農地流轉對農產品成本利潤率的影響研究
——基于32種主要農產品的實證分析

張應良， 崔超， 徐亞東

西南大學 經濟管理學院，重慶 400715

1 問題提出與文獻綜述

習近平總書記在黨的二十大報告中明確提出, “確保糧食、 能源資源、 重要產業鏈供應鏈安全”, 糧食安全是國家安全的基礎． 但是, 確保糧食安全還面臨一些重大問題, 需要全方位夯實糧食安全根基． 例如, 落實黨政同責、 守住耕地紅線、 加強耕地建設、 實施種業振興, 以及保障種糧農民收益等． 保障糧食安全, 億萬農民是主體． 所以, 需要調動和保護好“兩個積極性”, 要讓農民種糧有利可圖、 讓主產區抓糧有積極性． 同時, 如果不能顯著提高農業生產中資本投入報酬, 無論資本投入對提高其他資源要素的報酬率和地區或全局資源要素綜合報酬率有多大作用, 農村主體可能沒有動力提高農業投入[1]． 由此, 需要提高農業生產種植的成本利潤率． 在“大食物觀”的指引下, 需要全方位提高各類農產品的成本利潤率． 但是, 我國主要農產品成本利潤率處于逐年下降趨勢, 且主要農產品成本利潤率之間的差距也在不斷擴大． 據《全國農產品成本收益資料匯編2021》統計, 在2020年我國主要農產品成本收益情況中, 早秈稻、 小麥、 大豆、 油菜籽、 棉花和桑蠶繭這6種農產品的成本利潤率均小于零． 其中, 桑蠶繭的成本利潤率最低為-18.21%, 其他農產品成本利潤率為正數, 且露地西紅柿和露地菜花的成本利潤率均超過100%, 露地菜花成本利潤率最高達到121.08%． 同時, 我國農產品平均成本利潤率從2011年的44.56%降至2020年的37.72%, 總體呈下降趨勢． 因此, 對于造成我國農產品成本利潤率差距的變大以及農產品成本利潤率總體下降的原因是需要討論的問題．

隨著我國向農業現代化發展推進, 農業適度規?；洜I是實現我國農業現代化發展的重要路徑, 而農地流轉則是農業適度規模經營的主要方式． 我國農地流轉從提出至今發展迅速． 據農業農村部政策與改革司統計, 截至2020年底, 我國農地流轉面積增至0.38億公頃, 占家庭承包經營總面積的36.15%． 由此, 需要討論農地流轉對農產品成本利潤率的影響, 從而為新時期新征程農地流轉政策取向提供依據． 從農地流轉現狀來看, 我國農地流轉發展迅速且形式多樣, 包括轉包、 出租、 互換、 轉讓和股份合作等5種形式, 其中, 主要以轉包形式進行農地流轉[2]． 農地流轉對象從親友流轉逐步轉向本村農戶之間的流轉, 同時, 農地流轉的合約形式也在發生轉變, 從以往的口頭合約轉變為書面合約[3]． 隨著農地流轉的快速進步, 農戶對農地流轉的滿意度較高, 農地流轉越發規范[4]． 從農地流轉的影響因素來看, 可以將農地流轉因素分為宏觀因素和微觀因素兩類． 宏觀因素主要包括經濟發展水平[5], 勞動力轉移[6], 農村土地狀況(土地資源稟賦[5]、 土地細碎化[7]、 土地質量[8]、 土地確權[9]等), 互聯網的使用[10]等; 微觀因素主要包括家庭結構特征[11](家庭人口特征、 家庭決策特征、 家庭收入特征[12]等), 農戶個體特征[13](農戶性別、 農戶年齡、 農戶受教育程度[14]等), 村集體組織(村集體中介服務[15]、 村莊特征[8]等), 農地流轉主體與用途[16]等．

農地流轉不僅可以解決“有地沒人種, 有人沒地種”的現實問題, 也可以促進農地適度規模經營, 改善農業生產基礎條件, 使農村土地資源得到有效配置和充分利用, 提高土地生產利用率, 進而增加農民收入[17-18]． 然而, 農地流轉在促進農地適度規模經營的同時, 也提高了農地流轉成本, 進而對農產品的成本利潤率造成一定的影響． 一是農地流轉具有“產量效應”． 袁承程[19]、 許彩華[20]等分別從農地流轉對水稻、 小麥產量的影響研究, 發現農地流轉可以有效提高水稻、 小麥的產量． 而牛星等[21]則認為農地流轉與糧食產量呈負相關, 特別是政府主導的農地流轉[22]． 現有研究指出農地流轉既有可能提高了農產品產量, 也可能是降低農產品產量, 從而對農產品產量的影響也是不確定的． 二是農地流轉具有“規模效應”． 匡遠配[23]、 李光躍[24]、 文雄[25]等認為農地流轉可以實現農業適度規模經營, 彭繼權[26]基于湖北1 120個農戶調查數據, 利用PSM和GPSM方法實證分析出土地流轉能夠有效降低農業生產成本． 唐軻[27]、 蔡瑞林[28]等均認為農業適度規模經營也可以降低農業生產成本． 現有研究指出農地流轉通過實現適度規模經營來降低農業生產成本． 三是農地流轉具有“租金效應”． 農地流轉提高了農地市場中農地需求, 在供給不變的情況下提高了農地流轉價格, 從而提高農業生產中的用地成本[29-30]． 由于同時存在“規模效應”和“租金效應”, 農地流轉對農產品生產總成本的影響是不確定的．

通過對已有文獻的整理和歸納發現, 大量學者對農地流轉的研究集中于農地流轉的影響因素分析, 對農地流轉影響農產品成本利潤率的研究較少． 因此, 本文重點討論以下三個方面的問題: 一是宏觀層面上農地流轉對農產品利潤率的影響是正還是負, 抑或是不影響?二是宏觀層面上是否存在“產量效應”“規模效應”和“租金效應”, 以及“產量效應”“規模效應”和“租金效應”三者中誰大?是否能驗證第一個問題?三是農地流轉形式, 以及糧油農產品和非糧油農產品之間是否會有不同的影響?鑒于此, 本文基于我國32種主要農產品2011-2020年數據, 通過構建相關計量模型進行實證分析, 揭示農地流轉及其方式對農產品成本利潤率的影響, 為農地流轉政策取向提供有力依據．

2 計量模型、 數據來源與估計方法

2.1 計量模型構建

根據農產品成本利潤的計算公式, 農產品成本利潤率為農產品的總收入和總成本的差與總成本之間的比值, 其中總收入為農產品當期價格與生產產量的乘積, 具體公式如下:

N=(Q×P-C)/C=Q×P/C-1

(1)

其中,N為農產品的成本利潤率;Q為農產品當期的每公頃生產產量;P為農產品當期價格;C為農產品的每公頃總成本, 包括每公頃生產成本C1和每公頃土地成本C2． 對公式(1)進行移項并兩邊取對數, 得:

ln(N+1)=ln(Q×P/C)=lnQ+lnP-lnC

(2)

一般而言, 有ln(N+1)≈N, 所以公式(2)轉化為:

N=lnQ+lnP-lnC

(3)

基于公式(3)構建本文的計量經濟學模型, 具體模型如下:

Nit=α0+α1LTRit+α2lnQit+α3lnPit-α4lnCit+bi+Tt+uit

(4)

其中,i代表第i類農產品;t代表第t年;LTR代表農地流轉率, 為家庭承包耕地流轉總面積與家庭承包經營的耕地面積的比值, 前者包括耕地轉包面積、 耕地出租面積、 耕地互換面積、 耕地轉讓面積、 耕地入股面積, 以及耕地其他流轉形式面積;α0為截距項,α1,α2,α3,α4分別表示農地流轉率、 產量對數、 價格對數、 成本對數的回歸系數;bi代表農產品種類的個體固定效應;Tt代表時間固定效應;u為隨機擾動項; 其他變量與公式(1)相同．α1是本文關注的核心系數, 當α1>0且通過統計學檢驗時, 表明農地流轉提高了農產品成本利潤率; 當α1<0且通過統計學檢驗時, 表明農地流轉降低了農產品成本利潤率; 當α1=0或者沒有通過統計學檢驗時, 表明農地流轉對農產品成本利潤率的影響并不明顯． 無論α1的估計結果如何, 都需要進行機制分析來佐證α1的估計結果, 構建計量經濟學模型如下:

lnYit=β0+β1LTRit+βilnXit+bi+Tt+uit

(5)

其中,Y代表機制分析時的被解釋變量, 包括每公頃生產產量對數和每公頃總成本對數． 為前者時, 控制變量X為單價對數; 為后者時, 控制變量X為每公頃生產成本對數和每公頃土地成本對數．β0為截距項,β1和βi分別表示農地流轉率和控制變量的回歸系數． 由于總成本可以進一步分為生產成本和土地成本, 所以進一步討論了農地流轉對兩類成本的影響． 此時被解釋變量為生產成本對數或者土地成本對數, 對應的控制變量X分別為物質與服務費用對數和人工成本對數, 以及流轉地租金對數和自營地折租對數．

2.2 數據來源

無論是基準回歸還是機制分析, 本文的核心解釋變量均為農地流轉率, 該變量的數據來源于《中國農村經營管理統計年報》(2011-2018年)與《中國農村政策與改革統計年報》(2019-2020年)． 其他變量諸如基準回歸中被解釋變量和控制變量, 以及機制分析中被解釋變量和控制變量, 數據均來源于《全國農產品成本收益資料匯編》(2012-2021年)． 需要說明的是, 由于疫情原因, 該資料匯編缺失2019年數據, 從而使用插值法解決缺失值問題． 年份為2011-2020年, 個體為32種農產品, 樣本為320個平衡面板數據． 指標的描述分析結果見表1, 數據顯示, 農產品的成本利潤率差距較大, 最低值超過-40%, 而最大值超過120%．

表1 描述性分析結果

2.3 估計方法

本文使用的數據為平衡面板數據, 所以采用面板回歸模型進行估計． 面板模型分為混合回歸、 固定效應和隨機效應3類, 通過F檢驗、 LM檢驗和Hausman檢驗確定使用具體的模型． 固定效應模型較好解決“不隨時間而變但隨個體而變”的遺漏變量問題, 但是沒有解決“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 所以進一步使用雙向固定效應模型對回歸結果加以驗證．

3 實證分析

3.1 基準回歸

表2匯報了農地流轉率對農產品利潤率的回歸結果, 第(1)和(2)列是沒有控制時間固定效應的回歸結果, Hausman檢驗結果表明選擇隨機效應模型． 第(1)列的回歸結果表明, 農地流轉率的回歸系數值在5%顯著性水平下為8.284． 第(3)和(4)列為雙向固定效應模型的回歸結果, Hausman檢驗結果表明選擇隨機效應模型． 第(3)列的回歸結果表明, 農地流轉率的回歸系數值在5%顯著性水平下為13.719, 經濟學含義為, 農地流轉率提高1%, 農產品成本利潤率平均提高0.14%． 2011年和2020年的農地流轉率分別為15.91%和34.08%, 增長了18.17%, 依據本文的回歸結果, 農地流轉率促進農產品成本利潤率提高了2.54%． 然而, 中國2011年和2020年成本利潤率均值分別為44.56%和37.72%, 下降了6.84%． 由此, 農產品成本利潤率是由于其他原因導致的, 不過農地流轉可以減緩其下降趨勢．

表2 基準回歸結果

基于第(3)列匯報控制變量的回歸結果, 產量對數的回歸系數值在1%顯著性水平下為129.140, 表明產量提高1%, 成本利潤率平均提高1.29%． 單價對數的回歸系數值在1%顯著性水平下為130.397, 表明單價提高1%, 成本利潤率平均提高1.30%． 總成本對數的回歸系數值在1%顯著性水平下為-129.713, 表明總成本下降1%, 成本利潤率平均提高1.30%． 控制變量的回歸結果與理論預期相同．

3.2 機制分析

表3匯報了農地流轉率對農產品產量和總成本的回歸結果, 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應模型進行回歸; Hausman檢驗結果表明選擇固定效應模型, 同時也匯報了另一個回歸結果作為參考． 第(2)列的回歸結果表明, 農地流轉率的回歸系數值在1%顯著性水平下為0.486, 即農地流轉率提高1%, 農產品產量平均提高0.49%． 同時, 農產品單價對數的回歸系數值為負, 表明農產品當期價格與產量之間為負相關． 主要原因是農產品價格與產量之間的“蛛網理論邏輯”依舊存在． 經營主體會依據上一期農產品的價格決定當前農業生產, 當上一期農產品單價較高時, 其會擴大產量, 而當需要保持穩定時, 大量產出就會導致當期價格下降, 所以農產品當期價格與產量之間表現為負相關． 第(4)列的回歸結果表明, 農地流轉率的回歸系數值在10%顯著性水平下為0.024, 即農地流轉率提高1%, 農產品總成本平均提高0.02%． 同時, 生產成本對數和土地成本對數的回歸系數值均在1%顯著性水平下為正, 即生產成本和土地成本的提高導致了農產品生產總成本的上升． 對比第(2)列和第(4)列中農地流轉率的回歸系數值大小, 農地流轉率對產量的影響遠高于總成本． 假定單價為1元, 農地流轉率對產值的影響是總成本的20.25倍; 當單價大于1元時, 其影響倍數更大． 根據表1的數據, 單價對數的均值為1.080, 遠大于1元． 所以, 農地流轉導致農產品產量提升效應遠大于總成本提升效應, 從而提高了農產品成本利潤率．

表3 機制分析結果I

進一步分析農地流轉對農產品總成本的影響, 表4匯報了農地流轉率對農產品生產成本和土地成本的回歸結果, 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應模型進行回歸; Hausman檢驗結果表明選擇固定效應模型, 同時也匯報了另一個回歸結果作為參考． 第(2)列的回歸結果表明, 農地流轉率的回歸系數值在10%顯著性水平下為-0.064, 即農地流轉率提高1%, 農產品生產成本平均下降0.06%． 同時, 物質與服務費用對數和人工成本對數的回歸系數值均在1%顯著性水平下為正, 即物質與服務費用和人工成本的提高導致了農產品生產成本的上升． 第(4)列的回歸結果表明, 農地流轉率的回歸系數值在1%顯著性水平下為0.802, 即農地流轉率提高1%, 農產品生產成本平均上漲0.80%． 同時, 流轉地租金對數和自營地折租對數的回歸系數值均在1%顯著性水平下為正, 即流轉地租金和自營地折租的提高導致了農產品土地成本的上升． 對比第(2)列和第(4)列中農地流轉率的回歸系數值大小, 農地流轉率對土地成本的影響遠高于生產成本． 2011-2020年中國農產品生產成本和土地成本均值分別為43 575.53元和3 976.40元, 依據本文的回歸結果, 假定農地流轉率提升1%, 那么農產品生產成本平均下降27.90元, 而土地成本則平均上漲31.89元, 最終導致總成本上漲3.99元, 影響較小, 與表3的回歸結果相匹配． 2011-2020年的農地流轉率增長了18.17%, 導致總成本上漲72.50元, 對總成本的影響相對較小．

表4 機制分析結果II

3.3 穩健性分析

表5更換了被解釋變量, 使用純利潤變量和現金收益變量刻畫農產品利潤率． 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應模型進行回歸; Hausman檢驗結果表明第(1)和(2)列中選擇隨機效應模型, 第(3)和(4)列中選擇固定效應模型, 同時也匯報了另一個回歸結果作為參考． 第(1)和(4)列的回歸結果表明, 農地流轉率的回歸系數值在1%顯著性水平下分別為2 361.849和5 319.932, 即農地流轉率提高1%, 農產品純利潤和現金收益平均提高23.62元和53.20元． 驗證了農地流轉對農產品利潤率的促進作用較為穩?。?/p>

表5 穩健性分析結果I

基準回歸和機制分析中, 農地流轉率的計算并沒有考慮互換和轉讓的耕地面積． 表6將這兩類面積也納入農地流轉面積, 重新計算農地流轉率, 并進行新農地流轉率對農產品成本利潤率、 產量對數、 總成本對數、 生產成本對數和土地成本對數的回歸分析． 考慮到“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題, 采用雙向固定效應模型進行回歸; Hausman檢驗結果表明第(1)列選擇隨機效應模型, 其他的選擇固定效應模型． 同時考慮到版面問題, 沒有呈現另一個回歸結果． 回歸結果表明新農地流轉率顯著提高了農產品成本利潤率; 雖然同時提高了農產品的產量和總成本, 但是對前者的影響遠大于后者, 從而整體上提高了成本利潤率． 另外, 新農地流轉率降低了農產品生產成本, 但是提高了土地成本, 從而整體上促進了總成本的提升． 這一結論與基準回歸和機制分析的結論相同．

表6 穩健性分析結果II

4 異質性分析

農產品品種的成本利潤率差距較大, 經濟作物的成本利潤率遠高于大田作物． 所以本文將樣本分為糧油農產品和非糧油農產品兩類, 研究方法與表6相同, 結果見表7． 第(1)和(2)列分別是農地流轉率對非糧油作物和糧油農產品的成本利潤率的回歸結果, 結果表明, 農地流轉率的回歸系數值分別在5%顯著性水平下為13.489和在10%顯著性水平下為-46.390, 農地流轉率提高1%, 非糧油農產品成本利潤率平均提高0.14%, 與表2的回歸結果相似; 而糧油農產品成本利潤率平均下降0.46%, 農地流轉對糧油農產品和非糧油農產品成本利潤率的影響相反, 其擴大會降低糧油農產品的成本利潤率． 第(3)至(6)列分別是農地流轉率對糧油農產品的產量對數、 總成本對數、 生產成本對數和土地成本對數的回歸結果, 結果表明, 農地流轉率的回歸系數值分別不顯著為0.112、 顯著為0.142, 不顯著為-0.056和顯著為0.371, 即農地流轉顯著提高了糧油農產品的土地成本, 但是并沒有提高產量和減低生產成本, 從而增加了總成本, 降低了成本利潤率．

表7 異質性分析結果

對于糧油農產品而言, 農地流轉導致的結果并不盡如人意, 顯著增加了土地成本, 沒有顯著節約生產成本, 同時也沒有顯著增加產量． 但是, 農地流轉是適度規模經營的主要路徑, 即農地流轉的趨勢是確定的, 所以有必要進一步研究農地流轉形式對糧油農產品成本利潤率的影響． 根據農業農村部政策與改革司的統計數據, 2020年全國農戶農地流轉面積達3 547.93萬公頃． 其中, 出租轉包面積為3 166.48萬公頃(出租面積為2 807.46萬公頃), 占比89.25%(出租面積占比79.13%); 股份合作面積為195.11萬公頃, 占比5.50%; 其他形式流轉面積為186.34萬公頃, 占比5.25%． 出租轉包形式是農地“經營權”流轉最主要的方式, 其次是入股形式． 所以, 表8進一步分析了出租轉包占流轉地比重對糧油農產品成本利潤率的影響, 以及股份合作占流轉地比重對糧油農產品成本利潤率的影響, 研究方法與表6相同． 回歸結果表明, 出租轉包占流轉地比重的回歸系數值在第(1)至(5)列中分別顯著為負(經濟學含義為, 出租轉包占流轉地比重提高1%, 糧油農產品成本利潤率平均下降5.20%), 不顯著為正, 顯著為正, 不顯著為負和顯著為正, 即出租轉包占流轉地比重降低了糧油農產品的成本利潤率, 主要原因是出租轉包占流轉地比重顯著提高了糧油農產品的土地成本, 但是并沒有顯著提高產量和減低生產成本, 從而顯著提高了總成本, 降低了成本利潤率． 股份合作占流轉地比重的回歸系數值在第(1)至(5)列中分別顯著為正(經濟學含義為, 股份合作占流轉地比重提高1%, 糧油農產品成本利潤率平均提高11.19%), 不顯著為負, 顯著為負, 不顯著為正和顯著為負, 即股份合作占流轉地比重提高了糧油農產品的成本利潤率, 主要原因是股份合作占流轉地比重顯著降低了糧油農產品的土地成本, 但是并沒有顯著降低產量和提高生產成本, 從而顯著降低了總成本, 提高了成本利潤率． 可以發現, 股份合作占流轉地比重的影響與出租轉包占流轉地比重的影響完全相反． 雖然出租轉包和股份合作都屬于土地流轉, 但是不同形式對糧油農產品成本收益率的影響具有較大差異．

表8 進一步異質性分析結果

5 研究結論與政策啟示

5.1 研究結論

在農地制度改革、 提升農業競爭力及促進農業產業規?；洜I的背景下, 關于農地流轉對農產品成本利潤率的影響研究有著重要意義． 本文基于我國32種主要農產品2011-2020年數據, 通過構建計量經濟模型, 利用面板數據模型分析了農地流轉對農產品成本利潤率的影響, 可得到如下結論:

通過基準回歸分析, 農地流轉率的系數值顯著為13.719, 表明農地流轉率提高1%, 農產品成本利潤率平均提高0.14%, 即農地流轉提高了農產品成本利潤率． 在分析農地流轉對農產品產量的影響中, 農地流轉率的系數值顯著為0.486, 表明農地流轉率提高1%, 農產品產量平均提高0.49%, 即農地流轉可以提高農產品產量． 在分析農地流轉對農產品總成本的影響中, 農地流轉率的系數值顯著為0.024, 表明農地流轉率提高1%, 農產品總成本平均提高0.02%, 即農地流轉率也可以提高農產品總成本． 雖然農地流轉同時提高了農產品的產量和總成本, 但是對前者的影響遠大于后者, 從而提高農產品成本利潤率． 另外, 農地流轉顯著提高了土地成本, 但是對生產成本的降低較小, 從而總體上提高了總成本． 重新測算農地流轉率后上述結果較為穩健．

通過異質性分析得出, 農地流轉率的回歸系數值分別在5%顯著性水平下為13.489和在10%顯著性水平下為-46.390, 表明農地流轉率提高1%, 非糧油農產品成本利潤率平均提高0.14%, 而糧油農產品成本利潤率平均下降0.46%, 即農地流轉對糧油農產品和非糧油農產品的影響相反． 農地流轉率對糧油農產品的產量對數、 總成本對數、 生產成本對數和土地成本對數的回歸系數值分別不顯著為0.112、 顯著為0.142, 不顯著為-0.056和顯著為0.371, 表明農地流轉顯著提高了糧油農產品的土地成本, 但是并沒有提高產量、 減低生產成本, 從而增加了總成本, 降低了成本利潤率． 進一步分析發現, 出租轉包占流轉地比重的回歸系數值顯著為-519.887, 表明出租轉包占流轉地比重提高1%, 糧油農產品成本利潤率平均下降5.20%, 即出租轉包形式占比顯著降低糧油農產品的成本利潤率． 而股份合作占流轉地比重的回歸系數值顯著為1 118.928, 表明股份合作占流轉地比重提高1%, 糧油農產品成本利潤率平均提高11.19%, 即股份合作形式能夠提高成本利潤率． 主要原因是股份合作形式雖然沒有增加產量和降低生產成本, 但是顯著減低了土地成本, 從而降低了總成本．

5.2 政策啟示

基于上述研究結論, 本文得到以下政策啟示: 其一, 政府應該重視農地流轉對農產品成本利潤率的影響, 農地流轉在促進農業規模化經營的同時, 也在增加土地成本． 政府決策時不能一味追求擴大農地流轉促使農業規?；洜I, 應根據農產品實際成本收益情況, 適度擴大農地流轉, 促使適度規模經營． 同時, 政府應該加強農地流轉監督, 適當調整農產品種植結構, 以縮小農產品成本利潤率之間的差距, 使得農地流轉能夠有效促進農產品成本利潤率的提高． 其二, 理清農地流轉對糧油農產品與非糧油農產品的不同影響, 適度加大農田土地的流轉, 通過規模經營效率促使糧食生產成本下降及糧食比較收益的提高, 運用市場自動調節機制讓農戶自發調整農業種植結構, 以提高糧油農產品的收益, 進而提高糧油農產品的成本利潤率． 其三, 政府在不同類型土地流轉指導價格的基礎上, 應該認清不同類型的農地流轉對農產品的成本利潤率有著不同的影響, 積極鼓勵農戶實行股份合作形式進行農地流轉． 股份合作形式雖然不能夠增加農產品產量和降低農產品的生產成本, 但通過股份合作形式進行農地流轉可以有效降低土地成本, 進而降低農產品生產過程中的總成本, 以實現提高農產品成本利潤率的目標．