經(jīng)營(yíng)規(guī)模、契約特征對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地整治積極性的影響
——基于5省15縣的調(diào)查

鐘 真，王玉迪

（中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872）

1 引言

土地整治有利于提高農(nóng)用地產(chǎn)出率、降低生產(chǎn)成本、提高農(nóng)民收入，還具備保護(hù)自然景觀、改善環(huán)境等生態(tài)功能[1]，因而國(guó)家歷來高度重視。《全國(guó)國(guó)土規(guī)劃綱要（2016—2030年）》、《全國(guó)土地整治規(guī)劃（2016—2020年）》、近年來中央一號(hào)文件以及2019年最新修訂的《土地管理法》，均強(qiáng)調(diào)了農(nóng)地整治的重要性并作出了相應(yīng)的部署。一般而言，土地整治是指對(duì)低效能用地、不合理和未開發(fā)利用土地進(jìn)行整理、開發(fā)、復(fù)墾、修復(fù)等活動(dòng)的統(tǒng)稱，狹義的土地整治是針對(duì)農(nóng)業(yè)用地進(jìn)行田、水、路、林、村的綜合整治；高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)包括農(nóng)田整治、水利設(shè)施、田間道路等配套設(shè)施建設(shè)[2]。因而，本文所指農(nóng)地整治主要包括地塊平整、土壤改良、水利設(shè)施與田間道路4個(gè)方面。

由于農(nóng)地整治具有一定的公共物品性質(zhì)，政府常常是農(nóng)地整治的主要投資主體，農(nóng)民參與度不高[3-5]。但單靠政府投資，常常會(huì)因農(nóng)地整治資金來源方式單一而使整治項(xiàng)目缺乏可持續(xù)性，還會(huì)導(dǎo)致農(nóng)地整治過多體現(xiàn)政府意志而無法有效滿足農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者的個(gè)性需求。因此，農(nóng)地整治有必要擴(kuò)寬融資渠道，鼓勵(lì)社會(huì)各界投資[6]。從實(shí)踐看，除了農(nóng)業(yè)企業(yè)以外，專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社等各類規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體在農(nóng)地整治中發(fā)揮了越來越重要的作用[7]。根據(jù)中共十八大以來中央一號(hào)文件和相關(guān)文獻(xiàn)的定義，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體一般是指家庭農(nóng)場(chǎng)、專業(yè)大戶、農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)和專業(yè)化農(nóng)業(yè)服務(wù)組織等[8]。本文根據(jù)經(jīng)營(yíng)方式不同，將新型經(jīng)營(yíng)主體進(jìn)一步分為家庭農(nóng)場(chǎng)或?qū)I(yè)大戶（代表家庭經(jīng)營(yíng)，以下簡(jiǎn)稱“家庭農(nóng)場(chǎng)”）、農(nóng)民合作社（代表合作經(jīng)營(yíng)）和農(nóng)業(yè)企業(yè)（代表企業(yè)經(jīng)營(yíng)）三大類。已有研究表明，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者有效參與農(nóng)地整治甚至成為其主導(dǎo)者，有助于提高農(nóng)地整治績(jī)效[9]。但是，由于農(nóng)地整治帶有一定程度的公共物品性質(zhì)和投資長(zhǎng)期性，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的農(nóng)地整治決策還容易受到農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模與農(nóng)地契約穩(wěn)定性兩大因素的影響。其中，農(nóng)地契約穩(wěn)定性能促進(jìn)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期投資的觀點(diǎn)為大多數(shù)學(xué)者所認(rèn)同[10-11]，但農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)農(nóng)地整治的影響尚存在較大的爭(zhēng)論[12-14]。為此，在全國(guó)土地確權(quán)工作基本完成、中央明確第二輪土地承包到期后再延長(zhǎng)三十年的背景下，特別是在當(dāng)前新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體日益成長(zhǎng)為農(nóng)業(yè)發(fā)展中堅(jiān)力量的形勢(shì)下，有必要對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模、農(nóng)地契約期限等一系列契約特征與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體（以下簡(jiǎn)稱“經(jīng)營(yíng)者”）農(nóng)地整治行為及其程度之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，為新時(shí)期有效推進(jìn)農(nóng)地整治提供有益的參考。

2 研究假說

2.1 農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)地整治

不少文獻(xiàn)表明，農(nóng)地整治初期投資大且不會(huì)隨著參與人數(shù)的增加而提高，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積的擴(kuò)大使得農(nóng)地整治的單位投入成本降低[13-14]，故農(nóng)地整治投資的規(guī)模效應(yīng)明顯。但不同于肥料等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投資，農(nóng)地整治具有一定公共物品性質(zhì)且不易移動(dòng)，隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)地整治的公共物品溢出效應(yīng)越強(qiáng)，公共物品“非排他性”使得經(jīng)營(yíng)者更愿意去享受他人農(nóng)地整治所帶來的效益[13]。盡管已有研究發(fā)現(xiàn)地塊規(guī)模擴(kuò)大能促進(jìn)經(jīng)營(yíng)者單獨(dú)投資決策[14]，但在其規(guī)模效應(yīng)發(fā)揮作用之前，公共物品溢出效應(yīng)的存在會(huì)抑制經(jīng)營(yíng)者有關(guān)農(nóng)地整治的投資。因此可能會(huì)存在一個(gè)最優(yōu)的農(nóng)地規(guī)模水平：在未達(dá)到這個(gè)水平之前，溢出效應(yīng)大于規(guī)模效應(yīng)，即經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治投資可能性和投資程度不會(huì)隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大而提高；在達(dá)到此水平之后，規(guī)模效應(yīng)大于溢出效應(yīng)，即隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大，經(jīng)營(yíng)者增加農(nóng)地整治投資的可能性和投資程度不斷增強(qiáng)。如果將農(nóng)地整治可能性及投資程度統(tǒng)稱為農(nóng)地整治積極性，那么本文提出假說H1：農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性之間存在“U型關(guān)系”。

由于溢出效應(yīng)與農(nóng)地整治的公共物品性質(zhì)緊密相關(guān)，而不同類型的農(nóng)地整治又存在不同的公共物品特點(diǎn)，因而有必要按照公共物品性質(zhì)的程度將農(nóng)地整治進(jìn)一步細(xì)分來考察經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)其的影響。綜合已有文獻(xiàn)和實(shí)踐來看，農(nóng)地整治主要可分為可以改變農(nóng)地形態(tài)和質(zhì)量的土地類整治和可以提高農(nóng)地使用便利性的設(shè)施類整治兩類[15]。前者如地塊平整、土壤改良等項(xiàng)目，后者如田間道路、水利設(shè)施等項(xiàng)目。比較而言，土地類整治的排他性更強(qiáng)，即土地類整治的收益主要由經(jīng)營(yíng)者獲得，而同期其他的經(jīng)營(yíng)者和后期接手的經(jīng)營(yíng)者分享其整治收益的可能性不高，因而政府給予補(bǔ)貼的可能性也相對(duì)更低；并且土地類整治與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)系更為密切，整治費(fèi)用與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模高度正相關(guān)，按照H1的邏輯，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模在最優(yōu)規(guī)模水平之前，經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大的經(jīng)營(yíng)者進(jìn)行土地類整治的積極性將更低。相反，設(shè)施類整治的公共物品性質(zhì)更為明顯，其他經(jīng)營(yíng)者在同期或后期獲益的可能性更高，并且政府常常會(huì)因設(shè)施類整治的顯著公共物品性質(zhì)而給予經(jīng)營(yíng)者不同形式和程度的補(bǔ)貼，從而進(jìn)一步帶動(dòng)經(jīng)營(yíng)者在設(shè)施類整治上的投資積極性；此外，設(shè)施類整治的費(fèi)用常常不完全與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積成正比，其成本節(jié)約上的規(guī)模效應(yīng)一般比土地類整治更為明顯。據(jù)此邏輯，本文提出假說H2：農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大，經(jīng)營(yíng)者土地類整治積極性比設(shè)施類整治積極性更低。

2.2 契約特征與農(nóng)地整治

由于中國(guó)農(nóng)地細(xì)碎化的現(xiàn)實(shí)，各種類型的農(nóng)地流轉(zhuǎn)十分普遍。而大量文獻(xiàn)已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的契約特征會(huì)通過影響農(nóng)地契約穩(wěn)定性進(jìn)而對(duì)農(nóng)地整治意愿和程度產(chǎn)生明顯作用[16-18]。綜合來看，農(nóng)地契約特征包括契約時(shí)長(zhǎng)、契約價(jià)格、契約對(duì)象、契約形式和契約條件等方面[19]。其中，契約時(shí)長(zhǎng)包括經(jīng)營(yíng)者能夠使用經(jīng)營(yíng)農(nóng)地的總時(shí)長(zhǎng)與剩余時(shí)長(zhǎng)；契約時(shí)間越長(zhǎng)，經(jīng)營(yíng)者享有農(nóng)地整治投資的收益權(quán)時(shí)間越長(zhǎng)，有利于經(jīng)營(yíng)者開展農(nóng)地整治并增加相關(guān)投資。契約價(jià)格即農(nóng)地流轉(zhuǎn)的租金，租金在一定程度上提高了農(nóng)地契約的正式性程度，降低了流轉(zhuǎn)雙方違約可能性，間接增強(qiáng)了農(nóng)地契約穩(wěn)定性，對(duì)經(jīng)營(yíng)者進(jìn)行農(nóng)地整治具有正向激勵(lì)，但租金過高并不利于提高經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性，因?yàn)樽饨鹪礁咴黾恿宿D(zhuǎn)入農(nóng)地成本，從而提高了農(nóng)地整治投資門檻。契約對(duì)象是指轉(zhuǎn)入農(nóng)地的經(jīng)營(yíng)者與原承包戶之間的關(guān)系。相較而言，來自親友或村集體的農(nóng)地在契約穩(wěn)定性上更加有保障，從而激勵(lì)經(jīng)營(yíng)者進(jìn)行農(nóng)地整治。書面為主的契約形式以及農(nóng)地有擔(dān)保、獲得批準(zhǔn)或經(jīng)過流轉(zhuǎn)平臺(tái)等契約條件均提升了轉(zhuǎn)入農(nóng)地的正式程度，同時(shí)以上情形也暗含著經(jīng)營(yíng)者所經(jīng)營(yíng)的農(nóng)地受到了第三方的監(jiān)督，這有效降低了農(nóng)地整治投資收益的不確定性，有利于經(jīng)營(yíng)者開展農(nóng)地整治并增加投資。據(jù)此，本文提出假說H3：農(nóng)地契約特征將顯著影響經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性。具體而言，契約時(shí)長(zhǎng)對(duì)經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性具有顯著的正向影響；契約價(jià)格則具有顯著負(fù)向影響；契約對(duì)象是親友或村集體，契約形式是書面合同，契約條件中具備第三方擔(dān)保、取得政府或村集體批準(zhǔn)或者經(jīng)過農(nóng)地流轉(zhuǎn)平臺(tái)的,經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性相對(duì)更高。

3 數(shù)據(jù)與變量

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來自課題組于2018年對(duì)山東、安徽、河北、陜西、吉林5省15縣的實(shí)地調(diào)查，共獲得各類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體481份問卷，有效樣本為465份；其中，家庭農(nóng)場(chǎng)占59.14%，農(nóng)民合作社占32.47%，農(nóng)業(yè)企業(yè)占8.39%。

3.2 描述性分析

農(nóng)地整治的整體行為是指地塊平整、水利設(shè)施、田間道路以及土壤改良4項(xiàng)中至少進(jìn)行過一項(xiàng)，農(nóng)地整治的整體費(fèi)用則是將4項(xiàng)整治項(xiàng)目每畝投入費(fèi)用加總而得。樣本數(shù)據(jù)顯示，至少進(jìn)行過一項(xiàng)農(nóng)地整治行為的經(jīng)營(yíng)者高達(dá)81.80%，其中改良土壤整治項(xiàng)目開展最多，田間道路整治項(xiàng)目開展最少，相對(duì)于進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施類整治，樣本經(jīng)營(yíng)者開展土地類整治項(xiàng)目較多。在農(nóng)地整治投入費(fèi)用方面，樣本經(jīng)營(yíng)者平均投資4 501.3元/畝，其中水利設(shè)施項(xiàng)目投入費(fèi)用最多，改良土壤項(xiàng)目投入資金最少，與農(nóng)地整治行為不同的是，樣本農(nóng)戶在設(shè)施類整治投入費(fèi)用要遠(yuǎn)高于土地類整治項(xiàng)目（表1）。

具體到不同類型的經(jīng)營(yíng)主體來看，家庭農(nóng)場(chǎng)田間道路項(xiàng)目的開展比例最低，僅42.29%；農(nóng)民合作社整治投入總費(fèi)用最多，平均達(dá)到5 647.12元/畝，且主要投入在田間道路和水利設(shè)施兩個(gè)設(shè)施類整治項(xiàng)目上；在土地類整治中，地塊平整項(xiàng)目為家庭農(nóng)場(chǎng)投入最多，改良土壤項(xiàng)目則是農(nóng)業(yè)企業(yè)投入最多。從出資主體看，4項(xiàng)具體整治項(xiàng)目中家庭農(nóng)場(chǎng)均為最主要的出資者；此外，合作社部分或全部成員是土地類整治的第二大力量，而政府則主要在設(shè)施類整治中發(fā)揮著第二投資者的角色。

農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模方面，樣本經(jīng)營(yíng)者平均經(jīng)營(yíng)1 076.01畝農(nóng)地，平均轉(zhuǎn)入551.99畝農(nóng)地，其中轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積占農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積平均為63.44%。從不同類型的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體看，農(nóng)業(yè)企業(yè)的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積、轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積、農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例均最高，家庭農(nóng)場(chǎng)則均相對(duì)最小，農(nóng)民合作社居中（表2）。

農(nóng)地契約特征方面，本文選取了時(shí)長(zhǎng)、價(jià)格、形式、對(duì)象、條件5個(gè)維度來進(jìn)行全面考察。由于中共十九大明確了農(nóng)村土地二輪承包到期后繼續(xù)延包30年，這使得樣本經(jīng)營(yíng)者流轉(zhuǎn)土地的時(shí)長(zhǎng)大多數(shù)超過了二輪承包截止時(shí)間，流轉(zhuǎn)總時(shí)長(zhǎng)平均約30年，平均剩余時(shí)長(zhǎng)近19年；其中家庭農(nóng)場(chǎng)的流轉(zhuǎn)時(shí)長(zhǎng)和剩余時(shí)長(zhǎng)均最長(zhǎng)。約有73%的經(jīng)營(yíng)者轉(zhuǎn)入農(nóng)地需要支付租金且年租金平均為533.13元/畝，其中家庭農(nóng)場(chǎng)需要支付租金的比例和租金水平都相對(duì)更低，而農(nóng)業(yè)企業(yè)最高。絕大部分經(jīng)營(yíng)者（約93%）的土地流轉(zhuǎn)契約均以正式的書面契約為主，各類經(jīng)營(yíng)主體都極少有口頭約定式的非正式契約。樣本經(jīng)營(yíng)者中多以村集體（約52%）和陌生人（約42%）為主要契約對(duì)象，而流轉(zhuǎn)農(nóng)地來自親友的比重不足17%；其中，家庭農(nóng)場(chǎng)的契約對(duì)象以村集體最多，而農(nóng)業(yè)企業(yè)則以陌生人最多。有52.60%的樣本經(jīng)營(yíng)者轉(zhuǎn)入農(nóng)地需要經(jīng)過政府或村集體批準(zhǔn)，而具備第三方擔(dān)保的比例不足20%，并且經(jīng)過流轉(zhuǎn)平臺(tái)簽訂契約的比例更是不足8%；其中，農(nóng)業(yè)企業(yè)在以上三個(gè)契約條件上的比例均是最高的（表3）。

表1 農(nóng)地整治行為與費(fèi)用Tab.1 Behavior and degree of farmland consolidation

表2 農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積Tab.2 Farmland operational area

表3 農(nóng)地契約特征Tab.3 The characteristics of farmland contracts

為了有效測(cè)度經(jīng)營(yíng)規(guī)模與契約特征對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的農(nóng)地整治積極性，本文根據(jù)已有文獻(xiàn)的做法，進(jìn)一步選取了5個(gè)方面的指標(biāo)作為控制變量：一是政府支持，它主要會(huì)影響經(jīng)營(yíng)者對(duì)土地整治的信心和投資成本[20]；二是農(nóng)地以外的要素投入與開支，包括勞動(dòng)投入量和除農(nóng)地整治投資以外的固定資產(chǎn)投資，它們主要會(huì)影響經(jīng)營(yíng)者可用的農(nóng)地整治經(jīng)費(fèi)[21]；三是個(gè)人特征，包括農(nóng)業(yè)以外消費(fèi)開支、年齡、受教育水平、婚姻、屬地、黨員、經(jīng)歷等特點(diǎn)，它們主要影響經(jīng)營(yíng)者基于稟賦的決策偏好[22]；四是經(jīng)營(yíng)主體類型，經(jīng)營(yíng)方式的不同會(huì)引起經(jīng)營(yíng)者決策邏輯的差異[23]；五是地形地貌和省份特征，這些因素主要是為了控制不同區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境和產(chǎn)業(yè)政策的差異[24]。具體指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)見表4。

4 模型設(shè)定以及估計(jì)結(jié)果

4.1 模型設(shè)定

為了重點(diǎn)考察農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模和農(nóng)地契約特征對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地整治的影響，本文設(shè)定如下計(jì)量模型：

式（1）中：Ti表示經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治行為或農(nóng)地整治程度；β0表示待估截距項(xiàng)，β1、β2表示待估系數(shù)；θj表示控制變量系數(shù)向量；μi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)；變量Scalei表示農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的變量集合，包括經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積的平方以及農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例，為減輕轉(zhuǎn)入農(nóng)地與經(jīng)營(yíng)面積之間存在多重共線性，本文用轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積占經(jīng)營(yíng)面積的比重即農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例來衡量轉(zhuǎn)入農(nóng)地情況；變量Contracti表示農(nóng)地契約特征的變量集合，包括契約時(shí)長(zhǎng)、契約價(jià)格、契約對(duì)象、契約形式以及契約條件；變量Xi表示其他控制變量。當(dāng)Ti衡量農(nóng)地整治行為時(shí)，本文采用Probit模型進(jìn)行分析；當(dāng)Ti衡量農(nóng)地整治程度即農(nóng)地整治投入費(fèi)用多少時(shí)，本文使用Tobit模型進(jìn)行估計(jì)。此外，由于自變量較多，為了檢驗(yàn)可能存在的多重共線性問題，本文對(duì)進(jìn)入模型的自變量進(jìn)行Spearman檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)自變量中相關(guān)性最大的兩個(gè)變量，其相關(guān)系數(shù)為0.60，并且平均的方差膨脹因子（Mean VIF）值為1.68，最大的也僅為2.89，說明上述模型設(shè)定在這個(gè)方面是可以接受的。

表4 其他變量描述性統(tǒng)計(jì)Tab.4 The descriptive statistics of other variables

4.2 內(nèi)生性問題的討論

理論上，農(nóng)地經(jīng)過整治后能一定程度改善地塊分散、提升農(nóng)地質(zhì)量、強(qiáng)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的便利性，它能在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中發(fā)揮積極的信號(hào)作用,經(jīng)營(yíng)者更容易轉(zhuǎn)入農(nóng)地[25]，因此農(nóng)地整治與經(jīng)營(yíng)規(guī)模之間很可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。為此，本文借鑒已有文獻(xiàn)的做法[26]，選取樣本戶所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的其他戶人均土地面積作為工具變量進(jìn)行回歸分析。一般而言，同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)其他戶的人均土地面積越多，經(jīng)營(yíng)者能轉(zhuǎn)入的土地越多，經(jīng)營(yíng)規(guī)模會(huì)更大，但是其他戶的人均土地面積并不直接影響樣本戶的農(nóng)地整治行為和程度。因此，這一工具變量在理論上具有較好的外生性和一定的解釋力。此外，根據(jù)已有文獻(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)，政府支持也常常作為農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)決策的一個(gè)內(nèi)生變量。但是由于本研究所采用的是農(nóng)地整治過程中是否獲得政府現(xiàn)金或項(xiàng)目支持，因而總體上不存在政府視經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治效果而采取的“選擇性支持”的情況發(fā)生，即有理由認(rèn)為本文中政府支持因素并不會(huì)引起嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。

4.3 實(shí)證分析結(jié)果

4.3.1 農(nóng)地整治行為的影響因素分析

本文先采用Probit模型對(duì)全部樣本的農(nóng)地總體整治行為、土地類整治和設(shè)施類整治行為進(jìn)行了回歸。但無論是否劃分整治類型，經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)農(nóng)地整治行為的影響并不顯著①其結(jié)果可向筆者索取。?？紤]到經(jīng)營(yíng)規(guī)模面積與農(nóng)地整治之間可能存在內(nèi)生性，本文采用同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)其他戶人均土地面積作為樣本戶農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積的工具變量對(duì)上述模型進(jìn)行了再次估計(jì)（IV-Probit）。結(jié)果顯示，Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值均小于0.05，表明前后兩個(gè)模型在5%的顯著水平上存在系統(tǒng)性的差別,并且IV在農(nóng)地整治行為模型中具有1%的顯著性水平，說明工具變量的選擇是可以接受（表5）。

從表5的三個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果看，無論是總體整治行為，還是土地類或設(shè)施類整治行為，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積與它們均存在顯著的“U型”關(guān)系，并且其轉(zhuǎn)折點(diǎn)約在8 500畝左右。而樣本中僅有0.04%的經(jīng)營(yíng)者經(jīng)營(yíng)規(guī)模達(dá)到8 500畝，也就說絕大多數(shù)經(jīng)營(yíng)者處轉(zhuǎn)折點(diǎn)左側(cè)范圍，此時(shí)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積越大農(nóng)地整治可能性越低。值得注意的是，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積的影響雖然顯著，但系數(shù)均非常小，二次項(xiàng)的系數(shù)幾乎可忽略不計(jì)，具體來看，經(jīng)營(yíng)面積每增加一畝，經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地的各種整治行為發(fā)生概率的下降幅度不會(huì)超過0.1%。類似的，農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例對(duì)總體整治行為和土地類整治行為發(fā)生概率具有微小的負(fù)向影響（每一個(gè)百分點(diǎn)的邊際負(fù)向影響分別約為0.79%和0.73%），但對(duì)設(shè)施類整治的影響并不明顯?？梢?，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大，農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例越高，經(jīng)營(yíng)者進(jìn)行農(nóng)地整治的積極性反而越低?？赡艿脑蚴?，在這個(gè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模范圍內(nèi)，農(nóng)地整治公共物品性質(zhì)的溢出效應(yīng)可能強(qiáng)過規(guī)模效應(yīng)，當(dāng)然這種負(fù)向影響的程度十分微弱。

契約特征中，年畝均租金和是否需要擔(dān)保對(duì)于農(nóng)地整治行為存在顯著影響。租金過高提高了經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治成本，抑制了經(jīng)營(yíng)者整治意愿；而轉(zhuǎn)入農(nóng)地?fù)碛械谌阶鰮?dān)保直接增強(qiáng)了農(nóng)地穩(wěn)定性，從而提高了經(jīng)營(yíng)者整治意愿。需要支付租金顯著影響農(nóng)地總體整治和土地類整治行為，但對(duì)設(shè)施類整治影響不存在顯著性?？赡茉蚴寝r(nóng)地需要租金提高了轉(zhuǎn)入農(nóng)地者的違約成本，它要求經(jīng)營(yíng)者更加“用心”進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，而經(jīng)營(yíng)者為了獲得更好的經(jīng)營(yíng)收益常常需要進(jìn)行有效的土地整治工作，進(jìn)而提高了其農(nóng)地整治概率；但對(duì)于初期一次性投入較大的、公共物品性質(zhì)更強(qiáng)的設(shè)施類整治，需要支付租金的“正向誘導(dǎo)”常常難以發(fā)揮作用，因?yàn)榻?jīng)營(yíng)者更為關(guān)注短期的投入回報(bào)率。此外，具有正式的書面契約能顯著提升經(jīng)營(yíng)者設(shè)施類整治意愿，說明原因是正式契約將一定程度上化解農(nóng)地整治作為公共物品的“溢出效應(yīng)”；契約對(duì)象為村集體會(huì)顯著降低經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地總整治和設(shè)施類整治概率，其可能原因是村集體作為村莊提供公共物品的重要主體，經(jīng)營(yíng)者往往更多地選擇搭便車而非幫助集體提供公共物品。

4.3.2 農(nóng)地整治程度的影響因素分析

為了進(jìn)一步分析農(nóng)地規(guī)模與契約特征對(duì)農(nóng)地整治程度的影響，本文采用農(nóng)地整治投入費(fèi)用作為整治程度的衡量指標(biāo)，并使用Tobit模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表6。其中模型左側(cè)三列分別為農(nóng)地總整治費(fèi)用、土地類整治和設(shè)施類整治費(fèi)用的回歸結(jié)果，右側(cè)三列是解決內(nèi)生性后相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。比較而言，糾正了內(nèi)生性問題之后的結(jié)果與未糾正之前的結(jié)果差異不大，僅有總體整治費(fèi)用模型中糾正內(nèi)生性之后的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積二次項(xiàng)變得顯著了，但系數(shù)也十分微小。

從具體結(jié)果來看，經(jīng)營(yíng)面積與農(nóng)地總整治費(fèi)用和土地類整治費(fèi)用之間存在微弱的“U型”關(guān)系，轉(zhuǎn)折點(diǎn)均在1萬(wàn)畝左右；與設(shè)施類整治費(fèi)用僅存在負(fù)向的線性關(guān)系，二次項(xiàng)系數(shù)并不顯著。數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積每增加一畝，總整治費(fèi)用約下降0.23%，土地類整治費(fèi)用約下降0.42%，而設(shè)施類整治費(fèi)用約下降0.30%。此外，農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例對(duì)農(nóng)地整治費(fèi)用也存在明顯的負(fù)向作用，但影響程度并不大。數(shù)據(jù)顯示，轉(zhuǎn)入比例每增加一個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)地總體整治費(fèi)用約下降3.50%，土地類整治和設(shè)施類整治費(fèi)用分別約下降4.19%和3.90%。總體來看，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模在1萬(wàn)畝以下的范圍內(nèi)，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)張對(duì)農(nóng)地整治積極性是存在微弱的負(fù)向影響，并且土地類整治費(fèi)用受到的負(fù)向影響相對(duì)更大。換言之，在這個(gè)階段內(nèi)，隨著農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的增加，經(jīng)營(yíng)者對(duì)土地類整治的積極性比設(shè)施類整治相對(duì)更低。

契約特征中，需要租金對(duì)農(nóng)地整治費(fèi)用存在顯著正向影響，但年畝均租金僅對(duì)總體整治費(fèi)用和設(shè)施類整治費(fèi)用存在負(fù)向影響。其原因與前述邏輯類似，即需要支付租金常常會(huì)激發(fā)經(jīng)營(yíng)者對(duì)土地整治工作的重視程度，但越高的租金確實(shí)會(huì)從短期資金投入等方面影響經(jīng)營(yíng)者對(duì)農(nóng)地（特別是設(shè)施類）整治的積極性。書面的正式契約能顯著增加經(jīng)營(yíng)者在設(shè)施類整治投入；轉(zhuǎn)入農(nóng)地時(shí)具有擔(dān)保雖然對(duì)總體整治費(fèi)用影響不明顯，但對(duì)細(xì)分之后的土地類整治費(fèi)用和設(shè)施類整治費(fèi)用均存在顯著的正向影響；契約對(duì)象為村集體的情況將降低經(jīng)營(yíng)者的農(nóng)地總體整治費(fèi)用，但細(xì)分兩個(gè)整治項(xiàng)目后均不顯著。這說明契約形式、契約條件、契約對(duì)象對(duì)經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性總體而言具有顯著的影響。但值得強(qiáng)調(diào)的是，無論是否處理了內(nèi)生性問題，契約時(shí)長(zhǎng)對(duì)經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性的影響均不明顯。可見，本文的樣本并不支持越長(zhǎng)的契約越有利于提高經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性的觀點(diǎn)。

表5 使用工具變量后的農(nóng)地整治行為回歸結(jié)果Tab.5 The regression results of farmland consolidation behavior after adding instrumental variables

表6 農(nóng)地整治程度回歸結(jié)果Tab.6 The regression results of farmland consolidation degrees

5 結(jié)論與政策含義

基于上述分析，本文得出如下結(jié)論：第一，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性之間確實(shí)存在“U型”關(guān)系，但對(duì)于絕大多數(shù)經(jīng)營(yíng)者而言，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積的擴(kuò)大對(duì)其農(nóng)地整治的積極性存在微弱的負(fù)向影響，并且農(nóng)地轉(zhuǎn)入比例越高的經(jīng)營(yíng)者開展農(nóng)地整治的積極性也越低。換言之，在一般情況下農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大不僅不會(huì)有助于提高，反而會(huì)輕微抑制經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性。第二，相對(duì)于設(shè)施類整治而言，經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大、轉(zhuǎn)入農(nóng)地比例越高的經(jīng)營(yíng)者對(duì)土地類整治積極性更低。這說明，盡管土地類整治的公共物品性質(zhì)不如設(shè)施類整治那么明顯，但規(guī)模效應(yīng)在土地類整治中的節(jié)本效果并沒有強(qiáng)過溢出效應(yīng)。第三，契約價(jià)格、契約形式、契約對(duì)象為村集體、轉(zhuǎn)入農(nóng)地時(shí)具有擔(dān)保等契約特征對(duì)經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性存在不同方向與程度的顯著影響，但契約時(shí)長(zhǎng)的影響均不明顯?？梢姡疚牡臉颖静⒉恢С衷介L(zhǎng)的農(nóng)地契約越有利于提高經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性的觀點(diǎn)。

綜上，前述三個(gè)假說得到了大部分驗(yàn)證，在理論上回答了經(jīng)營(yíng)規(guī)模、契約特征如何影響農(nóng)地整治的內(nèi)在機(jī)制，在實(shí)踐上澄清了規(guī)模越大、契約時(shí)間越長(zhǎng)，經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性是否越高等問題。具體而言，其相應(yīng)的政策含義如下：一是擴(kuò)大農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模并不一定有利于提高經(jīng)營(yíng)者的農(nóng)地整治積極性，在現(xiàn)有大多數(shù)情況下，經(jīng)營(yíng)者規(guī)模越大，其農(nóng)地整治積極性反而存在更低的可能性；二是應(yīng)把握不同類型農(nóng)地整治的特殊性，根據(jù)土地類整治和設(shè)施類整治各自的經(jīng)濟(jì)學(xué)特點(diǎn)，綜合考慮農(nóng)地規(guī)模擴(kuò)大形成的“規(guī)模效應(yīng)”與公共物品性質(zhì)帶來的“溢出效應(yīng)”的疊加效果，采取有針對(duì)性的策略和措施；三是在現(xiàn)有農(nóng)地三權(quán)分置、二輪承包到期后繼續(xù)延包等政策背景下，提高經(jīng)營(yíng)者農(nóng)地整治積極性，有必要從農(nóng)地契約相關(guān)的維度去尋找出路，比如簽訂正規(guī)化書面合同、適當(dāng)降低流轉(zhuǎn)租金、協(xié)調(diào)村集體承擔(dān)更多服務(wù)、鼓勵(lì)為流轉(zhuǎn)農(nóng)地提供擔(dān)保等，但延長(zhǎng)契約期限可能并不一定是有效的辦法。