農(nóng)業(yè)科技、土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼
——農(nóng)村土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生條件的再驗(yàn)證

王化起，朱 婭

（1.東南大學(xué) 人文學(xué)院，江蘇 南京 210009；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 政治學(xué)院，江蘇 南京 210095；3.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093）

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村土地利用的類(lèi)型、數(shù)量和流轉(zhuǎn)狀況都發(fā)生了很大變化。退耕還林、城鎮(zhèn)建設(shè)等政策讓農(nóng)地大量流轉(zhuǎn)為非農(nóng)用地，但農(nóng)地總體數(shù)量得到維系。其中南方耕地?cái)?shù)量下降而北方耕地?cái)?shù)量增加，土地質(zhì)量整體上有所下降［1-3］。在土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中，指標(biāo)化的占補(bǔ)平衡等保護(hù)性政策維系了土地?cái)?shù)量［4］。土地使用效率也大為提高，彌補(bǔ)了土地面積下降的影響，沒(méi)有因土地非農(nóng)流轉(zhuǎn)而威脅到糧食安全［5-6］。

農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)的組織方式和內(nèi)容也得到迅速發(fā)展，尤其是農(nóng)村土地規(guī)?；图s化經(jīng)營(yíng)。種植大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、專(zhuān)業(yè)合作社、土地股份合作社等新型經(jīng)營(yíng)組織也蓬勃興起。伴隨著社會(huì)飲食消費(fèi)結(jié)構(gòu)從以糧食為主轉(zhuǎn)變?yōu)橹骷Z與肉蛋奶、果蔬相對(duì)均衡，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)內(nèi)容也發(fā)生了變化，不少地區(qū)的糧田從主糧種植轉(zhuǎn)變?yōu)楣吆宛B(yǎng)殖，即高附加值的新農(nóng)業(yè)［7］。

在上述變化中，農(nóng)村土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)如何在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制前提下發(fā)展也引起很多討論。農(nóng)村土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)是指在承包責(zé)任制的約束下，以市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)利益為導(dǎo)向，通過(guò)返租倒包、置換、委托經(jīng)營(yíng)、轉(zhuǎn)讓、轉(zhuǎn)包、股份合作、四荒拍賣(mài)等流轉(zhuǎn)方式，實(shí)現(xiàn)了集中化、專(zhuān)業(yè)化和較大規(guī)模的土地經(jīng)營(yíng)模式［8］。它希望在承包制下克服小土地經(jīng)營(yíng)的低效率，提高土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模。市場(chǎng)、政府、村集體主導(dǎo)或農(nóng)戶通過(guò)行政、合同或協(xié)商機(jī)制進(jìn)行流轉(zhuǎn)，都可形成土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)。

土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生的原因和條件是學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。本文沿用既有理論框架，并基于2017年江蘇省農(nóng)村入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，驗(yàn)證以往研究所忽視的土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的影響因素，并說(shuō)明這些因素的作用程度和方式。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

在理論層面，學(xué)界通常認(rèn)為生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)業(yè)人口負(fù)載、經(jīng)營(yíng)中的平均回報(bào)率和政府產(chǎn)權(quán)等相關(guān)政策共同決定了農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)制度。農(nóng)業(yè)技術(shù)改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)水平，因此可視為土地經(jīng)營(yíng)制度的首要前提，而農(nóng)業(yè)的人口負(fù)載則是另一個(gè)經(jīng)營(yíng)制度前提。在類(lèi)似的技術(shù)水平和人口負(fù)載環(huán)境中，土地經(jīng)營(yíng)者主要考慮的是生產(chǎn)要素的投入——回報(bào)率［9］。此外，政府的稅收政策因?yàn)橹萍s著經(jīng)營(yíng)回報(bào)率，也對(duì)土地經(jīng)營(yíng)制度有重要影響［9］。

土地生產(chǎn)率極限法則模型也持有類(lèi)似觀點(diǎn)。該模型認(rèn)為不論傳統(tǒng)還是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，生產(chǎn)技術(shù)和農(nóng)業(yè)人口負(fù)載是土地經(jīng)營(yíng)的首要決定因素，并單向決定規(guī)模經(jīng)營(yíng)行為和產(chǎn)權(quán)制度的實(shí)施效果［10-11］。第一，囿于土地的自然稟賦，其平均生產(chǎn)率存在極大值，但生產(chǎn)技術(shù)可以提高該最大值。第二，農(nóng)業(yè)人口負(fù)載源于馬爾薩斯的人口理論，農(nóng)業(yè)土地的人口壓力構(gòu)成了土地經(jīng)營(yíng)最重要的社會(huì)環(huán)境。在農(nóng)業(yè)技術(shù)一定時(shí)，農(nóng)業(yè)人口增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)超過(guò)土地平均生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，后者隨著勞動(dòng)力的增加會(huì)出現(xiàn)邊際遞減，最終實(shí)現(xiàn)人口生存和土地生產(chǎn)的平衡。第三，土地平均回報(bào)率決定了農(nóng)民經(jīng)營(yíng)土地的行為，代表了農(nóng)民配置勞動(dòng)力、家庭資源和其他類(lèi)型資源以獲取最大回報(bào)的行動(dòng)邏輯。第四，政府土地產(chǎn)權(quán)、農(nóng)業(yè)剩余分配等政策則影響了農(nóng)民土地經(jīng)營(yíng)行為，國(guó)家政策順應(yīng)農(nóng)業(yè)技術(shù)和人口負(fù)載環(huán)境，就能夠促進(jìn)生產(chǎn)，否則難有效果。

關(guān)于當(dāng)代中國(guó)農(nóng)村土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)，學(xué)界研究存在三個(gè)取向：一是關(guān)注土地要素市場(chǎng)化流轉(zhuǎn)的影響因素，如產(chǎn)權(quán)、中介組織、社會(huì)保障負(fù)擔(dān)等問(wèn)題［8，12-15］；二是關(guān)注新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，剖析這些組織的培育條件如土地租金、農(nóng)民在經(jīng)營(yíng)中的參與等［16-18］；三是綜合看待小農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的對(duì)接過(guò)程，剖析相關(guān)因素間的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，如家庭資源配置與市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)、社區(qū)內(nèi)在統(tǒng)籌機(jī)制等［19-22］。

江蘇省工農(nóng)業(yè)較發(fā)達(dá)，農(nóng)村土地較早就出現(xiàn)相當(dāng)規(guī)模的流轉(zhuǎn)。2007年，全省土地流轉(zhuǎn)占全部土地承包面積的14.61%，其中蘇南地區(qū)更高達(dá)30.95%［23］。研究發(fā)現(xiàn)，土壤質(zhì)量、區(qū)位和空間形態(tài)直接決定了農(nóng)村土地是否適合規(guī)模經(jīng)營(yíng)［24］。農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)具有替代土地的社會(huì)保障或就業(yè)的作用，而且與村集體的交易中介能力、高信任度以及流入方的土地租金水平共同作用，決定了土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的效果［25］。在土地流轉(zhuǎn)中，農(nóng)戶始終理性地配置家庭勞動(dòng)力和土地資源，其決策主體地位應(yīng)受到尊重［26］。產(chǎn)權(quán)制度的細(xì)分構(gòu)成則對(duì)農(nóng)民的土地經(jīng)營(yíng)行為有正面或負(fù)面的激勵(lì)作用，農(nóng)民個(gè)體和家庭特征如階層位置也影響著土地經(jīng)營(yíng)行為［27］。

綜上可知，土地的市場(chǎng)化流轉(zhuǎn)是形成規(guī)模經(jīng)營(yíng)的必要條件，但它并不必然導(dǎo)致規(guī)模經(jīng)營(yíng)。農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的建立發(fā)展也受到制度或個(gè)人因素的影響。農(nóng)民個(gè)人經(jīng)營(yíng)意愿與能力、社區(qū)組織、政府產(chǎn)權(quán)政策等都具有重要影響。這意味著，市場(chǎng)因素與非市場(chǎng)因素共同影響了土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)。

但是，已有研究也存在不足：①對(duì)影響因素有所偏重因而忽視了一些重要變量。對(duì)個(gè)人或社區(qū)集體因素的論證較多，而對(duì)家庭因素的闡述偏少；討論政府因素時(shí)又多聚焦產(chǎn)權(quán)政策，而較少注意農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策；在分析市場(chǎng)因素時(shí)對(duì)職業(yè)類(lèi)型關(guān)注較多，而對(duì)生產(chǎn)技術(shù)因素關(guān)注偏少。②對(duì)影響因素作用路徑的闡述不充分。市場(chǎng)與非市場(chǎng)因素之間可能存在顯著的相互作用，其作用方式因此需要詳細(xì)說(shuō)明。為此，筆者將沿用土地經(jīng)營(yíng)制度理論框架，挖掘過(guò)往較少關(guān)注的影響因素。同時(shí)，基于江蘇省的土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)這些因素的作用程度與方式。

（二）研究假設(shè)

已有理論指出，土地自然稟賦、就業(yè)類(lèi)型、經(jīng)營(yíng)行為和政府稅賦是塑造土地經(jīng)營(yíng)制度的關(guān)鍵影響因素，且從前至后構(gòu)成了單向作用關(guān)系。鑒于已有研究檢驗(yàn)了江蘇地區(qū)土地稟賦的影響，而本文的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)并沒(méi)有涉及這一因素，因此對(duì)它暫不討論，只對(duì)其余三個(gè)因素加以修正。首先，就業(yè)類(lèi)型從人口角度說(shuō)明了市場(chǎng)改變農(nóng)地的人口負(fù)載壓力的作用，但未說(shuō)明農(nóng)地承載力的變化。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)則可反映土地承載力水平，因此引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)因素就有助于補(bǔ)充說(shuō)明土地經(jīng)營(yíng)模式發(fā)生的重要原因。其次，土地經(jīng)營(yíng)行為始終嵌入在家庭等制度環(huán)境中。若以功利主義的個(gè)體經(jīng)濟(jì)理性為前提，則家庭資源對(duì)土地經(jīng)營(yíng)模式選擇的影響就值得探究。最后，在制訂土地產(chǎn)權(quán)政策之外，政府也面向普通農(nóng)民和新型經(jīng)營(yíng)主體發(fā)放農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼。因此分析產(chǎn)權(quán)因素的同時(shí)，也需要進(jìn)一步區(qū)分補(bǔ)貼類(lèi)型及具體影響。

第一，生產(chǎn)技術(shù)可以影響土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)。生產(chǎn)器具工業(yè)化、種子產(chǎn)業(yè)化以及化學(xué)肥料的大規(guī)模使用，都使得土地經(jīng)營(yíng)的自然風(fēng)險(xiǎn)降低，投入回報(bào)率改善，普通農(nóng)民家庭進(jìn)入規(guī)模經(jīng)營(yíng)的門(mén)檻也因此降低。為此，本文提出假設(shè)1。

H1：農(nóng)業(yè)技術(shù)普及越廣泛，農(nóng)民越多學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)技術(shù)，土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)就越可能發(fā)生。

第二，農(nóng)民就業(yè)類(lèi)型特別是非農(nóng)就業(yè)也可以影響土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生。主流觀點(diǎn)認(rèn)為農(nóng)民在無(wú)法獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)時(shí)，只能滯留于農(nóng)業(yè)中，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增加了產(chǎn)量但卻降低了經(jīng)濟(jì)效率，出現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)密化的弊端［28］。出路就在于增加非農(nóng)就業(yè)，打破農(nóng)業(yè)過(guò)密化，從而為農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)奠定基礎(chǔ)。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：非農(nóng)就業(yè)越多，土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)就越可能發(fā)生。

第三，家庭所擁有的勞動(dòng)力、資金、土地等資源規(guī)?？梢杂绊懲恋匾?guī)模經(jīng)營(yíng)。本文預(yù)設(shè)個(gè)人功利主義經(jīng)濟(jì)理性不變，因此家庭資源數(shù)量就可以預(yù)測(cè)對(duì)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的選擇行為。而且，為了簡(jiǎn)化分析，此處家庭資源為農(nóng)民個(gè)人直接擁有的家庭資源，而不涉及家庭之外的社會(huì)網(wǎng)資源。因此提出假設(shè)3。

H3：農(nóng)民家庭勞動(dòng)力越多，農(nóng)業(yè)收入水平越高，則土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)就越可能發(fā)生。

第四，農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)和土地經(jīng)營(yíng)稅收補(bǔ)貼政策也可以影響土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生。產(chǎn)權(quán)政策關(guān)系到農(nóng)民在土地經(jīng)營(yíng)中的使用和交易等各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)權(quán)利是否有正式保障。同時(shí)，產(chǎn)權(quán)類(lèi)政策是否促進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)也存在爭(zhēng)議，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)［29］。另外，土地補(bǔ)貼政策也會(huì)影響土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)。項(xiàng)目目標(biāo)及補(bǔ)貼水平本身就表現(xiàn)了政策對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的直接影響。因此，提出假設(shè)4、假設(shè)5。

H4：土地產(chǎn)權(quán)政策越保障農(nóng)民個(gè)人的權(quán)利，則土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)就越可能發(fā)生；

H5：農(nóng)業(yè)種糧類(lèi)或農(nóng)機(jī)類(lèi)補(bǔ)貼越多，則土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)就越可能發(fā)生。

第五，本文假設(shè)上述因素之間存在交互作用；單個(gè)因素的作用都依賴于其他因素的作用。因此，提出假設(shè)6。

H6：生產(chǎn)技術(shù)和就業(yè)對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生的影響受到家庭自有資源和政府政策的影響，反之亦然。因此，在各因素的主效應(yīng)之外，它們的交互項(xiàng)也顯著影響土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生水平。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自南京農(nóng)業(yè)大學(xué)“江蘇農(nóng)村政治文明發(fā)展”課題組2017年6月至9月的問(wèn)卷調(diào)查。該調(diào)查采用整群隨機(jī)抽樣的方法，對(duì)江蘇全省所有地級(jí)市進(jìn)行入戶入田實(shí)地調(diào)查。第一階段在13個(gè)市中按照行政隸屬關(guān)系從上往下依次隨機(jī)抽取了64個(gè)縣（市、區(qū)）、190個(gè)鎮(zhèn)（街道）和350個(gè)村（社區(qū)）。第二階段則對(duì)村莊內(nèi)的農(nóng)民進(jìn)行隨機(jī)抽樣。共發(fā)放問(wèn)卷2 180份，經(jīng)過(guò)剔除無(wú)效問(wèn)卷193份，收回有效問(wèn)卷1 987份，問(wèn)卷有效率為91.10%。調(diào)查問(wèn)卷由調(diào)查員填寫(xiě)或在調(diào)研員的指導(dǎo)下填寫(xiě)。

（二）變量說(shuō)明

本文以土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生為被解釋變量，并以“本村是否有的家庭承包土地多，比一般農(nóng)戶規(guī)模大”為指標(biāo)來(lái)加以測(cè)量。它包括有、沒(méi)有和不清楚三個(gè)選項(xiàng)，農(nóng)民的主觀經(jīng)驗(yàn)判斷有助于克服已有研究進(jìn)行測(cè)量時(shí)的困難。一些研究者直接指定某些類(lèi)型的土地經(jīng)營(yíng)組織為規(guī)模經(jīng)營(yíng)，如家庭農(nóng)場(chǎng)、專(zhuān)業(yè)大戶、農(nóng)民合作社等［30］，但這種規(guī)模經(jīng)營(yíng)的界定容易列舉不完全。也有的研究者采用經(jīng)營(yíng)面積進(jìn)行測(cè)量，但是其數(shù)量標(biāo)準(zhǔn)目前還無(wú)法達(dá)成一致［21］。描述統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)“有”和“沒(méi)有”選項(xiàng)在樣本中占比為76.4%，屬于多數(shù)。而“不清楚”的樣本占比為23.6%，為少數(shù)，也不帶有任何特殊意義。為了讓研究更加聚焦，本文對(duì)該變量重新編碼，將“不清楚”選項(xiàng)的值按缺失值處理，并將“沒(méi)有”選項(xiàng)重新賦值為0，維持“有”選項(xiàng)的值為1不變，產(chǎn)生一個(gè)新變量“土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生”，賦值為0=沒(méi)有，1=有。

同時(shí)，解釋變量則包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)民就業(yè)類(lèi)型、家庭自有資源、土地產(chǎn)權(quán)和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策等五個(gè)范疇。其中，問(wèn)卷以“參加科技下鄉(xiāng)、專(zhuān)家講座和種植培訓(xùn)等活動(dòng)”的問(wèn)題來(lái)考察農(nóng)民學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)技術(shù)的狀況，具體包括參與、沒(méi)有和不清楚三個(gè)選項(xiàng)。另外，問(wèn)卷還以化肥、農(nóng)藥、種子等農(nóng)用物資的銷(xiāo)售渠道來(lái)考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用范圍。問(wèn)卷提供了村里的銷(xiāo)售點(diǎn)、附近村的銷(xiāo)售點(diǎn)、集市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)資公司或門(mén)面以及托人捎帶等五個(gè)選項(xiàng)。

農(nóng)戶家庭自有資源則是要說(shuō)明農(nóng)民家庭的人力資本、經(jīng)濟(jì)收入、占用土地?cái)?shù)量等資源對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)影響。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力素質(zhì)的高低關(guān)乎土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的效果［31］。我國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)的政策界定就以家庭自有勞動(dòng)力占比為主要指標(biāo)［21］，本文提供了16歲以上家庭勞動(dòng)力數(shù)量、務(wù)農(nóng)人口數(shù)量、農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)收入、承包或?qū)嶋H耕種的土地面積等選項(xiàng)。其中，“農(nóng)業(yè)收入”為新變量，通過(guò)“家庭總收入”與“非農(nóng)業(yè)收入”的差值計(jì)算得出。

農(nóng)民的職業(yè)類(lèi)型尤其是非農(nóng)就業(yè)狀況可以評(píng)價(jià)農(nóng)業(yè)過(guò)剩人口對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的影響。問(wèn)卷中，職業(yè)包括了種植養(yǎng)殖、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)管理者、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)職工、私營(yíng)企業(yè)主、農(nóng)村知識(shí)分子、個(gè)體戶、外出務(wù)工人員、村干部、大學(xué)生村官、在讀學(xué)生和其他等選項(xiàng)。

土地確權(quán)和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼反映了政府政策對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的影響。當(dāng)前我國(guó)有兩類(lèi)政策補(bǔ)貼，其中種地補(bǔ)貼著眼于鞏固既有承包制下的小農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)，面向所有種糧農(nóng)民家庭發(fā)放。問(wèn)卷除了“是否有領(lǐng)取種糧補(bǔ)貼”主問(wèn)題之外，還分別提出了是否為糧食直補(bǔ)、良種和物資補(bǔ)貼等問(wèn)題。此外，政府也提供農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼，它著眼于促進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)，主要面向新型經(jīng)營(yíng)主體。根據(jù)補(bǔ)貼額度的差別，它可分為不超過(guò)5萬(wàn)元、12萬(wàn)元或15萬(wàn)元三檔。經(jīng)過(guò)Kend?all tau-b（K）相關(guān)檢驗(yàn)，它們均與土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生無(wú)關(guān)，故不采用。

各個(gè)變量的界定、賦值和描述統(tǒng)計(jì)值具體見(jiàn)表1所列。

表1 江蘇省土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)影響因素的統(tǒng)計(jì)概況

續(xù)表1

由于被解釋變量“土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)是否發(fā)生”屬于定類(lèi)變量，本文使用二分類(lèi)Logistic回歸分析方法，土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生概率界定為P。由此建立回歸模型如下：Logit（P|y=土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)）=β0+其中，β0是常數(shù)項(xiàng)；xκ為影響土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生的生產(chǎn)技術(shù)、職業(yè)類(lèi)型、家庭資源、產(chǎn)權(quán)與補(bǔ)貼政策等五個(gè)解釋變量；βκ為各解釋變量的回歸系數(shù)。

四、計(jì)量結(jié)果及說(shuō)明

（一）描述統(tǒng)計(jì)

樣本中，蘇中（南通、泰州、揚(yáng)州）人口比重較高，占了39.3%，蘇南（鎮(zhèn)江、南京、常州、無(wú)錫、蘇州）、蘇北（淮安、宿遷、鹽城、連云港、徐州）各占30%左右。年齡21～50歲之間的青壯年占61.5%。從職業(yè)狀況來(lái)看，被調(diào)查對(duì)象涉及鄉(xiāng)村社會(huì)的所有階層。其中，從事種植養(yǎng)殖的農(nóng)民最多，共595人，占比30%；其次為村干部346人，占17.4%；第三為本地企業(yè)職工為326人，占16.4%；其他群體中，比例最低為大學(xué)生村官，共有17人，占0.9%。

到調(diào)查時(shí)為止，本地大多數(shù)農(nóng)民土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模很小。表2說(shuō)明，農(nóng)民承包耕地的面積多集中于3～4畝之間，極少超過(guò)14畝。其實(shí)際耕種面積均值降低，而標(biāo)準(zhǔn)差擴(kuò)大，說(shuō)明承包制下土地經(jīng)營(yíng)趨于集中和規(guī)?；Ｆ胀ㄞr(nóng)民減少了土地耕種，而少部分農(nóng)民卻選擇更大規(guī)模的土地經(jīng)營(yíng)。

表2 江蘇省農(nóng)村居民的土地經(jīng)營(yíng)現(xiàn)狀

（二）回歸分析

基于Mac SPSS23軟件，所有解釋變量都采用進(jìn)入法篩選，分析如下：第一部分，控制政府政策和家庭自有資源，單獨(dú)計(jì)量生產(chǎn)技術(shù)或職業(yè)類(lèi)型對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生的影響，分別得到模型1和2；第二部分，控制生產(chǎn)技術(shù)和職業(yè)類(lèi)型，單獨(dú)計(jì)量家庭自有資源或政府政策對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生的影響，分別得到模型3和4；第三部分，納入全部解釋變量，檢驗(yàn)該解釋方程的擬合優(yōu)度以分析它們的交互效應(yīng)是否顯著，得到模型5。各模型的計(jì)量結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 江蘇省土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)影響因素的實(shí)證結(jié)果

模型1說(shuō)明，控制政府政策和家庭自有資源后，生產(chǎn)技術(shù)顯著推動(dòng)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生。優(yōu)勢(shì)比說(shuō)明，在缺乏村內(nèi)銷(xiāo)售代售、鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)藥公司或門(mén)市時(shí)，土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的相對(duì)發(fā)生概率變小。同時(shí)，優(yōu)勢(shì)比說(shuō)明，相對(duì)于參加農(nóng)業(yè)技術(shù)講座等活動(dòng)，不參加或不清楚也顯著降低了土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的相對(duì)發(fā)生概率。因此，H1成立。

模型2說(shuō)明，控制了政府產(chǎn)權(quán)與補(bǔ)貼政策和家庭自有資源后，非農(nóng)就業(yè)顯著不利于土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生。根據(jù)優(yōu)勢(shì)比值，從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者變?yōu)槠髽I(yè)職工或“其他”非農(nóng)就業(yè)時(shí)，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的相對(duì)發(fā)生概率降低。因此，H2不成立。

模型3說(shuō)明，控制生產(chǎn)技術(shù)和職業(yè)后，家庭自有資源中只有農(nóng)業(yè)收入對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生水平的影響顯著。其他家庭自有資源如人口、勞動(dòng)力數(shù)量或土地等影響均不顯著。因此，H3不成立。

模型4說(shuō)明，控制生產(chǎn)技術(shù)和職業(yè)后，政府的土地確權(quán)政策對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生水平具有顯著正面影響。優(yōu)勢(shì)比說(shuō)明，相對(duì)于沒(méi)有進(jìn)行土地確權(quán)，已完成確權(quán)乃至不清楚確權(quán)情況下土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的相對(duì)概率變大。因此，H4成立。

同時(shí)，政府補(bǔ)貼顯著有利于土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生。優(yōu)勢(shì)比也說(shuō)明，相對(duì)于使用補(bǔ)貼的情況，沒(méi)有使用農(nóng)資、良種或農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼會(huì)導(dǎo)致土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的相對(duì)發(fā)生概率降低。由此，H5成立。

模型5說(shuō)明，綜合五類(lèi)要素時(shí)，生產(chǎn)技術(shù)、家庭自有資源和政府產(chǎn)權(quán)政策以及補(bǔ)貼政策具有顯著影響，職業(yè)類(lèi)型則沒(méi)有顯著影響。其中，優(yōu)勢(shì)比說(shuō)明，參加農(nóng)業(yè)講座更有利于土地規(guī)模化經(jīng)營(yíng)的發(fā)生。而生產(chǎn)技術(shù)的傳播渠道中，僅有鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)藥公司或門(mén)面的正面影響統(tǒng)計(jì)顯著，其優(yōu)勢(shì)比為0.603。同時(shí)，家庭收入對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)具有顯著影響，雖然作用大小在方程中無(wú)從分析。

政府土地確權(quán)和補(bǔ)貼政策都對(duì)土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)具有正向作用。優(yōu)勢(shì)比說(shuō)明，有確權(quán)計(jì)劃、已確權(quán)和不清楚確權(quán)情況都提高了土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)的相對(duì)發(fā)生概率比值，而補(bǔ)貼政策中僅有農(nóng)資補(bǔ)貼一項(xiàng)具有顯著正面作用。

整體卡方檢驗(yàn)顯著性、對(duì)數(shù)似然值和兩項(xiàng)偽決定系數(shù)說(shuō)明5個(gè)模型均具有較好的擬合效果。解釋變量對(duì)被解釋變量的影響主要以優(yōu)勢(shì)比Exp（B）來(lái)說(shuō)明（表3）。進(jìn)一步地，Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明，上述五類(lèi)交互項(xiàng)對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生水平?jīng)]有顯著影響。參數(shù)檢驗(yàn)得到卡方值為4.665，自由度為8，顯著性為0.793＞0.05。這說(shuō)明，包含交互項(xiàng)的飽和模型與不包含交互項(xiàng)的簡(jiǎn)約模型的預(yù)測(cè)效果并無(wú)顯著差別。簡(jiǎn)約模型就可較充分地說(shuō)明五類(lèi)解釋變量的作用。因此，H6不成立。

五、結(jié)論與建議

本文回歸分析結(jié)果說(shuō)明，生產(chǎn)技術(shù)和政府政策是發(fā)展土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的兩個(gè)關(guān)鍵因素，而非農(nóng)就業(yè)和家庭資源的作用則相對(duì)有限。一方面，農(nóng)業(yè)技術(shù)的學(xué)習(xí)和現(xiàn)代農(nóng)用物資的廣泛銷(xiāo)售提高了土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生水平。另一方面，政府保護(hù)農(nóng)民利益的土地確權(quán)和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策則無(wú)疑構(gòu)成土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)展的另一個(gè)關(guān)鍵條件。但需要注意的是，并不是所有的補(bǔ)貼項(xiàng)目都具有這個(gè)效應(yīng)：首先，面向全國(guó)所有承包土地的農(nóng)民提供小額補(bǔ)貼的種糧直補(bǔ)無(wú)助于土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)展。另外，在控制生產(chǎn)技術(shù)和職業(yè)的前提下，農(nóng)資、良種和農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼都顯著提高土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生，但在不加控制的綜合模型中，則只有農(nóng)資補(bǔ)貼具有顯著正向作用。

本文還發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)或家庭資源并不是土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)展條件。以往研究認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)是大規(guī)模土地流轉(zhuǎn)的成因之一［17，26-27］。因此，非農(nóng)就業(yè)應(yīng)該有利于土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生。本文的發(fā)現(xiàn)并非要否定這一點(diǎn)，而是想凸顯時(shí)代的變化。與改革初期農(nóng)業(yè)過(guò)剩人口相比，當(dāng)代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的過(guò)剩程度大為改善，繼續(xù)流向非農(nóng)就業(yè)反而可能阻礙土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的發(fā)生，這也呼應(yīng)了“中國(guó)未來(lái)誰(shuí)來(lái)種地”的擔(dān)憂。

另外，家庭自有資源如勞動(dòng)力、資金和承包土地等要素都缺乏顯著影響。農(nóng)業(yè)收入雖有顯著正向作用，但受限于本文回歸模型設(shè)計(jì)的不足，其具體作用程度無(wú)從得到說(shuō)明，這也是本文回歸分析模型的局限所在。

最后，就提高土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)生水平而言，本文提出政策建議如下：

一方面，重視農(nóng)業(yè)科技的普及，完善農(nóng)用物資產(chǎn)銷(xiāo)體系。加大科技下鄉(xiāng)、科技講座、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)等活動(dòng)的實(shí)施力度。降低活動(dòng)參與門(mén)檻，擴(kuò)大活動(dòng)覆蓋范圍，更加精準(zhǔn)地響應(yīng)農(nóng)民生產(chǎn)需要。同時(shí)，包括農(nóng)藥、化肥和種子在內(nèi)，應(yīng)建立以市場(chǎng)為主導(dǎo)、以供需平衡為目標(biāo)的農(nóng)用物資生產(chǎn)銷(xiāo)售體系，降低農(nóng)民購(gòu)買(mǎi)和使用的經(jīng)濟(jì)成本，提高農(nóng)用物資產(chǎn)品的質(zhì)量。

另一方面，落實(shí)完成土地確權(quán)工作、優(yōu)化政府補(bǔ)貼項(xiàng)目。在中央統(tǒng)籌下，地方政府應(yīng)當(dāng)確保土地確權(quán)工作按照標(biāo)準(zhǔn)百分之百地貫徹落實(shí)。另外，應(yīng)削減種糧直補(bǔ)的額度，同時(shí)增加農(nóng)資補(bǔ)貼和良種補(bǔ)貼的額度，擴(kuò)大其實(shí)施范圍，增加申請(qǐng)和使用的便利性。農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼的效果應(yīng)當(dāng)定期評(píng)估，在效果完全不明顯時(shí)應(yīng)當(dāng)及時(shí)加以修正。