經營規模、契約特征對新型農業經營主體農地整治積極性的影響
——基于5省15縣的調查

鐘 真，王玉迪

（中國人民大學農業與農村發展學院，北京 100872）

1 引言

土地整治有利于提高農用地產出率、降低生產成本、提高農民收入，還具備保護自然景觀、改善環境等生態功能[1]，因而國家歷來高度重視?！度珖鴩烈巹澗V要（2016—2030年）》、《全國土地整治規劃（2016—2020年）》、近年來中央一號文件以及2019年最新修訂的《土地管理法》，均強調了農地整治的重要性并作出了相應的部署。一般而言，土地整治是指對低效能用地、不合理和未開發利用土地進行整理、開發、復墾、修復等活動的統稱，狹義的土地整治是針對農業用地進行田、水、路、林、村的綜合整治；高標準農田建設包括農田整治、水利設施、田間道路等配套設施建設[2]。因而，本文所指農地整治主要包括地塊平整、土壤改良、水利設施與田間道路4個方面。

由于農地整治具有一定的公共物品性質，政府常常是農地整治的主要投資主體，農民參與度不高[3-5]。但單靠政府投資，常常會因農地整治資金來源方式單一而使整治項目缺乏可持續性，還會導致農地整治過多體現政府意志而無法有效滿足農業經營者的個性需求。因此，農地整治有必要擴寬融資渠道，鼓勵社會各界投資[6]。從實踐看，除了農業企業以外，專業大戶、家庭農場、農民合作社等各類規模經營主體在農地整治中發揮了越來越重要的作用[7]。根據中共十八大以來中央一號文件和相關文獻的定義，新型農業經營主體一般是指家庭農場、專業大戶、農民合作社、農業企業和專業化農業服務組織等[8]。本文根據經營方式不同，將新型經營主體進一步分為家庭農場或專業大戶（代表家庭經營，以下簡稱“家庭農場”）、農民合作社（代表合作經營）和農業企業（代表企業經營）三大類。已有研究表明，新型農業經營者有效參與農地整治甚至成為其主導者，有助于提高農地整治績效[9]。但是，由于農地整治帶有一定程度的公共物品性質和投資長期性，新型農業經營主體的農地整治決策還容易受到農地經營規模與農地契約穩定性兩大因素的影響。其中，農地契約穩定性能促進農業長期投資的觀點為大多數學者所認同[10-11]，但農地經營規模對農地整治的影響尚存在較大的爭論[12-14]。為此，在全國土地確權工作基本完成、中央明確第二輪土地承包到期后再延長三十年的背景下，特別是在當前新型農業經營主體日益成長為農業發展中堅力量的形勢下，有必要對農地經營規模、農地契約期限等一系列契約特征與新型農業經營主體（以下簡稱“經營者”）農地整治行為及其程度之間的關系進行實證分析，為新時期有效推進農地整治提供有益的參考。

2 研究假說

2.1 農地規模與農地整治

不少文獻表明，農地整治初期投資大且不會隨著參與人數的增加而提高，農地經營面積的擴大使得農地整治的單位投入成本降低[13-14]，故農地整治投資的規模效應明顯。但不同于肥料等農業生產資料投資，農地整治具有一定公共物品性質且不易移動，隨著經營規模的擴大，農地整治的公共物品溢出效應越強，公共物品“非排他性”使得經營者更愿意去享受他人農地整治所帶來的效益[13]。盡管已有研究發現地塊規模擴大能促進經營者單獨投資決策[14]，但在其規模效應發揮作用之前，公共物品溢出效應的存在會抑制經營者有關農地整治的投資。因此可能會存在一個最優的農地規模水平：在未達到這個水平之前，溢出效應大于規模效應，即經營者農地整治投資可能性和投資程度不會隨著經營規模的擴大而提高；在達到此水平之后，規模效應大于溢出效應，即隨著經營規模擴大，經營者增加農地整治投資的可能性和投資程度不斷增強。如果將農地整治可能性及投資程度統稱為農地整治積極性，那么本文提出假說H1：農地經營規模與經營者農地整治積極性之間存在“U型關系”。

由于溢出效應與農地整治的公共物品性質緊密相關，而不同類型的農地整治又存在不同的公共物品特點，因而有必要按照公共物品性質的程度將農地整治進一步細分來考察經營規模對其的影響。綜合已有文獻和實踐來看，農地整治主要可分為可以改變農地形態和質量的土地類整治和可以提高農地使用便利性的設施類整治兩類[15]。前者如地塊平整、土壤改良等項目，后者如田間道路、水利設施等項目。比較而言，土地類整治的排他性更強，即土地類整治的收益主要由經營者獲得，而同期其他的經營者和后期接手的經營者分享其整治收益的可能性不高，因而政府給予補貼的可能性也相對更低；并且土地類整治與農業生產的關系更為密切，整治費用與農地經營規模高度正相關，按照H1的邏輯，農地經營規模在最優規模水平之前，經營規模越大的經營者進行土地類整治的積極性將更低。相反，設施類整治的公共物品性質更為明顯，其他經營者在同期或后期獲益的可能性更高，并且政府常常會因設施類整治的顯著公共物品性質而給予經營者不同形式和程度的補貼，從而進一步帶動經營者在設施類整治上的投資積極性；此外，設施類整治的費用常常不完全與農地經營面積成正比，其成本節約上的規模效應一般比土地類整治更為明顯。據此邏輯，本文提出假說H2：農地經營規模越大，經營者土地類整治積極性比設施類整治積極性更低。

2.2 契約特征與農地整治

由于中國農地細碎化的現實，各種類型的農地流轉十分普遍。而大量文獻已經發現，農地流轉的契約特征會通過影響農地契約穩定性進而對農地整治意愿和程度產生明顯作用[16-18]。綜合來看，農地契約特征包括契約時長、契約價格、契約對象、契約形式和契約條件等方面[19]。其中，契約時長包括經營者能夠使用經營農地的總時長與剩余時長；契約時間越長，經營者享有農地整治投資的收益權時間越長，有利于經營者開展農地整治并增加相關投資。契約價格即農地流轉的租金，租金在一定程度上提高了農地契約的正式性程度，降低了流轉雙方違約可能性，間接增強了農地契約穩定性，對經營者進行農地整治具有正向激勵，但租金過高并不利于提高經營者農地整治積極性，因為租金越高增加了轉入農地成本，從而提高了農地整治投資門檻。契約對象是指轉入農地的經營者與原承包戶之間的關系。相較而言，來自親友或村集體的農地在契約穩定性上更加有保障，從而激勵經營者進行農地整治。書面為主的契約形式以及農地有擔保、獲得批準或經過流轉平臺等契約條件均提升了轉入農地的正式程度，同時以上情形也暗含著經營者所經營的農地受到了第三方的監督，這有效降低了農地整治投資收益的不確定性，有利于經營者開展農地整治并增加投資。據此，本文提出假說H3：農地契約特征將顯著影響經營者農地整治積極性。具體而言，契約時長對經營者農地整治積極性具有顯著的正向影響；契約價格則具有顯著負向影響；契約對象是親友或村集體，契約形式是書面合同，契約條件中具備第三方擔保、取得政府或村集體批準或者經過農地流轉平臺的,經營者農地整治積極性相對更高。

3 數據與變量

3.1 數據來源

本文采用的數據來自課題組于2018年對山東、安徽、河北、陜西、吉林5省15縣的實地調查，共獲得各類新型農業經營主體481份問卷，有效樣本為465份；其中，家庭農場占59.14%，農民合作社占32.47%，農業企業占8.39%。

3.2 描述性分析

農地整治的整體行為是指地塊平整、水利設施、田間道路以及土壤改良4項中至少進行過一項，農地整治的整體費用則是將4項整治項目每畝投入費用加總而得。樣本數據顯示，至少進行過一項農地整治行為的經營者高達81.80%，其中改良土壤整治項目開展最多，田間道路整治項目開展最少，相對于進行基礎設施類整治，樣本經營者開展土地類整治項目較多。在農地整治投入費用方面，樣本經營者平均投資4 501.3元/畝，其中水利設施項目投入費用最多，改良土壤項目投入資金最少，與農地整治行為不同的是，樣本農戶在設施類整治投入費用要遠高于土地類整治項目（表1）。

具體到不同類型的經營主體來看，家庭農場田間道路項目的開展比例最低，僅42.29%；農民合作社整治投入總費用最多，平均達到5 647.12元/畝，且主要投入在田間道路和水利設施兩個設施類整治項目上；在土地類整治中，地塊平整項目為家庭農場投入最多，改良土壤項目則是農業企業投入最多。從出資主體看，4項具體整治項目中家庭農場均為最主要的出資者；此外，合作社部分或全部成員是土地類整治的第二大力量，而政府則主要在設施類整治中發揮著第二投資者的角色。

農地經營規模方面，樣本經營者平均經營1 076.01畝農地，平均轉入551.99畝農地，其中轉入農地面積占農地經營面積平均為63.44%。從不同類型的新型農業經營主體看，農業企業的農地經營面積、轉入農地面積、農地轉入比例均最高，家庭農場則均相對最小，農民合作社居中（表2）。

農地契約特征方面，本文選取了時長、價格、形式、對象、條件5個維度來進行全面考察。由于中共十九大明確了農村土地二輪承包到期后繼續延包30年，這使得樣本經營者流轉土地的時長大多數超過了二輪承包截止時間，流轉總時長平均約30年，平均剩余時長近19年；其中家庭農場的流轉時長和剩余時長均最長。約有73%的經營者轉入農地需要支付租金且年租金平均為533.13元/畝，其中家庭農場需要支付租金的比例和租金水平都相對更低，而農業企業最高。絕大部分經營者（約93%）的土地流轉契約均以正式的書面契約為主，各類經營主體都極少有口頭約定式的非正式契約。樣本經營者中多以村集體（約52%）和陌生人（約42%）為主要契約對象，而流轉農地來自親友的比重不足17%；其中，家庭農場的契約對象以村集體最多，而農業企業則以陌生人最多。有52.60%的樣本經營者轉入農地需要經過政府或村集體批準，而具備第三方擔保的比例不足20%，并且經過流轉平臺簽訂契約的比例更是不足8%；其中，農業企業在以上三個契約條件上的比例均是最高的（表3）。

表1 農地整治行為與費用Tab.1 Behavior and degree of farmland consolidation

表2 農地經營面積Tab.2 Farmland operational area

表3 農地契約特征Tab.3 The characteristics of farmland contracts

為了有效測度經營規模與契約特征對新型農業經營主體的農地整治積極性，本文根據已有文獻的做法，進一步選取了5個方面的指標作為控制變量：一是政府支持，它主要會影響經營者對土地整治的信心和投資成本[20]；二是農地以外的要素投入與開支，包括勞動投入量和除農地整治投資以外的固定資產投資，它們主要會影響經營者可用的農地整治經費[21]；三是個人特征，包括農業以外消費開支、年齡、受教育水平、婚姻、屬地、黨員、經歷等特點，它們主要影響經營者基于稟賦的決策偏好[22]；四是經營主體類型，經營方式的不同會引起經營者決策邏輯的差異[23]；五是地形地貌和省份特征，這些因素主要是為了控制不同區域農業生產環境和產業政策的差異[24]。具體指標的描述性統計見表4。

4 模型設定以及估計結果

4.1 模型設定

為了重點考察農地經營規模和農地契約特征對新型農業經營主體農地整治的影響，本文設定如下計量模型：

式（1）中：Ti表示經營者農地整治行為或農地整治程度；β0表示待估截距項，β1、β2表示待估系數；θj表示控制變量系數向量；μi表示隨機誤差項；變量Scalei表示農地經營規模的變量集合，包括經營者農地經營面積、農地經營面積的平方以及農地轉入比例，為減輕轉入農地與經營面積之間存在多重共線性，本文用轉入農地面積占經營面積的比重即農地轉入比例來衡量轉入農地情況；變量Contracti表示農地契約特征的變量集合，包括契約時長、契約價格、契約對象、契約形式以及契約條件；變量Xi表示其他控制變量。當Ti衡量農地整治行為時，本文采用Probit模型進行分析；當Ti衡量農地整治程度即農地整治投入費用多少時，本文使用Tobit模型進行估計。此外，由于自變量較多，為了檢驗可能存在的多重共線性問題，本文對進入模型的自變量進行Spearman檢驗，發現自變量中相關性最大的兩個變量，其相關系數為0.60，并且平均的方差膨脹因子（Mean VIF）值為1.68，最大的也僅為2.89，說明上述模型設定在這個方面是可以接受的。

表4 其他變量描述性統計Tab.4 The descriptive statistics of other variables

4.2 內生性問題的討論

理論上，農地經過整治后能一定程度改善地塊分散、提升農地質量、強化農業生產的便利性，它能在農地流轉中發揮積極的信號作用,經營者更容易轉入農地[25]，因此農地整治與經營規模之間很可能存在互為因果的內生性問題。為此，本文借鑒已有文獻的做法[26]，選取樣本戶所在鄉鎮的其他戶人均土地面積作為工具變量進行回歸分析。一般而言，同一鄉鎮內其他戶的人均土地面積越多，經營者能轉入的土地越多，經營規模會更大，但是其他戶的人均土地面積并不直接影響樣本戶的農地整治行為和程度。因此，這一工具變量在理論上具有較好的外生性和一定的解釋力。此外，根據已有文獻分析發現，政府支持也常常作為農戶生產經營決策的一個內生變量。但是由于本研究所采用的是農地整治過程中是否獲得政府現金或項目支持，因而總體上不存在政府視經營者農地整治效果而采取的“選擇性支持”的情況發生，即有理由認為本文中政府支持因素并不會引起嚴重的內生性問題。

4.3 實證分析結果

4.3.1 農地整治行為的影響因素分析

本文先采用Probit模型對全部樣本的農地總體整治行為、土地類整治和設施類整治行為進行了回歸。但無論是否劃分整治類型，經營規模對農地整治行為的影響并不顯著①其結果可向筆者索取。?？紤]到經營規模面積與農地整治之間可能存在內生性，本文采用同一鄉鎮內其他戶人均土地面積作為樣本戶農地經營面積的工具變量對上述模型進行了再次估計（IV-Probit）。結果顯示，Wald內生性檢驗對應的P值均小于0.05，表明前后兩個模型在5%的顯著水平上存在系統性的差別,并且IV在農地整治行為模型中具有1%的顯著性水平，說明工具變量的選擇是可以接受（表5）。

從表5的三個模型的估計結果看，無論是總體整治行為，還是土地類或設施類整治行為，農地經營面積與它們均存在顯著的“U型”關系，并且其轉折點約在8 500畝左右。而樣本中僅有0.04%的經營者經營規模達到8 500畝，也就說絕大多數經營者處轉折點左側范圍，此時農地經營面積越大農地整治可能性越低。值得注意的是，農地經營面積的影響雖然顯著，但系數均非常小，二次項的系數幾乎可忽略不計，具體來看，經營面積每增加一畝，經營者農地的各種整治行為發生概率的下降幅度不會超過0.1%。類似的，農地轉入比例對總體整治行為和土地類整治行為發生概率具有微小的負向影響（每一個百分點的邊際負向影響分別約為0.79%和0.73%），但對設施類整治的影響并不明顯。可見，農地經營規模越大，農地轉入比例越高，經營者進行農地整治的積極性反而越低。可能的原因是，在這個經營規模范圍內，農地整治公共物品性質的溢出效應可能強過規模效應，當然這種負向影響的程度十分微弱。

契約特征中，年畝均租金和是否需要擔保對于農地整治行為存在顯著影響。租金過高提高了經營者農地整治成本，抑制了經營者整治意愿；而轉入農地擁有第三方做擔保直接增強了農地穩定性，從而提高了經營者整治意愿。需要支付租金顯著影響農地總體整治和土地類整治行為，但對設施類整治影響不存在顯著性。可能原因是農地需要租金提高了轉入農地者的違約成本，它要求經營者更加“用心”進行農業生產經營，而經營者為了獲得更好的經營收益常常需要進行有效的土地整治工作，進而提高了其農地整治概率；但對于初期一次性投入較大的、公共物品性質更強的設施類整治，需要支付租金的“正向誘導”常常難以發揮作用，因為經營者更為關注短期的投入回報率。此外，具有正式的書面契約能顯著提升經營者設施類整治意愿，說明原因是正式契約將一定程度上化解農地整治作為公共物品的“溢出效應”；契約對象為村集體會顯著降低經營者農地總整治和設施類整治概率，其可能原因是村集體作為村莊提供公共物品的重要主體，經營者往往更多地選擇搭便車而非幫助集體提供公共物品。

4.3.2 農地整治程度的影響因素分析

為了進一步分析農地規模與契約特征對農地整治程度的影響，本文采用農地整治投入費用作為整治程度的衡量指標，并使用Tobit模型進行估計，估計結果見表6。其中模型左側三列分別為農地總整治費用、土地類整治和設施類整治費用的回歸結果，右側三列是解決內生性后相應的估計結果。比較而言，糾正了內生性問題之后的結果與未糾正之前的結果差異不大，僅有總體整治費用模型中糾正內生性之后的農地經營面積二次項變得顯著了，但系數也十分微小。

從具體結果來看，經營面積與農地總整治費用和土地類整治費用之間存在微弱的“U型”關系，轉折點均在1萬畝左右；與設施類整治費用僅存在負向的線性關系，二次項系數并不顯著。數據顯示，農地經營面積每增加一畝，總整治費用約下降0.23%，土地類整治費用約下降0.42%，而設施類整治費用約下降0.30%。此外，農地轉入比例對農地整治費用也存在明顯的負向作用，但影響程度并不大。數據顯示，轉入比例每增加一個百分點,農地總體整治費用約下降3.50%，土地類整治和設施類整治費用分別約下降4.19%和3.90%?？傮w來看，農地經營規模在1萬畝以下的范圍內，經營規模擴張對農地整治積極性是存在微弱的負向影響，并且土地類整治費用受到的負向影響相對更大。換言之，在這個階段內，隨著農地經營規模的增加，經營者對土地類整治的積極性比設施類整治相對更低。

契約特征中，需要租金對農地整治費用存在顯著正向影響，但年畝均租金僅對總體整治費用和設施類整治費用存在負向影響。其原因與前述邏輯類似，即需要支付租金常常會激發經營者對土地整治工作的重視程度，但越高的租金確實會從短期資金投入等方面影響經營者對農地（特別是設施類）整治的積極性。書面的正式契約能顯著增加經營者在設施類整治投入；轉入農地時具有擔保雖然對總體整治費用影響不明顯，但對細分之后的土地類整治費用和設施類整治費用均存在顯著的正向影響；契約對象為村集體的情況將降低經營者的農地總體整治費用，但細分兩個整治項目后均不顯著。這說明契約形式、契約條件、契約對象對經營者農地整治積極性總體而言具有顯著的影響。但值得強調的是，無論是否處理了內生性問題，契約時長對經營者農地整治積極性的影響均不明顯。可見，本文的樣本并不支持越長的契約越有利于提高經營者農地整治積極性的觀點。

表5 使用工具變量后的農地整治行為回歸結果Tab.5 The regression results of farmland consolidation behavior after adding instrumental variables

表6 農地整治程度回歸結果Tab.6 The regression results of farmland consolidation degrees

5 結論與政策含義

基于上述分析，本文得出如下結論：第一，農地經營規模與經營者農地整治積極性之間確實存在“U型”關系，但對于絕大多數經營者而言，農地經營面積的擴大對其農地整治的積極性存在微弱的負向影響，并且農地轉入比例越高的經營者開展農地整治的積極性也越低。換言之，在一般情況下農地經營規模的擴大不僅不會有助于提高，反而會輕微抑制經營者農地整治積極性。第二，相對于設施類整治而言，經營規模越大、轉入農地比例越高的經營者對土地類整治積極性更低。這說明，盡管土地類整治的公共物品性質不如設施類整治那么明顯，但規模效應在土地類整治中的節本效果并沒有強過溢出效應。第三，契約價格、契約形式、契約對象為村集體、轉入農地時具有擔保等契約特征對經營者農地整治積極性存在不同方向與程度的顯著影響，但契約時長的影響均不明顯?？梢姡疚牡臉颖静⒉恢С衷介L的農地契約越有利于提高經營者農地整治積極性的觀點。

綜上，前述三個假說得到了大部分驗證，在理論上回答了經營規模、契約特征如何影響農地整治的內在機制，在實踐上澄清了規模越大、契約時間越長，經營者農地整治積極性是否越高等問題。具體而言，其相應的政策含義如下：一是擴大農地經營規模并不一定有利于提高經營者的農地整治積極性，在現有大多數情況下，經營者規模越大，其農地整治積極性反而存在更低的可能性；二是應把握不同類型農地整治的特殊性，根據土地類整治和設施類整治各自的經濟學特點，綜合考慮農地規模擴大形成的“規模效應”與公共物品性質帶來的“溢出效應”的疊加效果，采取有針對性的策略和措施；三是在現有農地三權分置、二輪承包到期后繼續延包等政策背景下，提高經營者農地整治積極性，有必要從農地契約相關的維度去尋找出路，比如簽訂正規化書面合同、適當降低流轉租金、協調村集體承擔更多服務、鼓勵為流轉農地提供擔保等，但延長契約期限可能并不一定是有效的辦法。