曹子堅,虎 琳,董鵬飛

(蘭州大學 經濟學院,甘肅 蘭州 730000)

一、引言

作為國家現(xiàn)代化的重要一環(huán),農業(yè)現(xiàn)代化是對我國“三農”工作的統(tǒng)籌推進,是鄉(xiāng)村全面振興的關鍵與保障。2022 年中央一號文件指出,要舉全黨全社會之力,促使農業(yè)現(xiàn)代化邁出新步伐。作為新時期國家在“三農”領域的重要戰(zhàn)略部署,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對國家全面現(xiàn)代化背景下農業(yè)發(fā)展方式創(chuàng)新提出了更高要求。土地產權作為“三農”的核心問題之一,是我國農業(yè)農村發(fā)展的基本制度保障。2014年9 月,中央全面深化改革領導小組第五次會議提出了“三權分置”的改革方案,將所有權、承包權和經營權分離,農地產權制度迎來了新的改革?！笆奈濉币?guī)劃進一步明確了把深化農村土地制度改革作為農業(yè)現(xiàn)代化的主體責任,農地產權制度改革作為解決農地流轉問題的關鍵,影響農業(yè)現(xiàn)代化的進程和發(fā)展效率?！爱a權是引導人們實現(xiàn)外部性內在化的一種激勵手段”,能夠優(yōu)化資源配置,促進經濟發(fā)展[1]。如果農地產權制度改革成功,農地產權的安全性和穩(wěn)定性得到提升,則會產生正向激勵,農業(yè)經營將向著規(guī)?；较虬l(fā)展[2];但若改革效力不強,制度公信力喪失,則會降低農業(yè)生產效率[3]。因此,厘清農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響,特別是當前農地“三權分置”改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響,是解決“三農”問題和實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化所需要面臨的重要課題。

隨著我國對“三農”問題的重視,國內關于農地產權制度與農業(yè)現(xiàn)代化關系的研究日益豐富,主要集中于以下視角。第一,技術進步視角。農地產權制度改革促進農業(yè)生產技術動能轉換,推動農業(yè)技術進步,助推農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展[4-5]。第二,要素流動視角。一方面,農地產權制度改革具有觸發(fā)勞動力轉移效應。1978 年家庭聯(lián)產承包責任制改革和2014 年“三權分置”改革均破除了城鄉(xiāng)產業(yè)融合障礙[6],有力地促進了勞動力市場自由化,引發(fā)了勞動力由鄉(xiāng)到城的流動,是影響農村勞動力流動的核心因素[7]。另一方面,農地產權制度改革有利于加快農地流轉。農地產權制度改革能有效消除產權殘缺的弊端,穩(wěn)定土地經營權,放活土地流轉權,促進農業(yè)規(guī)?；洜I和公有資源保護[8-9]。第三,主體活力視角。一方面,農地產權制度改革理論上能夠給農民帶來種糧激勵,激發(fā)農民主體活力,維護糧食安全,推進農業(yè)現(xiàn)代化進程[10]。另一方面,農地產權制度改革作為集體產權制度的深層次改革,對鄉(xiāng)村治理制度績效產生決定性作用。產權關系變化促進村域治理機制變化,進而推進農業(yè)現(xiàn)代化的進程[11]。

農業(yè)現(xiàn)代化的過程也是我國農業(yè)發(fā)展效率不斷提升的過程[12]。從研究內容上來看,農業(yè)發(fā)展效率的測度經歷了從單一角度的多要素分析到綜合指標測量的演變。早期學者多從農業(yè)生產經營、主體市場化和技術與管理要素投入三大方面建立主觀賦值的評價體系,評估農業(yè)發(fā)展效率[13-14]。隨著農業(yè)現(xiàn)代化問題研究的深入和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展被賦予了新的時代內涵:農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展不僅以農業(yè)生產要素的優(yōu)化與效率提升為目標,也是農業(yè)規(guī)模化和市場化的過程;同時,農業(yè)生產環(huán)境優(yōu)化、農業(yè)主體富裕程度更高等實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的路徑也成為重要的目標[15]。本質上,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率是指給定農業(yè)生產要素投入和農業(yè)技術等條件下,最有效地使用資源,以滿足鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的愿望和需要的一種評價方式[16]。

綜上所述,目前的研究對農地產權制度改革及農業(yè)現(xiàn)代化關系的討論為本文的研究工作奠定了一定的理論基礎,但仍存在以下不足:一是關于農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展影響機制的研究為數(shù)不多,需要進行更深層次的梳理;二是從效率層面對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進行測度的文獻較少。鑒于此,本文以農地“三權分置”改革為例,通過理論機制分析和Tobit 面板回歸模型實證檢驗,探究農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響效應。在基準回歸和穩(wěn)健性檢驗的基礎上,進行基于地理區(qū)位、要素稟賦和政府能力的異質性分析及農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的中間機制檢驗,以期為新發(fā)展格局下我國農地產權制度改革深化和農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展提供理論支撐和實踐經驗。

二、理論分析與研究假說

(一)農地流轉與農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率

農地“三權分置”改革理論上會加速農地流轉,引發(fā)農業(yè)生產集聚[17],推動農業(yè)規(guī)?；?、現(xiàn)代化與市場化,進而促進農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率提升。

1.農業(yè)規(guī)?；Ｓ捎谏a的長期平均成本曲線呈U 型,農業(yè)生產集聚導致土地向生產要素富足的區(qū)域集中,農業(yè)生產實現(xiàn)規(guī)?；图s化,規(guī)模效應的產生使得農業(yè)大型機械的使用頻率大大提高。同時,農地集中節(jié)省了人力、物力和時間,作業(yè)成本和機械成本大大降低,勞動力、資本和土地等要素實現(xiàn)帕累托改進,促進了農業(yè)生產效率的提升,進而提高了農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

2.農業(yè)專業(yè)化。農地集中解決了耕地零散、小農經營等問題,提高了農業(yè)生產效率。生產效率的提高一方面使得農民收入增加,另一方面使得農業(yè)生產專業(yè)化分工的要求提高。因此,農業(yè)生產集聚和農地流轉導致農業(yè)專業(yè)化分工和生產主體服務能力的增強,進一步提升了農業(yè)生產效率[18]。當農業(yè)生產集聚程度較高時,農民將通過專業(yè)分工的經濟模式來尋求利潤最大化,進而促使農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率提升。

3.農業(yè)市場化。一方面,農業(yè)生產集聚將分散的土地整合在一起,集中在家庭農場、農業(yè)合作社或種植大戶手中,市場流轉更加有效,降低了組織成本;另一方面,農地產權制度改革健全了市場機制和市場組織,微觀主體聯(lián)合議價的能力提升,使得市場信息更加對稱和透明,交易成本大大降低,市場需求進一步增加[19]。因此,農業(yè)生產集聚促進了農業(yè)生產、農地流轉和農產品交易的市場化,促使其成本降低,生產效率和組織效率顯著提高,專業(yè)化分工深化,進而提升農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

(二)農村勞動力轉移與農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率

據“推拉”理論可知,人口轉移是在推力與拉力的共同作用下實現(xiàn)的,農地產權制度改革是影響農地流轉、進而影響農村勞動力轉移的重要因素[20]。農村勞動力作為農業(yè)生產要素的重要一環(huán),通過產權效應、結構效應、規(guī)模效應和技術效應影響農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

1.產權效應。農地產權制度改革使得產權界定更加明晰,農業(yè)主體的利益得到保障,促進了農村人力資本積累,新型農民主體數(shù)量增加,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率提升。一方面,農地產權制度改革的有效施行促進了土地流轉和農業(yè)規(guī)?；a,催生了家庭農場、農業(yè)合作社或種植大戶等新型農業(yè)經營主體[21];另一方面,土地流轉市場機制的完善加速了城鄉(xiāng)之間的要素流動,城鎮(zhèn)化水平進一步提高。農業(yè)主體能夠得到更多的職業(yè)技能培訓,通過“干中學”,提升自己的職業(yè)素養(yǎng),農村人力資本水平提高,進而提升了農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

2.結構效應。農地產權制度改革使得土地資源向生產效率高的主體集中,生產效率低下的農村勞動力轉移至二、三產業(yè)。一方面,轉移的農村勞動力產生非農收入,提高了農村總體收入水平。非農收入通過流出農村勞動力的家庭剩余成員進入農業(yè)生產領域,擴大了農業(yè)生產的資金來源,提高了農業(yè)生產資金投入。農業(yè)由勞動密集型轉變?yōu)橘Y本密集型,生產效率大大提高,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率提升。另一方面,隨著農村勞動力向二、三產業(yè)的轉移,城市經濟飛速發(fā)展,擁有了反哺農村的能力,來自工業(yè)和服務業(yè)的反哺也能有效提升農業(yè)現(xiàn)代化的水平[22]。

3.規(guī)模效應。農地產權制度改革下,農地流轉導致農村勞動人口轉移,進而引發(fā)土地規(guī)模效應,土地規(guī)模效應的實現(xiàn)使得資本配置和勞動力等生產要素配置更加優(yōu)化[23]。此外,農村勞動力轉移催生了農村生產性服務業(yè)的發(fā)展。勞動人口的流失導致農業(yè)對生產過程中的播種、施肥、植保、收割等各個環(huán)節(jié)產生社會性的服務需求,農業(yè)生產性服務業(yè)的發(fā)展對農村勞動力產生替代效應,促進了規(guī)模化生產下經營要素的優(yōu)化和合理配置,并催生農業(yè)向現(xiàn)代化方向邁進,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率提高。

4.技術效應。首先,“三權分置”制度改革使得農地產權界定明晰,排他性日益顯著,農民獲得收益的安全性大大增加,增強了農業(yè)生產經營主體引進先進技術,進而提高收益的主觀愿望。其次,農村勞動力轉移為技術的引進提供了適宜的自然條件,客觀上有利于農業(yè)技術進步。此外,農村勞動力轉移累積的人力資本和資金為農業(yè)技術的進步提供了保障。最后,基于創(chuàng)新驅動的發(fā)展戰(zhàn)略,農村勞動力轉移后,經營主體和生產區(qū)域集中,政府農業(yè)科技政策的制定也更具有針對性,能更快地找準服務對象,保護技術創(chuàng)新主體的利益,促進農業(yè)技術進步,提高農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

綜上所述,農地產權制度改革能夠通過農業(yè)生產集聚和農村勞動力轉移兩條路徑影響農業(yè)技術進步?；诖?結合以上理論分析,本文提出如下研究假說:

H1:農地產權制度改革總體上促進農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

H2:農地產權制度改革通過農業(yè)生產集聚和農村勞動力轉移兩條路徑促進農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

三、研究設計

(一)指標選取

1.被解釋變量。以各省級行政區(qū)的農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率作為被解釋變量,該指標采用DEA 模型進行測度。在使用DEA 模型對我國農業(yè)發(fā)展效率進行測度時,有CCR 和BCC 兩種基本模型。CCR模型是基于規(guī)模報酬不變前提下的DEA 分析模型,其假設所有的決策單元在所能達到的最大規(guī)模條件下運行,這與我國現(xiàn)實情況不相符。BCC 模型則基于規(guī)模報酬可變假設,基于本文研究對象為我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率,具有規(guī)?？勺兊奶卣骱屯度胱钚』哪繕?因此選用DEA 方法中投入導向且規(guī)模報酬可變的BCC 模型對我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率進行測度。具體模型如下:假設有n 個決策單元(DMU),向量Xi和Yi分別表示第i個決策單元的投入向量和產出向量。設投入類型為m,產出類型為S,則Xi和Yi分別表示為:

對每一個決策單元(DMU),利用投入與產出的對偶性質,可利用如下模型求解其效率值:

式(2)中,S+,S-分別表示投入要素和產出要素的松弛變量,即其實際投入值與目標投入值之間的差值;θ表示農業(yè)發(fā)展綜合技術效率值;λ表示權重。效率值θ被限定在[0,1]區(qū)間,綜合技術效率值越大,則代表農業(yè)發(fā)展綜合技術效率越高。當θ=1時,表明決策單元的農業(yè)發(fā)展綜合技術效率達到了最優(yōu)水平;當θ＜1 時,表明決策單元的農業(yè)發(fā)展綜合技術效率未達到最優(yōu),存在投入浪費與冗余。

著眼于農業(yè)生產環(huán)節(jié)的要素投入,選取勞動力、土地、資本和技術作為投入指標。我國以鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略為背景,提出了農業(yè)市場化、規(guī)?；同F(xiàn)代化的目標。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略導向下,新型職業(yè)農民主體不斷壯大、土地集約化程度不斷加深、農業(yè)跨區(qū)作業(yè)面積不斷擴大,機械化生產取代原有小規(guī)模生產,成為新的生產方式。同時,化肥、農藥和地膜作為重要的技術手段,對我國農作物產量的提高發(fā)揮了巨大的作用?；谏鲜鎏卣骱蛿?shù)據可得性,選用農林牧漁從業(yè)人員和農業(yè)機械總動力作為勞動力和資本投入的衡量指標;由于土地的復種指數(shù)逐年增長,采用土地面積無法準確衡量土地要素的投入,因此選取農作物播種總面積作為土地要素的衡量指標;由于化肥、農藥和地膜存在很強的線性相關性,因此選用農用化肥施用折純量來代表技術要素的投入。

著眼于產出視角,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標下的現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展兼顧農業(yè)生產“數(shù)量”與“質量”,鄉(xiāng)村振興是農業(yè)現(xiàn)代化的戰(zhàn)略目標,農業(yè)現(xiàn)代化是鄉(xiāng)村振興的現(xiàn)實路徑。同時,農業(yè)現(xiàn)代化離不開“糧食安全”這一根本的“壓艙石”保障?；诖?本文在構建產出指標時,以鄉(xiāng)村振興和糧食安全為導向,從產業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效、生活富裕和糧食安全六大要求出發(fā),基于數(shù)據的科學性和可得性,選取我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率評價的產出指標。參考郭露等[24]的研究,兼顧指標的科學性與數(shù)據的可得性,選取農林牧漁業(yè)總產值、造林總面積、農村文教娛樂支出、正向化的基尼系數(shù)(基尼系數(shù)的倒數(shù))、農村人均可支配收入和糧食總產量作為上述六大要求的替代變量,建立農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展產出指標體系。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為農地“三權分置”改革政策。以實施整省農地確權登記頒證的具體時間為政策開始的信號,設置虛擬變量代表農村承包地“三權分置”改革政策,開始實行農地“三權分置”改革的年份及以后年份取值為1,尚未開始農地“三權分置”改革的年份取值為0。各省級行政區(qū)實施整省農地確權登記頒證的具體時間見表1。

表1 整省農地確權登記頒證試點

3.控制變量。參考莫亞琳等[25]的研究,以財政支農水平(gov)、農村城市化水平(urban)、農作物受災率(dis)、農村人力資本水平(hcap)、農村水利化服務程度(irr)、基礎設施水平(inf)、信息化水平(info)、金融發(fā)展水平(fin)、對外開放水平(open)作為控制變量。具體衡量方式如下:財政支農水平=地方財政農林水事務支出/地方財政一般預算支出;農村城市化水平=城鎮(zhèn)人口/年末常住人口;農作物受災率=農作物受災面積/農作物總播種面積;農村人力資本水平用6 歲以上鄉(xiāng)村人口的人均受教育年限表示,假定文盲半文盲、小學、初中、高中、大專以上教育程度的居民平均受教育年限分別為0年、6 年、9 年、12 年和16 年,基于此構建hcap=6primit+9midit+12higit+16uniit,其中,primit、midit、higit、uniit分別表示小學、初中、高中和大專及以上教育程度居民占各省份6 歲及以上人口的比重;農村水利化服務程度=有效灌溉面積/耕地面積;基礎設施水平=ln(地區(qū)貨運量),貨運量單位為萬噸;信息化水平=移動電話年末用戶/年末人口數(shù);金融發(fā)展水平=金融機構年末存貸款余額/地區(qū)生產總值;對外開放水平=經營單位所在地進出口總額/地區(qū)生產總值。

(二)模型設定

為了明確農地“三權分置”改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響,本研究將以BCC 方法測算的效率值作為被解釋變量,以農地“三權分置”改革政策和其他影響因素作為解釋變量,建立多元回歸模型。由于BCC 方法測算的效率值取值范圍位于[0,1],為截斷數(shù)據,針對被解釋變量取值受限的情況,需要采用Tobit 模型進行回歸。面板tobit 模型的基本形式如下:

其中,yit為被解釋變量,βT為待估參數(shù)向量,xit為自變量向量,μi為個體效應,i表示省份,t表示時間,εit為隨機擾動項,其分布為εit～N(0,σ2)。

(三)數(shù)據來源

鑒于數(shù)據的可得性與可比性,選取除西藏自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省以外的30 個省級行政區(qū)作為樣本。由于農業(yè)生產周期較長,投入轉化為產出的過程存在一定時滯性,參考國內大多數(shù)學者的做法,將產出指標相較投入指標滯后一年,即2007—2019 年的投入指標數(shù)據分別對應2008—2020 年的產出指標數(shù)據。數(shù)據來源于《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村貧困監(jiān)測報告》《中國科技統(tǒng)計年鑒》與各省份統(tǒng)計年鑒。同時,對少量缺失值采用插值法進行補充。

四、實證結果分析

(一)農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率測度

為檢驗農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率時間及空間差異,本文基于DEA 分析中的投入導向BCC 模型,通過deap2.1 軟件對2007—2019 年我國30 個省份的農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率進行測算,全國和各地區(qū)農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率均值結果如圖1 所示。

圖1 2007—2019 年全國和各地區(qū)農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率均值

時間序列上,2007—2019 年我國現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展綜合效率值均小于1,效率未達到最優(yōu)水平。2007—2012 年,現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展平均綜合效率值呈波動下降趨勢,2012—2019 呈波動上升趨勢。整體來看,2007—2019 年的平均綜合效率值呈現(xiàn)U 型變化趨勢,2012 年為谷值,2019 年達到峰值,波動區(qū)間為[0.839,0.907]。空間分布上,按照國家統(tǒng)計局對東、中、西、東北部的劃分,東北地區(qū)的綜合效率水平最高,遼寧、吉林和黑龍江的綜合效率值在樣本期間均為1,達到了效率最優(yōu)。東部地區(qū)的綜合效率水平僅次于東北地區(qū),2007—2019 年,東部地區(qū)全部省份效率值均位于0.8 以上的高位水準。北京、上海、福建、江蘇、浙江和海南處于良好的發(fā)展態(tài)勢,2016 年以后綜合效率值均達到1;天津和廣東穩(wěn)定發(fā)展,綜合效率值維持在0.9 的水平;河北在東部地區(qū)處于相對弱勢,但2015 年起仍達到0.8 以上的水準。中部地區(qū)整體效率水平較為穩(wěn)定,呈現(xiàn)U型波動,波動幅度較小。安徽和湖北在中部地區(qū)效率值相對較低。西部地區(qū)整體綜合效率水平最低,且區(qū)域內部效率差異較大。內蒙古、重慶、四川、貴州和青海發(fā)展強勁,綜合效率值達到0.9～1 的高水準;廣西、新疆、寧夏、陜西、云南綜合效率值呈波動下降趨勢,資源利用率波動下降,投入冗余波動增加;甘肅綜合效率較為穩(wěn)定,但發(fā)展勢頭不足。

總體來看,我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的綜合效率、純技術效率整體上均呈小范圍波動、整體緩慢上升的趨勢,規(guī)模效率則呈U 型波動趨勢。2007—2019年,我國綜合效率由0.883 上升到0.907,純技術效率由0.936 上升到0.963,而規(guī)模效率則保持在0.94 的水平。這說明我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的提升更多由純技術進步帶來,農業(yè)活動的規(guī)模效應暫不顯著。表2 為各變量的描述性統(tǒng)計。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計特征

(二)基準回歸

綜合LR 檢驗和Hausman 檢驗的結果,使用隨機效應面板Tobit 回歸模型實證分析農地“三權分置”改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響,表3 報告了基準回歸的實證結果?；貧w結果表明農地產權制度改革政策效應提升1%,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率將提升4.2%,“三權分置”改革在1%的顯著性水平下對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率產生了正向影響,農地產權制度改革總體上促進了農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率?？刂谱兞糠矫?農村城市化水平、農村水利化服務程度、基礎設施水平和金融發(fā)展水平均對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率產生正向影響;信息化水平和對外開放程度則對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率起抑制作用。

表3 隨機效應面板Tobit 回歸模型基準估計結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證回歸結果的穩(wěn)健性,本文改變回歸方法、更換樣本量及替換核心解釋變量衡量方法后對樣本再次進行回歸。第一,選擇用OLS 固定效應模型和OLS 隨機效應模型重新回歸,結果見表4(1)和(2)列所示。第二,將各省份按照2007—2019 年平均農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率水平進行排序,去除平均值為1 的省份與排名后5%的省份,即去除北京、上海、黑龍江、吉林、遼寧、福建、青海、安徽、甘肅、廣西省份樣本,對剩下的樣本重新回歸,結果見表4(3)列。第三,將農地“三權分置”改革政策的虛擬變量替換為農地流轉面積占比進行重新回歸,結果見表4(4)列。從表4 可以看出,使用OLS 固定效應模型和隨機效應模型、更換樣本數(shù)量以及替換核心解釋變量衡量方法后,農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響依然顯著為正,得到的回歸結果較為穩(wěn)健,本文的結論具有可靠性。

表4 農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率影響的穩(wěn)健性檢驗

(四)異質性分析

農地產權制度改革對我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響可能存在異質性。第一,我國東、中、西、東北各區(qū)域農業(yè)發(fā)展水平存在差異,農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響可能存在區(qū)位異質性。第二,農業(yè)發(fā)展深受自然條件的影響,要素稟賦是制約地區(qū)農業(yè)發(fā)展的重要因素,農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響可能存在要素稟賦異質性。第三,農業(yè)發(fā)展深受政府扶持影響,政府能力的強弱也可能影響農地產權制度改革的效應?；诖?本文從地理區(qū)位、要素稟賦和政府能力三方面展開異質性分析,結果見表5。

表5 異質性分析分組回歸結果

1.地理區(qū)位。中國幅員遼闊,不同地區(qū)的經濟發(fā)展水平有較大的差異,使得不同地區(qū)農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響可能存在異質性。因此,本文將所有樣本劃分為東、中、西、東北四個區(qū)域,由于東北地區(qū)農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率恒為1,無法進行回歸,因此對東、中、西三個地區(qū)分別進行實證分析。表5(1)的結果顯示,東部地區(qū)和中部地區(qū)“三權分置”改革效應較為顯著,分別為0.033 和0.108,中部略高于東部,而西部地區(qū)“三權分置”改革效應不顯著?？赡艿脑蛟谟?農地產權制度改革的作用效果依賴地區(qū)發(fā)展條件。西部地區(qū)為欠發(fā)達地區(qū),基礎設施環(huán)境、市場規(guī)模、勞動力質量、對外開放水平等和東部地區(qū)與中部地區(qū)相比較為落后,農地產權制度改革沒有相應配套措施的支持,因此邊際效應不明顯。中部地區(qū)正面臨轉型的關鍵階段,邊際效應遞增,其基礎設施環(huán)境、市場規(guī)模、勞動力質量、對外開放水平等能夠更好地支持農地產權制度改革,因此農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的邊際效應更加顯著;東部地區(qū)雖然經濟發(fā)展條件更優(yōu),但由于隨著經濟發(fā)展水平的提高,從邊際效應遞增階段逐漸向邊際效應遞減階段過渡,因此農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的邊際效應低于中部地區(qū)。

2.要素稟賦。農業(yè)生產深受地區(qū)要素稟賦結構的影響,要素稟賦的優(yōu)劣是決定農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率高低的重要條件,農地產權制度改革的政策效果也依賴地區(qū)要素稟賦。因此,本文參照劉奕等[26]的做法,采用金融機構年末存貸款余額與地區(qū)生產總值之比來衡量要素稟賦,將所有樣本劃分為高要素稟賦地區(qū)、中要素稟賦地區(qū)和低要素稟賦地區(qū),分別進行回歸。表5(2)的結果表明,在中要素稟賦和低要素稟賦地區(qū),農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的效應顯著為正,分別為0.076 和0.040;而在高要素稟賦地區(qū),農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的效應不顯著。可能的原因在于:要素稟賦高的地區(qū)集聚效應和虹吸效應往往更加顯著,因此農業(yè)發(fā)展已經具備了市場化、規(guī)模化和現(xiàn)代化的特點,新一輪的農地產權制度改革主要針對農業(yè)發(fā)展處于初級階段的地區(qū),因此對于高要素稟賦地區(qū)的效應不明顯。而對于中要素稟賦地區(qū)和低要素稟賦地區(qū)來說,農業(yè)發(fā)展不同程度地存在弊病,因此農地產權制度改革對其產生了較為顯著的效應。同時,相較低要素稟賦地區(qū)而言,中要素稟賦地區(qū)擁有更豐富的資本存量,因此農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的邊際作用更強,邊際效應更加顯著。

3.政府能力。我國農業(yè)發(fā)展具備“強政府力”的特點,農地產權制度改革的實施效果依賴政府能力。地方政府作為農地產權制度政策實施的主體,其財政能力是保證農地產權制度政策有效實施的有力保障。因此,本文采用地方財政農林水事務支出與地方財政一般預算支出之比代表政府能力,將所有樣本城市劃分為強政府能力地區(qū)、中政府能力地區(qū)和弱政府能力地區(qū),分別進行回歸。由表5(3)可知,農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的邊際效應隨政府能力強弱依次遞減,強政府能力地區(qū)＞中政府能力地區(qū)＞弱政府能力地區(qū)?？赡艿脑蛟谟?地方政府的能力越強,越能夠保障農地產權制度改革的推進和相關政策的配套實施,例如給予一定標準的財政補貼和稅收優(yōu)惠,并對改革示范村給予獎勵。同時,能力較強的地方政府往往能夠優(yōu)化基礎設施環(huán)境,提供充足的公共服務供給,從而更有利于集聚效應和虹吸效應的產生,促進科技生產力的提升,從而推動農業(yè)技術進步,提升農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率。

(五)機制檢驗

為了進一步探討農地產權制度改革影響農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的路徑,考慮到農地產權制度改革可能帶來加速農地流轉和農村勞動力轉移的影響,本文將從農地流轉規(guī)模和農村勞動力轉移兩個角度實證分析農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的作用機制。本文構建如下中介效應模型研究“三權分置”改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響機制:

其中,Zit為要進行機制檢驗的中介變量,sqfzit和xit分別為上文對應的核心解釋變量和控制變量。運用雙向固定效應模型對式(5)進行回歸,關注θi的系數(shù),若θi系數(shù)顯著,則中介效應存在。機制檢驗的被解釋變量為農地流轉規(guī)模(land)和農村勞動力轉移規(guī)模(labor),農地流轉規(guī)模用家庭承包耕地流轉總面積占家庭承包經營耕地面積的比重來衡量,農村勞動力轉移規(guī)模用農村非農林牧漁從業(yè)人員數(shù)占鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)的比重來衡量。鑒于數(shù)據的可得性,在原有樣本的基礎上去除了新疆和上海,數(shù)據來源于《中國農村經營管理統(tǒng)計年報》和各省份統(tǒng)計年鑒。

表6 報告了中介效應機制檢驗的結果?！叭龣喾种谩敝贫雀母锿ㄟ^農地流轉的中介效應顯著提升了農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率,農地產權制度改革政策效應提升1%,農地流轉規(guī)模帶來的中介效應將提升3.2%。而農村勞動力轉移的中介效應不明顯,這與前述理論分析得出的結論不符,可能原因如下:我國農業(yè)生產經營目前暫未形成規(guī)?；?農地流轉程度有限,主要生產要素仍然依靠農村勞動力。一方面,農村勞動力轉移帶來的農村“空心化”問題嚴重,農村勞動力轉移所產生的替代效應不足以彌補勞動力流失減少的邊際效應;另一方面,由于勞動力損失無法依靠規(guī)?；耆珡浹a,農業(yè)產出減少、農民收入降低、城鄉(xiāng)差距拉大等問題進一步導致了農村勞動力的出逃,土地拋荒、撂荒等問題愈發(fā)嚴重。此外,由于現(xiàn)階段農村勞動力結構單一、總體素質低下的原因,農村勞動力轉移導致農村繼續(xù)從事農業(yè)生產的大多為老年人。因此,農村勞動力轉移對人力資本深化帶來的邊際效應總體為負,收入效應大于替代效應,農業(yè)生產主體素質難以提升,農業(yè)技術進步推廣受到阻礙,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率難以提升。

表6 農地產權制度對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的中間機制檢驗

五、結論與政策啟示

本文基于2007—2020 年的省級面板數(shù)據,運用DEA 模型測度2007—2019 年我國各省份農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率,并采用面板Tobit 模型實證分析農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的效應,得出以下結論:第一,農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的影響效應為正。農地產權制度改革政策效應提升1%,農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率將提升4.17%。第二,農地產權制度改革通過加速農地流轉的中介效應提升了農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率,而農村勞動力轉移的中介效應不明顯。第三,農地產權制度改革存在區(qū)位異質性。東部地區(qū)和中部地區(qū)農地產權制度改革效應較為顯著,中部略高于東部,西部地區(qū)農地產權制度改革效應不顯著。第四,農地產權制度改革存在要素稟賦異質性。在中要素稟賦和低要素稟賦地區(qū),農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的效應顯著為正,高要素稟賦地區(qū)農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的效應不顯著。第五,農地產權制度改革對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展效率的邊際效應隨政府能力由強到弱依次遞減。

基于上述結論,提出以下建議:第一,不斷探索有利于農業(yè)現(xiàn)代化和高效發(fā)展的農地產權制度改革方向和模式,以政策為牽引,使農業(yè)發(fā)展由外生推動轉為內生。一方面,加大科技投入,完善農地流轉市場機制建設,降低農業(yè)規(guī)?；褪袌龌杀?。另一方面,注重農業(yè)科技人才的培養(yǎng),促進地區(qū)“產學研”一體化,建立科研成果獎勵體系,推動農業(yè)現(xiàn)代化。第二,堅持穩(wěn)定承包權和放活流轉權的政策導向,繼續(xù)深化農地“三權分置”制度改革。地方政府要將“農地確權頒證”落到實處,推動農地資源合理配置和農村勞動力良性轉移,促進農業(yè)適度規(guī)模經營,實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化。第三,重視與農地產權制度相關的基礎配套政策的實施,完善公共服務產品供給。一方面,加強農村教育培訓,建立完善的人才輸送機制,推動農村智力回流,引導農村人力資本升級,促進新型農業(yè)經營主體高質量發(fā)展。另一方面,加強農村基礎設施建設與社會保障體系建設,為轉移到城市的農村勞動力提供良好的創(chuàng)業(yè)就業(yè)環(huán)境和子女養(yǎng)老政策保護。同時,完善農村普惠金融體系和農業(yè)保險體系,加大農業(yè)信貸擔保支持力度,加強新型農業(yè)經營主體發(fā)展的積極性。