農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與公平的影響
——以重慶三個(gè)區(qū)縣為例

賀新軍，閻建忠，楊柳

（西南大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，重慶 400716）

農(nóng)民和土地的關(guān)系是當(dāng)前農(nóng)村改革的核心。1982年中央一號(hào)文件正式確定的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制對(duì)改革開(kāi)放初期中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了決定性的作用[1]。但這一農(nóng)村經(jīng)營(yíng)體制忽略了農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上存在的異質(zhì)性，造成了農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)土地面積狹小，地塊零碎分散。同時(shí)，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的不斷增加，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可能并不足以覆蓋農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本[2]，這將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)中的小規(guī)模經(jīng)營(yíng)面臨較低的利潤(rùn)，而完全依賴農(nóng)業(yè)收入可能并不能滿足農(nóng)戶家庭的基本生活需要。此外，在城鎮(zhèn)化和社會(huì)老齡化的背景下，農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力不斷向城市遷移，只留下婦女和老人從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。一些研究表明，中國(guó)已經(jīng)超過(guò)了劉易斯拐點(diǎn)，并且存在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的短缺[3]。在土地要素分配不處于最佳經(jīng)營(yíng)結(jié)構(gòu)的情況下，土地流轉(zhuǎn)是將這一要素效用最大化的機(jī)制。

經(jīng)濟(jì)學(xué)家長(zhǎng)期以來(lái)一直關(guān)注土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，以期能找出能夠兼顧效率和公平的政策選擇。在信息和市場(chǎng)完善、交易成本為零的情況下，土地所有權(quán)的分配會(huì)影響福利，但對(duì)效率和公平效果的實(shí)現(xiàn)并無(wú)影響，因?yàn)檗r(nóng)戶會(huì)根據(jù)自身的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力選擇最佳土地規(guī)模運(yùn)作[4]。然而，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有風(fēng)險(xiǎn)，其結(jié)果取決于技術(shù)水平和生產(chǎn)者的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力[5]。同時(shí)，又存在諸多因素影響著土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)可以實(shí)現(xiàn)的結(jié)果，如農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)率的不斷上升；勞動(dòng)力和信貸市場(chǎng)不完善；以及與土地轉(zhuǎn)讓相關(guān)的交易成本等。因此，在諸要素市場(chǎng)不完善的條件下，研究農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)是否能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和公平性具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

理論上來(lái)說(shuō)，在非農(nóng)要素市場(chǎng)不完善的條件下，土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的公平性主要通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶土地要素的平衡來(lái)實(shí)現(xiàn)[4]，即土地會(huì)從土地充足的家庭流向土地稀少的家庭。關(guān)于這一點(diǎn)學(xué)者們通過(guò)在不同發(fā)展中國(guó)家做的實(shí)證研究得到了不同的結(jié)論：一些研究[6-9]發(fā)現(xiàn)，流轉(zhuǎn)市場(chǎng)導(dǎo)致土地從土地稀缺家庭轉(zhuǎn)移到土地充足家庭，可能的原因是土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)有一定的參與門(mén)檻，而在某些要素不完善的條件下（如獲取信貸的機(jī)會(huì)有限），土地充足的家庭更容易參與土地市場(chǎng)；還有些研究[10-13]則發(fā)現(xiàn)土地會(huì)從土地充足的家庭流向土地稀少的家庭，主要的原因可能是土地充足的家庭可能有更多的生計(jì)選擇，而土地稀少的家庭更多的依托于農(nóng)業(yè)。流轉(zhuǎn)市場(chǎng)對(duì)效率的提高則主要體現(xiàn)在土地從低效率的用戶到高效率用戶的流轉(zhuǎn)[9]。Deininger和Jin[14-15]基于農(nóng)戶模型（Agriculture Household Model，AHM）解釋了市場(chǎng)機(jī)制的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)可以通過(guò)平衡不同土地勞動(dòng)力稟賦家庭的土地邊際產(chǎn)量，促進(jìn)土地流向效率更高的家庭；曹建華等[16]構(gòu)建了農(nóng)地供求理論模型，并利用我國(guó)中部6省的數(shù)據(jù)估算流轉(zhuǎn)前后供求雙方的福利情況，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)使土地和勞動(dòng)力資源得到更優(yōu)的配置，增加了雙方的福利；賀振華[17]通過(guò)邏輯推演分析流轉(zhuǎn)雙方的成本收益過(guò)程，發(fā)現(xiàn)只要流轉(zhuǎn)行為是自發(fā)產(chǎn)生的，那么土地必然流向更有效率的農(nóng)戶手中。但也有部分學(xué)者認(rèn)為市場(chǎng)機(jī)制可能并不能將土地流轉(zhuǎn)給更有效率的農(nóng)戶，甚至可能出現(xiàn)“反向流轉(zhuǎn)”現(xiàn)象，使農(nóng)地配置出現(xiàn)扭曲。李承政等[18]發(fā)現(xiàn)在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的增加，農(nóng)業(yè)比較利益低下的城鎮(zhèn)化背景下，大部分青壯年勞動(dòng)力外出務(wù)工，將耕地通過(guò)就近流轉(zhuǎn)的方式轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)能力較弱的滯留農(nóng)戶手中；袁航等[19]通過(guò)構(gòu)建農(nóng)戶模型（AHM）并根據(jù)農(nóng)業(yè)比較收益和非農(nóng)業(yè)比較收益對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行分類，發(fā)現(xiàn)土地不一定流向效率更高的農(nóng)戶，這取決于全體農(nóng)戶的效率分布，進(jìn)而通過(guò)全國(guó)層次的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)在全國(guó)層次并不存在一種明確的趨勢(shì)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在“雙面性”。

我國(guó)山區(qū)是土地流轉(zhuǎn)研究的熱點(diǎn)區(qū)域[20-21]。由于耕地多是坡地，土地細(xì)碎分散，農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模普遍較小，農(nóng)業(yè)收入普遍較低，導(dǎo)致勞動(dòng)力析出現(xiàn)象嚴(yán)重，農(nóng)村勞動(dòng)力老齡化現(xiàn)象問(wèn)題突出，耕地利用率低，撂荒嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)發(fā)展困難。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是提高山區(qū)土地利用率，緩解撂荒的重要舉措[20]。然而，山區(qū)的土地流轉(zhuǎn)是否能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率和公平？目前仍較缺乏農(nóng)戶案例研究。基于此，本文針對(duì)土地流轉(zhuǎn)能否提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率和公平問(wèn)題，用單位面積農(nóng)作物產(chǎn)量和種植業(yè)生產(chǎn)效率（基于DEA方法）代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，以人均耕地面積作為衡量公平性的指標(biāo)，以農(nóng)戶凈轉(zhuǎn)入面積作為衡量農(nóng)地流轉(zhuǎn)的指標(biāo)，以重慶市的3個(gè)區(qū)縣為例，對(duì)2014年的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析并構(gòu)建OLS回歸模型及2SLS模型，以期能揭示山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)和效率與公平之間的關(guān)系并提出相關(guān)政策建議。

1 研究區(qū)概況

重慶市（105°11'～110°11'E、28°10'～32°13'N）位于中國(guó)內(nèi)地西南部、長(zhǎng)江上游地區(qū)。轄區(qū)東西長(zhǎng)470 km，南北寬450 km，幅員面積8.24萬(wàn)km2，轄38個(gè)區(qū)縣（自治縣）。地貌以丘陵（占面積18.2%）、山地（占面積76%）為主。重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，根據(jù)2017年重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒，1997年直轄以來(lái)，GDP由1509.75億元增加到2016年的17559.25億元；農(nóng)業(yè)人口由2448.34萬(wàn)人減少到1776.60萬(wàn)人，非農(nóng)人口由594.58萬(wàn)人增加到了1615.51萬(wàn)人。由于大量農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力不足，耕地撂荒現(xiàn)象嚴(yán)重[22]。為緩解農(nóng)村土地?zé)o人耕種的現(xiàn)狀，重慶市下發(fā)一系列政府文件，旨在加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，促進(jìn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)。本文選擇重慶的永川區(qū)、忠縣和酉陽(yáng)縣作為研究區(qū)（圖1）。從自然地理特征來(lái)看，永川區(qū)位于長(zhǎng)江中游北岸，平均海拔450-650 m，地貌屬于川東平行嶺谷區(qū)的低山丘陵；忠縣位于長(zhǎng)江中上游，境內(nèi)低山起伏，海拔跨度117 m到1680 m，屬于典型的丘陵地貌；而酉陽(yáng)縣屬于武陵山區(qū)，縣內(nèi)地形起伏較大，是典型的山區(qū)地貌。從經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征來(lái)看，三個(gè)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大的差異。根據(jù)2017年重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒，永川區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高，2016年人均GDP為57659元，與同期的重慶市人均GDP（57904元）差別不大；其次是忠縣，人均GDP為33790元，占同期重慶市人均GDP的58.36%；最后是酉陽(yáng)縣，人均GDP為23370元，占同期重慶市人均GDP的40.36%。三個(gè)區(qū)縣能夠較好地代表不同海拔和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的丘陵山區(qū)特征。

圖1 研究區(qū)位置Fig. 1 Location of the study area

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

2014年7月課題組在重慶市酉陽(yáng)縣進(jìn)行為期7天的預(yù)調(diào)研，結(jié)合農(nóng)戶回答情況，修改完善問(wèn)卷。7—9月采用參與式評(píng)估（Participatory Rural Appraisal，PRA）方法在重慶市的酉陽(yáng)縣、永川區(qū)、忠縣3個(gè)區(qū)縣開(kāi)展了正式的農(nóng)戶問(wèn)卷調(diào)查。首先，根據(jù)重慶市各縣區(qū)的地形、農(nóng)業(yè)發(fā)展及社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況等篩選3個(gè)典型的丘陵山區(qū)縣，即永川區(qū)、忠縣和酉陽(yáng)縣。其次，根據(jù)縣區(qū)內(nèi)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)發(fā)展等因素在各縣區(qū)內(nèi)篩選2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；同時(shí)在各鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)篩選1個(gè)典型村莊，共計(jì)6個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)和6個(gè)典型村莊。最后，通過(guò)詢問(wèn)村干部了解村莊規(guī)模，再?gòu)拿總€(gè)村莊內(nèi)隨機(jī)抽取約20%的農(nóng)戶進(jìn)行實(shí)地調(diào)研。最終，對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行清理，在研究區(qū)內(nèi)的6村（酉陽(yáng)的木葉村、石洞村，忠縣的新立村、獅梁村和永川的轉(zhuǎn)龍村、洞子口村）獲得有效樣本380戶（其中永川區(qū)125份，忠縣137份，酉陽(yáng)縣118份）。問(wèn)卷調(diào)查內(nèi)容主要包括：1）農(nóng)戶家庭基本情況，包括家庭人口、年齡、健康狀況、受教育水平、職業(yè)情況等；2）農(nóng)戶耕地資源狀況，包括耕地面積、耕地塊數(shù)、單位面積糧食產(chǎn)量等；3）農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)情況，包括化肥投入、勞動(dòng)力投入、土地產(chǎn)出、牲畜數(shù)量、農(nóng)用設(shè)備擁有情況、土地流轉(zhuǎn)情況等；4）農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)收支狀況，包括政府補(bǔ)貼、非農(nóng)收入、醫(yī)療支出等。為確保問(wèn)卷質(zhì)量，調(diào)查對(duì)象多為戶主，家庭其他成員可補(bǔ)充相關(guān)信息，每戶問(wèn)卷調(diào)查時(shí)間約為2-3小時(shí)。

2.2 研究方法

2.2.1 影響機(jī)制 本文旨在研究山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與公平的關(guān)系，而邏輯上農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)通過(guò)兩種機(jī)制對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與公平產(chǎn)生影響（圖2）。

1）勞動(dòng)力資源的重新配置。一方面，這會(huì)緩解農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)性約束，推動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力的合理分工，促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力的專業(yè)化，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力資源的利用效率，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。同時(shí)，新移民經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)認(rèn)為，非農(nóng)收入的增長(zhǎng)能夠擴(kuò)展家庭留守成員的收入約束邊界，使其能更多的購(gòu)買(mǎi)資本密集型和勞動(dòng)力節(jié)約型生產(chǎn)要素，增加農(nóng)業(yè)雇工和引進(jìn)新的生產(chǎn)技術(shù)[23]，進(jìn)而達(dá)到提高生產(chǎn)效率的目的。但同樣，隨著勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比例的提升，部分農(nóng)戶家庭會(huì)逐步走向兼業(yè)化，甚至副業(yè)化[24]，非農(nóng)收入也不一定用于農(nóng)業(yè)投資，可能用于住宅建設(shè)、子女教育[25]等，這可能帶來(lái)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的下降。另一方面勞動(dòng)力資源的重新配置會(huì)增強(qiáng)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供給約束，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供給的不足將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力較低的農(nóng)戶（在山區(qū)以婦女和老人為主）進(jìn)一步縮小耕作面積，轉(zhuǎn)出土地給效率更高的農(nóng)戶，以提高生產(chǎn)效率。但同時(shí)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的短缺也可能導(dǎo)致土地?zé)o法得到精耕細(xì)作，進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生負(fù)面影響。

圖2 影響機(jī)制Fig. 2 In fl uencing mechanism

2）土地資源的重新配置。這將緩解土地資源的流動(dòng)性約束，一方面農(nóng)戶可以將撂荒地、未充分利用的土地轉(zhuǎn)出，使土地資源得到更有效的利用，進(jìn)而提高了整個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率；同時(shí)，農(nóng)戶可以通過(guò)農(nóng)地流轉(zhuǎn)在一定程度上實(shí)現(xiàn)土地資源的集中[26]，降低土地的分散化和細(xì)碎化，減少農(nóng)戶的勞動(dòng)效率損失，且規(guī)模的擴(kuò)大能夠促進(jìn)農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入，購(gòu)買(mǎi)農(nóng)業(yè)機(jī)械和采納新技術(shù)，從而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。另一方面，農(nóng)戶會(huì)根據(jù)自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力決定轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入土地以達(dá)到理想的土地規(guī)模，加之山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金低，熟人間零租金現(xiàn)象普遍[21]，勞動(dòng)力充足但土地稀缺的家庭更傾向于轉(zhuǎn)入土地，從而提高山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的公平性。

然而現(xiàn)實(shí)中，上述兩種機(jī)制都會(huì)受到特定約束條件的制約。①信息不完全的約束導(dǎo)致農(nóng)戶間的土地流轉(zhuǎn)大多只發(fā)生在親戚、熟人間，并不能準(zhǔn)確的將土地流轉(zhuǎn)到最需要的農(nóng)戶手里，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率與公平[27]。②機(jī)械替代勞動(dòng)力需要面對(duì)替代難易程度的約束。一般來(lái)說(shuō)，平原地區(qū)的耕地機(jī)械替代難度低，而在丘陵山區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化難度較大[28]。③山區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)的缺失導(dǎo)致農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)模經(jīng)營(yíng)時(shí)會(huì)面臨勞動(dòng)力不足的困境。

因此，面對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來(lái)的勞動(dòng)力和土地資源的重新配置，農(nóng)戶在各種約束條件下采取不同的調(diào)整策略，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和公平的影響也不同，尤其在丘陵山區(qū)，在各要素市場(chǎng)不完善的前提下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和公平的影響，仍有待實(shí)證驗(yàn)證。

2.2.2 模型的構(gòu)建 本文旨在考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和公平之間的關(guān)系，考慮到截面數(shù)據(jù)無(wú)法對(duì)比流轉(zhuǎn)前后的生產(chǎn)效率變化，故本文以農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積指標(biāo)（凈轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積）為因變量，以代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和公平的指標(biāo)為核心變量對(duì)其相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析。凈轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積（農(nóng)戶轉(zhuǎn)入面積-轉(zhuǎn)出面積）是一個(gè)在正負(fù)值域（包括0）上連續(xù)的變量，故采用OLS模型進(jìn)行計(jì)量分析?；诖耍疚膶⒂?jì)量模型設(shè)定如下：

式中：Y是凈轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積；X1為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率指標(biāo)；X2為公平性指標(biāo)；A為農(nóng)戶基本特征指標(biāo)；B為地塊特征變量；C為區(qū)域啞變量；α為常數(shù)項(xiàng)，β、γ、λ、ρ、Φ為估計(jì)系數(shù)，ε是具有正態(tài)分布特征的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

考慮到估計(jì)模型有可能存在異方差，為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文應(yīng)用Robust進(jìn)行校正，并運(yùn)用軟件STATA 12.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)計(jì)量分析。

同時(shí)考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率這一指標(biāo)可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，因此本文將引入工具變量，并選用兩階段最小二乘法（2SLS）模型對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行控制，以保證回歸結(jié)果的可靠性。

2.2.3 變量的設(shè)定 1）被解釋變量。通過(guò)對(duì)問(wèn)卷的整理分析，發(fā)現(xiàn)在380戶農(nóng)戶中，只有轉(zhuǎn)出行為的有215戶，只有轉(zhuǎn)入行為的有58戶，既有轉(zhuǎn)入也有轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶有61戶，未參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶有46戶，因此，本文以凈轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積（農(nóng)戶轉(zhuǎn)入面積-轉(zhuǎn)出面積）作為衡量農(nóng)地流轉(zhuǎn)的指標(biāo)。

2）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率指標(biāo)。關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的概念，部分研究將土地單位面積的“物質(zhì)產(chǎn)量”[29]、“價(jià)值量[30]”以及單位勞動(dòng)力的產(chǎn)出水平即勞動(dòng)生產(chǎn)率[31-32]作為衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的指標(biāo)。然而，作為一個(gè)衡量生產(chǎn)過(guò)程的綜合性概念，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率至少還應(yīng)該包括成本利潤(rùn)率、全要素生產(chǎn)率和相關(guān)技術(shù)利用狀況的技術(shù)效率[33]。因而本文從以下兩個(gè)方面對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行衡量：一是單位面積農(nóng)作物產(chǎn)量；二是采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法進(jìn)行測(cè)算的種植業(yè)生產(chǎn)效率。選取這兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，一方面更加全面，另一方面也可以保障估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。具體如下：①單位面積農(nóng)作物產(chǎn)量，由于農(nóng)戶種植不同的作物，產(chǎn)量?jī)r(jià)值也有所差異，故根據(jù)2013年農(nóng)作物市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行換算（數(shù)據(jù)來(lái)源于同年重慶市價(jià)格信息網(wǎng)（http://www.cqpn.gov.cn/）發(fā)布的糧食價(jià)格，取其平均值進(jìn)行計(jì)算）。②種植業(yè)生產(chǎn)效率。采用規(guī)模報(bào)酬可變的投入導(dǎo)向下BCC模型進(jìn)行分析計(jì)算，運(yùn)用軟件DEAP 2.1進(jìn)行測(cè)算，具體方程如下：

式中：i為決策單元個(gè)數(shù)，每個(gè)決策單元有p個(gè)投入量和q個(gè)產(chǎn)出量，θi表示決策單元的種植業(yè)生產(chǎn)效率值，ap·i，bq·i和ηi分別表示第i個(gè)決策單元的第p項(xiàng)投入值、產(chǎn)出值及權(quán)重系數(shù)。具體地，產(chǎn)出項(xiàng)為農(nóng)作物總產(chǎn)量，投入項(xiàng)有農(nóng)業(yè)設(shè)備比例（12項(xiàng)）、短期投入總花費(fèi)（種子、化肥等）、勞動(dòng)力從事種植業(yè)總時(shí)長(zhǎng)、耕地總面積四項(xiàng)。同時(shí)，以純技術(shù)效率值作為種植業(yè)生產(chǎn)效率值。

3）公平性指標(biāo)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)公平性的促進(jìn)主要體現(xiàn)在耕地從土地充足的家庭流轉(zhuǎn)到土地稀缺的家庭[11-14]，因而選取人均耕地面積這個(gè)指標(biāo)作為衡量公平性的指標(biāo)。

4）控制變量?？刂谱兞恐饕獜霓r(nóng)戶基本特征變量、地塊特征變量和區(qū)域啞變量三個(gè)方面選取。根據(jù)已有的相關(guān)文獻(xiàn)[21,34]及研究區(qū)實(shí)際情況，農(nóng)戶基本特征變量共選取勞動(dòng)力占比、戶主性別等9個(gè)指標(biāo)；耕地細(xì)碎是我國(guó)尤其是山區(qū)土地典型的特征之一，因而本文加入了地塊特征變量來(lái)衡量耕地的細(xì)碎程度，主要以地塊平均面積來(lái)衡量；由于調(diào)研的三個(gè)區(qū)縣在自然條件和社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件方面存在明顯的差異，故加入地區(qū)虛擬變量加以控制。各研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 研究變量間描述性統(tǒng)計(jì)(n=380)Table 1 Descriptive statistics of the variables (n=380)

2.2.4 解釋變量間共線性檢驗(yàn) 為防止解釋變量間存在多重共線性問(wèn)題，本文利用Pearson相關(guān)系數(shù)、容忍度(Tolerance)和方差膨脹因子(VIF)進(jìn)行檢驗(yàn)。在其余變量均一致的情況下，將兩個(gè)核心變量分別置于不同的模型中，故兩個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果類似；根據(jù)Pearson相關(guān)性分析結(jié)果顯示，非農(nóng)收入占比和勞動(dòng)力受教育水平之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值最高，為0.5314＜0.8；區(qū)域啞變量（酉陽(yáng)縣）的容忍度最低，為0.4192＞0.1，而其方差膨脹因子最高，為2.39＜10。綜合以上三類檢驗(yàn)指標(biāo)，說(shuō)明解釋變量之間不存在多重共線性問(wèn)題，不會(huì)對(duì)模型的分析造成影響。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)概況

3.1.1 農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為概況 耕地主要流向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較高的農(nóng)戶。無(wú)論是種植業(yè)生產(chǎn)效率還是單產(chǎn)水平，數(shù)值均按轉(zhuǎn)入土地為主的農(nóng)戶、農(nóng)地互換的農(nóng)戶、轉(zhuǎn)出土地為主的農(nóng)戶、未發(fā)生流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶依次降低，且轉(zhuǎn)入土地為主的農(nóng)戶的數(shù)值明顯高于總樣本平均值水平。

表2 農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為概況Table 2 Overview of farmers' land circulation behaviors

戶均耕地面積大的農(nóng)戶更傾向于參與土地流轉(zhuǎn)。由表2可知，無(wú)論是以轉(zhuǎn)入土地為主的農(nóng)戶的戶均耕地面積（0.32 hm2），還是以轉(zhuǎn)出土地為主的農(nóng)戶（0.33 hm2），都要明顯大于未發(fā)生流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶(0.24 hm2)。然而由于以轉(zhuǎn)入土地為主的農(nóng)戶耕地面積與以轉(zhuǎn)出土地為主的農(nóng)戶耕地面積相差不大，并沒(méi)有明顯的差異證明耕地是由土地充足的家庭流向土地稀缺的家庭。

非農(nóng)收入占比高的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)出土地。從調(diào)研數(shù)據(jù)中不難看出，除農(nóng)地互換的兩戶農(nóng)戶外，樣本區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)收入占比均高于0.50（表2），且以轉(zhuǎn)出土地為主的農(nóng)戶非農(nóng)收入占比（0.86）明顯高于以轉(zhuǎn)入土地為主的農(nóng)戶（0.59）。這可能是由于農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)與從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間存在嚴(yán)重的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，當(dāng)農(nóng)戶生計(jì)偏向非農(nóng)化時(shí)，對(duì)耕地的投入就會(huì)相應(yīng)的降低（具體表現(xiàn)在通過(guò)土地流轉(zhuǎn)的方式減少耕地面積）。

由四類農(nóng)戶的勞動(dòng)力數(shù)量和撂荒地面積的差異可知，勞動(dòng)力數(shù)量多的農(nóng)戶更多的會(huì)考慮轉(zhuǎn)入土地，撂荒較少的耕地，而家庭勞動(dòng)力數(shù)量少的則會(huì)選擇轉(zhuǎn)出土地或者不參加流轉(zhuǎn)，撂荒較多的耕地。且樣本山區(qū)耕地撂荒嚴(yán)重，平均每戶農(nóng)戶撂荒0.14 hm2的耕地，這可能也是山區(qū)勞動(dòng)力外遷帶來(lái)的影響。

3.1.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)原因分析 同一農(nóng)戶不同地塊參與流轉(zhuǎn)的原因不盡相同，因而對(duì)334戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶的地塊信息及流轉(zhuǎn)原因進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，共有1 073塊地塊參與流轉(zhuǎn)，其中639塊為轉(zhuǎn)出地塊，434塊為轉(zhuǎn)入地塊，具體流轉(zhuǎn)原因見(jiàn)表3。不難看出，勞動(dòng)力因素是影響農(nóng)戶參與流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵因素。一方面，勞動(dòng)力短缺是導(dǎo)致研究區(qū)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的一個(gè)主要原因（33.49%），而同時(shí)還有18.78%的地塊因?yàn)槿彝獬鰟?wù)工而被轉(zhuǎn)出，說(shuō)明部分山區(qū)農(nóng)戶生計(jì)向非農(nóng)化轉(zhuǎn)變?cè)谝欢ǔ潭壬洗碳ち宿r(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的發(fā)展；另一方面，研究區(qū)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的一個(gè)重要原因是勞動(dòng)力富余（26.04%），通過(guò)與當(dāng)?shù)氐拇甯刹拷涣魑覀兞私獾?，轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶一般具有較豐富的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)和能力，他們覺(jué)得自己所耕種的土地面積還沒(méi)有達(dá)到自己耕種能力的上限，因而想要轉(zhuǎn)入土地。同時(shí)，我們還發(fā)現(xiàn)不少農(nóng)戶因?yàn)榉N地不掙錢(qián)而轉(zhuǎn)出土地（14.24%），但又有54.15%的地塊是農(nóng)戶為了提高收入而被轉(zhuǎn)入，這說(shuō)明不同農(nóng)戶間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力有一定差異，轉(zhuǎn)入耕地的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力要高于轉(zhuǎn)出戶，也間接證明了山區(qū)的土地流向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力較高的農(nóng)戶，實(shí)現(xiàn)了土地資源的更優(yōu)配置。此外，25.04%的地塊因?yàn)榇甯刹康男麄鞫D(zhuǎn)出，說(shuō)明村干部在流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的發(fā)育過(guò)程中也承擔(dān)著重要的角色。

表3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)原因分析Table 3 Reasons for farmland circulation

3.1.3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式 在農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程中支付租金的比例較低，其中轉(zhuǎn)入土地支付租金的比例比轉(zhuǎn)出土地更低（表4）。農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)時(shí)，獲得租金補(bǔ)償?shù)姆绞桨爽F(xiàn)金、谷物、入股、零租金，其中零租金流轉(zhuǎn)地塊占到了地塊總數(shù)的82.29%，而在轉(zhuǎn)入地塊中，零租金地塊的比例更是高達(dá)98.39%，明顯高于轉(zhuǎn)出地塊零租金比例（71.36%）。結(jié)合與轉(zhuǎn)出者關(guān)系可知，農(nóng)戶將地塊流轉(zhuǎn)給公司或集體，傾向于收取租金，在轉(zhuǎn)給公司或集體的160塊地塊（除去15塊以入股方式為報(bào)酬的地塊）中，租金為每公頃9642.15元，而將土地流轉(zhuǎn)給親戚、熟人則多為零租金。這表明，農(nóng)戶間的情感對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)化具有一定抑制作用。

農(nóng)戶在進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)時(shí)，流轉(zhuǎn)形式不規(guī)范。農(nóng)戶流轉(zhuǎn)地塊多發(fā)生在親戚、熟人之間，兩類流轉(zhuǎn)地塊數(shù)量比例占到83.69%；流轉(zhuǎn)合同不規(guī)范，以口頭協(xié)議為主，比例為84.06%，且多無(wú)擔(dān)保人；從流轉(zhuǎn)期限來(lái)看，有907塊地塊流轉(zhuǎn)期限不固定，表現(xiàn)為種一年是一年，若轉(zhuǎn)出者不愿意轉(zhuǎn)出，當(dāng)年可終止合同；從流轉(zhuǎn)信息獲取途徑看，以自助尋找為主，比例為84.06%；當(dāng)問(wèn)及糾紛處理方式時(shí)，農(nóng)戶普遍反映不會(huì)產(chǎn)生糾紛，如若出現(xiàn)糾紛，通過(guò)正規(guī)途徑（調(diào)解和訴訟）來(lái)維持自己權(quán)利的地塊數(shù)量比例為0，農(nóng)戶法律維權(quán)意識(shí)較差。從租金與零租金流轉(zhuǎn)地塊數(shù)量比例上來(lái)看，支付租金轉(zhuǎn)入地塊略比零租金流轉(zhuǎn)地塊規(guī)范，體現(xiàn)在書(shū)面合同、有擔(dān)保人、期限固定、流轉(zhuǎn)信息獲取途徑（經(jīng)紀(jì)人和村集體）及處理糾紛方式（中間人協(xié)調(diào)和訴訟）五個(gè)方面。

表4 地塊流轉(zhuǎn)形式分析Table 4 Analysis of farmland parcel circulation form

3.2 計(jì)量結(jié)果分析

3.2.1 分樣本回歸 考慮到流轉(zhuǎn)情形的復(fù)雜性，本文同時(shí)對(duì)380戶農(nóng)戶樣本進(jìn)行分樣本回歸，其中模型A、A1將380戶農(nóng)戶全部納入回歸模型中；模型B、B1剔除了61戶既有轉(zhuǎn)入又有轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶樣本，只有319戶農(nóng)戶被納入回歸模型；模型C、C1則剔除了46戶未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶樣本，只有334戶農(nóng)戶被納入回歸模型。模型的回歸結(jié)果具有顯著的一致性，且估計(jì)系數(shù)的波動(dòng)較低，說(shuō)明回歸結(jié)果穩(wěn)?。ū?）。

計(jì)量結(jié)果發(fā)現(xiàn)：無(wú)論是單產(chǎn)，還是種植業(yè)生產(chǎn)效率，均穩(wěn)健的正向影響凈轉(zhuǎn)入土地面積，說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率越高，農(nóng)戶凈轉(zhuǎn)入土地面積越多，也進(jìn)一步說(shuō)明耕地主要流向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較高的農(nóng)戶，山區(qū)的土地流轉(zhuǎn)是有效率的。這一結(jié)論與主流文獻(xiàn)[34-35]的研究結(jié)果保持一致，從而證實(shí)了不僅在平原地區(qū)，山區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)同樣也能將土地流轉(zhuǎn)給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率高的農(nóng)戶，從而提高土地資源的配置效率。

人均耕地面積穩(wěn)健的負(fù)向影響凈轉(zhuǎn)入土地面積。人均耕地面積越大，凈轉(zhuǎn)入土地面積越少，農(nóng)戶越傾向于轉(zhuǎn)出土地，也就說(shuō)明了耕地由人均土地充足的家庭轉(zhuǎn)到人均土地稀缺的家庭，從而提高了山區(qū)土地分配的公平性。這與Jin和Deininger[12]，Chamberlin和Rickergilbert[9]的研究結(jié)果相似。與部分經(jīng)濟(jì)學(xué)家的擔(dān)心相反，土地流轉(zhuǎn)并沒(méi)有導(dǎo)致無(wú)地農(nóng)戶的出現(xiàn)[36]，反而通過(guò)將耕地流轉(zhuǎn)給土地稀缺的農(nóng)戶，為農(nóng)村貧困農(nóng)戶提供了安全網(wǎng)[7]。

此外，兩個(gè)分樣本回歸模型一致發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力占比、牲畜數(shù)量均顯著正向影響凈轉(zhuǎn)入土地面積，而非農(nóng)收入占比則顯著的負(fù)向影響凈轉(zhuǎn)入土地面積?？赡艿脑蚴牵涸谏絽^(qū)，由于機(jī)械替代勞動(dòng)力的困難，勞動(dòng)力數(shù)量多的家庭才更適合轉(zhuǎn)入土地，開(kāi)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；同時(shí)，在山區(qū)農(nóng)業(yè)和牲畜業(yè)存在相互促進(jìn)關(guān)系，牲畜數(shù)量越多，農(nóng)戶長(zhǎng)期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿就越強(qiáng)烈，越傾向于轉(zhuǎn)入土地；而非農(nóng)收入占比越高，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)土地的依賴程度越低，土地在農(nóng)戶的認(rèn)知中的地位也隨之降低，因而農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)出土地。

3.2.2 內(nèi)生性分析 用單產(chǎn)和種植業(yè)生產(chǎn)效率兩種方式對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行度量，可以在一定程度上互相檢驗(yàn)其相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性，但所得到的結(jié)果仍然面臨內(nèi)生性問(wèn)題的考驗(yàn)：首先是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與農(nóng)地流轉(zhuǎn)可能存在互為因果的關(guān)系，已有的研究[31,34]已經(jīng)證實(shí)了這一點(diǎn)；其次是被采訪的農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶之間可能存在著遺漏變量而導(dǎo)致的自選擇性。因此為了控制模型中潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文引入勞動(dòng)力投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)長(zhǎng)（小時(shí)）與勞動(dòng)力平均年齡（歲）兩個(gè)指標(biāo)作為工具變量，并選擇與OLS方法對(duì)應(yīng)的兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸以驗(yàn)證本文結(jié)果的可靠性。這兩個(gè)工具變量均與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變量有關(guān)，但與農(nóng)地流轉(zhuǎn)變量并沒(méi)有直接關(guān)系。工具變量的回歸結(jié)果如表6所示。

表5 分樣本回歸結(jié)果（OLS模型）Table 5 Sub-sample regression results (OLS model)

表6 工具變量回歸結(jié)果（2SLS模型）Table 6 Regression results of instrumental variables (2SLS model)

在進(jìn)行2SLS估計(jì)時(shí)，使用多種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法來(lái)討論工具變量的有效性。通過(guò)豪斯曼檢驗(yàn)和Durbin-Wu-Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)，兩個(gè)模型的P值均為0，強(qiáng)烈拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為兩個(gè)代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的變量均為內(nèi)生變量。對(duì)于弱工具變量的判別問(wèn)題，一方面模型一、二的Shea's Partial R方分別為0.092和0.141，均超過(guò)0.04；另一方面模型一、二的Cragg-Donald Wald F值分別為18.543和29.896，遠(yuǎn)高于Stock和Yogo[37]推薦的拒絕弱工具變量的臨界值，兩項(xiàng)判定指標(biāo)證明本文所選工具變量并非弱工具變量。同時(shí)，模型一、二的Hansen's J統(tǒng)計(jì)量的P值分別為0.404和0.717，Sargan統(tǒng)計(jì)量的P值分別為0.268和0.626，接受原假設(shè)“工具變量不存在過(guò)度識(shí)別”，表明工具變量具有外生性。上述結(jié)果表明，本文所選工具變量是合適的。

根據(jù)表6顯示的回歸結(jié)果，在引入工具變量后，單產(chǎn)和種植業(yè)生產(chǎn)效率仍在1%的水平上正向影響凈轉(zhuǎn)入土地面積，與OLS模型所得結(jié)果一致，且影響系數(shù)較OLS模型結(jié)果均有不少提升，說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與凈轉(zhuǎn)入土地面積的正向關(guān)系這一結(jié)論是可靠的。另一方面，引入工具變量后，人均耕地面積仍負(fù)向影響凈轉(zhuǎn)入土地面積，但影響系數(shù)有所下降，這說(shuō)明沒(méi)有控制內(nèi)生性的OLS模型在一定程度上高估了人均耕地面積對(duì)凈轉(zhuǎn)入土地面積的影響，但模型一的第二階段回歸結(jié)果顯示，人均耕地面積在10%的水平上顯著負(fù)向影響凈轉(zhuǎn)入土地面積，與OLS模型估計(jì)一致，故人均耕地面積與凈轉(zhuǎn)入土地面積的負(fù)向關(guān)系這一結(jié)論在一定程度上也是可靠的。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

研究表明，在研究區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的現(xiàn)狀下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與凈轉(zhuǎn)入土地面積存在顯著正相關(guān)關(guān)系，人均耕地面積與凈轉(zhuǎn)入土地面積則顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明研究區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)將耕地從土地充足的家庭流向土地稀缺的家庭，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率低的家庭流向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率高的家庭，進(jìn)而提高了山區(qū)土地配置的效率和公平。但同時(shí)也發(fā)現(xiàn)研究區(qū)內(nèi)農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式不規(guī)范，農(nóng)地流轉(zhuǎn)支付租金比例低，親戚熟人間農(nóng)地流轉(zhuǎn)零租金現(xiàn)象普遍。另外，本文還發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力占比、牲畜數(shù)量、非農(nóng)收入占比與凈轉(zhuǎn)入土地面積顯著相關(guān)，勞動(dòng)力占比越大、牲畜數(shù)量越多，農(nóng)戶越傾向于轉(zhuǎn)入土地，非農(nóng)收入與占比越大，則越傾向于轉(zhuǎn)出土地。

4.2 政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)果，農(nóng)地流轉(zhuǎn)能給山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的公平和效率帶來(lái)正效益，因而要積極推進(jìn)能夠完善山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)機(jī)制的政策決定。

1）規(guī)范山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)。當(dāng)前山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育尚不成熟，本研究中83.69%的流轉(zhuǎn)地塊發(fā)生在親戚、熟人之間，零租金流轉(zhuǎn)地塊比例高達(dá)82.29%，且流轉(zhuǎn)信息大多自助尋找，沒(méi)有規(guī)范的流轉(zhuǎn)合同，也沒(méi)有擔(dān)保人，流轉(zhuǎn)期限具有隨意性。因此要健全流轉(zhuǎn)信息交易平臺(tái)，更好的發(fā)揮村干部在流轉(zhuǎn)雙方間承擔(dān)的“紐帶”作用，使流轉(zhuǎn)雙方信息更加匹配，提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)生率。同時(shí)，做好政策宣傳工作，規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易合同，并由村干部擔(dān)任擔(dān)保人，對(duì)流轉(zhuǎn)合同進(jìn)行存檔，切實(shí)保護(hù)流轉(zhuǎn)雙方的權(quán)益。

2）鼓勵(lì)種田能手?jǐn)U大經(jīng)營(yíng)規(guī)模。根據(jù)本文的研究結(jié)果，農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠?qū)⒏亓飨蜣r(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率更高的農(nóng)戶，因而可以給予轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶或多元經(jīng)營(yíng)主體適當(dāng)?shù)霓r(nóng)業(yè)補(bǔ)貼，如根據(jù)轉(zhuǎn)入面積發(fā)放農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性補(bǔ)貼或農(nóng)機(jī)具購(gòu)買(mǎi)補(bǔ)貼等，以提高農(nóng)戶的轉(zhuǎn)入積極性并刺激更多新型經(jīng)營(yíng)主體的出現(xiàn)。同時(shí)，發(fā)展適合山區(qū)農(nóng)業(yè)的小型農(nóng)機(jī)具，以機(jī)械替代勞動(dòng)力，推廣農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)，發(fā)展山區(qū)機(jī)耕機(jī)收隊(duì)，降低農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力要素投入，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

3）鼓勵(lì)山區(qū)部分農(nóng)戶非農(nóng)轉(zhuǎn)型。對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較低的農(nóng)戶，從事農(nóng)業(yè)會(huì)造成一定的效率損失和資源的不充分利用，故應(yīng)鼓勵(lì)其轉(zhuǎn)出土地，通過(guò)非農(nóng)化實(shí)現(xiàn)增收。同時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)戶非農(nóng)技術(shù)教育和培訓(xùn)，提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)能力，為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)創(chuàng)造條件。