張麗媛 萬江紅
(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,武漢 430070;2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 文法學(xué)院,武漢 430070)
城市發(fā)展帶來的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為必然。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,全國2018年家庭承包地流轉(zhuǎn)面積達(dá)3 533.3萬hm2,是2007年的8.3倍,流轉(zhuǎn)率達(dá)到38.3%。與之相伴,規(guī)模經(jīng)營隊伍不斷發(fā)展壯大。2017年底,全國經(jīng)營規(guī)模3.3 hm2以上的規(guī)模戶達(dá)402.1萬戶,成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要力量?;谛∫?guī)模、分散化的農(nóng)地經(jīng)營格局,中國發(fā)展規(guī)模經(jīng)營的初衷兼具增大農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模和降低農(nóng)地細(xì)碎化水平之意。實踐中,工商資本可借助村集體力量實現(xiàn)集中連片的規(guī)?;?jīng)營,但也因損害部分農(nóng)戶的權(quán)益而被限制。法律和政策鼓勵的農(nóng)戶自發(fā)型流轉(zhuǎn)雖然能夠通過提高農(nóng)戶轉(zhuǎn)入與承包地相鄰地塊的概率而實現(xiàn)分散化的連片經(jīng)營[1],但現(xiàn)階段以短期化、親友化為主要特征的農(nóng)地流轉(zhuǎn)降低農(nóng)地細(xì)碎化程度的作用有限,更多地表現(xiàn)為細(xì)碎化農(nóng)地的復(fù)制[2]。綜上,當(dāng)前國內(nèi)農(nóng)地流轉(zhuǎn)在地塊層面呈完全連片、適度連片和分散化3種情形。差異化的農(nóng)地空間布局會對勞動力、資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素產(chǎn)生異質(zhì)性的匹配需求,進(jìn)而對土地生產(chǎn)率產(chǎn)生不同影響。因此,規(guī)模戶經(jīng)營規(guī)模擴大時的地塊連片特征值得關(guān)注,其與土地生產(chǎn)率間的關(guān)系也需進(jìn)一步探討。
家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實施以來,學(xué)界對土地流轉(zhuǎn)型規(guī)模經(jīng)營的研究焦點已從絕對經(jīng)營規(guī)模轉(zhuǎn)向適度經(jīng)營規(guī)模,并正從農(nóng)戶規(guī)模轉(zhuǎn)向地塊規(guī)模。
在人多地少的現(xiàn)實約束下,中國超小規(guī)模的農(nóng)戶經(jīng)營弊端首先進(jìn)入研究視野,大規(guī)模經(jīng)營更高的勞動生產(chǎn)率[3]、技術(shù)效率[4]和全要素生產(chǎn)率[5]及更低的生產(chǎn)成本[6]為部分學(xué)者支持絕對經(jīng)營規(guī)模提供了有利證據(jù)。但也有學(xué)者強調(diào)小農(nóng)經(jīng)濟的重要性:一方面,國內(nèi)外經(jīng)營規(guī)模與土地生產(chǎn)率反向關(guān)系的研究均證明了小農(nóng)生產(chǎn)的有效性[7];另一方面,小農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)業(yè)機械化的歷史貢獻(xiàn)也展示了其未來進(jìn)一步現(xiàn)代化的發(fā)展?jié)撃躘8]。更客觀的觀點則認(rèn)為農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的確定不能一概而論,應(yīng)該根據(jù)政策目標(biāo)做出不同調(diào)整,小規(guī)模農(nóng)戶有助于農(nóng)產(chǎn)品有效供給目標(biāo)的實現(xiàn),大規(guī)模經(jīng)營則有利于提高勞動生產(chǎn)率、促進(jìn)農(nóng)民增收[9-10]。
雖然農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)機械裝備水平的提高使得規(guī)模經(jīng)營成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的必然趨勢,但規(guī)模并非越大越好:一是農(nóng)村的就業(yè)保障功能要求現(xiàn)階段的規(guī)模經(jīng)營必須走“小而精”的適度規(guī)模家庭農(nóng)場道路[11-12];二是過大的經(jīng)營規(guī)模也會產(chǎn)生效率損失。全國性和上海市松江區(qū)家庭農(nóng)場數(shù)據(jù)的研究均證明過大的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升[13-14]。不過,限于各地農(nóng)業(yè)資源稟賦和技術(shù)水平的差異,并不存在全國統(tǒng)一的適度規(guī)模。中央農(nóng)村工作領(lǐng)導(dǎo)小組給出的家庭農(nóng)場適度規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)為當(dāng)?shù)貞艟孛娣e10~15倍。
近年來,隨著規(guī)模經(jīng)營主體數(shù)量的增加和發(fā)展的深入,農(nóng)地細(xì)碎化問題未得到改善引發(fā)的“規(guī)模陷阱”開始受到關(guān)注?,F(xiàn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中,農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的擴大并不一定帶來地塊規(guī)模的同步擴張。農(nóng)地轉(zhuǎn)入存在分散轉(zhuǎn)入和連片轉(zhuǎn)入兩種情景[15]。不連片轉(zhuǎn)入農(nóng)地不僅會導(dǎo)致直接生產(chǎn)成本上升,而且會因雇工需求上升引發(fā)勞動質(zhì)量下降、道德風(fēng)險和監(jiān)督成本上升等問題[16],還會加劇農(nóng)地細(xì)碎化對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的負(fù)向影響程度[17]。因此實踐中,規(guī)模戶多愿意為面積較大或與自有農(nóng)地相連的地塊支付更高的租金[18-19]。故與經(jīng)營規(guī)模相比,強調(diào)地塊規(guī)模特征具有更高的實踐價值。
盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)注意到地塊規(guī)模與經(jīng)營規(guī)模間的不同,也對農(nóng)地分散和連片轉(zhuǎn)入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的差異做了分析,但是對地塊特征的分析過于籠統(tǒng),將地塊規(guī)模與連片程度兩個概念獨立分析的研究方式也不能呈現(xiàn)二者交互結(jié)果的多樣性。地塊規(guī)模本身存在大小之分,如果農(nóng)地轉(zhuǎn)入前的地塊規(guī)模已經(jīng)夠大,那么分散化轉(zhuǎn)入農(nóng)地并不會對其生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生過大的消極影響;如果農(nóng)地轉(zhuǎn)入前的地塊規(guī)模很小,那么兩塊相連小面積地塊的合并也不一定能帶來明顯的積極作用。
為此,本研究擬將地塊規(guī)模與連片程度合并度量,并提出“地塊連片特征”概念,以分析規(guī)模戶農(nóng)地的地塊特征。以勞動力工作能力為衡量尺度,地塊規(guī)模存在符合規(guī)模戶勞動力單位時間內(nèi)適宜工作量的最佳“規(guī)模經(jīng)濟面積”。當(dāng)農(nóng)地分散于多處、且存在小于規(guī)模經(jīng)濟面積的地塊時,規(guī)模戶農(nóng)地的地塊連片特征為“分散化”。此時,規(guī)模戶需要浪費有效勞動時間在不同地塊間轉(zhuǎn)換并轉(zhuǎn)移相關(guān)生產(chǎn)工具。當(dāng)?shù)貕K分散分布、但所有地塊均達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟面積時,規(guī)模戶農(nóng)地的地塊連片特征為“適度連片”。此時,規(guī)模戶可以結(jié)合休息時間轉(zhuǎn)換地塊,不會浪費有效勞動時間。當(dāng)規(guī)模戶所有的地塊都集中于一處時,其地塊連片特征為“完全連片”。此時,規(guī)模戶不再有轉(zhuǎn)換地塊作業(yè)的需求。
本研究關(guān)注的問題是,相比于地塊分散的規(guī)模戶,地塊適度連片和完全連片規(guī)模戶對地塊連片特征的重視是否得到了應(yīng)有的回報,二者間又是否存在差異?為此,本研究試圖利用湖北省兩大糧食主產(chǎn)區(qū)的規(guī)模戶數(shù)據(jù)分析其地塊連片特征,后運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型測算地塊適度連片和完全連片對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的影響,并測算反事實假設(shè)下地塊連片引發(fā)的土地生產(chǎn)率變化。研究將揭示地塊連片對土地生產(chǎn)率的積極作用,并展現(xiàn)將地塊適度連片和完全連片帶來的土地生產(chǎn)率增長差異,以期為地塊規(guī)模研究提供新思路,為規(guī)模戶優(yōu)化農(nóng)地空間布局提供新依據(jù)。
在地塊連片化情景中,規(guī)模戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模擴張的同時伴隨著不同程度的地塊規(guī)模擴張。農(nóng)地空間布局的改變會從兩條路徑提高土地生產(chǎn)率:一是有效種植面積的增加。農(nóng)地細(xì)碎化分布需要的田埂和溝渠造成了農(nóng)地有效面積的浪費,近期針對全國種植類家庭農(nóng)場監(jiān)測數(shù)據(jù)的分析表明,土地整理后約44.01%的農(nóng)場的土地面積得以增加,且平均增加面積達(dá)7.77%[20]。二是技術(shù)水平的提升。當(dāng)前水稻生產(chǎn)實踐中,新型育秧插秧技術(shù)的應(yīng)用和化肥農(nóng)藥的科學(xué)施用等均可產(chǎn)生增產(chǎn)效果。但新技術(shù)多被專業(yè)團隊掌握,規(guī)模戶需參與生產(chǎn)服務(wù)外包才可使用。地塊規(guī)模過小會增加技術(shù)應(yīng)用難度,提高外包服務(wù)報價,降低外包程度[21]。地塊連片則可有效促進(jìn)新技術(shù)的應(yīng)用。
上述地塊連片提升土地生產(chǎn)率路徑的分析中隱含了機械動力適應(yīng)農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模變化的基本假設(shè)。楊進(jìn)[22]的研究表明,農(nóng)業(yè)機械在有效替代密集型勞動時不會降低糧食生產(chǎn)效率。故不同農(nóng)業(yè)機械水平下的最高土地生產(chǎn)率沒有差異。但這并不代表同等規(guī)模的農(nóng)地在差異化機械動力水平下的土地生產(chǎn)率完全相同。事實上,根據(jù)規(guī)模報酬遞減規(guī)律,機械動力水平一定時,生產(chǎn)曲線呈倒U型形態(tài),規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率隨農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴大先遞增后遞減;機械動力水平提升時,生產(chǎn)曲線向右移動,規(guī)模戶的最佳農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模則隨之增大(圖1)。
曲線p(s)1、p(s)2、p(s)3、p(s)4分別為規(guī)模戶使用人工及小、中、大型機械時的土地生產(chǎn)率與農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模關(guān)系圖;C1、C2、C3、C4分別為對應(yīng)的最佳農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。The curves p(s)1, p(s)2, p(s)3 and p(s)4 denote the relationships between land productivity and farmland scale of large-scale households using manual labor and small, medium and large machinery, respectively. C1, C2,C3 and C4 represent the corresponding optimal farmland scales, respectively.圖1 不同機械動力水平下的土地生產(chǎn)率與農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模關(guān)系圖Fig.1 Relationship between land productivity and farmland scale under different mechanical power levels
之所以出現(xiàn)這種情況,是因為管理水平是影響規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的另一重要路徑。農(nóng)業(yè)是自然再生產(chǎn)和社會再生產(chǎn)的雙重產(chǎn)物。規(guī)模戶的管理水平受到自然和社會兩個層面的制約:在自然層面,規(guī)模戶必須遵循作物的自然生長規(guī)律,在固定的農(nóng)時完成耕、種、管、收等相關(guān)生產(chǎn)作業(yè);在社會層面,要在有限的農(nóng)時內(nèi)完成相關(guān)作業(yè),規(guī)模戶必須合理安排勞動力或機械執(zhí)行作業(yè)任務(wù)。過小的地塊規(guī)模不僅會減小機械使用概率,而且會增加機械在不同地塊間的轉(zhuǎn)換,降低機械作業(yè)效率,增加管理難度,進(jìn)而導(dǎo)致土地生產(chǎn)率降低。
綜上,規(guī)模戶地塊連片提高土地生產(chǎn)率的過程如圖2所示。將分散化地塊連片時,土地生產(chǎn)率與農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模關(guān)系的曲線從p(s)位置向右上方移動到p(s)′位置。此過程中,同一農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模下的土地生產(chǎn)率上升(如從L上升到L0)的同時,規(guī)模戶的最佳農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模也增大(從N增加為N′)。
曲線p(s)和p(s)′分別為規(guī)模戶地塊分散化和地塊連片情形下的土地生產(chǎn)率與農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模間關(guān)系圖;M和M′為對應(yīng)的最高土地生產(chǎn)率點;N和N′為最適農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模;L和L′為土地生產(chǎn)率最大值;L0為地塊連片情形下農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模N對應(yīng)的土地生產(chǎn)率。The curves p(s) and p(s)′ show the relationship between land productivity and farmland scale of large-scale households under decentralized plots and contiguous plots, respectively. M and M′ are the corresponding highest land productivity points. N and N′ are the optimal farmland scales. L and L′ are the maximum land productivity. While L0 is the land productivity corresponding to the farmland scale N in the case of contiguous plots.圖2 地塊連片引發(fā)的土地生產(chǎn)率與農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模關(guān)系變動圖Fig.2 Changes in the relationship between land productivity and farmland scale caused by concatenating plots
在地塊分散化情景中,規(guī)模戶擴張經(jīng)營規(guī)模不僅沒有帶來地塊規(guī)模的擴張,甚至伴隨著細(xì)碎化地塊數(shù)量的增加。地塊零碎分散不僅使規(guī)模戶消耗部分有效農(nóng)地面積作田埂、溝渠,而且可能因為地塊過于狹小而無法使用新型農(nóng)業(yè)增產(chǎn)技術(shù),還會導(dǎo)致規(guī)模戶產(chǎn)生管理不當(dāng)?shù)男实拖聠栴},最終造成土地生產(chǎn)率損失[23]。
假說1:地塊連片能夠擴大地塊規(guī)模,進(jìn)而提高土地生產(chǎn)率。
理論上,在同等經(jīng)營規(guī)模下,地塊全部連片與適度連片的土地生產(chǎn)率不會存在明顯差異,因為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在作業(yè)上的間斷性和復(fù)雜性特征:一方面,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)遵循“日出而作,日落而息”的間斷性作業(yè)習(xí)慣;另一方面,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各環(huán)節(jié)是多個步驟配合完成,不是單一步驟獨立作業(yè),如在耕種環(huán)節(jié),耕地、整地、除草藥劑噴灑、播種是在一定時間內(nèi)的連續(xù)作業(yè)。因此,地塊規(guī)模只需滿足規(guī)模戶單位時間內(nèi)的工作量即可。勞動力可以結(jié)合回家用餐或休息時間轉(zhuǎn)換地塊而不浪費有效勞動時間。
但當(dāng)前農(nóng)地流轉(zhuǎn)實踐中,地塊適度連片的規(guī)模戶在經(jīng)營規(guī)模的擴大上多表現(xiàn)為緩慢推進(jìn),地塊全部連片的規(guī)模戶則多選擇一次性流轉(zhuǎn)大規(guī)模農(nóng)地。前述分析指出,經(jīng)營規(guī)模過大時,農(nóng)機動力水平的不匹配會引發(fā)管理不當(dāng)問題,造成土地生產(chǎn)率損失。如圖1中,若將經(jīng)營規(guī)模B1和B2(B1 假說2:機械動力一定時,地塊適度連片規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率可能高于完全連片的規(guī)模戶。 需要注意的是,只要機械動力與經(jīng)營規(guī)模相適應(yīng),地塊完全連片的土地生產(chǎn)率應(yīng)與適度連片相同。不過,完全連片農(nóng)地的流轉(zhuǎn)非常困難。中國現(xiàn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中,一定規(guī)模的連片農(nóng)地多由數(shù)量眾多、能力不同、需求各異的小農(nóng)戶承包,規(guī)模戶與眾多農(nóng)戶達(dá)成一致自由交易的難度極高。即使交易達(dá)成,規(guī)模戶也需要付出高昂的成本,如長時間的溝通協(xié)調(diào)成本,聘請村集體等第三方做中間人的額外成本,或者高于市場均價的農(nóng)地流轉(zhuǎn)成本。因此,規(guī)模戶適度連片地塊的實踐價值更高,不僅可以獲得較高的土地生產(chǎn)率,而且流轉(zhuǎn)難度較低。 本研究數(shù)據(jù)來源于課題組2018年8—9月在湖北省監(jiān)利市和襄州區(qū)兩地的實地調(diào)查。研究選取兩地區(qū)的原因:一是兩地均為水稻種植主產(chǎn)區(qū),且所在市位列湖北省糧食作物面積和糧食產(chǎn)量的前兩位;二是兩地地形不同,監(jiān)利市為典型的平原地形,襄州區(qū)則包含了崗地、平原和丘陵等不同地形。 根據(jù)關(guān)注重點的不同,調(diào)查分兩階段進(jìn)行:第一階段以普通農(nóng)戶為主要調(diào)查對象。根據(jù)隨機抽樣和可得性原則,在每個地區(qū)選取了3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)3~4個村莊、每個村莊20~30個農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。第二階段以規(guī)模戶為調(diào)查對象。先在每個地區(qū)隨機選取了3個鄉(xiāng)鎮(zhèn),后在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取了5~10個村莊,并調(diào)查每個村莊內(nèi)所有可調(diào)查到的規(guī)模戶。調(diào)查內(nèi)容涉及農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)地空間分布、生產(chǎn)經(jīng)營和家庭成員基本情況。為保證資料的準(zhǔn)確性,課題組在調(diào)研前對所有調(diào)研員做了集中培訓(xùn),并在調(diào)查中采取了一對一訪談式調(diào)查法。調(diào)查共收集水稻種植戶問卷913份,刪除變量缺失、水稻產(chǎn)量異常值后,有效樣本為799個。本研究使用的經(jīng)營規(guī)模大于2 hm2的規(guī)模戶樣本為360個,其中,監(jiān)利市242個(約占67.22%),襄州區(qū)118個(約占32.78%)。 3.2.1地塊連片決策對土地生產(chǎn)率影響的模型設(shè)定 地塊是否連片不是隨機產(chǎn)生,而是規(guī)模戶基于預(yù)期效用分析的自選擇結(jié)果。該選擇結(jié)果可能受到某些不可觀測變量的影響,這些因素又可能與土地生產(chǎn)率相關(guān),進(jìn)而導(dǎo)致估計偏誤。因此,本研究使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)分析地塊連片決策對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的影響,以解決估計偏誤問題。該模型分兩階段估計:第一階段使用Probit或Logit模型估計地塊連片的行為選擇方程;第二階段建立土地生產(chǎn)率水平?jīng)Q定方程,估計規(guī)模戶將地塊連片引起的土地生產(chǎn)率變化。具體如下: 地塊連片的行為選擇方程: Ai=γZi+kIi+μi (1) 連片戶組的土地生產(chǎn)率方程(處理組): Yia=βaXia+σμaλia+εia, ifAi=1 (2) 未連片戶組的土地生產(chǎn)率方程(控制組): Yin=βnXin+σμnλin+εin, ifAi=0 (3) 式中:Ai表示規(guī)模戶地塊是否連片的二元選擇變量,Ai=1表示地塊連片,Ai=0表示地塊未連片;Zi是影響規(guī)模戶是否參與地塊連片的各類因素,μi是隨機擾動項,Ii是工具變量向量,以保證模型的可識別性。式(2)和(3)中,Yia與Yin分別表示連片戶與未連片戶兩個樣本組的土地生產(chǎn)率;Xia與Xin是一系列影響土地生產(chǎn)率的因素;εia與εin為土地生產(chǎn)率方程的隨機干擾項。為解決由不可觀測因素導(dǎo)致的樣本選擇性偏差問題,研究引入逆米爾斯比率λia、λin及其協(xié)方差σμa=cov(μi,εia)、σμn=cov(μi,εin),并運用完全信息極大似然法對三式做聯(lián)立估計。 3.2.2地塊連片對土地生產(chǎn)率影響的效應(yīng)估計 ESR模型的估計結(jié)果給出了各類因素對連片戶和未連片戶土地生產(chǎn)率的差別化影響。為評估地塊連片對土地生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng),進(jìn)一步運用反事實分析框架比較真實情景與反事實假設(shè)情景下連片戶與未連片戶的土地生產(chǎn)率期望值。各期望值計算公式如下: 連片戶的土地生產(chǎn)率期望值: E[Yia|Ai=1]=βaXia+σuaλia (4) 未連片戶的土地生產(chǎn)率期望值: E[Yin|Ai=0]=βnXin+σunλin (5) 連片戶不參與地塊連片的土地生產(chǎn)率期望值: E[Yin|Ai=1]=βnXia+σunλia (6) 未連片戶參與地塊連片的土地生產(chǎn)率期望值: E[Yia|Ai=0]=βaXin+σuaλin (7) 通過式(4)和(6),得到參與地塊連片規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率處理效應(yīng): ATTi=E[Yia|Ai=1]-E[Yin|Ai=1]= (8) 通過式(5)和(7),得到未參與地塊連片規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率處理效應(yīng): ATUi=E[Yin|Ai=0]-E[Yia|Ai=0]= (9) 本研究將利用ATTi、ATUi的平均值評估規(guī)模戶地塊連片對土地生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng)。 3.3.1因變量:土地生產(chǎn)率 土地生產(chǎn)率是指一個生產(chǎn)周期內(nèi)單位面積農(nóng)地上的作物產(chǎn)量或產(chǎn)值。衡量土地生產(chǎn)率中單位面積的方式有單位農(nóng)地面積和單位播種面積兩種。考慮到復(fù)種指數(shù)和不同地區(qū)物價差異對單位播種面積上水稻產(chǎn)值的影響,本研究使用規(guī)模戶現(xiàn)行經(jīng)營水平下每公頃的水稻產(chǎn)量表示土地生產(chǎn)率。統(tǒng)計結(jié)果顯示,樣本規(guī)模戶的平均土地生產(chǎn)率為8 746.711 kg/hm2。 3.3.2處理變量:地塊連片 本研究將地塊連片界定為適度連片和完全連片兩種類型,并采用虛擬變量進(jìn)行量化分析。對于適度連片,如果規(guī)模戶的農(nóng)地中沒有規(guī)模不經(jīng)濟的小面積地塊,則賦值為1,否則賦值為0。張海鑫等[24]分析發(fā)現(xiàn)地塊面積在0.1 hm2以上有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高,故本研究將規(guī)模經(jīng)濟地塊面積的臨界值設(shè)定為0.1 hm2。對于完全連片,如果規(guī)模戶將所有地塊連片,則賦值為1,否則賦值為0。樣本中地塊適度連片和完全連片的規(guī)模戶分別為221戶和91戶,各占樣本總量的61.39%和25.28%。 3.3.3控制變量 借鑒王嫚嫚等[25]、田紅宇等[26]的研究,并結(jié)合現(xiàn)實觀察,本研究選取個體特征、家庭特征和經(jīng)營特征3類9個變量作為主要控制變量。其中,個體特征指標(biāo)包含受訪者年齡、受教育程度和健康狀況3個變量;家庭特征指標(biāo)包含農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量和家庭成員干部身份2個變量;經(jīng)營特征指標(biāo)包含水稻種植規(guī)模、資本投入、農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同類型和主要農(nóng)業(yè)機械擁有狀態(tài)4個變量。此外,研究還控制了地區(qū)虛擬變量測度兩地區(qū)間的差別。 3.3.4工具變量:擴大經(jīng)營規(guī)模意愿 選取該變量作為工具變量的原因是規(guī)模戶擴大經(jīng)營規(guī)模的意愿會影響其地塊連片決策,意愿越強烈,地塊連片的可能性越小。但該變量不會影響土地生產(chǎn)率。 本研究中各變量的定義與描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。主要特征指標(biāo)的參數(shù)t檢驗結(jié)果顯示,在未控制規(guī)模戶其他經(jīng)濟特征的情況下,地塊適度連片戶的平均土地生產(chǎn)率比未連片戶高426.569 kg/hm2,且該差值在1%的統(tǒng)計水平上顯著;地塊完全連片戶的平均土地生產(chǎn)率比未連片戶高109.332 kg/hm2,但不顯著。同時,無論何種連片程度,地塊連片戶的平均土地生產(chǎn)率均高于樣本規(guī)模戶,未連片戶的平均土地生產(chǎn)率均低于樣本規(guī)模戶。另外,兩類連片戶和未連片戶都在受教育程度、健康狀況、水稻種植規(guī)模、資本投入、農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同類型、主要農(nóng)業(yè)機械擁有狀態(tài)和地區(qū)方面存在顯著差異。 規(guī)模戶地塊適度連片和完全連片決策與土地生產(chǎn)率模型的聯(lián)立估計結(jié)果如表2所示。兩組模型的擬合優(yōu)度Wald檢驗分別在1%和5%的統(tǒng)計水平上顯著。地塊適度連片模型組中,兩階段方程獨立性LR檢驗在10%的統(tǒng)計水平上拒絕了選擇方程與結(jié)果方程相互獨立的原假設(shè)。決策模型與連片戶土地生產(chǎn)率模型的誤差相關(guān)系數(shù)估計值在5%的統(tǒng)計水平上顯著,說明樣本存在自選擇問題,需使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型糾正。地塊完全連片模型組的方程獨立性檢驗與模型誤差相關(guān)系數(shù)都不顯著,故在地塊完全連片層面,樣本不存在自選擇問題。但為方便比較,本研究仍使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型處理地塊完全連片模型組。 4.1.1地塊連片決策模型估計結(jié)果分析 模型Ⅰ和Ⅳ分別為地塊適度連片和完全連片決策模型。估計結(jié)果顯示,規(guī)模戶健康狀況、資本投入、農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同類型、主要農(nóng)業(yè)機械擁有狀態(tài)、地區(qū)虛擬變量和擴大經(jīng)營規(guī)模意愿6個變量對兩種連片決策均有顯著影響,受教育程度對兩種決策的影響則存在差異。 具體而言,個體特征指標(biāo)中,受訪者年齡對兩種連片決策均無顯著影響,身體健康狀況顯著正向影響適度連片決策,受教育程度和健康狀況顯著正向影響完全連片決策,即身體健康程度的提升會提高規(guī)模戶對連片地塊的追求,高受教育程度和健康身體的疊加則會增加規(guī)模戶將所有地塊連片的可能。家庭特征指標(biāo)中,農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量和家庭成員干部身份對兩種連片決策的影響都不顯著,說明人力資本和社會資本的提升均無助于規(guī)模戶做出地塊連片決策。經(jīng)營特征指標(biāo)中,水稻種植規(guī)模在兩個決策方程中的系數(shù)都不顯著,但另外3個指標(biāo)的系數(shù)都顯著。其中,資本投入的系數(shù)為正,即資本投入越多,規(guī)模戶越努力增大地塊規(guī)模、并直至所有地塊連片。農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同類型和主要農(nóng)業(yè)機械擁有狀態(tài)的系數(shù)為負(fù),說明地塊連片多與書面協(xié)議相伴發(fā)生,農(nóng)業(yè)機械的自我使用則提高了規(guī)模戶對規(guī)模不經(jīng)濟地塊的承受能力,阻礙了地塊連片行為的發(fā)生。地區(qū)虛擬變量在1%的水平上正向影響兩種連片決策,說明監(jiān)利市兩種連片戶的數(shù)量都比襄州區(qū)要多,側(cè)面說明平原地區(qū)的地塊連片比丘陵地區(qū)更容易。工具變量負(fù)向顯著影響兩種連片決策,故規(guī)模戶擴張經(jīng)營規(guī)模時會適當(dāng)放棄對地塊連片的追求,經(jīng)營規(guī)模穩(wěn)定后則會關(guān)注地塊連片對生產(chǎn)經(jīng)營的影響。 4.1.2土地生產(chǎn)率模型估計結(jié)果分析 地塊適度連片情形下(模型Ⅱ和Ⅲ),顯著影響連片戶土地生產(chǎn)率的有受訪者年齡、身體健康狀況、家庭成員干部身份、農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同類型和主要農(nóng)業(yè)機械擁有狀態(tài)5個變量;顯著影響未連片戶土地生產(chǎn)率的變量有受教育程度、水稻種植規(guī)模和農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同類型3個。結(jié)合各變量系數(shù)方向發(fā)現(xiàn),規(guī)模戶因農(nóng)業(yè)經(jīng)驗增加產(chǎn)生的高土地生產(chǎn)率會被規(guī)模不經(jīng)濟地塊的負(fù)面作用抵消。身體健康水平的提升、家庭成員干部身份的獲得和主要農(nóng)業(yè)機械的自我使用均正向促進(jìn)土地生產(chǎn)率的提高,但僅對連片戶顯著,對未連片戶不顯著。受教育程度的提高、水稻種植規(guī)模的擴大和口頭協(xié)議的簽訂都無助于未連片戶提高土地生產(chǎn)率。但口頭協(xié)議流轉(zhuǎn)農(nóng)地連片戶的土地生產(chǎn)率更高。 地塊完全連片情形下(模型Ⅴ和Ⅵ),受訪者年齡、健康狀況和地區(qū)虛擬變量3個變量顯著正向影響連片戶的土地生產(chǎn)率,資本投入和地區(qū)虛擬變量2個變量顯著正向影響未連片戶的土地生產(chǎn)率,受訪者受教育程度顯著負(fù)向影響未連片戶的土地生產(chǎn)率。因此,規(guī)模戶農(nóng)業(yè)經(jīng)驗的增加和身體健康水平的提升都會對其土地生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用,但只對連片戶顯著。資本投入的增加會提高未連片戶的土地生產(chǎn)率。受教育程度的提升則不會提高未連片戶的土地生產(chǎn)率。地區(qū)虛擬變量對連片戶和未連片戶土地生產(chǎn)率的正向顯著表明無論是否將所有地塊連片,平原地區(qū)規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率都高于丘陵地區(qū)。 4.2.1地塊適度連片的平均處理效應(yīng) 根據(jù)表3,地塊適度連片對規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率有正向處理效應(yīng),且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。ATT的估計結(jié)果表明,對于實際已經(jīng)沒有規(guī)模不經(jīng)濟地塊的規(guī)模戶,如果他們不將地塊適度連片,土地生產(chǎn)率將下降19.54%,即從8 910.864 kg/hm2減少到7 170.060 kg/hm2。ATU的估計結(jié)果顯示,如果有規(guī)模不經(jīng)濟地塊的規(guī)模戶將地塊適度連片,其土地生產(chǎn)率將從8 490.049 kg/hm2增加至10 091.390 kg/hm2,上升18.86%。說明地塊適度連片能夠幫助規(guī)模戶提高土地生產(chǎn)率。 表3 不同程度的地塊連片對土地生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng)Table 3 The average treatment effect of connecting plots into different degrees on land productivity 4.2.2地塊完全連片的平均處理效應(yīng) 地塊完全連片對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的處理效應(yīng)為負(fù),并在1%的統(tǒng)計水平上顯著。ATT的估計結(jié)果顯示,對于實際已將全部地塊連片的規(guī)模戶,如果他們不將地塊完全連片,土地生產(chǎn)率將提高7.82%,即從8 828.883 kg/hm2增加到9 519.408 kg/hm2。ATU的估計結(jié)果表明,如果未將地塊全部連片的規(guī)模戶將地塊完全連片,土地生產(chǎn)率將從8 719.177 kg/hm2降低至7 832.316 kg/hm2,下降10.17%。 至此,農(nóng)地完全連片似乎無助于規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的提高。但這可能與規(guī)模戶的交叉歸類有關(guān),具體地,前述模型考察地塊適度連片決策時,所有地塊完全連片的規(guī)模戶被包含于連片戶中;考察地塊完全連片決策時,無規(guī)模不經(jīng)濟小面積地塊但未全部連片的規(guī)模戶則被包含于未連片戶中。 為獲得不同程度的地塊連片對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率平均處理效應(yīng)的純凈值,本研究進(jìn)一步將規(guī)模戶劃分為無交叉的地塊分散戶、適度連片戶和完全連片戶3類,并運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型計算相關(guān)處理效應(yīng),得到表4。 表4 不同程度的地塊連片對土地生產(chǎn)率的純凈平均處理效應(yīng)Table 3 The pure average treatment effect of connecting plots into different degrees on land productivity 對比表3和4可以看到,純凈的地塊適度連片依舊對規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率有正向處理效應(yīng),但純凈的地塊完全連片對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的處理效應(yīng)由負(fù)向變?yōu)檎?。具體地,如果地塊已經(jīng)全部連片的規(guī)模戶將地塊分散出規(guī)模不經(jīng)濟的地塊,土地生產(chǎn)率將下降17.83%;如果存在規(guī)模不經(jīng)濟地塊的規(guī)模戶要將地塊全部連片,土地生產(chǎn)率將上升1.07%。因此,模型Ⅳ~Ⅵ中,地塊適度連片規(guī)模戶的高土地生產(chǎn)率提高了地塊未完全連片規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的平均值,掩蓋了地塊完全連片對土地生產(chǎn)率的積極作用。 綜上,無論何種程度,地塊連片均有助于提高規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率。因為在反事實假設(shè)下,相對于地塊分散化情形,地塊適度連片和完全連片對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的處理效應(yīng)都為正。假說1得到證實。對比兩種連片方式下的處理效應(yīng)大小可以看到,地塊連片戶不連片時,適度連片方式下減少的土地生產(chǎn)率是完全連片方式下的1.53倍;地塊未連片戶連片時,適度連片方式下增加的土地生產(chǎn)率是完全連片方式下的15.65倍。因此,地塊適度連片更有利于土地生產(chǎn)率的提高。假說2得到證實。 需要注意的是,樣本中地塊絕對連片規(guī)模戶的平均農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模(6.78 hm2)比適度連片規(guī)模戶(4.79 hm2)高出近2 hm2,最大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模更是高出56.67 hm2,但他們多使用了與地塊適度連片規(guī)模戶相同動力水平的農(nóng)業(yè)機械。故長遠(yuǎn)來看,只要同步提高機械動力水平,地塊完全連片規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率將與地塊適度連片相同。這也是經(jīng)營規(guī)模較大的東北地區(qū)農(nóng)戶的土地生產(chǎn)率未明顯低于經(jīng)營規(guī)模相對較小的華中地區(qū)農(nóng)戶的原因。 地塊連片規(guī)模是比農(nóng)戶規(guī)模更加重要的農(nóng)地特征指標(biāo)。本研究基于湖北省監(jiān)利市和襄州區(qū)兩地的水稻規(guī)模戶數(shù)據(jù),運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型分析了地塊適度連片和完全連片對土地生產(chǎn)率的影響及其效應(yīng)?;窘Y(jié)論如下:一,當(dāng)前農(nóng)地流轉(zhuǎn)型規(guī)模戶在地塊層面呈現(xiàn)出完全連片、適度連片和分散化3種不同情形。其中,地塊完全連片情形下,規(guī)模戶經(jīng)營的地塊全部連片;地塊適度連片情形下,分散于多處的地塊中沒有規(guī)模不經(jīng)濟的小面積地塊;地塊分散化情形下,存在規(guī)模不經(jīng)濟的小面積地塊。二,個體特征、家庭特征和經(jīng)營特征在不同程度上影響規(guī)模戶的地塊連片決策和土地生產(chǎn)率。三,兩種不同程度的地塊連片方式均能提高規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率,但地塊適度連片的效果更佳。表現(xiàn)為在反事實假設(shè)下:①實際已將地塊連片的規(guī)模戶,若不適度連片,土地生產(chǎn)率將下降26.98%;若不完全連片,土地生產(chǎn)率將下降17.83%;②實際沒有將地塊連片的規(guī)模戶,若適度連片,土地生產(chǎn)率將提高16.67%;若完全連片,土地生產(chǎn)率將提高1.07%。 上述結(jié)論對于從地塊連片視角提升中國農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營主體的土地生產(chǎn)率具有重要的現(xiàn)實意義。首先,中國的農(nóng)地流轉(zhuǎn)是從超小規(guī)模農(nóng)戶流向大規(guī)模農(nóng)戶,單純關(guān)注農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模容易忽視農(nóng)地空間布局對生產(chǎn)經(jīng)營的影響。本研究證明,農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模擴大過程中,地塊呈完全連片、適度連片和分散化3種不同特征,且不同的地塊連片程度對土地生產(chǎn)率的影響存在差異。因此,有必要對規(guī)模戶的地塊連片情況進(jìn)行區(qū)分。其次,中國的農(nóng)地兼具生產(chǎn)經(jīng)營和就業(yè)保障雙重功能,過度追求規(guī)模戶經(jīng)營地塊的全部連片會損害部分無法獲得穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)收入農(nóng)民的權(quán)益,危害農(nóng)村地區(qū)的穩(wěn)定。地塊適度連片規(guī)模戶的土地生產(chǎn)率顯著高于完全連片規(guī)模戶的研究結(jié)論證明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高與農(nóng)民權(quán)益的保護并不相悖,可以同時實現(xiàn)。因此,對大多數(shù)規(guī)模戶而言,在技術(shù)和管理能力有限的前提下,選擇無規(guī)模不經(jīng)濟地塊的適度連片方式是更為有利的決策。 需要指出的是,本研究存在兩方面的局限:一是研究使用的是湖北省水稻規(guī)模戶的數(shù)據(jù)。鑒于作物品種、機械動力和管理水平等方面的不同,不同地區(qū)三種地塊連片情形下的土地生產(chǎn)率可能存在差異。因此,有必要嘗試?yán)闷渌貐^(qū)或全國層面的其他作物數(shù)據(jù)做進(jìn)一步驗證;二是本研究直接借鑒了張海鑫等[24]論文中的0.1 hm2作為規(guī)模經(jīng)濟地塊面積的臨界值,未具體測算最適地塊規(guī)模。對此,筆者將在后續(xù)研究中進(jìn)一步探討。3 數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定與變量選取
3.1 數(shù)據(jù)來源
3.2 模型設(shè)定
(βa-βn)Xia+(σμa-σμn)λia
(βn-βa)Xin+(σμn-σμa)λin3.3 變量選取
4 數(shù)據(jù)分析結(jié)果
4.1 地塊連片決策及土地生產(chǎn)率模型聯(lián)立估計
4.2 地塊連片對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng)
4.3 地塊連片對規(guī)模戶土地生產(chǎn)率的純凈平均處理效應(yīng)
5 結(jié)論與啟示