系數(shù)符號(hào)也與前表一致，說(shuō)明表5的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健④。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表6

耕地凈轉(zhuǎn)入面積 變量（1）（2）（3）（4） ln（MPL）-0.182***（-3.96）-0.106***（-2.73） 人均耕地面積0.205***（2.59）0.220***（2.79）0.269***（2.79）0.258***（3.39） 戶主年齡-0.002（-1.23）-0.003（-1.12） 家庭人口規(guī)模0.064**（2.48）0.055**（2.16） 戶主教育程度0.002（0.19）0.004（0.30） 經(jīng)營(yíng)類型0.045（0.79）0.063（1.06） 是否村干部-0.005（-0.11）0.007（0.12） 是否共產(chǎn)黨員0.052（0.87）0.055（0.55） 務(wù)工收入比重-0.118**（-1.96）-0.126（-1.64） 樣本數(shù)3289328932883288 組內(nèi)R20.0320.0270.0350.032

注：所有回歸均控制了截距和年份虛擬變量。 *、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

3、農(nóng)地流轉(zhuǎn)與人均收入增長(zhǎng)率

雖然農(nóng)地流轉(zhuǎn)并未改善農(nóng)地配置效率，但它是否改善了勞動(dòng)利用效率，從而提高家庭人均收入呢？表7給出了農(nóng)地流轉(zhuǎn)與家庭人均收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系。（1）和（2）表明是否轉(zhuǎn)包入耕地、轉(zhuǎn)包入的面積與人均種植業(yè)收入增長(zhǎng)率顯著正相關(guān)，轉(zhuǎn)包入的發(fā)生使得家庭人均種植業(yè)收入增長(zhǎng)率提高了0.3個(gè)百分點(diǎn)，轉(zhuǎn)包入的面積每增加1畝，人均種植業(yè)收入增長(zhǎng)率提高0.14個(gè)百分點(diǎn)。（3）和（4）表明耕地是否轉(zhuǎn)包出、轉(zhuǎn)包出面積二者均與家庭人均務(wù)工收入增長(zhǎng)率顯著正相關(guān)，轉(zhuǎn)包出的發(fā)生為家庭人均務(wù)工收入增長(zhǎng)率的提高貢獻(xiàn)了將近1個(gè)百分點(diǎn)，轉(zhuǎn)包出耕地面積每增加1畝，人均務(wù)工收入增長(zhǎng)率提高0.63個(gè)百分點(diǎn)。因此，參與耕地轉(zhuǎn)包有助于提高各部門(mén)勞均報(bào)酬，從勞動(dòng)利用效率的角度看來(lái)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是朝著改善要素利用效率的方向進(jìn)行的。⑤

表7 浙江觀察點(diǎn)農(nóng)戶人均收入增長(zhǎng)率與農(nóng)地流轉(zhuǎn)

注：年份虛擬變量和截距項(xiàng)未列示。*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

六、主要結(jié)論

農(nóng)地再配置效率水平直接決定了農(nóng)業(yè)績(jī)效的高低。本文從資源誤配（或扭曲）的角度考察了浙江農(nóng)地（再）配置的效率狀況，并從微觀角度對(duì)農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包行為進(jìn)行了分析。本文研究發(fā)現(xiàn)，1995-2007年浙江農(nóng)戶生產(chǎn)率和邊際產(chǎn)出的分布未呈現(xiàn)收斂趨勢(shì)，農(nóng)戶生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出的離散程度居高不下，農(nóng)地份額與生產(chǎn)率、土地邊際產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力構(gòu)造的OP協(xié)方差接近于0（甚至為負(fù)），表明浙江農(nóng)地配置仍存在明顯的扭曲。利用總產(chǎn)出增長(zhǎng)核算等式進(jìn)行的估算發(fā)現(xiàn)，若能夠?qū)⒏嘏渲媒o生產(chǎn)率最高的20%和10%的農(nóng)戶，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望增長(zhǎng)18.2%和26.8%。微觀層面，對(duì)農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包行為的分析印證了浙江農(nóng)地配置存在扭曲的基本判斷，模型估計(jì)結(jié)果顯示，邊際產(chǎn)出越高、務(wù)工收入比重越高的農(nóng)戶越不傾向轉(zhuǎn)包入耕地，而人均耕地面積越大、家庭人口規(guī)模越大的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)包入耕地。因此，耕地流轉(zhuǎn)并沒(méi)有遵循農(nóng)地利用效率和公平原則。農(nóng)地配置扭曲程度居高不下的可能原因是，現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)的比較效益低下，高能力的農(nóng)戶和家庭勞動(dòng)力選擇退出種植業(yè)，通過(guò)從事其它產(chǎn)業(yè)增加家庭人均務(wù)工收入。部分能力較低的農(nóng)戶因沒(méi)有適當(dāng)?shù)耐顺銮廊詼粲诜N植業(yè)，通過(guò)轉(zhuǎn)包入耕地來(lái)提升家庭人均種植業(yè)收入。從這一角度看，農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著地改善了勞動(dòng)力在不同產(chǎn)業(yè)間的配置效率，符合農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)理性的基本要求。

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（ZH）

*本文為自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(71333010)階段性成果，作者感謝楊濤、鄭旭、張磊、何振宇、朱喜、瞿茜、蓋慶恩等學(xué)者在本文寫(xiě)作過(guò)程中提出的寶貴意見(jiàn)，文責(zé)自負(fù)。