農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)營效益及其成因研究*
——基于新疆179份農(nóng)戶問卷調(diào)查

謝文寶，劉佳琪，劉國勇※

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊 830052； 2.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院，北京 100029)

·熱點(diǎn)問題·

農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)營效益及其成因研究*
——基于新疆179份農(nóng)戶問卷調(diào)查

謝文寶1，劉佳琪2，劉國勇1※

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊 830052； 2.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院，北京 100029)

[目的]從農(nóng)戶經(jīng)營角度研究流轉(zhuǎn)耕地與非流轉(zhuǎn)耕地之間的經(jīng)濟(jì)效益差異，并找出造成差異的成因，為提高土地經(jīng)營效益，加快土地流轉(zhuǎn)提供參考依據(jù)。[方法]基于農(nóng)戶投入產(chǎn)出調(diào)查數(shù)據(jù)，采用對比分析方法研究流轉(zhuǎn)耕地與非流轉(zhuǎn)耕地之間的經(jīng)濟(jì)效益差異，借助多元線性回歸和處置效應(yīng)模型研究造成經(jīng)濟(jì)效益差異的成因。[結(jié)果]耕地流轉(zhuǎn)后的地塊面積均有不同程度的擴(kuò)大，但單位面積產(chǎn)出減少； 耕地流轉(zhuǎn)后土地租金等非物質(zhì)投入增加，導(dǎo)致單位耕地凈收入低于非流轉(zhuǎn)耕地； 流轉(zhuǎn)耕地用于種植經(jīng)濟(jì)作物的收益高于糧食作物； 農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重和土地確權(quán)對單位耕地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)效益有顯著正向影響，而耕地地塊面積有顯著負(fù)向影響； 戶主民族屬性、家庭人均耕地面積和地區(qū)差異對耕地是否流轉(zhuǎn)產(chǎn)生顯著正向影響，而戶主年齡、受教育年限和土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知對耕地是否流轉(zhuǎn)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。[結(jié)論]土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)了規(guī)模化經(jīng)營，過高的土地租金等非物質(zhì)投入是導(dǎo)致耕地流轉(zhuǎn)后經(jīng)濟(jì)效益下降的主要原因，進(jìn)而導(dǎo)致“去糧化”問題突出； 提高農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占比、合理配置投入生產(chǎn)要素、加快土地確權(quán)登記有利于提高單位流轉(zhuǎn)耕地經(jīng)濟(jì)效益。

農(nóng)戶 土地流轉(zhuǎn) 經(jīng)濟(jì)效益 成因分析 處置效應(yīng)模型

0 引言

農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)的自由流轉(zhuǎn)有助于農(nóng)地規(guī)模化經(jīng)營，實(shí)現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置，提高土地利用效率。農(nóng)村土地作為稀缺有限的自然資源，對農(nóng)民收入增長起到關(guān)鍵性作用。因此，研究土地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶的經(jīng)營行為、經(jīng)濟(jì)效益是當(dāng)前值得關(guān)注的熱點(diǎn)問題。

1 文獻(xiàn)綜述

張麗麗等[1]采用農(nóng)戶家庭利潤最大化模型論證土地適度規(guī)模的存在性； 田潔玫等[2]發(fā)現(xiàn)在農(nóng)地轉(zhuǎn)入后，農(nóng)地總面積增加、地塊面積增大，農(nóng)地流轉(zhuǎn)使得植棉規(guī)模擴(kuò)大并且產(chǎn)生規(guī)模效益。同時(shí)，土地流轉(zhuǎn)后規(guī)模經(jīng)營對土地產(chǎn)出、勞動(dòng)生產(chǎn)率有顯著的正向影響[3]，許慶等[4]擴(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模降低單位產(chǎn)量生產(chǎn)總成本而提高經(jīng)濟(jì)效益。土地流轉(zhuǎn)后土地資源優(yōu)化置配，種植的規(guī)模化和標(biāo)準(zhǔn)化促進(jìn)了農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)民增收[5]；同時(shí)農(nóng)地流轉(zhuǎn)提高農(nóng)地利用效率，促進(jìn)了轉(zhuǎn)入戶農(nóng)民收入的增長[6]； 此外，對于轉(zhuǎn)出方，土地流轉(zhuǎn)后務(wù)工和出租土地收入對人均純收入增長的貢獻(xiàn)率高達(dá)75%[7]，因此，擴(kuò)大農(nóng)戶耕地經(jīng)營規(guī)模對提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤是非常重要的[8]。然而，其他學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在擴(kuò)大種植規(guī)模的同時(shí)并未產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益。種糧大戶卻沒能通過規(guī)模種植獲得規(guī)模效益，機(jī)械替代勞動(dòng)后并未帶來產(chǎn)量提高和成本降低，反而普遍陷入經(jīng)營困境[9]； 經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大到一定程度以后，糧食的單產(chǎn)和總產(chǎn)水平會(huì)下降[10]，李文明等[11]發(fā)現(xiàn)水稻生產(chǎn)在統(tǒng)計(jì)上并不存在顯著的規(guī)模報(bào)酬遞增或遞減現(xiàn)象，也不存在顯著的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。因此，農(nóng)業(yè)并不存在顯著規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，在復(fù)雜的現(xiàn)實(shí)環(huán)境下需要從農(nóng)業(yè)經(jīng)營本身的特點(diǎn)來重新認(rèn)識[12]。

雖然眾多學(xué)者對土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效益及農(nóng)民增收進(jìn)行研究，但是研究結(jié)論并不一致，而且是基于家庭經(jīng)營規(guī)模的分析，沒有從地塊經(jīng)營規(guī)模的角度研究其經(jīng)濟(jì)效益，特別是流轉(zhuǎn)與非流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益及差異問題。由于土地流轉(zhuǎn)可能會(huì)擴(kuò)大家庭經(jīng)營規(guī)模并增加農(nóng)民收入，但不一定保證土地利用的效益最大化，文章從土地合理利用的角度分析流轉(zhuǎn)與非流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益，并實(shí)證研究效益差異的具體成因。

2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)特征及流轉(zhuǎn)土地經(jīng)濟(jì)效益分析

2.1 數(shù)據(jù)來源及土地流轉(zhuǎn)特征

表1 農(nóng)戶問卷調(diào)查分布情況

地區(qū)喀什地區(qū)博州昌吉州市縣澤普縣博樂市呼圖壁縣奇臺縣、木壘縣戶數(shù)(戶)53386721百分比(%)29.6121.2337.4311.73

該文數(shù)據(jù)來源于2014年7月至2015年1月對新疆土地流轉(zhuǎn)程度較高的昌吉州、博州和土地流轉(zhuǎn)程度較低的喀什地區(qū)的抽樣調(diào)查，調(diào)研采用調(diào)查點(diǎn)分層抽樣和農(nóng)戶隨機(jī)抽樣的方式，在每個(gè)縣選取1～2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2個(gè)行政村，隨機(jī)入戶調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放問卷186份，剔除信息不完整、無效問卷7份，最終有效問卷179份，有效率96.24%。該文農(nóng)戶耕地投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)都為地塊層面的數(shù)據(jù)，對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地地塊的生產(chǎn)經(jīng)營進(jìn)行調(diào)查，同時(shí)對轉(zhuǎn)入耕地農(nóng)戶和未流轉(zhuǎn)耕地農(nóng)戶原承包地地塊的投入產(chǎn)出情況調(diào)查，通過控制地塊特征，該文可以確切的分析流轉(zhuǎn)和未流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益情況。調(diào)研最終獲得179戶農(nóng)戶255塊耕地的投入產(chǎn)出效益數(shù)據(jù)，其中，轉(zhuǎn)出24塊，轉(zhuǎn)入159塊，非流轉(zhuǎn)耕地72塊。調(diào)查農(nóng)戶地區(qū)分布情況見表1。

從調(diào)查農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的情況看，轉(zhuǎn)出耕地的農(nóng)戶，平均流轉(zhuǎn)地塊面積為2.72hm2，將近一半流轉(zhuǎn)耕地面積小于1.33hm2，可以看出農(nóng)戶將比較細(xì)碎的耕地轉(zhuǎn)出，而轉(zhuǎn)入耕地平均地塊面積為5.89hm2，明顯大于轉(zhuǎn)出耕地。耕地的平均流轉(zhuǎn)價(jià)格每年為6592.95元/hm2； 農(nóng)戶流轉(zhuǎn)耕地的平均期限為5.95年，約有近半數(shù)的耕地流轉(zhuǎn)期限在1～3年，以短期流轉(zhuǎn)為主； 流轉(zhuǎn)方式主要以轉(zhuǎn)包和出租為主，分別占比67.07%、23.17%，互換僅占4.88%。其中，有44塊轉(zhuǎn)入耕地與農(nóng)戶原有耕地相連，通過土地整理，平均新增耕地面積14.86%。

2.2 農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營效益對比分析

該文基于耕地地塊投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，以棉花和小麥作為例，分析流轉(zhuǎn)和非流轉(zhuǎn)耕地之間的經(jīng)濟(jì)效益差異。通過對農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的分析可以看出，流轉(zhuǎn)耕地用于種植棉花的平均地塊面積為6.61hm2，高于非流轉(zhuǎn)耕地4.33hm2，單產(chǎn)為4337.775kg/hm2，低于非流轉(zhuǎn)耕地的單產(chǎn)，流轉(zhuǎn)耕地產(chǎn)值為2.732364萬元/hm2，低于非流轉(zhuǎn)耕地2.981475萬元/hm2。在投入方面，流轉(zhuǎn)耕地的物質(zhì)投入為8371.26元/hm2，與非流轉(zhuǎn)耕地相差不大； 其中流轉(zhuǎn)耕地的種子費(fèi)用、水費(fèi)費(fèi)用和機(jī)械費(fèi)用高于非流轉(zhuǎn)耕地，農(nóng)家肥費(fèi)用和農(nóng)藥費(fèi)用低于非流轉(zhuǎn)耕地，說明流轉(zhuǎn)耕地的農(nóng)家肥投入不足，農(nóng)戶在流轉(zhuǎn)耕地上偏向短期利益，可能造成土地肥力下降，影響土地的持續(xù)利用； 同時(shí)，流轉(zhuǎn)耕地的銷售費(fèi)用、財(cái)務(wù)費(fèi)用以及固定資產(chǎn)折舊等其他費(fèi)用為549.39元/hm2，高于非流轉(zhuǎn)耕地； 流轉(zhuǎn)耕地勞動(dòng)力投入為214.86工日/hm2，低于非流轉(zhuǎn)耕地，說明土地流轉(zhuǎn)后機(jī)械費(fèi)用增加導(dǎo)致勞動(dòng)力投入的減少。種植棉花流轉(zhuǎn)耕地的平均價(jià)格為6510.56元/hm2，其平均凈收入為8621.84元/hm2，低于非流轉(zhuǎn)耕地1.691957萬元/hm2。

流轉(zhuǎn)耕地用于種植小麥的平均地塊面積為15.08hm2，遠(yuǎn)高于非流轉(zhuǎn)耕地，每公頃單產(chǎn)為6168.754kg，低于非流轉(zhuǎn)耕地單產(chǎn)，每公頃平均產(chǎn)值為1.523064萬元/hm2。流轉(zhuǎn)耕地物質(zhì)投入為7202.15元/hm2，低于非流轉(zhuǎn)耕地，特別是農(nóng)業(yè)機(jī)械使用費(fèi)用大幅減少； 流轉(zhuǎn)耕地的勞動(dòng)力投入為42.99工日/hm2，低于非流轉(zhuǎn)耕地； 土地的平均流轉(zhuǎn)價(jià)格為3937.50元/hm2，流轉(zhuǎn)耕地凈收入為2262.08元/hm2，低于非流轉(zhuǎn)耕地7938.99元/hm2，可見流轉(zhuǎn)耕地土地租金導(dǎo)致流轉(zhuǎn)耕地的利潤空間大幅減少。

表2 基于地塊的棉花與小麥經(jīng)濟(jì)效益對比分析

主要指標(biāo)單位棉花小麥非流轉(zhuǎn)耕地流轉(zhuǎn)耕地非流轉(zhuǎn)耕地流轉(zhuǎn)耕地播種面積hm24.336.611.6515.08單產(chǎn)kg/hm24732.5004337.7757463.5176168.754銷售價(jià)格元/kg6.306.302.182.47產(chǎn)值元/hm229814.7527323.6416270.4715230.64種子費(fèi)元/hm21071.441260.501220.671121.25化肥費(fèi)用元/hm22664.752324.451508.121355.63農(nóng)家肥費(fèi)用元/hm2225.0032.51689.19281.25農(nóng)藥費(fèi)用元/hm21502.251099.98802.711012.50農(nóng)膜費(fèi)用元/hm2912.00855.84581.76403.13水費(fèi)費(fèi)用元/hm21029.751250.00936.48825.00機(jī)耕費(fèi)用元/hm2705.00998.611846.621190.63其他費(fèi)用元/hm275.00549.3928.38112.50物質(zhì)投入元/hm28185.198371.267613.937202.15勞動(dòng)投入工日/hm2224.75214.8694.0542.99土地成本元/hm20.006510.560.003937.50凈收入元/hm216919.578621.847938.992262.08

從上述分析發(fā)現(xiàn)：(1)流轉(zhuǎn)耕地用于種植小麥和棉花的地塊規(guī)模均有不同程度的擴(kuò)大，但是流轉(zhuǎn)耕地的單位面積產(chǎn)出均低于非流轉(zhuǎn)耕地的產(chǎn)出； (2)棉花和小麥流轉(zhuǎn)與非流轉(zhuǎn)耕地在物質(zhì)投入上差異不大，但是流轉(zhuǎn)后雇工成本以及土地租金導(dǎo)致總投入大幅增加，流轉(zhuǎn)耕地的凈收入顯著低于非流轉(zhuǎn)耕地； (3)用于種植棉花的耕地其土地租金高于小麥，但是流轉(zhuǎn)耕地用于種植棉花的產(chǎn)值遠(yuǎn)高于小麥，使得流轉(zhuǎn)耕地的凈收入高于小麥，導(dǎo)致流轉(zhuǎn)耕地“去糧化”問題突出。導(dǎo)致上述現(xiàn)象出現(xiàn)的原因究竟是什么？值得深入研究，為此，該文采用計(jì)量分析的方法對其原因進(jìn)行進(jìn)一步分析。

3 影響因素的選取及描述性分析

上文對流轉(zhuǎn)耕地和非流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)比較分析，發(fā)現(xiàn)流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益低于非流轉(zhuǎn)耕地的效益，但是是何種原因造成，是農(nóng)戶直接對不同耕地類型經(jīng)營方式的差異，還是來自農(nóng)戶流轉(zhuǎn)決策間接造成不同類型耕地經(jīng)濟(jì)效益差異？因此該文采用計(jì)量方法實(shí)證分析其經(jīng)濟(jì)效益差異的成因，為農(nóng)戶提供合適的物質(zhì)、勞動(dòng)投入提供指導(dǎo)，以實(shí)現(xiàn)流轉(zhuǎn)耕地的利潤最大化。

在現(xiàn)實(shí)環(huán)境條件下，影響流轉(zhuǎn)耕地與非流轉(zhuǎn)耕地之間的經(jīng)濟(jì)效益差異的原因很多，農(nóng)戶個(gè)體原因、農(nóng)戶家庭原因、土地資源稟賦、產(chǎn)權(quán)問題、規(guī)模化經(jīng)營意愿、社會(huì)化服務(wù)、組織化程度等均可能對農(nóng)戶耕地的經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生影響。例如，文化程度越高的農(nóng)戶采用先進(jìn)技術(shù)、對市場信息敏感，以及能夠通過合理投入達(dá)到較高經(jīng)濟(jì)效益； 家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多，其需要的雇工較少，人工成本較低； 兼業(yè)化程度越低(農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重)的農(nóng)戶其經(jīng)濟(jì)收入主要依靠種植業(yè)，更注重土地經(jīng)營的經(jīng)濟(jì)效益； 社會(huì)化服務(wù)為農(nóng)戶生產(chǎn)活動(dòng)提供各種技術(shù)服務(wù)、信息服務(wù)等農(nóng)戶所需要的服務(wù)，因此，對社會(huì)化服務(wù)滿意度越高的農(nóng)戶其生產(chǎn)效益要高于滿意度低的農(nóng)戶； 參加合作社的農(nóng)戶統(tǒng)一購買生產(chǎn)資料降低生產(chǎn)成本，統(tǒng)一銷售又可以提高銷售價(jià)格，其經(jīng)濟(jì)效益可能高于未參加合作社的農(nóng)戶。因此，該文假設(shè)農(nóng)戶戶主特征、農(nóng)戶家庭特征、土地資源稟賦等因素對農(nóng)戶耕地的經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，選擇的具體影響因素指標(biāo)及解釋如表3。

表3 解釋變量及其統(tǒng)計(jì)特征

變量符號變量解釋流轉(zhuǎn)耕地非流轉(zhuǎn)耕地性別Sex戶主性別,男性=1,女性=0;反映戶主性別的影響0.97300.9610民族Race戶主民族,漢族=1,少數(shù)民族=0;反映戶主民族的影響1.00000.8442年齡Age戶主年齡,單位:歲;反映戶主年齡的影響44.567644.8571受教育年限Edu戶主受教育年限,單位:年,小學(xué)文化程度=6,初中文化程度=9,高中文化程度=12,大專及以上=15;反映戶主受教育程度的影響8.35149.0390家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)Agrilabor家庭務(wù)農(nóng)人數(shù),單位:人;反映家庭勞動(dòng)力的影響2.22972.3636農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重Agripro家庭農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重;反映農(nóng)戶兼業(yè)的影響0.80450.8755耕地地塊面積Plotarea耕地地塊面積,單位:hm2,反映耕地規(guī)模的影響3.02560.8556人均面積Percarea家庭人均面積,單位:hm2;反映土地資源稟賦的影響7.18722.3962規(guī)模經(jīng)營意愿Scalewill農(nóng)戶是否愿意規(guī)模經(jīng)營,愿意=1,不愿意=0;反映農(nóng)戶意愿的影響0.75640.6535土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)Ⅴenture農(nóng)戶認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)是否有風(fēng)險(xiǎn),有=1,沒有=0;反映農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的影響0.82430.8052社會(huì)服務(wù)滿意度CommunService農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的滿意度,不滿意=1,基本可以滿意=2,完全可以滿意=3;反映社會(huì)化服務(wù)的影響2.02701.9091土地權(quán)證CertificateLand農(nóng)戶經(jīng)營耕地是否有土地權(quán)證,有=1,沒有=0;反映土地產(chǎn)權(quán)的影響0.46750.6216參加合作社Cooperative是否參加合作社,參加=1,沒有參加=0;反映組織化程度的影響0.37840.1818地區(qū)差異Distinct農(nóng)戶所在區(qū)域分布,北疆=1,南疆=0;反映南北疆地區(qū)間差異的影響0.94590.3636

4 研究方法及模型選擇

4.1 多元線性回歸模型計(jì)量

該文將每公頃耕地的產(chǎn)值作為衡量流轉(zhuǎn)耕地和非流轉(zhuǎn)耕地經(jīng)濟(jì)效益的產(chǎn)出指標(biāo)(Y)，基于可擴(kuò)展的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建產(chǎn)出Y的生產(chǎn)函數(shù)為：

Y=AKα1Lα2eμHeβX+γD

(1)

α1、α2分別代表物質(zhì)投入和勞動(dòng)力投入的投入彈性，H為種植作物的虛擬變量，D為是否為流轉(zhuǎn)耕地的虛擬變量(0=非流轉(zhuǎn)耕地， 1=流轉(zhuǎn)耕地)，X為戶主年齡、受教育年限、農(nóng)業(yè)收入占比、家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)、人均面積、土地規(guī)模化經(jīng)營意愿、土地權(quán)證、流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知、社會(huì)化服務(wù)滿意度、是否參加合作社和地區(qū)分布等控制變量，兩邊取對數(shù)后可得以下多元線性回歸模型：

LnY=LnA+α1LnK+α2LnL+uH+βX+γD+ε

(2)

僅利用上述方程進(jìn)行簡單回歸，存在樣本非隨機(jī)產(chǎn)生問題，農(nóng)戶選擇是否流轉(zhuǎn)耕地并不是隨機(jī)的，因?yàn)檗r(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地與否必然受到其經(jīng)濟(jì)能力、文化程度、技術(shù)水平等多種因素的影響，這使得通過簡單分組獲得的樣本本身是經(jīng)過了選擇之后的，而并非隨機(jī)的，因此必須考慮到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中樣本選擇問題的可能性。這種樣本非隨機(jī)產(chǎn)生的問題的存在，使得如果只是簡單地用分組的樣本去估計(jì)各變量對經(jīng)濟(jì)效益的影響，將會(huì)產(chǎn)生系統(tǒng)性偏差，難以得到農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地因素對其經(jīng)營效益的一致估計(jì)，因此使用處理效應(yīng)模型(TreatmentEffectModel)來處理這一問題。

4.2 處置效應(yīng)模型(Treatment-EffectsModel)

處理效應(yīng)模型提供了一種檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的方法，并可直接得出耕地流轉(zhuǎn)對其產(chǎn)出的影響。Maddala[13]提出估計(jì)方法有極大似然估計(jì)(MaximumLikelihoodEstimation)和兩步法估計(jì)(Two-stepEstimation)，文章采用的是兩步法估計(jì)的方法。

對于流轉(zhuǎn)耕地和非流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益方程為：

LnYi=LnAi+α1LnKi+α2LnLi+μHi+γDi+εi

(3)

其中，耕地的約束方程為：

Di=βX+ω=∑βixi+ωi

(4)

其中，耕地的決定方程為：

(5)

方程中的變量定義：因變量Yi為耕地的產(chǎn)值，參數(shù)αki(k=1， 2；i=0， 1)表示資本、勞動(dòng)要素對2個(gè)不同耕地類型經(jīng)濟(jì)效益的影響。εi(i=0,1)、ω是隨機(jī)誤差項(xiàng)。在約束方程Di=βX+ω中，Di代表是否流轉(zhuǎn)耕地，并且是一個(gè)(1， 0)虛擬變量，用0表示不是流轉(zhuǎn)耕地， 1表示是流轉(zhuǎn)耕地；X代表解釋向量(農(nóng)戶特征、家庭特征以及外界因素等)，β為參數(shù)向量，ω為隨機(jī)誤差項(xiàng)。耕地的流轉(zhuǎn)與否來自其決定方程，決定是否流轉(zhuǎn)又受制于農(nóng)戶自身因素、家庭因素以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，而Treatment Effects模型則僅通過耕地是否流轉(zhuǎn)這個(gè)變量來區(qū)分由耕地的屬性造成經(jīng)濟(jì)效益的差異，綜合上述考慮，Treatment Effects模型可以校正自選擇偏差(Self Selected，農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)入耕地并非一個(gè)隨機(jī)行為或隨機(jī)的分配結(jié)果，而是農(nóng)戶基于自身經(jīng)濟(jì)條件、技術(shù)裝備、規(guī)模經(jīng)營愿望等因素而做出的一種行為選擇結(jié)果)。處置效應(yīng)模型將檢驗(yàn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益與其是否為流轉(zhuǎn)耕地存在相關(guān)關(guān)系，而耕地流轉(zhuǎn)是農(nóng)戶經(jīng)營能力等多種因素影響的結(jié)果，即為農(nóng)戶的耕地流轉(zhuǎn)行為受多種因素的影響。如果樣本中耕地的經(jīng)濟(jì)效益未受到流轉(zhuǎn)耕地與否的影響，那么將可以發(fā)現(xiàn)流轉(zhuǎn)耕地與非流轉(zhuǎn)耕地產(chǎn)出之間沒有顯著差異，否則，這些變量的參數(shù)將會(huì)顯著地不等于零。

5 實(shí)證分析與結(jié)果討論

5.1 多元線性回歸

為了估計(jì)結(jié)果的可靠性，該文采用穩(wěn)健性回歸(Robust Regression)估計(jì)方法分析土地流轉(zhuǎn)因素對其經(jīng)濟(jì)效益差異的影響，輸出結(jié)果如表4所示。穩(wěn)健性回歸的F值(42.09)的P值檢驗(yàn)為0.0000，通過了檢驗(yàn)，拒絕整體模型中的回歸系數(shù)都為零的原假設(shè)。

研究結(jié)果顯示，勞動(dòng)力投入(0.0239)對耕地的經(jīng)濟(jì)效益影響不顯著，物質(zhì)投入(0.3161)對耕地經(jīng)濟(jì)效益的影響顯著，表明每增加1%的物質(zhì)投入，產(chǎn)出增加0.3161%，物質(zhì)投入的增加可以顯著提高耕地的產(chǎn)出，勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.0239，表明每增加1%的勞動(dòng)力，產(chǎn)出增加0.0239%。是否為流轉(zhuǎn)耕地(-0.0219)的系數(shù)為負(fù)但不顯著。

表4 多元線性回歸和處置效應(yīng)模型結(jié)果

變量符號OLS(Robust)Treatment-Effects模型Probit回歸兩步法估計(jì)系數(shù)T值系數(shù)T值系數(shù)T值勞動(dòng)投入Labor0.02390.5974——0.02970.8453物質(zhì)投入Capital0.3161**2.1016——0.2834***3.8263是否為流轉(zhuǎn)耕地Transfer-0.0219-0.2937 — —-0.2817**-2.3719常數(shù)項(xiàng)Con6.4566***6.1776——5.9571***10.7267性別Sex-0.0601-0.3415-0.2977-0.2324-0.2706-0.2075民族Race-0.0087-0.10432.4643*1.73452.4605*1.7362年齡Age-0.0118-0.6153-0.0533***-3.5163-0.0464***-2.9858受教育年限Edu0.00260.9551-0.1745***-2.8268-0.1781***-2.8259家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)AgriLobor-0.0277-0.93940.11740.75320.11050.6920農(nóng)業(yè)收入占家庭收入之比AgriPro0.2483**2.3844————耕地地塊面積PlotArea-0.1157**-2.2069 — — — —家庭人均面積PerCArea——0.00591.46490.0069*1.6565規(guī)模經(jīng)營意愿ScaleWill——0.07780.21810.25880.7276土地權(quán)證Certiland0.2104***2.99140.13940.46740.17520.5778土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)Ⅴenture0.08481.4575-0.7236**-2.0142-0.6046*-1.9444社會(huì)服務(wù)滿意度ComService0.02600.5914-0.0555-0.2657-0.0212-0.1012參加合作社Cooperative0.06150.7689-0.2313-0.7023-0.2566-0.7756地區(qū)分布Distinct-0.0530-0.30432.0383***5.62291.8877***5.0500逆轉(zhuǎn)比率Mills————0.11721.4495樣本量Obs231231231F值/Wald檢驗(yàn)值F/WaldValue42.0948.64291.17P值Prob>F/Wald0.00000.00000.0000調(diào)整R2/LL值R-sq/LLValue0.7108-64.5521— 注:極大似然估計(jì)LL值為Logpseudolikelihood;限于篇幅,種植作物變量H的估計(jì)結(jié)果沒有列出;***、**、*分別表示α在1%、5%、10%顯著水平的條件下可以通過相應(yīng)的假設(shè)檢驗(yàn)

農(nóng)業(yè)收入占家庭收入之比(0.2483)在1%的顯著水平下顯著，表明農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中的比例越高，其耕地的經(jīng)濟(jì)效益越高。原因是此類農(nóng)戶專門從事或主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，能夠較好地使土地、勞動(dòng)力、資金和技術(shù)等各種要素組合起來得到充分合理利用，推動(dòng)生產(chǎn)向規(guī)模化、專業(yè)化發(fā)展。耕地地塊面積的影響(-0.1157)在5%顯著水平下負(fù)向顯著，表明地塊面積的擴(kuò)大其經(jīng)濟(jì)效益反而下降，陷入了規(guī)模困境，其原因在于規(guī)模的擴(kuò)大帶來的生產(chǎn)經(jīng)營上資金投入的壓力，單位耕地的物質(zhì)投入和勞動(dòng)力投入略顯不足，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)效益低于非流轉(zhuǎn)耕地。土地權(quán)證(0.2104)在1%的顯著性水平下顯著，說明農(nóng)戶擁有土地權(quán)證對耕地經(jīng)濟(jì)效益影響為正向影響，其主要原因是土地確權(quán)保證土地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性和排他性，提高農(nóng)戶對土地經(jīng)營收益的合理預(yù)期，有利于農(nóng)戶在土地上投入較多的人力物力，以提高耕地質(zhì)量，增加經(jīng)濟(jì)效益。地區(qū)差異(-0.0530)顯著，說明北疆地區(qū)耕地經(jīng)營的經(jīng)濟(jì)效益低于南疆地區(qū)，其原因是南疆地區(qū)人均耕地面積較少，土地流轉(zhuǎn)困難，規(guī)模化經(jīng)營不足，農(nóng)戶追求單位面積產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)效益，其結(jié)果為單位面積的產(chǎn)值高于北疆地區(qū)。

5.2 處置效應(yīng)模型

該文采用處置效應(yīng)模型兩步法進(jìn)行估計(jì)，首先用Probit模型對是否為流轉(zhuǎn)耕地進(jìn)行估計(jì)，然后根據(jù)估計(jì)結(jié)果計(jì)算逆轉(zhuǎn)比率(逆轉(zhuǎn)比率的計(jì)算詳見Maddala的著作)，最后在耕地效益方程中帶入逆轉(zhuǎn)比率進(jìn)行回歸。第一步Probit回歸中，因變量耕地是否流轉(zhuǎn)為二元選擇變量，自變量包括農(nóng)戶特征、家庭特征以及外界因素等因素。第二步，對流轉(zhuǎn)耕地和非流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益進(jìn)行回歸，解釋變量中加入逆轉(zhuǎn)比率以修正樣本自選擇性偏差的影響，估計(jì)的輸出結(jié)果如表4所示。在第二階段估計(jì)中，Wald卡方(291.17)檢驗(yàn)(P=0.0000)，表明整個(gè)模型在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，逆轉(zhuǎn)比率系數(shù)(0.1172)的T值檢驗(yàn)(P=0.15>10%)不顯著，說明流轉(zhuǎn)耕地與非流轉(zhuǎn)耕地經(jīng)濟(jì)效益的差距主要來自農(nóng)戶對不同耕地經(jīng)營方式的差異。

勞動(dòng)力投入對其產(chǎn)出的影響不顯著但為正向影響，與OLS估計(jì)相比，其產(chǎn)出彈性系數(shù)由0.0239提高到0.0297，說明在考慮土地流轉(zhuǎn)因素下，勞動(dòng)力投入的產(chǎn)出彈性增加，即每增加1%的勞動(dòng)力投入帶來0.0297%的產(chǎn)出增加。物質(zhì)投入與OLS估計(jì)相比，其產(chǎn)出彈性均出現(xiàn)下降，在樣本選擇模型下物質(zhì)投入(0.2834)顯著，這與多元線性回歸的估計(jì)結(jié)果一致，只是其產(chǎn)出彈性系數(shù)的增減變化。處置效應(yīng)模型中是否為流轉(zhuǎn)耕地(-0.2817)對耕地經(jīng)濟(jì)效益在5%顯著性水平下影響顯著，表明流轉(zhuǎn)耕地的經(jīng)濟(jì)效益顯著低于非流轉(zhuǎn)耕地的效益。

戶主民族因素對耕地是否流轉(zhuǎn)的影響(2.4605)在10%顯著水平下顯著，說明漢族農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入的行為發(fā)生概率顯著高于少數(shù)民族農(nóng)戶； 戶主年齡(-0.0464)的影響顯著，農(nóng)戶年齡越大越不可能轉(zhuǎn)入土地； 戶主受教育年限的影響系數(shù)-0.130,且在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，說明文化程度越高的農(nóng)戶，其轉(zhuǎn)入耕地行為發(fā)生的概率越低。家庭人均耕地面積(土地資源稟賦)的系數(shù)為0.0069，在10%的置信水平下通過顯著性檢驗(yàn)，表明家庭人均耕地越多，其通過土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營的意愿越強(qiáng)烈，因此農(nóng)戶轉(zhuǎn)入耕地行為的概率越高。農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知(-0.6046)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響為負(fù)且在10%下顯著，說明農(nóng)戶認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)存在風(fēng)險(xiǎn)，其轉(zhuǎn)入耕地的概率低于認(rèn)為不存在流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)戶，其原因是大多數(shù)農(nóng)戶是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知制約了農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地。地區(qū)差異(1.8877)對土地流轉(zhuǎn)正向顯著，在1%下通過顯著性檢驗(yàn)，表明北疆地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為高于南疆地區(qū)，這與北疆地區(qū)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模及比例遠(yuǎn)高于南疆地區(qū)的事實(shí)相一致。

6 結(jié)論及建議

該文摒棄以往以農(nóng)戶家庭為單位的研究視角，而以耕地地塊為研究視角，分析流轉(zhuǎn)與非流轉(zhuǎn)耕地之間的經(jīng)濟(jì)效益差異及其成因。研究發(fā)現(xiàn)：土地流轉(zhuǎn)均實(shí)現(xiàn)了耕地地塊面積的擴(kuò)大，但是流轉(zhuǎn)后雇工成本以及土地租金導(dǎo)致流轉(zhuǎn)耕地凈收入的下降，流轉(zhuǎn)耕地用于種植經(jīng)濟(jì)作物的凈收入遠(yuǎn)高于糧食作物的凈收入，造成流轉(zhuǎn)耕地去糧化現(xiàn)象突出。過高的土地租金導(dǎo)致耕地集中后難以維持種糧的盈利，以及種糧本身經(jīng)濟(jì)效益低下，因此需要綜合考慮建立農(nóng)地流轉(zhuǎn)的激勵(lì)機(jī)制和約束機(jī)制確保糧食安全[14-16]。

(1)差別化解決流轉(zhuǎn)耕地去糧化問題。在市場需求的指導(dǎo)下加大力度加快新疆農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在糧食主產(chǎn)區(qū)，要采取多種財(cái)政補(bǔ)貼措施切實(shí)有效地確保糧食的種植規(guī)模； 在其他地區(qū)，合理引導(dǎo)農(nóng)戶多元化種植，因地制宜地發(fā)展多種經(jīng)營，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)作物種植規(guī)模，增加農(nóng)民收入。

(2)積極培育新型經(jīng)營主體，規(guī)范土地流轉(zhuǎn)行為。發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)村農(nóng)業(yè)教育，加大農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)力度，大力培養(yǎng)新型職業(yè)農(nóng)民； 提倡集中整治、連片開發(fā)，通過互換、轉(zhuǎn)包等流轉(zhuǎn)模式擴(kuò)大耕地地塊面積； 進(jìn)一步推進(jìn)新疆土地確權(quán)工作，降低農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的各類風(fēng)險(xiǎn)。

(3)提高流轉(zhuǎn)耕地經(jīng)濟(jì)效益，促進(jìn)農(nóng)民增收。鼓勵(lì)土地長期流轉(zhuǎn)，對轉(zhuǎn)入耕地農(nóng)戶進(jìn)行種植補(bǔ)貼； 提高農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施投資力度，促進(jìn)農(nóng)戶土地長期投資和開發(fā)利用； 提高農(nóng)戶機(jī)械化水平，保障種植規(guī)模與機(jī)械設(shè)備相適應(yīng)，降低雇工成本，增加經(jīng)濟(jì)效益，增加農(nóng)民收入。

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OPERATIONAL BENEFITS OF FARMLAND TRANSFER AND ITS CAUSES——BASED ON 179 HOUSEHOLDS SURVEY DATA IN XINJIANG

Xie Wenbao1，Liu Jiaqi2，Liu Guoyong1※

(1.Economics and Trade School, Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052, China; 2.School of Insurance, University of International Business and Economics, Beijing 100029, China)

The objective of this study is to research the differences of economic benefits between circulation land and non-circulation land from the perspective of household management, and find out the causes, in order to improve the land management benefit and provide a reference to speed up the land circulation. Based on the input and output data of household arable land in Xinjiang, the paper analyzed economic benefits differences between circulation land and non-circulation land by comparative analysis, and analyzed the causes of economic benefits differences with the multiple linear regression and treatment-effects model. The results showed that the scale of arable land circulation had been expanded, but the output of circulation farmland per hectare was lower than that of non-circulation farmland; the profit margin of the transfer land significantly decreased because of the increase of employee costs and land rents; the economic benefits of food crops were inferior to that of economic crops. The multiple linear regression analysis showed that proportion of agricultural income and land warrant had significantly positive impacts on the land economic benefits, but the area of the cropland was significantly negative.Treatment-effects model analysis showed that the ethnic of householders, household per capita land area and regional distribution produced influenced on land transfer positively, but the age and education of householders, the risk perception of land transfer were significantly negative. It concluded that the household achieved land scale management by land circulation, but the excessive non-material inputs such as land rent decreased the economic benefits of circulation lands, resulting in the issues of replacement of food crop on the circulation land. For improving the economic benefits of circulation land, it suggested to increase the households′ agricultural income proportion, rationally allocate input factors of production, and speed up the rural land ownership registration.

households; land transfer; economic benefits; cause analysis; treatment-effects model

10.7621/cjarrp.1005-9121.20170208

2015-11-14 作者簡介：謝文寶(1987—)，男，甘肅平?jīng)鋈耍┦俊Ｑ芯糠较颍恨r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。※通訊作者：劉國勇(1964—)，男，甘肅武威人，博士、教授。研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。Email：xjaulgy1234@163.com *資助項(xiàng)目：新疆維吾爾自治區(qū)軟科學(xué)研究項(xiàng)目“城鎮(zhèn)化視角下新疆土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民增收的路徑研究”(201442102)

F321.1

A

1005-9121[2017]02056-08