張 歡，陳 英，謝保鵬

（甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730070）

要素配置效率不僅是我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要決定因素[1]，也是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān) 鍵[2]。然而，改革開放以來我國要素市場化改革一直滯后于產(chǎn)品市場化改革[3]，土地、勞動力和資本等生產(chǎn)要素配置效率低下的現(xiàn)象普遍存在[4]。我國農(nóng)地資源稀缺，推動農(nóng)地資源的有效配置對實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展尤為重要[5]。2020年，國家進一步明確“推進土地要素市場化配置”的改革舉措，旨在促進土地要素的高效有序流動。但市場運行的本質(zhì)是自由平等的產(chǎn)權(quán)讓渡，因此，為了確保農(nóng)地產(chǎn)權(quán)政策在改革過程中的有效性，需要厘清農(nóng)地產(chǎn)權(quán)和農(nóng)地配置效率之間的關(guān)系。

根據(jù)Farrell的定義，要素配置效率是指投入或產(chǎn)出一定的前提下，通過要素投入調(diào)整所能達到的實際產(chǎn)出和最優(yōu)產(chǎn)出的比值或者最優(yōu)投入與實際投入的比值。顯然，要素配置效率屬經(jīng)濟增長因素中的非要素投入因素[1]。土地要素市場化配置改革進程中，如何在非要素投入因素中體現(xiàn)農(nóng)地要素配置的作用？目前，就該問題的研究主要集中于兩方面。一是土地要素市場化配置的影響研究。土地市場化配置改革的“制度紅利”，優(yōu)化了農(nóng)地資源配置，提高了農(nóng)地市場交易的競爭性[6]，強化了農(nóng)地的社會保障功能[7]，提高了農(nóng)業(yè)績效[8-9]。二是農(nóng)地配置效率的影響機制。現(xiàn)有研究普遍認為，深化農(nóng)地市場化配置的關(guān)鍵在于“實權(quán)”和“流動”[10],需要在完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的基礎(chǔ)上[11]，建設(shè)城鄉(xiāng)統(tǒng)一的建設(shè)用地市場，以實現(xiàn)農(nóng)村土地的自主有序流動和高效公平配置[4]。但從根本上探討農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)是如何影響農(nóng)地配置效率的研究并不多見。鑒于中國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的迫切現(xiàn)實需要，亟須厘清農(nóng)地產(chǎn)權(quán)和農(nóng)地配置效率之間的關(guān)系。本文通過構(gòu)建“結(jié)構(gòu)—功能—效率”分析框架，深入分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地配置效率的影響，以期為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供決策依據(jù)。

1 理論分析

產(chǎn)權(quán)，一般指經(jīng)濟主體將其財產(chǎn)投入生產(chǎn)活動時所擁有的一組權(quán)利。而農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)（下文簡稱農(nóng)地產(chǎn)權(quán)）作為產(chǎn)權(quán)的一種具體形式，指由各種農(nóng)地權(quán)利組成的權(quán)利束，用以界定農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的行為空間。依據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論，完整的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)包含排他的使用權(quán)、獨享的收益權(quán)和自由的轉(zhuǎn)讓權(quán)，因為使用、收益和處置基本上涵蓋了所有的資源利用行為[12]。本文主要探究農(nóng)地使用權(quán)、農(nóng)地收益權(quán)與農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)對農(nóng)地配置效率的影響。

眾所周知，市場運行的本質(zhì)是平等自由的產(chǎn)權(quán)讓渡[13]，要實現(xiàn)以農(nóng)地配置效率為目標(biāo)導(dǎo)向的土地要素市場化配置改革，明晰農(nóng)地產(chǎn)權(quán)是重中之重。首先，新制度經(jīng)濟學(xué)認為產(chǎn)權(quán)界定是決定經(jīng)濟績效的關(guān)鍵[14]，它可以引導(dǎo)實現(xiàn)影響經(jīng)濟績效行為的激勵[15]，即通過權(quán)利的配置決定經(jīng)濟活動的主體，并由此決定社會財富的分配[16]。同理，農(nóng)地資源配置是通過農(nóng)地權(quán)利界定來影響農(nóng)戶土地利用行為的動機。其次，行為由動機決定，而動機的產(chǎn)生在于內(nèi)在需求與外在環(huán)境的雙重激勵[17]。就農(nóng)地產(chǎn)權(quán)層面來說，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的界定賦予相應(yīng)的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)功能，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)功能的賦予決定農(nóng)戶的勞動分配規(guī)則[18]。這些公認規(guī)則可以使農(nóng)戶明晰享受權(quán)能的界限，從而形成較為穩(wěn)定的決策環(huán)境，激勵約束農(nóng)戶的行為，進而干預(yù)農(nóng)地市場運行或農(nóng)地資源配置。然而，產(chǎn)權(quán)主體行使權(quán)能的自由空間取決于產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的完整程度[18]。不同產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)下，權(quán)利束構(gòu)成及其發(fā)揮的產(chǎn)權(quán)功能不同，對產(chǎn)權(quán)主體行為的激勵約束效應(yīng)也會有所差異，影響最終的產(chǎn)權(quán)績效。

由此，深入分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)與農(nóng)地配置效率的關(guān)系，則產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)界定、產(chǎn)權(quán)功能賦予和產(chǎn)權(quán)績效變化之間的聯(lián)系不可分立而談，故構(gòu)建“結(jié)構(gòu)—功能—效率”分析框架（圖1）。

圖1 “結(jié)構(gòu)—功能—效率”分析框架

2 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)測度

界定與衡量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)是本文研究的重點。由于完整的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)包括排他的使用權(quán)、獨享的收益權(quán)和自由的轉(zhuǎn)讓權(quán)，其中“排他”“獨享”和“自由”都蘊含“排除其他主體干預(yù)”的意思。因此，本文借鑒已有研究[17，19-20]對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的測度方式，圍繞產(chǎn)權(quán)排他性，從國家和集體干預(yù)農(nóng)戶的角度測度農(nóng)地使用權(quán)、農(nóng)地收益權(quán)和農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)的實際排他程度。

2.1 農(nóng)地使用權(quán)測度

農(nóng)地使用權(quán)是指農(nóng)戶對農(nóng)地生產(chǎn)計劃的自主決策空間，故測度其排他性程度即度量農(nóng)戶能在多大程度上免受其他涉農(nóng)主體干預(yù)做出農(nóng)地生產(chǎn)決策。

首先，國家干預(yù)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對農(nóng)地生產(chǎn)計劃的自主決策權(quán)。1953年和1995年我國先后實施“統(tǒng)購統(tǒng)銷”“糧食三定”政策，嚴(yán)重干預(yù)農(nóng)戶的生產(chǎn)決策。1985年，國家取消農(nóng)產(chǎn)品“統(tǒng)購統(tǒng)銷”政策。1992年底，放開糧食價格的管制，形成市場購銷體制，至2004年全面放開糧食市場，正式結(jié)束強制性的糧食合同定購。比較不同時期農(nóng)戶對農(nóng)地生產(chǎn)計劃的自主決策程度，本文將其分為4個階段：1978—1984年、1985—1992年、1993—2003年、2004年至今，分別賦值為0、0.5、0.7、1。

其次，集體干預(yù)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對農(nóng)地生產(chǎn)計劃的自主決策權(quán)。1978年在現(xiàn)行農(nóng)地資源分配準(zhǔn)則下，農(nóng)戶農(nóng)地承包期較短且承包規(guī)模受農(nóng)戶家庭人口數(shù)量的影響，農(nóng)地占有關(guān)系極不穩(wěn)定。為此，國家針對這一現(xiàn)象提出一系列政策，包括1984年提出“土地承包期一般應(yīng)在15年以上”，1993年提出“為了穩(wěn)定土地承包關(guān)系，鼓勵農(nóng)民增加投入，提高土地的生產(chǎn)率，在原定的耕地承包期到期之后，再延長30年不變”，2017年提出“第二輪土地承包到期后再延長30年”等。比較不同時期農(nóng)地承包期年限，本文將農(nóng)地占有關(guān)系穩(wěn)定性分為3個階段：1~5年（1978—1982年）、10年（1983—1992年），以及30年（1993年至今），分別賦值0.25、0.5和0.75。

綜上所述，農(nóng)地使用權(quán)排他性程度測度公式為：

式中，use為農(nóng)地使用權(quán)；w1、w2為各指標(biāo)權(quán)重，采用熵權(quán)法確定。

2.2 農(nóng)地收益權(quán)測度

農(nóng)地收益權(quán)是指產(chǎn)權(quán)主體因個人依法經(jīng)營農(nóng)地的行為而獲取相應(yīng)收益的權(quán)利，測度其排他性程度即度量農(nóng)戶能在多大程度上排除其他涉農(nóng)主體獨自享有農(nóng)地收益。

首先，國家對農(nóng)戶獨享農(nóng)地收益的主要干預(yù)方式有兩種。一是從人民公社時期開始征收的農(nóng)業(yè)稅，但2006年全面取消后，這一干預(yù)方式也宣告結(jié)束。二是通過價格“剪刀差”干預(yù)農(nóng)地收益，但已有研究[17]證明，糧食商品率較低時，調(diào)整收購價格幾乎不會影響農(nóng)戶的種植積極性。因此，本文僅選擇農(nóng)業(yè)稅占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比例來反映其干預(yù)程度。

其次，集體對農(nóng)戶獨享農(nóng)地收益的主要干預(yù)方式是集體提留，嚴(yán)重侵害了農(nóng)民的利益。因此，本文選取集體提留占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比例來反映其干預(yù)程度。

綜上所述，農(nóng)地收益權(quán)排他性程度測度公式為：

式中，ben為農(nóng)地收益權(quán)；w1、w2為各指標(biāo)權(quán)重，采用熵權(quán)法確定。

2.3 農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)測度

農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)，是指產(chǎn)權(quán)主體對農(nóng)地做出自主處置的行為空間，包括流轉(zhuǎn)、抵押和繼承等處置行為。測度其排他性程度即度量農(nóng)戶能在多大程度上對農(nóng)地做出流轉(zhuǎn)、抵押和繼承等自主處置。

首先，農(nóng)地流轉(zhuǎn)權(quán)。1986年頒布的《土地管理法》明確表示“任何單位和個人不得侵占、買賣、出租或者以其他形式非法轉(zhuǎn)讓土地”。1990年的《城鎮(zhèn)國有土地使用權(quán)出讓和轉(zhuǎn)讓暫行條例》規(guī)定，“按規(guī)定取得土地使用權(quán)的土地使用者，其使用權(quán)在使用年限內(nèi)可以轉(zhuǎn)讓、出租、抵押或者用于其他經(jīng)濟活動”。2003年的《農(nóng)村土地承包法》指出，“承包方可以自主決定依法采取出租（轉(zhuǎn)包）、入股或者其他方式向他人流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權(quán)，并向發(fā)包方備案”，強調(diào)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中農(nóng)戶的自主性。2018年修訂后的《農(nóng)村土地承包法》再次重申了承包方作為流轉(zhuǎn)的主體地位。比較不同時期對農(nóng)戶進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的限制程度，本文將其分為3個階段：1978—1979年、1990—2002年、2003年 至 今，分別賦值為0、0.5、1。

其次，農(nóng)地抵押權(quán)。2014年，國家提出“賦予農(nóng)民對承包地占有、使用、收益、流轉(zhuǎn)及承包經(jīng)營權(quán)抵押、擔(dān)保權(quán)能”。自此，承包農(nóng)地的抵押融資實踐步入正軌，包括2015年的《“兩權(quán)”抵押指導(dǎo)意見》、2016年的《農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押辦法》與《農(nóng)地“三權(quán)分置”完善意見》，以及2018年的《關(guān)于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》等相關(guān)文件，均強調(diào)承包農(nóng)地經(jīng)營權(quán)可依法進行抵押融資。比較不同時期對農(nóng)戶進行農(nóng)地抵押的限制程度，本文將其分為2個階段：1978—2013年、2014年至今，分別賦值為0、1。

最后，農(nóng)地繼承權(quán)。1985年的《繼承法》首次明確個人繼承可以依法獲得承包地收益。但2003年的《農(nóng)村土地承包法》規(guī)定，承包農(nóng)地的主體是農(nóng)戶而非個人。通過比較不同時期政策文件中對農(nóng)地繼承的限制程度，本文將其分為2個階段：1978—1984年、1985年至今，分別賦值為0、0.5。

綜上所述，農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)排他性程度測度公式為：

式中，dis為農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)；w1、w2、w3為各指標(biāo)權(quán)重，采用熵權(quán)法確定。

3 研究設(shè)計

3.1 模型設(shè)定

3.1.1 農(nóng)地配置效率測度

依據(jù)生產(chǎn)前沿面理論，假設(shè)其他生產(chǎn)要素x與農(nóng)地生產(chǎn)要素land生產(chǎn)了農(nóng)產(chǎn)品Y，則生產(chǎn)函數(shù)的一般表達式為（Y=x，land）。在一定生產(chǎn)條件約束下，農(nóng)地配置效率等于可行的最小農(nóng)地投入量與實際投入量之比，即AE=min{μ：f（x，μland≥Y）}=land"/land，AE表示農(nóng)地配置效率，μ表示不存在任何效率損失情形下的最小的農(nóng)地投入與實際投入量，land表示實際農(nóng)地投入量，land"表示技術(shù)上可行的最小農(nóng)地投入量。因此，本文以技術(shù)效率為衡量標(biāo)準(zhǔn)，測度在一定的生產(chǎn)條件約束下獲取最優(yōu)產(chǎn)出的能力，進而得到農(nóng)地配置效率。具體表達式如下：

其中，Yit為省區(qū)在時間t的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，Xit為省區(qū)i在時間t的其他生產(chǎn)要素投入，landit為省區(qū)i在時間t的農(nóng)地要素投入，a為待估參數(shù)，vit和uit分別為隨機誤差項和技術(shù)無效率項。技術(shù)效率為實際產(chǎn)出和隨機前沿產(chǎn)出之比：

采用柯布-道格拉斯函數(shù)作為隨機前沿技術(shù)效率的具體模型：

其中，a0為常數(shù)項，aj、am為待估參數(shù)，設(shè)定uit=0得到技術(shù)上有效地產(chǎn)出Y"it，因此農(nóng)業(yè)有效地產(chǎn)出Y"it為：

假定（6）（7）式相等，可得：

因此，省區(qū)i在時間t的農(nóng)地配置效率AEit為：

3.1.2 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對農(nóng)地配置效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)測度

為揭示農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對農(nóng)地配置效率的影響，本文引入權(quán)利變量交互項，具體設(shè)定如下：

其中，AEit為省區(qū)i在時間t的農(nóng)地配置效率，laborit表示省區(qū)i在時間t的農(nóng)業(yè)勞動力投入，useit、benit、disit分別表示省區(qū)i在時間t的農(nóng)地使用權(quán)、收益權(quán)和轉(zhuǎn)讓權(quán)的排他性程度。laborit useit、laboritbenit、laboritdisit為權(quán)利與勞動力要素的交互項。β0為模型的常數(shù)項，β1~β8為模型的待估計參數(shù)。zit為控制變量，包括省區(qū)i在時間t的農(nóng)業(yè)機械投入、區(qū)域虛擬變量和時間趨勢變量等。μi與εit分別為不隨時間變化和隨時間變化的殘差項。

本文共采取樣本1120個，包含28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（不包括海南、重慶、西藏和港澳臺地區(qū)）。處理T比N大的長面板數(shù)據(jù)時，需考慮擾動項εit的異方差和自相關(guān)問題。方法有： ①采用LSDV估計系數(shù)，同時對標(biāo)準(zhǔn)誤差進行校正； ②對異方差或自相關(guān)的具體形式進行假設(shè)，然后使用可行的FGLS進行估計，包括僅解決組內(nèi)自相關(guān)的FGLS和解決同時存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及組間同期相關(guān)問題的全面FGLS?？傮w而言，“LSDV+面板校正”更為穩(wěn)健，全面FGLS更為有效，僅解決組內(nèi)自相關(guān)的FGLS介于二者之間。

3.2 變量選取

被解釋變量：農(nóng)地配置效率。本文將農(nóng)業(yè)作為研究對象，產(chǎn)出指標(biāo)為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（1978年不變價），投入指標(biāo)為農(nóng)地、農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)機械總動力和化肥（折純施用量）。其中農(nóng)地用農(nóng)作物總播種面積表示，農(nóng)業(yè)勞動力用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員×（農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧副漁總產(chǎn)值）表示，農(nóng)業(yè)機械總動力用農(nóng)林牧副漁機械總動力×農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/（農(nóng)林牧副漁總產(chǎn)值）表示。核心解釋變量：農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)。如何衡量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)是本文研究的重點和難點?？刂谱兞浚恨r(nóng)業(yè)機械總動力投入、個體虛擬變量和時間趨勢變量，見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

3.3 數(shù)據(jù)來源與說明

本文采用數(shù)據(jù)為全國28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄 市）（不包括海南、重慶、西藏和港澳臺地區(qū)）1979年—2018年共40年的農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)。其中農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，1979—2008年的來自《新中國六十年資料匯編》，其余來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，以及各地區(qū)《統(tǒng)計年鑒》；農(nóng)業(yè)稅數(shù)據(jù)來自《新中國農(nóng)業(yè)稅歷程》；集體提留數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

4 實證檢驗與結(jié)果分析

4.1 長面板數(shù)據(jù)檢驗

根據(jù)前文所述，處理T大N小的長面板數(shù)據(jù)時需檢驗擾動項εit可能存在的異方差和自相關(guān)問題。本文就相關(guān)問題進行如下檢驗。

由表2可知，模型1、2的檢驗結(jié)果均在1%水平上拒絕原假設(shè)，即擾動項中同時存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及組間自相關(guān)問題。因此，本文選用全面FGLS模型和“LSDV+面板校正”模型對回歸結(jié)果進行對比分析。

表2 異方差和自相關(guān)檢驗

4.2 估計結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果可知，隨著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)排他性的增強，農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)地配置效率之間存在顯著的相互關(guān)系。第一，隨著農(nóng)地使用權(quán)排他性程度的增強，農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)地配置效率之間呈負相關(guān)，農(nóng)地使用權(quán)排他性程度每增加1，農(nóng)地配置效率在農(nóng)業(yè)勞動力的作用下下降2.3786（由于“LSDV+面板校正”模型更為穩(wěn)健，這里選用其分析）。第二，隨著農(nóng)地收益權(quán)排他性程度的增強，農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)地配置效率之間呈負相關(guān)，農(nóng)地收益權(quán)排他性程度每增加1，相應(yīng)的農(nóng)地配置效率下降2.871。第三，隨著農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)排他性程度的增強，農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)地配置效率之間呈正相關(guān)，農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)排他性程度每增加1，相應(yīng)的農(nóng)地配置效率提高2.7265。FGLS(2)列和LSDV(2)列表明，加入控制變量后，二者間的顯著關(guān)系依舊穩(wěn)健。由此可見，隨著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)排他性的增強，在總體上穩(wěn)健地影響著農(nóng)地資源配置（表3）。

表3 估計結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

更換產(chǎn)權(quán)測度范圍。檢驗不同的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)排他性程度的賦值對估計結(jié)果的影響。本文將農(nóng)地使用權(quán)中的農(nóng)地承包期指標(biāo)賦值為0、0.3、1。將農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)中的農(nóng)地流轉(zhuǎn)權(quán)賦值為0、0.7、1。由于農(nóng)地收益權(quán)的排他性程度并不是基于政策分析主觀賦值，故不進行替換。

控制內(nèi)生性?？紤]到可能存在的內(nèi)生性問題，由于在宏觀層面難以找到合適的工具變量，本文將因變量滯后項作為解釋變量納入計量模型中，構(gòu)成動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。就長動態(tài)面板數(shù)據(jù)而言，使用糾偏最小二乘虛擬變量法（LSDVC）進行系數(shù)估計較為合適，因此文本選用LSDVC模型對回歸結(jié)果進行內(nèi)生性問題檢驗，具體結(jié)果見表4。

根據(jù)表4可知，回歸結(jié)果在穩(wěn)健性檢驗中依然成立，表明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)排他性的增強在總體上顯著地影響農(nóng)地資源配置，且農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)起著關(guān)鍵作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

5 結(jié)論與建議

本文將農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)作為農(nóng)地資源配置的前提納入分析，構(gòu)建“結(jié)構(gòu)—功能—效率”分析框架，采用1979—2018年28個省（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，考察農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)影響農(nóng)地資源配置的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：①農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)總體上顯著影響農(nóng)地資源的配置，這一結(jié)論在更換產(chǎn)權(quán)測度范圍、控制內(nèi)生性和使用不同估計方法的情況下都成立；②不同種類的農(nóng)地權(quán)利對農(nóng)地資源配置狀況的影響存在顯著差異；③農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)在農(nóng)地資源配置中起著關(guān)鍵作用，農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)排他性程度增強可以顯著提高農(nóng)地資源配置效率。

推進土地市場化配置改革是改善農(nóng)業(yè)要素資源配置效率低下的有效途徑。目前我國仍然存在要素市場化發(fā)展滯后，土地、資本、勞動力等要素不能得到充分利用的問題，尤其是土地要素。因此，需加快推進農(nóng)地市場化配置改革，通過市場機制的資源配置功能實現(xiàn)農(nóng)地資源的自由流動，進而提高農(nóng)地資源配置效率，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

賦予農(nóng)戶完整的農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)是提高農(nóng)地配置效率的關(guān)鍵，具有發(fā)揮農(nóng)地市場化配置效應(yīng)的理論和現(xiàn)實必然性。已有研究表明，在我國產(chǎn)權(quán)制度變遷中，農(nóng)地轉(zhuǎn)讓權(quán)細分一直滯后于農(nóng)地使用權(quán)與收益權(quán)細分。因此，為改善農(nóng)地資源錯配，推動鄉(xiāng)村振興，政府需要以深化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革為主線，強化產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)與改革措施之間的統(tǒng)一性，讓市場在資源配置中真正起到?jīng)Q定性作用。