土地資源錯配對中國農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率的影響研究

張 琛

(中國社會科學(xué)院，北京 100006)

一、問題的提出

農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界和政策層面判斷一個國家(地區(qū))農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo)(McMillan et al.，1989；Gautam et al.，2015)。2018年3月，習(xí)近平總書記在參加十三屆全國人大一次會議山東代表團(tuán)審議時明確指出，要“提高農(nóng)業(yè)創(chuàng)新力、競爭力、全要素生產(chǎn)率，提高農(nóng)業(yè)質(zhì)量、效益、整體素質(zhì)”。全要素生產(chǎn)率是中國經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動力，越是在更高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，越是需要依靠提升全要素生產(chǎn)率來實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。作為中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的重要主體，如何提升農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率顯得尤為重要。

值得注意的是，當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增速呈現(xiàn)出放緩的趨勢(Gong，2018)，不同農(nóng)戶之間的全要素生產(chǎn)率也存在著較大差異(許慶，2013)。那么，農(nóng)戶與農(nóng)戶之間農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生差異的原因是什么呢？現(xiàn)有研究對這一問題進(jìn)行了有益的解釋。一般來說，提升農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率具有兩種路徑：一是技術(shù)進(jìn)步，二是要素配置效率改善。農(nóng)戶與農(nóng)戶之間技術(shù)進(jìn)步率相差無幾，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率存在差異的主要原因是農(nóng)戶的要素配置效率不同(許慶，2013)。李谷成等(2007)對湖北省微觀農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的研究表明，農(nóng)戶的要素配置效率與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)。Key et al.(2008)通過對美國生豬行業(yè)全要素生產(chǎn)率分解發(fā)現(xiàn)，配置效率是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素。Deininger et al.(2014)基于中國六省微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，要素配置趨于合理化有助于提升農(nóng)戶生產(chǎn)率水平。農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的要素配置是多要素聯(lián)合配置的行為(杜鑫，2013)。土地要素作為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最為重要的生產(chǎn)資料，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)戶要考慮到的是如何實現(xiàn)與自身經(jīng)營面積相匹配的勞動力和資本投入。換句話說，農(nóng)戶要素配置合理性的落腳點是土地要素的合理配置。朱喜等(2011)認(rèn)為消除農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率扭曲的關(guān)鍵因素是土地要素，如果農(nóng)戶擁有更多的土地，就可以在一定程度上更好地實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，改善資本和勞動的配置效率。嚴(yán)金明等(2020)指出提高土地要素配置效率是深化土地要素市場化改革的關(guān)鍵。劉同山等(2021)的案例分析表明，調(diào)動農(nóng)民及其他市場主體的參與積極性能夠顯著提升土地利用效率。從上述文獻(xiàn)分析中可得出，提升農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵在于如何實現(xiàn)土地要素的合理配置。

近年來，中國農(nóng)戶呈現(xiàn)出不斷分化的態(tài)勢，具體表現(xiàn)為非農(nóng)戶比例不斷增長、純農(nóng)戶比例持續(xù)縮小，兼業(yè)農(nóng)戶成為農(nóng)戶的主流類型(張琛 等，2019a)。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較效益低下，許多農(nóng)戶家庭青壯年勞動力選擇進(jìn)城務(wù)工，放棄對土地的精耕細(xì)作，隨之而來的便是土地資源該如何配置的問題？當(dāng)前，農(nóng)戶對土地要素配置面臨著“種什么”和“誰來種”的問題。根據(jù)Hsieh et al.(2009)的研究，在土地要素得到最優(yōu)配置的狀態(tài)下，不同要素的邊際產(chǎn)出應(yīng)該是相等的，如果土地邊際產(chǎn)出在不同情形下存在差異，則意味著農(nóng)戶土地要素存在“錯配”。那么，如果解決了不同情景下的土地資源錯配，分別能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率多大幅度的提升？針對農(nóng)戶土地資源配置的不同情景，在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的大背景下，政策層面又該如何制定出對策呢？

已有研究中，關(guān)于土地資源配置與農(nóng)業(yè)“加總”全要素生產(chǎn)率二者之間的關(guān)系得到了廣泛關(guān)注。例如，Adamopoulos et al.(2014)基于菲律賓的微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)土地要素的配置不當(dāng)阻礙了農(nóng)業(yè)“加總”全要素生產(chǎn)率的提升，消除要素扭曲能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增加17%。Chen et al.(2017)建立兩部門一般均衡模型探究了土地配置對農(nóng)業(yè)“加總”全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)有效解決土地配置不當(dāng)問題能夠提升42%的農(nóng)業(yè)“加總”全要素生產(chǎn)率。Restuccia et al.(2017)、Ayerst et al.(2020)研究表明，如果能夠?qū)崿F(xiàn)土地要素的合理配置，馬拉維和越南農(nóng)業(yè)的“加總”生產(chǎn)率將會增長2.6倍和68%～80%。陳訓(xùn)波(2012)基于2004—2010年中國省級面板數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)資源配置扭曲情況進(jìn)行分析，結(jié)果表明消除要素扭曲能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長6%～36%。Adamopoulos et al.(2017)基于1993—2002年農(nóng)業(yè)部全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)土地要素扭曲的消除可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)“加總”全要素生產(chǎn)率增長40%～120%。蓋慶恩等(2017)基于2004—2013年農(nóng)業(yè)部全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，如果土地要素能夠得到有效配置，農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率將會提高1.36倍。Han et al.(2018)基于CFPS 2012數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，如果土地要素得到再配置，可以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平增長26%～151%。

現(xiàn)有針對中國土地資源配置與農(nóng)業(yè)“加總”全要素生產(chǎn)率的研究存在以下幾個方面的不足：一是僅從土地流轉(zhuǎn)的視角探究農(nóng)戶土地資源實現(xiàn)合理配置對“加總”全要素生產(chǎn)率的影響程度，忽略了“種什么”的問題；二是缺乏對農(nóng)戶異質(zhì)性的探討，忽略了不同規(guī)模的農(nóng)戶土地資源配置對“加總”農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；三是數(shù)據(jù)使用可能存在偏誤，進(jìn)而導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。

針對已有研究的不足，本文采用如下方式嘗試解決：第一，借鑒Hsieh et al.(2009)提出的資源錯配分析框架，以土地要素邊際產(chǎn)出價值的離散程度衡量土地資源錯配程度，分別從土地“種什么”和“給誰種”兩種配置情形探究農(nóng)戶土地資源錯配對“加總”全要素生產(chǎn)率的影響，并進(jìn)一步將種地農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)模劃分；第二，基于2004—2015年全國農(nóng)村固定觀察點九省農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)，采用期初土地面積、期末土地面積、土地塊數(shù)和房屋面積四個指標(biāo)，以期能夠降低全國農(nóng)村固定觀察點面板數(shù)據(jù)銜接偏誤的問題。

二、理論分析與研究設(shè)計

(一)土地資源配置與農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率的理論分析

本文借鑒Restuccia et al.(2017)、Adamopoulos et al.(2017)和Chen(2020)的農(nóng)戶生產(chǎn)分析框架以及Lucas(1978)提出的價值增值生產(chǎn)函數(shù)模型，認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率較高的農(nóng)民可獲得的生產(chǎn)技術(shù)是可變投入，表現(xiàn)為規(guī)模收益遞減。如式(1)所示：

(1)

式(1)中，y表示價值增值；s表示不同農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力；L表示土地；K表示資本；α表示土地在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的相對重要程度；γ是控制農(nóng)場規(guī)模報酬的參數(shù)，主要反映農(nóng)場的規(guī)模報酬，1-γ表示勞動收入份額；αγ和(1-α)γ分別表示土地收入份額和資本收入份額。需要說明的是，式(1)雖然不同于常見的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，但本質(zhì)仍是C-D生產(chǎn)函數(shù)。按照Restuccia et al.(2017)、Adamopoulos et al.(2017)和Chen et al.(2017)的研究，本文將變量價值增值、土地和資本按照家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動投入天數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。社會計劃者的目標(biāo)是實現(xiàn)加總產(chǎn)出水平最大，受生產(chǎn)函數(shù)約束和要素投入約束，如式(2)所示：

(2)

式(2)構(gòu)建拉格朗日函數(shù)分別求一階條件，可以得出土地和資本的最優(yōu)配置狀態(tài)，如式(3)所示：

(3)

由此可以得出加總的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，如式(4)所示：

(4)

(5)

(6)

式(5)和式(6)中，MRPL和MRPK分別表示土地和資本的邊際產(chǎn)品價值。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不同農(nóng)戶之間土地和資本的邊際產(chǎn)量和平均產(chǎn)量并不相同，而是隨著各個要素的“扭曲稅”相對于產(chǎn)出的“扭曲稅”成比例變化。農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率TFP受到“扭曲稅”的影響，與土地和資本要素的邊際產(chǎn)出的幾何平均值成正比。當(dāng)農(nóng)戶土地要素扭曲配置狀況得到改善時，土地要素的“扭曲稅”減少并趨于0，農(nóng)戶土地要素的邊際產(chǎn)出水平得到提升。加總后的農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率可以表示為式(7)：

(7)

(二)數(shù)據(jù)來源及樣本篩選

本文采用2004—2015年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部全國農(nóng)村固定觀察點九省農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)，主要有以下兩個方面原因：第一，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上看，這九省基本包括了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、中、低三個不同層級；第二，從區(qū)域分布上看，這九省涵蓋了中國東部、中部、西部和東北四大區(qū)域。因此，本文的研究樣本具有較強(qiáng)的代表性。

表1 研究樣本分布

三、實證結(jié)果

(一)參數(shù)校準(zhǔn)

考慮到本文的研究對象為農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率，涉及的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作物類型涵蓋全國農(nóng)村固定觀察點所有種植類作物，需要將糧食作物、經(jīng)濟(jì)作物和園地作物進(jìn)行加總。按照式(1)，本文首先計算全國農(nóng)村固定觀察點2004—2015年九省農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的單位勞動力的價值增值情況，即農(nóng)業(yè)總收入與中間投入品金額的差值。農(nóng)業(yè)總收入為農(nóng)戶各種農(nóng)作物的銷售量與其銷售價格的乘積；中間投入品金額為農(nóng)戶各種作物生產(chǎn)過程中所投入的化肥、農(nóng)膜、農(nóng)藥、柴油等中間投入品金額的加總。本文采用永續(xù)盤存法測算農(nóng)戶資本存量，如式(8)所示：

K=(1-δ)K+I

(8)

式(8)中，δ為固定資產(chǎn)折舊率，按照孔祥智等(2018)對農(nóng)業(yè)資本測算折舊率的設(shè)定，取5.3%；選取全國農(nóng)村固定觀察點問卷中第七部分“家庭全年收支情況”中的“購置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出”作為永續(xù)盤存法中農(nóng)戶每一年的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資額I。農(nóng)戶每工日價值增值、資本存量以及土地經(jīng)營面積的測算結(jié)果如表2所示，所有數(shù)據(jù)均以2003年為基期進(jìn)行了價格指數(shù)平減。

表2 農(nóng)戶每工日價值增值及要素投入情況

表2報告了農(nóng)戶單位勞動力的價值增值、資本存量投入額以及土地經(jīng)營面積的結(jié)果。從產(chǎn)出角度來看，2004—2015年間，樣本農(nóng)戶的每工日價值增值在增加，由2004年的50.433元/日增加到2015年的61.045元/日。從投入角度來看，土地要素投入基本不變，穩(wěn)定在0.07～0.09畝/日；資本要素投入與要素產(chǎn)出增長趨勢相似，從2004年的42.767元/日增加到2015年的75.006元/日。這說明當(dāng)前中國農(nóng)戶單位勞動力的資本存量不斷增長，也意味著農(nóng)戶的資本有機(jī)構(gòu)成比例不斷上升，這與孔祥智等(2018)的測算結(jié)論相一致。

為了測度農(nóng)戶土地資源錯配對“加總”全要素生產(chǎn)率的影響程度，依據(jù)理論分析，需要得知勞動力、土地和資本三種要素收入份額的參數(shù)數(shù)值，即α和γ。已有研究中，少數(shù)學(xué)者如伍山林(2016)和蓋慶恩等(2017)均采用生產(chǎn)函數(shù)估計的方式對不同要素的收入份額予以測度。而大多數(shù)學(xué)者如Lagakos et al.(2013)、Adamopoulos et al.(2017)和Chen et al.(2017)則是借鑒了Valentinyi et al.(2008)的研究，將勞動力、土地和資本三種要素的收入份額分別設(shè)定為0.46、0.36和0.18。本文以此要素份額作為校準(zhǔn)的基礎(chǔ)，并利用其他學(xué)者提出的不同要素份額進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

確定了校準(zhǔn)參數(shù)后，土地要素扭曲程度的核密度曲線分布情況如圖1所示。從圖1可以看出，農(nóng)戶土地要素扭曲的核密度分布符合正態(tài)分布，而且土地要素邊際產(chǎn)出的離散程度呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢，從2004年的0.768增加到2015年的0.891，這說明當(dāng)前農(nóng)戶土地要素配置的扭曲程度在不斷增強(qiáng)。

圖2報告了全要素生產(chǎn)率離散程度與農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率的分布情況。從圖2的結(jié)果可以看出，全要素生產(chǎn)率離散程度(logTFPR)與農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率(logTFP)正相關(guān)，二者的相關(guān)系數(shù)從2004年的0.828增加到2015年的0.911，且均通過了1%水平下的顯著性檢驗。這表明，當(dāng)前全要素生產(chǎn)率離散程度越高的農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中也面臨著越高程度的要素扭曲。因此，土地要素的合理配置能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率水平的提升。

圖1 農(nóng)戶土地要素扭曲核密度分布情況

圖2 農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率離散程度與全要素生產(chǎn)率分布情況

進(jìn)一步，本文將農(nóng)戶價值增值生產(chǎn)函數(shù)中涉及的各個變量進(jìn)行加總，測度農(nóng)戶土地要素得到有效配置時促進(jìn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率提升的幅度。具體測算公式如下所示：

E=Y/

Y-1

(9)

式(9)中，Y表示實現(xiàn)有效土地要素有效配置下的產(chǎn)出；Y表示農(nóng)戶實際產(chǎn)出；按照Lagakos et al.(2013)、Adamopoulos et al.(2017)、Chen et al.(2017)和Restuccia et al.(2017)的研究，E表示農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率提升幅度。

根據(jù)式(9)，本文計算了基準(zhǔn)回歸下的效率提升，計算結(jié)果如表3所示。

表3 不同年份農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)情況

由表3可見，消除土地要素配置扭曲能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率提升22.6%，這低于蓋慶恩等(2017)的研究結(jié)論。分年份看，農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率提升幅度總體上呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，從2004年的28%逐步下降到2015年的15%。得益于黨和政府的各項惠農(nóng)強(qiáng)農(nóng)政策，尤其是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的大力開展，農(nóng)戶要素的配置日趨合理。但近年來土地要素對農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率的效率改進(jìn)效果不斷減弱，主要原因是城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快導(dǎo)致農(nóng)戶出現(xiàn)分化，具體表現(xiàn)為非農(nóng)戶的比例快速上升和純農(nóng)戶比例不斷下降，兼業(yè)農(nóng)戶成為農(nóng)戶的主流類型(張琛 等，2019a)。兼業(yè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大多雇傭勞動力，雇工成本的上升逐步壓縮農(nóng)業(yè)經(jīng)營效益，這也是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素。

(二)不同情景下土地資源錯配與農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率提升

當(dāng)前農(nóng)戶土地資源配置存在以下兩種情景，即土地“種什么”和土地“誰來種”。在基準(zhǔn)校準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步測算兩種情景下土地要素得到有效配置對“加總”全要素生產(chǎn)率的提升情況。

土地資源配置情景一：土地“種什么”。本文將農(nóng)戶種植類型按照要素投入劃分為土地密集型農(nóng)作物和勞動密集型農(nóng)作物。其中，土地密集型農(nóng)作物如小麥、水稻、玉米等，而勞動密集型農(nóng)作物如蔬菜、水果等。本文首先將全國農(nóng)村固定觀察點農(nóng)戶所有種植作物的播種面積進(jìn)行加總得到總播種面積，再將土地密集型農(nóng)作物播種面積占總播種面積的比例大于50%的農(nóng)戶定義為以土地密集型農(nóng)作物生產(chǎn)為主的農(nóng)戶，反之則是以勞動密集型農(nóng)作物生產(chǎn)為主的農(nóng)戶。根據(jù)式(9)，土地密集型農(nóng)戶與勞動密集型農(nóng)戶對“加總”全要素生產(chǎn)率的提升幅度如表4所示。

表4 土地密集型與勞動密集型農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)情況

從表4的測算結(jié)果可以看出，土地密集型農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)程度的平均值和中位數(shù)分別為24.5%和25.4%，高于勞動密集型農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)程度的平均值(20.6%)和中位數(shù)(17.9%)。從90%分位點與10%分位點的比值上看，土地密集型農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)程度低于勞動密集型農(nóng)戶。表4的結(jié)果表明，在種植結(jié)構(gòu)選擇中，如果種植土地密集型農(nóng)作物相對于種植勞動密集型農(nóng)作物能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加1.9個百分點，最終可以促進(jìn)“加總”全要素生產(chǎn)率增加24.5%。

種植土地密集型農(nóng)作物對農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率的提升效果高于勞動密集型農(nóng)作物的提升效果，主要有以下兩個方面原因：第一，土地密集型農(nóng)作物的機(jī)械化水平高于勞動密集型農(nóng)作物，具有較低的技術(shù)進(jìn)入“門檻”。當(dāng)前，土地密集型農(nóng)作物的綜合機(jī)械化率遠(yuǎn)高于勞動密集型農(nóng)作物(路玉彬 等，2018)。如中國人民大學(xué)課題組的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，河南省滎陽市新田地種植專業(yè)合作社提供的小麥農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)每畝總價格為261元，湖南省錦繡千村農(nóng)業(yè)合作社和常德市楚源公司提供的水稻全程社會化服務(wù)的每畝總價格分別為685元和633元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)作物；蘋果作為勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品，平均勞動力的雇工成本每工日超過100元，每畝生產(chǎn)成本達(dá)到數(shù)千元，按勞動密集型的社會化服務(wù)實現(xiàn)節(jié)本百分之十計算，接受社會化服務(wù)后的勞動密集型成本仍遠(yuǎn)高于土地密集型農(nóng)產(chǎn)品成本。此外，勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)具有較高的技術(shù)“門檻”。以蘋果為例，閆振宇等(2014)指出蘋果種植戶采用間伐、樹形改良等技術(shù)改造低效果園，減少果樹的輪紋病、腐爛病以提升果園優(yōu)果率和單位面積產(chǎn)量。隨著當(dāng)前農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度的日益加深，小農(nóng)戶更傾向于選擇機(jī)械化率高且具有較低技術(shù)進(jìn)入“門檻”的土地密集型農(nóng)作物生產(chǎn)。農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度高意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中技術(shù)投入越多，越能實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率水平的提升。第二，土地密集型農(nóng)作物相比于勞動密集型農(nóng)作物具有更高抵御市場風(fēng)險的能力。專業(yè)化生產(chǎn)所需要的專用性資產(chǎn)投資會增加交易費(fèi)用、市場風(fēng)險以及不確定性。勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品作為專業(yè)化生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品，一般具有較高的資產(chǎn)專用性，如投入資金建立果園，為蘋果銷售投資冷庫等。較高的資產(chǎn)專用性會帶來“敲竹杠”的問題，對于專業(yè)化生產(chǎn)農(nóng)戶來說市場風(fēng)險更大(羅必良 等，2008)。例如大蒜產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)的由“蒜你狠”變?yōu)椤八饽銘K”的現(xiàn)象，也進(jìn)一步說明了勞動力密集型農(nóng)產(chǎn)品相對于土地密集型農(nóng)產(chǎn)品抵御市場風(fēng)險的能力不足。市場風(fēng)險會影響勞動密集型農(nóng)作物的產(chǎn)出進(jìn)而影響全要素生產(chǎn)率。

土地資源配置情景二：土地“誰來種”。換句話說，農(nóng)戶經(jīng)營多大規(guī)模的土地對“加總”全要素生產(chǎn)率的提升幅度最大。本文將農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模按照樣本農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的數(shù)值分布劃分為三等分，即5畝以下、5～10畝和10畝以上。根據(jù)式(9)，不同經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率的提升幅度如表5所示。

表5 不同經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)情況

從表5的測算結(jié)果可以看出，經(jīng)營土地面積為5～10畝的農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)程度的平均值和中位數(shù)均為25.4%，高于經(jīng)營土地面積為5畝以下和10畝以上的農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)程度的平均值和中位數(shù)。從90%分位點與10%分位點的比值上看，經(jīng)營土地面積為5～10畝的農(nóng)戶也遠(yuǎn)低于經(jīng)營土地面積為5畝以下和10畝以上的農(nóng)戶。表5的結(jié)果表明，當(dāng)前小農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模為5～10畝可以實現(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加2.8個百分點(以基準(zhǔn)結(jié)果為參照)，經(jīng)營規(guī)模在10畝以上的農(nóng)戶可以實現(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加0.3個百分點，而經(jīng)營土地面積在5畝以下的農(nóng)戶相比于基準(zhǔn)結(jié)果使得全要素生產(chǎn)率下降了1.5個百分點。因此，農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模與“加總”全要素生產(chǎn)率二者之間為倒“U”形關(guān)系，拐點為5～10畝。農(nóng)戶經(jīng)營土地規(guī)模較小，土地規(guī)模效應(yīng)發(fā)揮不充分，而農(nóng)戶經(jīng)營土地面積過大，由于自身資本、技術(shù)等約束，難以實現(xiàn)有效管理，因此小農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系并不是越大越好，而是呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，這與許多學(xué)者的研究結(jié)果相一致(Savastano et al.，2017；Sheng et al.，2019)。

第三次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)前中國2.3億農(nóng)戶的戶均經(jīng)營規(guī)模為7.8畝，經(jīng)營面積在10畝以下的比例達(dá)到了91%。經(jīng)營面積大于10畝的農(nóng)戶大多數(shù)都選擇進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，但土地流轉(zhuǎn)租金的抬升提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，壓縮了農(nóng)業(yè)經(jīng)營的收益，因此對“加總”全要素生產(chǎn)率的提升效果相對最低。此外，5～10畝的經(jīng)營面積對“加總”全要素生產(chǎn)率的提升幅度最大，這一結(jié)論與當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的實際相契合。事實上，絕大多數(shù)從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶土地經(jīng)營面積都在5～10畝這個區(qū)間，這也進(jìn)一步說明支持小農(nóng)戶政策的正確性。可以說，黨的十九大提出“實現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接”這一重要?dú)v史判斷，不僅是順應(yīng)中國基本國情和歷史發(fā)展的重要結(jié)晶和馬克思主義理論中國化在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域中的重要理論創(chuàng)新，而且也是有效率的，扶持小農(nóng)戶能夠切實實現(xiàn)“加總”全要素生產(chǎn)率水平的提升。

(三)穩(wěn)健性分析

基準(zhǔn)回歸中，本文將參數(shù)校準(zhǔn)中的勞動力、土地和資本收入份額分別設(shè)定為0.46、0.36和0.18，研究結(jié)果表明消除土地要素配置扭曲能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率提升22.6%；兩種情景下，種植土地密集型農(nóng)作物能夠?qū)崿F(xiàn)“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加1.9個百分點，經(jīng)營規(guī)模在5～10畝的農(nóng)戶能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加2.8個百分點，經(jīng)營規(guī)模在10畝以上的農(nóng)戶能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加0.3個百分點。那么，這一結(jié)論在其他參數(shù)校準(zhǔn)下是否一致呢？

在這一部分，本文分別將土地、勞動和資本份額按照Cheremukhin et al.(2015)、伍山林(2016)的設(shè)定值進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。Cheremukhin et al.(2015)將土地、勞動和資本的收入份額設(shè)定為0.31、0.55和0.14；伍山林(2016)則將上述三種要素的收入份額設(shè)定為0.26、0.45和0.29。需要說明的是，潘珊等(2017)將農(nóng)業(yè)部門的勞動收入份額定義為0.8，白重恩等(2009)測算出農(nóng)業(yè)部門的勞動收入份額為0.85，本文并沒有采用上述參數(shù)校準(zhǔn)，原因是上述研究只設(shè)定了勞動力單一要素的份額，無法對土地和資本要素予以設(shè)定。

進(jìn)一步，圖3報告了不同參數(shù)校準(zhǔn)下的全要素生產(chǎn)率離散程度與農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率的分布情況，左邊是以Cheremukhin et al.(2015)設(shè)定參數(shù)的校準(zhǔn)結(jié)果，右邊為以伍山林(2016)設(shè)定參數(shù)的校準(zhǔn)結(jié)果。從圖3可以看出，全要素生產(chǎn)率離散程度(logTFPR)與農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率(logTFP)顯著正相關(guān)，二者的相關(guān)系數(shù)均通過了1%水平下的顯著性檢驗。這表明農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率離散程度越高的農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中面臨著的要素錯配程度也越大，這與基準(zhǔn)研究的結(jié)論相一致。

圖3 不同參數(shù)校準(zhǔn)下全要素生產(chǎn)率離散程度與全要素生產(chǎn)率分布情況

以Cheremukhin et al.(2015)和伍山林(2016)的參數(shù)設(shè)定校準(zhǔn)結(jié)果如表6所示。

表6 不同參數(shù)校準(zhǔn)下的農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率改進(jìn)情況

由表6可見，中國農(nóng)戶的土地要素錯配是存在的，對“加總”全要素生產(chǎn)率的影響程度雖然數(shù)值上存在差異，但依然與基準(zhǔn)結(jié)果的結(jié)論相一致：消除土地要素配置扭曲能夠提升農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率。兩種情景下，種植土地密集型農(nóng)作物以及經(jīng)營規(guī)模在5畝以上的農(nóng)戶均能夠推動農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加，只是在不同參數(shù)校準(zhǔn)下的提升效果存在差異。依據(jù)伍山林(2016)的參數(shù)設(shè)定校準(zhǔn)后的結(jié)果普遍高于基準(zhǔn)結(jié)果，而依據(jù)Cheremukhin et al.(2015)的參數(shù)設(shè)定校準(zhǔn)后的結(jié)果普遍低于基準(zhǔn)結(jié)果。

四、結(jié)論與啟示

農(nóng)戶土地資源配置是否存在錯配，如果消除錯配可以實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率多大水平的躍升。為了回答這一問題，本文以Hsieh et al.(2009)提出的資源錯配分析框架為出發(fā)點，在糾正了以往研究中關(guān)于全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)使用偏誤的基礎(chǔ)上采用2004—2015年全國農(nóng)村固定觀察點九省農(nóng)戶的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以土地要素邊際產(chǎn)出價值的離散程度作為衡量土地資源錯配程度的指標(biāo)。進(jìn)一步，將農(nóng)戶土地資源配置分為“種什么”和“誰來種”兩種情景，采用不同參數(shù)校準(zhǔn)的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，分析兩種不同情景下的農(nóng)戶土地資源得到有效配置對“加總”全要素生產(chǎn)率的影響。

研究結(jié)論表明：第一，全要素生產(chǎn)率水平離散程度越高的農(nóng)戶面臨的要素扭曲程度越高。第二，當(dāng)前中國農(nóng)戶土地要素存在配置扭曲，如果能夠消除土地要素的配置扭曲，可以實現(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率提升22.6%，對“加總”全要素生產(chǎn)率提升最高可達(dá)38.4%，最低為7.5%。第三，兩種情景下農(nóng)戶土地資源得到有效配置均能提升“加總”全要素生產(chǎn)率，且這一結(jié)論在不同參數(shù)校準(zhǔn)下的結(jié)果相一致。種植土地密集型農(nóng)作物可以實現(xiàn)“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加1.4～3.7個百分點，經(jīng)營規(guī)模在5～10畝和10畝以上的農(nóng)戶分別可以實現(xiàn)農(nóng)戶“加總”全要素生產(chǎn)率額外增加2～6個百分點和0.1～0.9個百分點。第四，基于宏觀加總分析的視角，樣本農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模的最優(yōu)區(qū)間為5～10畝，這與當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中絕大多數(shù)農(nóng)戶的經(jīng)營面積相契合。

基于上述結(jié)論，在農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展進(jìn)入新形勢下，解決小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接的困境可以從小農(nóng)戶要素配置的角度出發(fā)，尤其是土地要素配置問題。本文研究結(jié)論有以下政策啟示：第一，加大對土地密集型農(nóng)戶的扶持力度。小農(nóng)戶從事土地密集型農(nóng)作物生產(chǎn)對“加總”全要素生產(chǎn)率具有較高的提升效用，這一方面得益于土地密集型農(nóng)作物自身抗風(fēng)險的特性，另一方面也得益于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來的技術(shù)革新。因此，需要加大對土地密集型農(nóng)戶的扶持力度，構(gòu)建全方位的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)保障體系。第二，小農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模并不是越大越好，而是堅持宜大則大、宜小則小，需要與自身經(jīng)營能力動態(tài)匹配。小農(nóng)戶作為中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體的重要組成部分，并沒有在農(nóng)業(yè)發(fā)展中被拋棄，而將長期存在。當(dāng)前中國小農(nóng)戶平均經(jīng)營規(guī)模在為7.8畝，處于5～10畝的拐點區(qū)間，對“加總”全要素生產(chǎn)率的提升效果最大，說明對小農(nóng)戶的扶持是有效率的。應(yīng)該進(jìn)一步通過加強(qiáng)社會化服務(wù)以及構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體等多種方式對小農(nóng)戶生產(chǎn)予以全方位扶持，不能人為壘大戶、排擠小農(nóng)戶，而是尊重小農(nóng)戶、發(fā)展小農(nóng)戶，尤其是對從事較大規(guī)模生產(chǎn)的小農(nóng)戶予以技術(shù)服務(wù)如新技術(shù)采納等方面的扶持，以實現(xiàn)農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模與自身經(jīng)營能力的動態(tài)匹配，切實提升全要素生產(chǎn)率水平。