農(nóng)地規(guī)?；瘜r(nóng)業(yè)科研生產(chǎn)率效應(yīng)的影響研究*

陳 鳴，周發(fā)明

(1.南華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，湖南衡陽 421001； 2.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，長沙 410128；3.湖南人文科技學(xué)院，婁底 417000)

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·資源利用·

農(nóng)地規(guī)?；瘜r(nóng)業(yè)科研生產(chǎn)率效應(yīng)的影響研究*

陳 鳴1， 2，周發(fā)明2， 3

(1.南華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，湖南衡陽 421001； 2.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，長沙 410128；3.湖南人文科技學(xué)院，婁底 417000)

文章以農(nóng)地流轉(zhuǎn)為研究視角，基于中國1988～2012年31個省域面板數(shù)據(jù)，綜合運用固定效應(yīng)模型與動態(tài)門限回歸模型，檢驗農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的驅(qū)動作用。固定效應(yīng)模型的分析結(jié)果表明，科技投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升的效果，受到農(nóng)地規(guī)模的制約； 隨后的動態(tài)面板門限模型顯示，以戶均農(nóng)地規(guī)模表示的農(nóng)地流轉(zhuǎn)值存在兩個顯著的門限。當(dāng)戶均農(nóng)地規(guī)模低于第一個門限值時，科技投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響微弱。隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的推進，科技促農(nóng)的效果逐步增強。但當(dāng)農(nóng)地面積跨越第二個門限，科技促農(nóng)系數(shù)又降低。因此，在中國農(nóng)業(yè)科技投入有限的常態(tài)約束下，應(yīng)以農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策為契機，協(xié)調(diào)好農(nóng)地流轉(zhuǎn)與科技投入的關(guān)系而非一味加大科技投入，優(yōu)化農(nóng)業(yè)科研的區(qū)域空間布局，增強科技對中國農(nóng)業(yè)的驅(qū)動作用。同時也應(yīng)采取措施避免農(nóng)地流轉(zhuǎn)過快帶來的負(fù)面效應(yīng)。

農(nóng)地規(guī)模化 農(nóng)業(yè)科研 生產(chǎn)率效應(yīng)

0 引言

技術(shù)進步是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的根本途徑。技術(shù)進步必須依賴科研投資，盡管中國科研投資強度逐年提高，但其承擔(dān)對農(nóng)業(yè)的首要驅(qū)動力作用一直未能充分發(fā)揮。農(nóng)業(yè)部的最新數(shù)據(jù)顯示， 2014年底中國農(nóng)業(yè)科技進步貢獻率只有55.2%[1]，與發(fā)達國家80%～90%的平均水平差距較大。事實上，中國特殊國情決定了農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性特征的長期存在與政府追求經(jīng)濟增長的偏好，缺乏足夠的激勵致使完全依賴科研投入規(guī)模的提高來促進農(nóng)業(yè)增長和經(jīng)濟發(fā)展并不實際。在既定現(xiàn)實條件約束下必須尋找新的思路優(yōu)化提升科技投資效率。近年來，農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為當(dāng)前一項重要的土地制度安排在全國范圍大面積推進，我國農(nóng)地規(guī)模與集約化程度正發(fā)生重要變化。據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計，截至2014年底，全國承包耕地流轉(zhuǎn)面積3.4億畝，流轉(zhuǎn)比例達到26%，比2009年底提高17.1%，比2013年提高了4.5%。農(nóng)地規(guī)模化是決定農(nóng)戶科技需求最重要的因素之一(王玄文和胡瑞法， 2003)[2]。耕地面積越大，規(guī)模效應(yīng)帶來的農(nóng)戶對科技的需求被激發(fā)，科技服務(wù)需求與科研投資互相匹配，必然對農(nóng)業(yè)科研的生產(chǎn)率效應(yīng)產(chǎn)生影響。這便為我們探討如何提高中國農(nóng)業(yè)科技驅(qū)動力提供了線索，是否可以把視角從科研投資內(nèi)部拓展到外部因素，基于農(nóng)地規(guī)?；暯巧钊敕治鲛r(nóng)業(yè)科研投資對生產(chǎn)效率的作用機制，進而為提高科技促農(nóng)效果提供有益的政策借鑒。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高依賴與農(nóng)業(yè)科研投資是學(xué)術(shù)界取得的普遍共識。關(guān)注農(nóng)地規(guī)?；c農(nóng)業(yè)科研的關(guān)系的文獻可謂成果豐碩。如Hayami Yujiro and Ratan(1987)[3]的經(jīng)典文獻均指出，要素稟賦是決定農(nóng)業(yè)科研投資的方向和結(jié)構(gòu)的重要因素。Cater and Yao(1998)[4]對中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的研究表明，土地經(jīng)營規(guī)模化具有邊際拉平效應(yīng)和交易收益效應(yīng)，有利于科技創(chuàng)新； Jules(1999)[5]、Chambers(2004)[6]等的研究表明，專業(yè)大戶較小農(nóng)在農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新中發(fā)揮了重要作用，甚至在部分試驗中成為技術(shù)創(chuàng)新的主角。在國內(nèi)，土地與科研投資也一直是研究的熱門領(lǐng)域。一類文獻集中探討了農(nóng)地規(guī)模對科技需求的影響，如黃季焜等(1999)[7]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的技術(shù)選擇受到農(nóng)民的收入水平、土地規(guī)模、文化程度、從業(yè)年齡以及從業(yè)性別等的影響； 曹建民等(2005)[8]認(rèn)為增加土地規(guī)模不僅是農(nóng)民參加技術(shù)培訓(xùn)行為的誘導(dǎo)因素，也是提高農(nóng)民技術(shù)采用愿望的重要影響因素； 王建華(2015)[9]基于江蘇地區(qū)的農(nóng)戶調(diào)查，分析了農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育與農(nóng)業(yè)科技需求的關(guān)系； 二是農(nóng)地制度與農(nóng)業(yè)科技體制的關(guān)系，如陳風(fēng)松(2010)劉漸和(2009)孫雄松(2011)[10-12]等分別就土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)科技推廣、農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化機制的關(guān)系進行了研究，均認(rèn)為現(xiàn)有的土地制度不利于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣，土地使用權(quán)流轉(zhuǎn)對當(dāng)前農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新將起到積極的促進作用； 三是農(nóng)地流轉(zhuǎn)對科技創(chuàng)新的促進機理，如游和遠(2010)[13]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)機械投入的增加與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移存在相互影響機制； 羅必良(2012)[14]認(rèn)為沒有土地集約化，科技創(chuàng)新是空談，土地適度規(guī)模經(jīng)營能有效促進農(nóng)業(yè)科技進步與投資能力、生產(chǎn)規(guī)模匹配； 魏金義和祁春節(jié)(2015)[15]認(rèn)為各地要素稟賦與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的非耦合程度抑制了科研投資的效果。

由此可見，盡管農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)科研投入都是農(nóng)業(yè)發(fā)展至關(guān)重要的因素，但把二者結(jié)合起來，納入統(tǒng)一的分析框架進行定量研究的文獻卻并不多。人多地少矛盾是中國與發(fā)達國家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的根本差別，農(nóng)業(yè)科技投入必須要充分考慮中國的要素稟賦條件。在政府大力推進土地集約化經(jīng)營的政策背景下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)理應(yīng)成為影響科技興農(nóng)實績的重要變量。因此，文章擬在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上嘗試作出一些有益的探討。首先利用固定效應(yīng)面板模型，檢驗農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)科技驅(qū)動作用的影響，再利用動態(tài)門限面板模型，考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)業(yè)科技投入效果的階段性特征，進而提出針對各地區(qū)不同稟賦條件，優(yōu)化科技投入結(jié)構(gòu)，調(diào)整科技投入策略的相關(guān)政策建議。

1 理論邏輯與待檢驗假說

1.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，能緩解土地分散經(jīng)營與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的矛盾，催生新一輪的農(nóng)業(yè)科技需求

土地分散經(jīng)營導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)缺乏經(jīng)濟利益激勵，農(nóng)戶對科技需求常處于被動接受狀態(tài)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，經(jīng)營規(guī)模擴大有利于高新技術(shù)和大中型農(nóng)業(yè)機械的推廣和運用，有效促進農(nóng)戶科研與生產(chǎn)投入的積極性和有效性，大大提高了農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對科技的需求和吸收能力。規(guī)?；?jīng)營的目的是實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，耕地面積越大，農(nóng)戶的科技需求越強。農(nóng)地集約把農(nóng)民由原來的自給自足小農(nóng)耕作模式推向機械化、規(guī)?；默F(xiàn)代經(jīng)營工作崗位，也將倒逼農(nóng)民學(xué)習(xí)先進生產(chǎn)技術(shù)，必然催生新一輪的農(nóng)業(yè)科技需求，為科技轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力提供了正向激勵。土地規(guī)模經(jīng)營的另一個好處是提供了成本和風(fēng)險的分擔(dān)機制，傳統(tǒng)農(nóng)戶細(xì)碎化經(jīng)營的模式，并不能為政府科技供給提供充分且持續(xù)的動力?？萍紕?chuàng)新需要承擔(dān)較大的失敗風(fēng)險，占有零碎土地的小農(nóng)并不具備這樣的抗風(fēng)險能力。伴隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的推進，農(nóng)地細(xì)碎化狀態(tài)得到改善，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的經(jīng)濟效應(yīng)逐步體現(xiàn)，農(nóng)業(yè)盈利預(yù)期提高，經(jīng)營主體抗風(fēng)險能力增強，提升了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的內(nèi)在動力。

1.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度安排，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)營體制與經(jīng)營組織變革，為農(nóng)民學(xué)習(xí)技術(shù)創(chuàng)造“干中學(xué)”的相互信任環(huán)境，降低技術(shù)傳播的交易成本

僵化的土地制度無法充分激勵農(nóng)民創(chuàng)新熱情，阻礙了農(nóng)業(yè)科技資源的應(yīng)有驅(qū)動作用，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)科研成果供給與轉(zhuǎn)化低效。農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為一種制度安排，通過對土地產(chǎn)權(quán)的靈活分離，激活了土地經(jīng)營權(quán)的交易市場。一方面促進了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織的培育，另一方面自動過濾掉了一部分技術(shù)水平和素質(zhì)較低的勞動力，這都為農(nóng)業(yè)技術(shù)溢出和擴散創(chuàng)造了良好環(huán)境，降低了農(nóng)民學(xué)習(xí)新技術(shù)的交易成本。新技術(shù)只有快速、有效地擴散到農(nóng)民手中，才能轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力。農(nóng)民在采用新技術(shù)之前，通常會根據(jù)自己和鄰居引進試驗的新技術(shù)的表現(xiàn)情況決定是否采用這些技術(shù)，在邊干邊學(xué)中實現(xiàn)新技術(shù)由科學(xué)家的實驗室向農(nóng)民田間的轉(zhuǎn)移(Rogers， 1983)[16]。土地集中經(jīng)營催生的農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社等新型組織的出現(xiàn)，可以使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體在一個互相信任的團體內(nèi)學(xué)習(xí)掌握更新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)的充分傳播。同時，土地市場化交易機制將篩選出龍頭企業(yè)、專業(yè)大戶、新型職業(yè)農(nóng)民等素質(zhì)較高的經(jīng)營主體，這類群體具備更強掌握農(nóng)業(yè)科技知識的能力，更易于帶動其他農(nóng)戶采用新技術(shù)成果，提高農(nóng)戶的科技運用能力與市場經(jīng)營能力。農(nóng)地市場化帶動勞動力市場化，大量農(nóng)民從原有土地流出，勞動力流動更加頻繁，這也為農(nóng)民之間獲取和互相學(xué)習(xí)技術(shù)知識創(chuàng)造了良好條件，降低了“學(xué)習(xí)效應(yīng)”生效的門檻。

1.3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)過快將導(dǎo)致規(guī)模不經(jīng)濟與勞動力“擠出”等負(fù)面效應(yīng)，致使科技投入對農(nóng)業(yè)的正向激勵被扭曲

盡管小農(nóng)是否更有效率的爭論懸而未決，但中國不同于歐美地區(qū)，人地矛盾決定了農(nóng)地規(guī)模不能無限制擴大，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營應(yīng)有一個最優(yōu)界限。首先，農(nóng)地過于集中其實是對農(nóng)地壟斷經(jīng)營的變相支持，導(dǎo)致資源配置效率低下，規(guī)模不經(jīng)濟效應(yīng)產(chǎn)生。尤其是在現(xiàn)實中以政府為主導(dǎo)的模式下，強制與非自愿流轉(zhuǎn)行為難以避免，政府利益驅(qū)動加劇了資本對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的侵蝕，農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模越大，優(yōu)勢農(nóng)戶階層謀取自身利益現(xiàn)象越嚴(yán)重(李菁， 2014)[17]。其次，當(dāng)前中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力要素變化的影響，更多是體現(xiàn)在勞動力“擠出”而非勞動力“轉(zhuǎn)移”。農(nóng)地逐步向少數(shù)經(jīng)營大戶集中的過程，并不具備促進農(nóng)業(yè)剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移的自動實現(xiàn)功能(游和遠， 2010)[13]?，F(xiàn)實中更多的情況是，在城市與二三產(chǎn)業(yè)吸收能力有限的條件下，原有耕地上的農(nóng)民中有相當(dāng)一部分滯留在農(nóng)村淪為無效率的剩余勞動力。更嚴(yán)重的問題是，在經(jīng)歷農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的市場殘酷篩選和淘汰機制之后，這批勞動力的素質(zhì)與能力狀況令人擔(dān)憂。因此農(nóng)地流轉(zhuǎn)過快過度，受累于規(guī)模不經(jīng)濟與失地農(nóng)民，科技投入效果將大打折扣。

基于以上分析，本文提出以下待檢驗的假說。

假說1：在農(nóng)地細(xì)碎化嚴(yán)重的規(guī)模不經(jīng)濟條件制約下，農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用較弱；

假說2：農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的農(nóng)地集約化經(jīng)營，能有效改善科研投入的要素替代效應(yīng)，大大促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率；

假說3：如果農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模持續(xù)擴大過度，此時農(nóng)業(yè)科研投入對農(nóng)業(yè)的驅(qū)動效應(yīng)將下降。

2 模型設(shè)定與變量說明

2.1 模型設(shè)定與指標(biāo)選取

根據(jù)以上假說，為考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)條件下農(nóng)業(yè)科技投資與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的關(guān)系，首先設(shè)計一個包含農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交互項的計量模型，設(shè)定如下：

TFPit=α0+β1lnRDit+β2lnRDit×FLCIit+β3FLCIit+βcvCVit+μi+εit

(1)

(1)式中，下標(biāo) i 和 t 分別表示省域和年份； μi表示與各省相關(guān)的、時間上恒定的未觀測因素，εit為隨機誤差項。TFPit代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，RDit代表農(nóng)業(yè)科研投資，F(xiàn)LCIit代表農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度，CVit表示其他影響農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的控制變量，參考已有文獻，選取四個影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的因素作為控制變量：人力資本EDUit； 對外開放程度OPENit； 工業(yè)化水平INDit； 自然災(zāi)害NALit。各變量的具體解釋說明如下：

被解釋變量：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率采用全要素生產(chǎn)率(TFP)衡量。運用DEA方法測度農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP。在總產(chǎn)出數(shù)據(jù)處理上，我們采用了各省的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值并做對數(shù)化處理，投入指標(biāo)包括固定資產(chǎn)凈值和從業(yè)人員，其中固定資產(chǎn)凈值采用了固定資產(chǎn)投資指數(shù)進行了縮減。利用DEA方法計算TFP是非常成熟的方法，可參見(Caves等， 1982)[18]的相關(guān)研究，在此不再贅述。

核心解釋變量：農(nóng)業(yè)科研投資(RD)。用農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)經(jīng)常費用支出表示，包括科技活動支出、生產(chǎn)經(jīng)營活動支出和其他支出。借鑒周寧(2008)[19]確定的農(nóng)業(yè)科研投資的滯后期和權(quán)重將科研投資的流量轉(zhuǎn)化為存量。由于缺乏專門的科研投資價格指數(shù)，借鑒采用較多的物價指數(shù)進行了相應(yīng)的平減。

控制變量：(1)農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度FLCI*由于部分農(nóng)地如果園、草地等數(shù)據(jù)的不易獲得性，本文只分析耕地的情況，《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》沒有公布各省份2003年以后的耕地數(shù)據(jù)，本文采用的做法是，如果相關(guān)省份年鑒公布該數(shù)據(jù)則采用該年鑒數(shù)據(jù)，如果未公布則采用農(nóng)作物總播種面積與復(fù)種指數(shù)之比來計算。，游和遠(2010)[13]認(rèn)為，農(nóng)地流轉(zhuǎn)會導(dǎo)致農(nóng)戶經(jīng)營耕地面積改變，農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度與農(nóng)戶經(jīng)營耕地面積變化同向。該文借鑒其做法，以農(nóng)戶戶均經(jīng)營耕地面積來衡量。(2)IND：工業(yè)化水平，用各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值衡量。(3)EDU：地區(qū)大專及以上人口表示。(4)OPEN：對外開放程度，該文用各省進出口總額表示。(5)NAL：自然環(huán)境條件，用各地區(qū)耕地受災(zāi)面積表示。

2.2 數(shù)據(jù)說明與描述

其中農(nóng)業(yè)科技投入數(shù)據(jù)來自于農(nóng)業(yè)部科技教育司編制的《全國農(nóng)業(yè)科技統(tǒng)計資料匯編》。農(nóng)戶平均人數(shù)來源于《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，由于改革開放以來農(nóng)地流轉(zhuǎn)在中國一直以隱蔽形式存在， 1988年才逐步解禁被法律認(rèn)可，因此該文選取1988～2012年的數(shù)據(jù)， 2008年之后國家沒有公布各省的耕地面積數(shù)據(jù)， 2009～2012年的數(shù)據(jù)依據(jù)《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》、《中國國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒整理而得。其他所有指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來自《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及《中國統(tǒng)計年鑒》，并以相應(yīng)年份的不變價進行平減。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

3 實證結(jié)果與分析

3.1 基礎(chǔ)回歸分析結(jié)果

Stata12.0軟件的F檢驗檢驗拒絕了混合模型(Pooled)假設(shè)，Hausman的檢驗結(jié)果顯示P值為0.0000，由此確定采用固定效應(yīng)模型(FE)，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對科技投入溢出效應(yīng)的實證檢驗結(jié)果

從表2結(jié)果可看出，農(nóng)業(yè)科研投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升具有較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，RD系數(shù)在1%置信區(qū)間顯著為正，幾個控制變量也通過的顯著性檢驗，工業(yè)化水平(IND)的系數(shù)為0.649，是對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響最大的變量； 人力資本(EDU)的回歸系數(shù)為正，說明人力資本的積累有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率； 對外開放程度(OPEN)的回歸系數(shù)為正，證明了地區(qū)間的對外開放通過產(chǎn)出效應(yīng)與技術(shù)外溢效應(yīng)促進效率提高； 而受災(zāi)面積(NAL)的回歸系數(shù)為負(fù)且通過檢驗，這些檢驗結(jié)果與已有研究的基本經(jīng)驗和基本事實都是比較吻和的。農(nóng)業(yè)科研投資與農(nóng)地規(guī)模的交互項(RD*FLCI)的系數(shù)并未通過顯著性檢驗，考慮做進一步處理以排除內(nèi)生性問題。

3.2 工具變量2SLS與GMM估計結(jié)果

由于模型中各變量可能在作用于TFP的同時又受到TFP的影響，即存在內(nèi)生性問題，而內(nèi)生性問題的存在會導(dǎo)致初步估計結(jié)果有偏和非一致。該文參照邵敏和黃久麗(2010)[20]的做法，分別選取核心解釋變量RD、科研投資與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交互項(RD*FLCI)的滯后一期項作為工具變量，以處理內(nèi)生性問題。

首先，Hausman內(nèi)生性檢驗結(jié)果的卡方統(tǒng)計值(P值)為62.15(0.0000)，拒絕了解釋變量外生性的原假設(shè)。再將選取的工具變量與模型中所有變量進行回歸，發(fā)現(xiàn)所有工具變量都在1%的統(tǒng)計水平上顯著，回歸方程的擬合優(yōu)度為0.8136，這表明通過檢驗的工具變量與內(nèi)生變量之間是強相關(guān)的，隨后運用過度識別檢驗方法得到的Sargan檢驗結(jié)果接受工具變量獨立于2SLS估計的殘差的原假設(shè)，表明選取的工具變量是合適的。進一步采用工具變量的兩階段最小二乘法進行估計，在存在內(nèi)生變量的情況下，該文回歸結(jié)果如表2第3列所示，與未考慮內(nèi)生性的回歸結(jié)果相比，我們可以得到結(jié)論：在控制了變量內(nèi)生性后，回歸結(jié)果中(RD*FLCI)項的估計系數(shù)與之前相近，但統(tǒng)計的顯著性水平達到1%，說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度的確影響了RD投入的TFP增長效應(yīng)，此外其他幾個變量檢驗結(jié)果與初步檢驗結(jié)果一致，這與已有研究的基本經(jīng)驗和現(xiàn)實情況吻合。

為防止異方差的存在造成有偏估計，該文進一步采用最優(yōu)GMM 估計，對兩階段最小二乘法的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果如表2所示，各變量系數(shù)值、符號方向及顯著性水平2SLS比較接近，這充分體現(xiàn)了檢驗結(jié)果的有效性和模型的穩(wěn)健性，檢驗結(jié)果也證明了前文理論假設(shè)的合理性。

3.3 門限回歸分析

上述帶交互項的線性模型證實了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)科技驅(qū)動力的影響，但這種影響是一開始就表現(xiàn)為抑制作用，還是在不同的階段呈現(xiàn)不同特征？即是否存在農(nóng)地流轉(zhuǎn)的門限效應(yīng)有待考證。門限特征的研究有利于針對不同要素稟賦區(qū)間采取差異化政策，達到科研投資對生產(chǎn)效率的促進作用最大化。為此，該文根據(jù)假設(shè)所述以及上一部分的實證結(jié)果，以FLCI為門限檢測值，考慮到可能存在多個門限關(guān)鍵點的情況，構(gòu)建動態(tài)面板門限模型如下(2)式：

LnTFPit=μi+β1LnRDit·I(FLCIit≤γ1)+β2LnRD·I(γ1

(2)

進行門檻效應(yīng)檢驗需要解決兩個方面的問題：一是估計門檻值及其系數(shù)； 二是對門檻效應(yīng)進行顯著性檢驗，又分為門限效應(yīng)的顯著性檢驗與門限估計值的真實性檢驗。該文根據(jù)Hansen(1999)[21]的思路，首先對門限效應(yīng)進行檢驗。以農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度(FLCI)為門限變量，并利用Hansen的三步法確定變量的門檻值，估計結(jié)果如表3。

表3 門限效應(yīng)估計與門限值檢驗結(jié)果

表3結(jié)果表明，門檻變量FLCI存在雙門檻值，各門限值也在置信區(qū)間給出。檢驗過門檻效應(yīng)后，接下來對門限模型進行回歸檢驗以確定影響系數(shù)，結(jié)果如表4所示。

門限回歸中農(nóng)業(yè)科研投資系數(shù)和控制變量系數(shù)均在1%和5%的顯著性水平上顯著，方向與固定效應(yīng)回歸的結(jié)果一致。這再次驗證了科研投資績效依賴于農(nóng)地流轉(zhuǎn)，并且進一步得出了由農(nóng)地規(guī)模(FLCI)的確定的階段性特征。當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度低于0.341 1(hm2/戶)時，農(nóng)業(yè)科研投資效果微弱，隨著農(nóng)地集約程度增加，戶均耕地面積處于[0.341 1， 1.422 1]區(qū)間時，農(nóng)業(yè)科研投資對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.053 3，科研對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的提升效果充分發(fā)揮，而當(dāng)農(nóng)地規(guī)?？缭降诙€門檻(1.4221)后，影響系數(shù)下降到0.023，此區(qū)間科技投入對生產(chǎn)效率的提升效應(yīng)呈遞減趨勢。上述估計結(jié)果再次證實了前文提出的3個假說。表5是根據(jù)門限值將樣本分組。

表4 門限模型參數(shù)的估計結(jié)果

表5 根據(jù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度劃分的省份分布

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

該文基于1998～2012年中國31個省的面板數(shù)據(jù)，考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)科技驅(qū)動力的關(guān)系。固定效應(yīng)模型的分析結(jié)果表明，科技投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升的效果，受到農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制約； 隨后的動態(tài)面板門限模型也有力印證了前文提出的三個假說，結(jié)果顯示，農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在兩個顯著的門限值。當(dāng)戶均農(nóng)地規(guī)模低于第一個門限值時，農(nóng)業(yè)耕種與生產(chǎn)處于零碎化的小農(nóng)耕種狀態(tài)，農(nóng)戶技術(shù)需求偏低，技術(shù)溢出和擴散效應(yīng)無法體現(xiàn)，科技投入無法有效促進成果轉(zhuǎn)化，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響極其微弱。隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的推進，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模跨越第一個門檻進入第二區(qū)間，科技投入的生產(chǎn)率效應(yīng)凸顯，此區(qū)間科技促農(nóng)的效果最好，科技的生產(chǎn)力優(yōu)勢得以充分體現(xiàn)。但當(dāng)農(nóng)地面積跨越第二個門限，科技促農(nóng)系數(shù)又降低，科技的要素替代功能顯著減弱，說明農(nóng)地過度集中導(dǎo)致科技促農(nóng)效果打折。

4.2 啟示

該文的結(jié)論有助于我們解釋，增加農(nóng)業(yè)科技投入難以取得良好效果的事實，并能由此得到一些有益的啟示：(1)在中國農(nóng)業(yè)科技資源有限的約束下，必須結(jié)合區(qū)域要素稟賦條件，適應(yīng)區(qū)域科技需求，優(yōu)化科技投入配置，才能保證科技對農(nóng)業(yè)的首要驅(qū)動力作用充分發(fā)揮； (2)在農(nóng)地細(xì)碎化嚴(yán)重的地區(qū)如廣州、浙江等省，應(yīng)繼續(xù)推進農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營，加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模化、集約化，為該地區(qū)農(nóng)業(yè)吸收科技要素、促進科技成果轉(zhuǎn)化創(chuàng)造外部環(huán)境； (3)在處于第二區(qū)間，農(nóng)業(yè)科技投入回報最高的地區(qū)，農(nóng)地規(guī)模水平與農(nóng)業(yè)科技吸收能力耦合性高，政府應(yīng)把科技資源向這些地區(qū)集中，確保農(nóng)業(yè)科技投入的連續(xù)性； (4)在跨越了第二門限值的地區(qū)如新疆、寧夏、吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古等省，政府應(yīng)該高度重視農(nóng)地過度集中帶來的負(fù)面效應(yīng)，保證農(nóng)業(yè)科技投入與科技需求匹配，防止科技投入的效率損失問題； (5)政府應(yīng)嚴(yán)厲打擊“非自愿流轉(zhuǎn)”現(xiàn)象，杜絕“假流轉(zhuǎn)、真騙補”等市場異化行為，安置好失地農(nóng)民，以農(nóng)地流轉(zhuǎn)為契機，打造農(nóng)業(yè)科研良好的制度環(huán)境，協(xié)調(diào)好科技投入與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的關(guān)系，形成最大合力共同推進農(nóng)業(yè)發(fā)展。

[1] http：//news.xinhuanet.com/politics/2014-01/09/c_118905129.htm

[2] 王玄文， 胡瑞法.農(nóng)民對農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣組織有償服務(wù)需求分析——以棉花生產(chǎn)為例.中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2003， 04： 63～68,77

[3] Hayami Y，Ruttan V W，Hayami Y，et al.Agricultural development：an international perspective/Yujiro Hayami and Vernon W.Ruttan.Agricultural Development An International Perspective， 1987

[4] Carter M R，Yao Y.Administrative vs.Market land Allocaion in Rural China.Mimeo,1998

[5] Jules N Pretty.Farmers’ extension practice and technology adaptation：Agricultural revolution in 17-19th century britain.Agriculture and Human Values 1999(Winter Spring)： 12～31

[6] Chamvers Robert，Pacey Arnold，Thrupp Lori Ann.Farmer first：farmer innovation and agricultural research.London：Intermediate Technology Development Group Publishing， 2004

[7] 黃季焜， 胡瑞法.農(nóng)業(yè)技術(shù)從產(chǎn)生到采用：政府、科研人員、技術(shù)推廣人員與農(nóng)民的行為比較.科學(xué)對社會的影響, 1999，(1)： 55～60

[8] 曹建民， 胡瑞法，黃季焜.技術(shù)推廣與農(nóng)民對新技術(shù)的修正采用：農(nóng)民參與技術(shù)培訓(xùn)和采用新技術(shù)的意愿及其影響因素分析.中國軟科學(xué)， 2005， 06： 60～66

[9] 王建華， 李清盈，基于科技需求演化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體培育與政策建議——以江蘇地區(qū)農(nóng)戶為例.貴州社會科學(xué)， 2015， 02： 162～168

[10]陳風(fēng)松. 土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣.學(xué)術(shù)理論與探索， 2010(3)： 25～28

[11]劉漸和， 祝延霞，王德應(yīng).土地使用權(quán)流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動力作用研究.科技與經(jīng)濟， 2009, 4(2): 34～37

[12]孫雄松， 呂建秋.土地流轉(zhuǎn)進程中的農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化機制研究.科技管理研究， 2011(16)： 186～191

[13]游和遠， 吳次芳.農(nóng)地流轉(zhuǎn)、稟賦依賴與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移.管理世界, 2010，(3)： 65～75

[14]羅必良. 沒有土地流轉(zhuǎn)，科技推廣是空談.河南日報農(nóng)村版， 2012-02-09

[15]魏金義， 祁春節(jié).農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與要素稟賦的耦合協(xié)調(diào)度測算.中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 01： 90～96

[16]Rogers，E.M：Diffusion ofInnavations， 4th edition，New York：The Free Press， 1983

[17]李菁， 歐良鋒.買方市場、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)沖突與大規(guī)模農(nóng)地流轉(zhuǎn)困境——以安徽省五河縣訾湖村為例.農(nóng)村經(jīng)濟， 2014， 06： 31～35

[18]Caves D W，Diewert W E.The Economic Theory of Index Numbers and the Measurement of Input，Output，and Productivity.Econometrica， 1982, 50(6): 1393～1414

[19]周寧， 廖西元.基于經(jīng)濟增長的農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)投資時滯的實證分析.科研管理， 2008， 04： 157～163

[20]邵敏， 黃玖立.外資與我國勞動收入份額——基于工業(yè)行業(yè)的經(jīng)驗研究.經(jīng)濟學(xué)(季刊)， 2010， 04： 1189～1210

[21]Hansen，B.Threshold Effects in Non-dynamic Panels：Estimation，Testing and Inference，Journal of Econometrics， 1999,22(2)： 345～368

THE EFFECT OF AGRICULTURAL LAND SCALE ON THE AGRICULTURAL RESEARCH PRODUCTIVITY*

Chen Ming1，2, Zhou Faming2，3

(1. College of Economic management, Nanhua university, Hengyang, Hunan 421001, China;2. College of economics, Hunan agricultural university, Changsha 410128, China;3.Hunan institute of humanities science and technology, Loudi 417000, China)

Taking the farmland circulation as the research object, based on panel data of 31 provinces from 1988-2012 in China, this paper analyzed the effect of agricultural research input on the agricultural production efficiency using the fixed effects panel model and the threshold effect model. The results showed: the farmland transfer directly affected agricultural production efficiency with non-linear characteristics. When the scale of agricultural land was lower than the first threshold, the scientific input had little effect on the agricultural productivity, but the effect would increase when the land transfer scale was promoted until the second threshold. Therefore, under the circumstance of the lack of agricultural science and technology input, it put forward that it should increase the rational input of the agricultural science and technology, optimize regional spatial layout of agricultural research, enhance the productivity growth effect of agricultural research investment, and avoid the negative effect of excessive farmland transfer.

farmland scale; agricultural research; productivity effect

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160923

2015-11-26

陳鳴(1977—)，男，湖南常德人，博士、講師。研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理。Email： 15166828@qq.com

*資助項目：教育部人文社科青年基金項目“中國家庭農(nóng)場扶持政策的實施效果評價及優(yōu)化研究”(16YJC790007)； 湖南省教育廳優(yōu)秀青年項目“經(jīng)濟增長與碳減排雙重約束下湖南省低碳潛力情景預(yù)測及路徑優(yōu)化研究”(16B233)

F301

A

1005-9121[2016]09-0142-07