鄉村產業振興、農地流轉與資源配置效率

賀林波 譚果

摘要：基于2016—2020年湖南省的農戶調查數據，分析了鄉村產業振興背景下農地流轉的制度基礎，估計了農地資源配置的效率，評價了農地流轉對農地資源配置效率的影響。結果表明，農戶家庭人口特征與村莊土地資源稟賦是決定農戶承包土地規模的主要因素，在鄉村產業振興背景下，與新型農業經營主體形成利益聯結成為決定農戶土地經營規模的核心因素之一;承包土地的資源配置效率有降低的趨勢，但是，經營土地的資源配置效率有提高的趨勢;農地流轉對承包土地的資源配置效率沒有影響或負向影響，對經營土地的資源配置效率有顯著正向影響，農地流轉有助于提高經營土地的資源配置效率。因此，為提高農地資源配置效率，要完善三權分置制度，政府要加大鄉村產業項目的支持力度，引導新型農業經營主體與農戶建立利益聯結，提升鄉村產業發展水平，建立農地流轉市場交易中心，降低交易成本。

關鍵詞：鄉村產業振興;農地流轉;資源配置;效率

中圖分類號： F323? 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2022）07-0234-08

收稿日期：2021-06-07

基金項目：湖南省社會科學基金（編號：19YBA188）。

作者簡介：賀林波（1973—），男，湖南益陽人，博士，教授，博士生導師，從事土地經濟與政策法規研究。E-mail：helinbo@hunau.edu.cn。

土地是一種非常重要的自然資源，也是一種非常重要的生產資料，在我國還是一種具有社會保障功能的生存資料。土地資源的有效配置能夠顯著提高人們的生產與生活效率。土地資源有效配置一直都是社會關注的熱點問題。改革開放前，我國曾經實行過農地集體所有、集體經營的體制，土地資源沒有實現有效配置，我國農民付出了巨大努力，辛勤勞作，卻沒有解決溫飽問題，農村社會發展陷入停滯。改革開放后，國家開始試行家庭聯產承包，實行農地集體所有、家庭承包經營的新體制，土地資源誤配得到緩解，配置效率有所提高。家庭承包經營制調動了農民的生產積極性，降低了集體經營體制中的勞動監督成本，使我國農業在短時期內獲得快速發展，對我國經濟快速增長起到了至關重要的作用。

但是，家庭承包經營制也存在土地資源誤配的情形。為保障公平性，村莊內部配置農地資源時，一般以家庭人口規模為依據平均分配，家庭人口越多，承包經營的農地越多。農戶在農業生產效率上天然存在異質性，可能存在這種情況：承包土地較多的農戶效率低下，而承包土地較少的農戶卻效率較高，導致土地資源誤配。哈耶克認為，在理想的市場模型中，包含權利清晰且確受保障、契約自由和過錯責任等原則，可以自動實現資源配置最優化[1]。在家庭承包經營制中，如果農地流轉市場完備，那么不同農業生產效率的農戶可以自由交換農地承包權，實現農地資源從低效率農戶向高效率農戶的轉移。在我國農村社會中，農地承包權的產權不夠穩定，為體現公平，隨著家庭人口增減，地方政府大多實施“3年一小調，5年一大調”的政策，這導致農地流轉面臨許多制度障礙，農地流轉進展緩慢[2]。黨的十八大以來，國家推出了鄉村振興戰略，逐漸形成了農地集體所有權、農地承包權和農地經營權三權分置的新思路，修訂了相關法律制度，通過明晰產權，落實農地集體所有制，穩定家庭承包經營制，搞活農地經營制。在這一政策背景下，農地流轉受到了越來越多的關注，農地資源有效配置也成為理論研究的熱點問題。

農地確權能夠提升農地產權清晰度，促進我國農村土地流轉[3]。有學者認為，農地使用權保持穩定，在土地流轉過程能夠有效促進農地資源的持續利用，抑制造成農地肥力衰退的不當使用行為[4]。但也有學者認為，農地使用權保持穩定，對農戶農業投資總量沒有顯著影響，而非農就業機會才是影響農戶農業投資及貸款可得性的關鍵因素[5]，不同類型流轉農地對農戶投資產生不同的影響[6]。錢忠好進一步認為，非農就業并不必然導致農地流出，從家庭內部分工的角度來看，會導致家庭成員出現兼業化[7]。有學者從農民收入角度，研究發現農地產權清晰、農地流轉對農民收入提升有顯著影響[8]，對農民勞動生產率提高也有顯著作用[9]。陳海磊等研究發現，在農地能夠自由流轉的條件下，生產效率較高的農戶更傾向于轉入土地，且農戶對其長期生產效率更為敏感，說明土地是從低效率的農戶轉到高效率的農戶，土地流轉是有效率的[10]。蓋慶恩等則從土地資源誤配的角度，發現當前階段我國農村土地資源誤配程度較大，勞動生產率不高[11]。Chen發現，發展中國家的土地產權不清是阻礙土地流轉的主要因素之一，土地流轉不暢造成了這些國家農業生產效率普遍低下[12]。

上述研究從產權清晰、穩定或非農就業等角度，探討了阻礙農地流轉的因素，描述了農地資源配置的現狀，研究了影響農地資源配置效率的相關因素，對于認識農地產權制度、資源配置效率等具有重要意義。但是，自2017年開始，我國農村社會的政治經濟條件發生了較大變化。2017年10月，黨的十九大報告提出要實施鄉村振興戰略，實現鄉村全面振興;提出2020年完成脫貧攻堅任務，實現全面小康，與鄉村振興有效銜接;提出城鄉要全面融合，實行一體化發展等。鄉村振興戰略的核心或重點在產業振興，鄉村產業振興是實現鄉村可持續發展的關鍵所在。在鄉村產業振興背景下，農地流轉環境也出現了一些新動向：一是三權分置制度明確化。我國修訂了《中華人民共和國農村土地承包法》，明確了土地集體所權、承包權和經營權的權利邊界[13]。二是農地流轉市場需求擴大。國家以鄉村產業項目的形式，加大轉移支付力度，引導社會資本投資鄉村產業，建立龍頭企業合作社、種養大戶和家庭農場等新型農業經營主體，實現農業適度規模經營，開發特色產業或鄉村旅游業，培育農產品加工業，延長農業產業鏈等，擴大了農地流轉市場需要[14]。三是非農就業范圍擴大。在鄉村振興背景下，農戶除外出務工之外，也可以與新型農業經營主體形成各種利益聯結關系，比如，參股分紅、雇傭就業或流轉農地收租等，非農就業范圍擴大，農戶就業選擇更多，這也可能會間接提高農地流轉的市場需求[15]。

這意味著，實施鄉村產業振興戰略，在一定程度上改變了我國農村的經濟社會發展格局，農地流轉、土地資源配置效率及其相互關系等問題必然會出現新動向，值得深入研究。

本研究基于課題組在湖南省5年（2016—2020年）的農戶追蹤調查數據，研究鄉村產業振興背景下農地流轉對土地資源配置效率的影響。筆者首先分析了在鄉村產業振興背景下農地流轉的制度基礎及影響因素，然后使用方差法來測量土地資源配置效率，通過回歸分析研究鄉村產業振興背景下農地流轉對土地資源配置效率的影響。研究發現：農戶家庭特征與村莊土地資源稟賦是決定農戶承包土地規模的主要因素，在鄉村產業振興背景下，與新型農業經營主體形成利益聯結，成為決定農戶土地經營規模的核心因素之一;承包土地的資源配置效率有降低的趨勢，但是，經營土地的資源配置效率有提高的趨勢;農地流轉對承包土地的資源配置效率沒有影響或負向影響，對經營土地的資源配置效率有顯著正向影響，農地流轉有助于提高經營土地的資源配置效率。為提高農地資源配置效率，要完善三權分置制度，政府要加大鄉村產業項目的支持力度，引導新型農業經營主體與農戶建立利益聯結，提升鄉村產業發展水平，建立農地流轉市場交易中心，降低交易成本。

1 數據來源

本研究數據來源于課題組2016—2020年在湖南省的追蹤調查。調查始于2016年，主題為產業扶貧、項目制和利益聯結機制等，連續觀察了5年。調查時間一般選擇在暑期，結合研究生“三下鄉”活動開展調查研究。在湖南省各地選擇1個樣本村，每村選擇農戶約100戶，年調查樣本約1 300戶左右，調查內容涵蓋農戶的個體特征、家庭特征、生產、生活和消費特征等。獲得的初始樣本情況詳見表1。

在追蹤調查中，詢問了農戶單位面積產出問題，為準確衡量農業生產增加值，使用分地區的農業生產價格指數對其進行平減，得到不變價衡量農戶單位面積產出（以2016年為基準）?？紤]到農地流轉與利用的復雜情況，分別向農戶詢問了農地承包面積、農地經營面積和農地耕作面積等問題。農

地承包面積為農戶從村委會以土地承包協議形式承包的土地面積，農地經營面積為農地承包面積與農地流入面積之和，農地耕作面積為農戶通過勞動實際耕作的面積。

表2概括了農戶單位面積產出和農地面積的基本情況。2016—2020年，農戶單位面積產出呈現出弱增長趨勢，從2016年的18 640.80元/hm2，提高至2020年的21 152.10元/hm2，年均增長4.51%左右，與我國糧食生產的宏觀趨勢基本一致。農戶的戶均承包面積為0.373 hm2/戶，戶均經營面積為0.407 hm2/戶，戶均實際耕作面積達到了 0.573 hm2/戶。

2 農地配置的影響因素

2.1 農地配置的制度基礎

改革開放以來，我國開始實行家庭土地承包經營制，將土地所有權和經營權分離，農村土地歸集體所有，采取簽訂承包協議的方式向本村農戶發包土地，農戶享有土地承包經營權。土地承包經營權是一種財產權利，也是一種身份權利，只有隸屬于集體組織成員，才有資格獲得[16]。為了保障集體組織成員公平地占有和使用土地，一般以村或村民小組為單位，按人口數量平均分配土地，基本上不考慮集體組織成員在勞動能力或生產效率上的差異[17]。在這種制度條件下，農戶家庭承包的土地規模一般由2個因素決定：

一是村或村小組集體組織的土地資源稟賦。由于農村土地是以村或村小組為單位進行分配，不同地區的村或村小組集體組織擁有的土地資源不同，湖區或平原地區的土地資源較多，山區或丘陵區的土地資源較少。村或村小組集體組織的土地資源越多，在集體成員人口數量一定的條件下，農戶家庭土地規模越大[18]。二是農戶家庭人口數量。農戶只能在村或村小組集體組織內分配土地，在集體組織土地資源稟賦一定的條件下，農戶家庭人口數量越多，分得的土地越多，農戶家庭土地規模越大[19]。

為了鼓勵農戶對土地進行長期投資，避免濫用土地等機會主義行為，我國多次發文要求維持土地承包經營權15年或30年保持不變，2002年出臺的《中華人民共和國農村土地承包法》和2008出臺的《中華人民共和國物權法》，更是以法律的形式明確規定：“承包期內，發包方不得調整承包地”。但是，隨著村或小組集體成員的出生、死亡、升學、遷移或外嫁，家庭人口數量或規模處于變動之中，土地承包經營權是一種身份權利，村或村小組集體組織成員都有權要求分配土地，土地平均分配的局面無法長期持續。因此，各地普遍采用“3年小調整，5年大調整”的政策，以維持土地的平均分配狀態[20]。

考慮到農戶生產能力或效率的異質性，平均分配屬于土地資源誤配，誤配越嚴重，土地資源配置效率越低。農地流轉有助于合理配置土地資源，提高土地資源配置效率。但是，由于土地承包經營權產權不清晰，身份權與經營權混同，生產效率較低的農戶不愿意放棄土地承包，農地流轉面臨制度障礙[21]。因此，國家啟動了土地確權登記，將土地承包經營權登記為不動產權;2018年修改了《中華人民共和國農村土地承包法》，明確規定土地集體所有、承包權和經營權三權分置，農戶可以在保持土地承包權的前提下，自由流轉土地經營權。至此，農地流轉的制度障礙基本上已經清除。

2017年，國家開始實施鄉村振興戰略，提出鄉村產業興旺的總要求。我國逐漸加大了鄉村產業項目的支持力度，提出要促進農業適度規模經營，開發特色產業或鄉村旅游業，發展農產品加工業;提出要與產業扶貧實現有效銜接，通過利益聯結機制，實現共同富裕，提升農戶的幸福感、獲得感和安全感[22]。在國家的大力支持下，大量社會資本進入農村從事農業開發，形成了龍頭企業、合作社、種養大戶和家庭農場等新型農業主體+農戶的鄉村產業發展模式，農地經營權逐漸向與新型農業經營主體有利益聯結的農戶或種養大戶集中。因此，在鄉村產業振興背景下，農戶經營的土地規模由農戶是否與新型農業經營主體存在利益聯結決定。

2.2 農地分配影響因素的實證分析

農地承包經營權屬于身份權利，按人口平均分配，不以農業生產效率為標準進行分配，土地資源誤配的可能性非常大。鄉村產業振興背景下，國家推動土地確權登記，實行土地所有權、承包權和經營權三權分置，掃除了農地流轉的制度障礙，土地資源誤配的可能性降低。因此，本研究以5年的連續追蹤數據，建立如下回歸方程，來實證檢驗家庭結構、村莊特征、單位面積產出（農業生產效率）以及利益聯結對土地規模的影響：

Y i，t=α+βH i，t+γE i，t+δA i，t+θC i，t+f i+f t+ε i，t。

式中，Y i，t表示第t年農戶i的土地規模，包括3種情況：一是承包土地規模，二是經營土地規模，三是耕作土地規模。承包土地規模是基于村民身份分配的土地，經營土地規模是除承包土地之外通過農地流轉獲得土地，耕作土地規模是農戶實際耕作的土地，包括承包的土地、流轉的土地和未流轉代種或代管的土地。H i，t表示第t年農戶i的家庭結構情況，包括2個方面：一是家庭人口數量，以戶為單位進行統計;二是勞動力比例，以勞動力人口占家庭人口比例進行統計。 E i，t表示第t年農戶i的農業生產效率，以單位面積年產出進行統計。A i，t表示第t年農戶i的利益聯結，以二分變量進行統計，與新型農業經營主體有利益聯結關系為1，沒有利益聯結關系為0。C i，t表示控制變量，包括第t年農戶i的個體特征、社會特征等。f i表示農戶固定效應;f t表示時間固定效應;ε i，t為相應的殘差項;β、γ、δ和θ 為相應的回歸系數。為驗證發展趨勢，對于單位面積產出（農業生產效率）和利益聯結，本研究采用滯后1期進行回歸分析，回歸結果見表3。

在表3中，方程（1）和（2）的因變量為土地承包面積，土地以村民身份為依據平均分配。在家庭特征中，人口數量與土地承包面積呈正相關關系，系數為0.231 2，在0.01的統計水平上顯著，說明家庭人口每增加1人，土地承包面積增加0.015 hm2;在村莊特征中，人均面積與土地承包面積同樣呈正相關關系，人均每增加1 hm2，土地承包面積增加 1.8 hm2。在方程（3）和（4）中，因變量為土地經營面積，在方程（5）和（6）中，因變量為土地耕作面積，二者受家庭特征和村莊特征的影響與方程（1）和（2）類似。在上述方程中，將單位面積產出和利益聯結滯后1期進行回歸發現，在承包面積中，單位面積產出與承包面積呈負相關關系，且在0.01統計水平顯著，說明承包面積不是按農業生產效率進行分配;利益聯結與承包面積不相關，說明承包面積也不是按利益聯結進行分配。在經營面積中，單位面積產出與經營面積呈弱正相關關系，說明經營面積在一定程度上按農業生產效率進行分配。利益聯結與經營面積呈正相關關系，且在0.01的統計水平上顯著，說明經營面積在一定程度上按利益聯結進行分配。耕作面積與經營面積的結果類似。

從上述結果分析可以得出如下結論：決定土地規模的核心因素是家庭人口數量和村莊土地資源稟賦，二者與土地規模呈正相關關系。農業生產效率不是決定土地承包規模的關鍵因素，農業生產效率與承包面積呈負相關關系。但是，農業生產效率與土地經營面積和耕作面積呈弱正相關關系，這一點與蓋慶恩等的發現并不一致[23]。利益聯結與土地承包面積不相關，與土地經營面積和耕作面積呈正相關關系，說明土地承包權是一種身份權利，主要與村民身份有關，土地承包面積主要由家庭人口數量和村莊土地資源稟賦決定，土地經營權混合了身份權利和契約權利，可以通過農地流轉擴大經營規模，在與新型農業經營主體進行利益聯結的激勵下，土地收益預期提高，農戶傾向于流入農地，擴大土地經營面積或耕作面積。

3 農地資源配置效率測量

為了分析農地流轉對農地資源配置效率的影響，需要先行測量農地資源配置的效率，預估農地資源配置效率的現實情況。根據資源配置的相關理論，可以采用農戶單位面積產出的方差來測量土地資源配置效率。

3.1 農地資源配置效率的測量方法

在理想的市場模型中，信息是完全且充分的，交易費用為0，同質要素在市場中自由流動時，獲得的回報必然最終會趨同。如果資源擁有者的生產效率較低，要素邊際產出較低，那么根據市場規律，資源必然會向生產效率較高者轉移，直至市場中所有資源擁有者的生產效率趨同，邊際產出也趨同為止。在均衡狀態下，要素配置效率最佳，要素邊際產出的方差為0，對均衡狀態的任何偏離都是無效率的，偏離程度越高，效率越低。有學者運用方差方法，通過衡量要素邊際產出的分布情況，研究了我國東、中、西部以及東北地區農戶家庭生產的要素配置扭曲程度及其與全要素生產率（TFP）總量的關系，發現不同地區農戶要素配置的扭曲存在顯著的差異[24]。

借鑒上述方法，可以測量農地資源配置效率。本研究以單位面積產出作為衡量農地資源配置效率的代理指標，通過方差來測量農地資源配置效率的發散情況。數據越大，說明發散程度越大，效率越低;數據越小，發散程度越小，效率越高。農地分配以村為單位，可以建立村級土地資源分配方差方程：

V n，t=（M-Y 1，t）2+（M-Y 2，t）2+…+（M-Y n，t）2n。

式中：M為村農戶單位面積產出的算術平均值;Y n，t為農戶n在t年的單位面積產出;V n，t 為農戶單位面積產值的方差，代表農戶單位面積產出的離散情況，離散越小，農地資源配置效率越高。

3.2 農地資源配置效率的現狀分析

基于以上方法，本研究測量了樣本所在地區村級承包土地、經營土地和耕作土地的資源配置效率，分年度情況見圖1、圖2。對于承包土地資源配置效率情況，方差越小，土地資源配置效率越高，誤配程度越低。從數據上分析，所有村莊分年度的方差均顯著大于0，說明承包土地資源配置效率還有提升空間，農地資源誤配情形比較普遍;從年度上分析，2016年方差為0.361 2，2020年方差為 0.373 4，方差逐年增加，說明承包土地的資源配置效率有下降趨勢，誤配程度有擴大趨勢。

使用方差衡量的經營土地資源配置效率情況見圖2，方差越小，土地資源配置效率越高，誤配程度越低。從數據上分析，所有村莊經營土地方差均顯著大于0，說明經營土地的資源配置效率也有提升空間，農地資源誤配也廣泛存在。從年度上分析，2016年的方差為0.362 3，2020年的方差為0.343 6，方差逐年減小，說明經營土地的資源配置效率有上升趨勢，誤配程度有所下降。

以上分析表明，以村民身份為依據對農地進行平均分配，農地資源配置效率不高，誤配程度較大，且有逐年擴大趨勢，只有農地自由流轉才能緩解這一狀況。在鄉村振興背景下，政府通過產業項目引導社會資本開發農業、特色產業或鄉村旅游業，與農戶達成各種形式的利益聯結，通過農地流轉，農戶經營土地規模逐年擴大，經營土地的資源配置效率也逐年提升，誤配程度逐年下降。

4 農地流轉對農地資源配置效率的影響

4.1 回歸模型設計

農村土地承包權是一種身份權利，承包的土地資源以村民身份而非生產效率為依據進行分配，農村土地經營權是一種契約權利，經營的土地資源可以通過農地流轉獲得。因此，可以預見，農地流轉無法影響承包土地的資源配置效率，但必然會影響經營土地的資源配置效率。農地流轉市場越完備，市場需求越大，經營土地的資源配置效率越高。為驗證這個結論，本研究建立以下方程：

V n，t=α+βL n，t+θC n，t+f n+f t+ε n，t。

式中：V n，t表示農戶n在t年的單位面積產出方差;L n，t為農戶n在t年的農地流轉情況;C n，t為控制變量，包括村莊人均土地規模、村莊人均收入、村民個體特征等;f n為村級固定效應;f t為時間固定效應;ε n，t為相應的殘差項;α、β、θ為相應的回歸系數。當V n，t越大時，說明土地資源配置效率越低，L n，t如果與其成正相關且統計顯著，那么農地流轉會降低土地資源配置效率，如果與其成負相關且統計顯著，那么農地流轉會提升土地資源配置效率。從數據上分析，如果β 系數小于0且統計顯著，那么農地流轉會提升土地資源配置效率。

4.2 變量定義及說明

因變量或被解釋變量 V n，t 采用前文測量的農戶單位面積產出方差，使用承包土地單位面積產出方差和經營土地單位面積產出方差分別統計，代表承包土地的資源配置效率和經營土地資源配置效率。

自變量或解釋變量 L n，t 采用農地流出或流入情況進行統計。農地流出情況采用2個指標進行衡量，一是流出農地農戶占樣本總農戶的比例，二是流出農地占承包土地的比例。農地流入也采用2個指標進行衡量：一是流入農地農戶占樣本總農戶的比例，二是流入農地占總承包土地的比例。表4給出了農地流轉情況的描述性統計情況。

由表4可知，農地流出的農戶比例和流出土地占比，分別從2016年的7.45%和3.28%，增長到2020年的11.36%和5.45%，無論是流出農地的農戶還是流出農地的規模，都有明顯增長;農地流入的農戶比例和流入土地占比，分別從2016年的5.32%和2.35%，增長到2020年的6.48%和4.11%，無論是流入農地的農戶還是流入農地的規模，也都有明顯增長。但是，考慮到農地規模是固定的，農地流出與流入的規?；蛘急炔⒉幌嗟?，流出農地的規模明顯大于流入，這說明農地流轉過程中，接受農地流轉的不僅有農戶，還有龍頭企業、合作社和家庭農場等新型農業經營主體。

在控制變量 C n，t 中，農戶的個體特征、社會特征以及環境因素等都可能影響農戶流轉農地的決策或意愿。農戶年齡越大，勞動力越弱，流出土地的可能性或意愿越大，流入土地的可能性或意愿越小。但是，農戶年齡越大，種地經驗或能力也會越豐富，職業路徑依賴性越強，也可能增加流出或流入土地的可能性或意愿;農戶受教育程度越高，越有可能從事非農職業，流出土地可能性或意愿越大。如果從事農業，農戶受教育程度越高，越有可能從事規模農業或特色產業，產生強烈的流入土地可能性或意愿;農戶為女性，因勞動能力較弱，流出土地的可能性或意愿較大，流入土地的可能性或意愿較小。農戶為男性，則可能正好相反;農戶如果是中共黨員，接受黨和政府政策信息較快，與受教育程度可能會產生相似的影響;除此之外，耕地面積、農業機械化水平和當地經濟發展水平等環境要素，無疑都會對農戶流轉土地決策行為產生影響。

4.3 結果與分析

表5報告了農地流轉影響土地資源配置效率的面板數據回歸分析結果。當因變量為承包土地單位面積產出方差時，農地流出中的農戶占比和土地占比與其呈正相關關系，且在1%的統計水平上顯著，農地流入中的農戶占比和土地占比與其呈正相關關系，但是影響不顯著。這說明轉出承包農地的農戶越多，轉出土地規模越大，土地資源配置效率越低。轉出承包農地的農戶農業生產效率較低，只有通過轉出土地，才能提高土地資源配置效率。這也更進一步印證了之前的結論，承包土地面積是以村民身份為依據進行分配，家庭人口數量和村莊土地稟賦是決定性因素，農戶的農業生產效率不是決定因素。

當因變量為經營土地單位面積產出方差時，農地流出中農戶占比與其呈負相關關系且在0.01的統計水平上顯著，土地占比與其呈正相關關系但影響不顯著;農地流入中的農戶占比和土地占比與其呈負相關關系且在0.05的統計水平上顯著。這說明在經營農地流出行為中，流出農地的農戶越多，越有助于提高土地資源配置效率;在經營農地流入行為中，流入農地的農戶越多，流入農地的規模越大，越有助于提高土地資源配置效率。

從回歸結果分析，農地流轉成為影響土地資源配置效率的決定性因素之一，尤其是在經營土地的流入方面，農戶占比和土地占比都對土地資源配置效率提升有顯著影響。結合前文分析可以判斷出，在鄉村產業振興背景下，政府加大了產業項目支持力度，吸引了大量社會資本投資農業，成立新型農業經營主體，通過各種利益聯結方式帶動農戶流入農地，顯著地提高了土地資源配置效率。但是，在承包土地的流轉方面，農戶占比和土地占比對土地資源配置效率提升有負向作用，以村民身份為依據的土地分配存在較大程度的資源誤配。

5 結論與政策建議

改革開放以來，我國農村實行土地承包經營制，土地集體所有權與農戶承包經營權兩權分離，激發了農戶生產積極性，促進農業快速發展。但是，土地是以村民身份為依據平均分配，不以農戶生產能力或效率為依據進行分配，必然會帶來土地資源配置效率不高或誤配的問題。理論上而言，農地自由流轉有助于提高土地資源配置效率，現有文獻大多集中于農地自由流轉面臨的障礙問題，對農地流轉是否真正有助于提升土地資源配置效率關注不多。在鄉村產業振興背景下，國家實行土地集體所有權、承包權和經營權三權分置制度，消除了農地流轉的制度障礙，通過鄉村產業項目加大轉移支付力度，引導社會資本投資農業，擴大農地流轉的市場需求，農地流轉與土地資源配置效率的關系出現新動向。本研究基于筆者所在課題組連續5年追蹤調查獲得的數據進行研究，得出如下結論：

一是農戶家庭人口特征和村莊土地資源稟賦是決定土地承包面積規模的決定因素，農戶生產效率與土地承包面積規模呈負相關或不相關關系，土地資源誤配程度較高。在鄉村產業振興背景下，農戶與新型農業經營主體間的利益聯結，成為土地經營面積規模的決定因素之一，有助于改善土地資源誤配程度，提高土地資源配置效率。

二是承包土地資源配置效率不高，誤配程度還有提高的趨勢。2016—2020年，承包土地農戶單位面積產出的方差有所提高;但是，在鄉村產業振興背景下，經營土地資源配置效率有所提高，誤配程度有所下降。2016—2020年，經營土地農戶單位面積產出的方差有所下降。

三是農地流轉方向對土地資源配置效率有顯著的異質性影響。如果是承包土地，農地流出對土地資源配置效率有負向顯著影響，流出越多，土地資源配置效率越低，農地流入對土地資源配置效率影響不顯著;如果是經營土地，農地流出和流入都對土地資源配置效率有正向顯著影響，農地流轉越多，土地資源配置效率越高。在鄉村產業振興背景下，與新型農業經營主體形成利益聯結的農戶，土地生產效率更高，通過農地流轉獲得了更多的土地資源，有助于提高經營土地資源配置效率，降低土地資源誤配程度。

為進一步改善土地資源配置效率，提高農業生產效率，應當從以下幾個方面著手：一是繼續完善三權分置制度。在現行土地確權的基礎上，強力保障農戶的承包權不受影響，進一步明晰土地經營權的邊界，提高土地經營權的流轉自由度。二是提高鄉村產業振興力度。國家加大產業項目的轉移支付力度，引導社會資本投資鄉村產業，進一步擴大農地流轉市場需求，促進土地經營權自由快速流轉。三是消除農地流轉的政策障礙。建立農地流轉市場交易中心，在土地確權的基礎上，推動農地流轉交易市場信息化，降低農地流轉的交易費用，提高土地資源配置效率。

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