農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)影響因素分析
——理論與實證

楊佳利

（韶關(guān)學(xué)院 商學(xué)院，廣東 韶關(guān) 512005）

我國農(nóng)業(yè)在改革開放后實現(xiàn)了快速發(fā)展，1979-1984年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值年均增長7.7%，1985-1991年回落到4.4%，1992-2002年呈現(xiàn)出先快后慢的增長波動，平均增速為4.6%。2004-2019年農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值年均增長5.95%，見圖1。

圖1 2004-2019年我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值及實際增長率

2020年我國糧食產(chǎn)量再創(chuàng)歷史新高，但是增速卻有所下滑。在經(jīng)濟新常態(tài)和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型時期，我國農(nóng)業(yè)如何才能保持持續(xù)穩(wěn)定的增長？通常認(rèn)為，效率的提升才是農(nóng)業(yè)長足發(fā)展的根本。針對小規(guī)模分散經(jīng)營方式效率低下的弊端，有研究論證了農(nóng)地流轉(zhuǎn)能有效改善和提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，同時發(fā)現(xiàn)不同區(qū)域以及不同階段的驅(qū)動作用存在明顯差別［1］。究竟哪些因素影響和制約著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率驅(qū)動效應(yīng)的發(fā)揮？如果不考慮這些外部制約條件對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)生產(chǎn)率作用的影響，而一味地強調(diào)提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)水平，很可能會與提升生產(chǎn)率的目的背道而馳。

一、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從宏觀和微觀層面選取指標(biāo)探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)的影響因素。

（一）工業(yè)化和城鎮(zhèn)化

我國的農(nóng)地流轉(zhuǎn)是在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的大背景下同步推進(jìn)和發(fā)展的，農(nóng)業(yè)的發(fā)展必然受制于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。首先，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展將對農(nóng)地流轉(zhuǎn)生產(chǎn)率效應(yīng)產(chǎn)生拉力。工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快，工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)的能力就越強，有利于流轉(zhuǎn)新型農(nóng)業(yè)主體加快技術(shù)采用和擴散；工業(yè)化和城鎮(zhèn)化背景下工商資本下鄉(xiāng)是農(nóng)地流轉(zhuǎn)后資本替代勞動力的必然趨勢，工商資本下鄉(xiāng)以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和產(chǎn)量為目的，帶動農(nóng)業(yè)技術(shù)引進(jìn)，因此會發(fā)揮出比傳統(tǒng)家庭生產(chǎn)更高的效率，兩者相互影響，互為因果。然而，我們也應(yīng)當(dāng)看到硬幣的另一面，在城市工業(yè)化、城鄉(xiāng)一體化背景下，農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移是必然的趨勢，我國農(nóng)村青壯年勞動力快速非農(nóng)化，農(nóng)村留守人口（兒童、老人和婦女）帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)問題和各種社會問題已日漸顯現(xiàn)。此外，農(nóng)民社會主體老弱化趨勢明顯。我國農(nóng)村少子、老齡化現(xiàn)狀引起了廣泛關(guān)注，既然“三留人口”難以轉(zhuǎn)化為新型職業(yè)農(nóng)民，農(nóng)地流轉(zhuǎn)背景下農(nóng)業(yè)勞動投入質(zhì)和量的下降就給農(nóng)業(yè)配置效率提升帶來了考驗，流轉(zhuǎn)未必一定能促進(jìn)配置效率提升［2］。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H1：工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率發(fā)揮存在顯著影響。

（二）政策制度與市場發(fā)育

王雪琪、曹鐵毅、鄒偉指出，不同類型農(nóng)戶經(jīng)營目標(biāo)對效率差異具有顯著影響，原因在于新型農(nóng)業(yè)主體經(jīng)營的利潤最大化目標(biāo)與長期以來傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)風(fēng)險規(guī)避的生存目標(biāo)之間存在顯著矛盾，政府對農(nóng)地市場的干預(yù)不能全面地考慮農(nóng)戶目標(biāo)偏差，從而影響了農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的發(fā)揮［3］。闞立娜、李錄堂、文龍嬌則通過實證研究得出，政府財政支農(nóng)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率發(fā)揮具有顯著正向影響［4］。

也有學(xué)者提出農(nóng)地市場化水平是影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的關(guān)鍵因素。梁立華認(rèn)為，農(nóng)村信息網(wǎng)絡(luò)設(shè)備相對落后，加上農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場不完善，容易引起農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場供給與需求信息的不對稱性［5］?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)土地集中化規(guī)?；?jīng)營的需求與現(xiàn)階段農(nóng)地流轉(zhuǎn)局限在小農(nóng)之間的現(xiàn)實進(jìn)一步影響了農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的發(fā)揮。市場化水平是農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率發(fā)揮的外部約束條件，對農(nóng)地流轉(zhuǎn)要素配置、農(nóng)地需求和供給等各個方面均產(chǎn)生重要影響。完備市場機制下，農(nóng)業(yè)交易成本可以大大降低，農(nóng)業(yè)要素配置便利，新型農(nóng)業(yè)主體通過加大農(nóng)業(yè)技術(shù)投入和使用力度，從而刺激農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率提升。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H2：政策與市場化因素對農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率發(fā)揮具有正向推動作用。

（三）地區(qū)經(jīng)濟與自然稟賦

童堯研究提出，農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域的社會經(jīng)濟條件和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的歷史現(xiàn)實等是影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的外在約束條件［6］。夏玉蓮、匡遠(yuǎn)配認(rèn)為，要從流轉(zhuǎn)效率顯著水平、流轉(zhuǎn)協(xié)調(diào)性和平衡性三個層面來衡量農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)濟效應(yīng)，研究表明，我國東部得益于較高的經(jīng)濟發(fā)展水平，流轉(zhuǎn)效率大小顯示出明顯的優(yōu)勢，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響存在地區(qū)不平衡性［7］?？镞h(yuǎn)配、楊佳利認(rèn)為，受到地區(qū)間政策制度、經(jīng)濟收入水平、氣候差異、自然條件、技術(shù)水平和資源稟賦的影響，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)技術(shù)效率存在顯著的區(qū)域差異且差異有逐步拉大的趨勢，基于宏觀數(shù)據(jù)研究得出，我國地域廣闊，受到各類宏觀因素的影響，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率地區(qū)差異在我國表現(xiàn)非常明顯，東部效率遠(yuǎn)超其他地區(qū)和全國平均水平［8］。李濤基于微觀數(shù)據(jù)實證研究了土地城鄉(xiāng)流轉(zhuǎn)前和流轉(zhuǎn)后效率差異，研究得出，流轉(zhuǎn)技術(shù)效率區(qū)域差異較大的原因在于城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)業(yè)用地與城市用地的投資回報率差異和用地的勞動力成本，縮小農(nóng)地流轉(zhuǎn)技術(shù)效率差距的關(guān)鍵在于調(diào)整城鄉(xiāng)收入差距、降低勞動力成本和激發(fā)投入要素的活力［9］?？镞h(yuǎn)配、楊佳利認(rèn)為，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)自然稟賦不占優(yōu)勢，雖然近年來西部地區(qū)流轉(zhuǎn)廣度保持著較快的增長水平，但是自然條件依然是制約效率改進(jìn)的關(guān)鍵因素［1］。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H3：經(jīng)濟發(fā)展水平與自然稟賦對農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率發(fā)揮具有顯著影響。

（四）農(nóng)戶因素

農(nóng)村人力資本水平對采納農(nóng)業(yè)新技術(shù)的意愿和流轉(zhuǎn)規(guī)模效率均起到關(guān)鍵作用。有研究認(rèn)為，村干部行為差異和農(nóng)民生產(chǎn)效率的高低都是影響流轉(zhuǎn)效率的重要因素［6］。農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅帶動農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的流動，還促使勞動力和其他生產(chǎn)要素一起向邊際產(chǎn)出高的農(nóng)戶——技術(shù)農(nóng)民手中集中，技術(shù)農(nóng)民是中國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的支撐群體，相對于傳統(tǒng)普通小農(nóng)戶而言，技術(shù)農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中能發(fā)揮出比普通農(nóng)業(yè)勞動力更高的生產(chǎn)效能，推動著中國農(nóng)業(yè)從傳統(tǒng)的、落后的、小規(guī)模農(nóng)業(yè)向資金技術(shù)密集型的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變。已有文獻(xiàn)通過實證論證了農(nóng)地流轉(zhuǎn)能有效刺激農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高。農(nóng)地通過轉(zhuǎn)包、出租等多樣化形式流轉(zhuǎn)到新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體、種田能手和新型職業(yè)農(nóng)民手中，他們成為中國的技術(shù)農(nóng)民，而且這部分群體隊伍在不斷壯大，他們能快速對農(nóng)業(yè)政策做出反應(yīng)，不僅具有比傳統(tǒng)小農(nóng)戶更高的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，還具有較強的農(nóng)業(yè)核心技術(shù)運用推廣能力。作為新技術(shù)和新產(chǎn)品推廣的載體和我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)力量發(fā)展的基石，中國技術(shù)農(nóng)民將推進(jìn)我國農(nóng)業(yè)市場革新和提高我國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H4：農(nóng)戶素質(zhì)越高，越有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的發(fā)揮。

二、模型選擇與變量選取

（一）模型的選擇

考察在外力作用下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率差異可采用下面幾種方法。第一種方法是人為分組法，即按照一定的標(biāo)準(zhǔn)將變量分成不同的組別分別檢驗，對比分組后效應(yīng)的差異，這種方法的難點在于如何確定各項指標(biāo)的臨界值，實踐操作性不強。另外一種方法是借助計量交互項模型來分析變量之間的關(guān)系，但是實際操作中受到內(nèi)生性問題和交互形式的制約。基于上述兩種方法的局限，本文將引進(jìn)Hansen提出的閾值面板回歸模型［10］，該模型的優(yōu)點在于能一定程度克服上述兩類模型的局限，通過計算面板回歸模型的門檻值（閾值）和降低變量之間的內(nèi)生性問題帶來的估計誤差，有效檢驗在外部因素干擾下農(nóng)地流轉(zhuǎn)生產(chǎn)率效應(yīng)的差異，模型設(shè)定如下：

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)率，tfgit代表農(nóng)地流轉(zhuǎn)，I（）為門限指標(biāo)函數(shù)，表示其他影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的控制變量。

（二）變量選取

1.閾值變量

前文研究表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)的影響因素主要包括工業(yè)化和城鎮(zhèn)化、政策制度與市場發(fā)育、地區(qū)經(jīng)濟與自然稟賦和微觀農(nóng)戶因素幾大范疇，結(jié)合現(xiàn)有研究成果，選取指標(biāo)表征上述因素。工業(yè)化水平用第二產(chǎn)業(yè)增加值占比來表征（gyzjz）；城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)化率（各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋龋┍碚鳎╮kczh），制度方面政府治理或政府行為也是制度環(huán)境內(nèi)容的重要方面，用各省年度科技支農(nóng)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表征（kjzn）；市場化水平選擇了學(xué)術(shù)界常用的市場化指數(shù)（Market），區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平用恩格爾系數(shù)（engal）和人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（Per nycz）表征，自然稟賦用家庭承包耕地面積（gd）表征；農(nóng)戶自身因素用規(guī)模農(nóng)戶占比（jsnm）進(jìn)行衡量，此處參照匡遠(yuǎn)配研究成果，將經(jīng)營面積為50畝以上的農(nóng)戶定義為規(guī)模農(nóng)戶［8］。研究中所需數(shù)據(jù)均根據(jù)樣本期《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等相關(guān)數(shù)據(jù)整理并計算得出。

2.解釋變量與控制變量

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是本研究的解釋變量，研究根據(jù)《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》中家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積除以家庭承包經(jīng)營的耕地面積計算得出樣本期各地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)率，見圖2。

圖2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)率分布頻數(shù)圖

控制變量的選取參考匡遠(yuǎn)配和楊佳利的研究成果。

3.被解釋變量

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率為本研究的被解釋變量。基于中國農(nóng)業(yè)省級面板投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)、HMB生產(chǎn)率指數(shù)和R3.4.3軟件，對生產(chǎn)率變化指數(shù)進(jìn)行綜合測算。本研究將采用非參數(shù)HMB指數(shù)方法對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，公式如下：

上式中，M0（xs，ys，xt，yt）是從s期到t期產(chǎn)出角度的Malmquist指數(shù)，Mi（xs，ys，xt，yt）是從s期到t期投入角度的Malmquist指數(shù)。根據(jù)HMB指數(shù)公式，生產(chǎn)率指數(shù)可分解為TC（技術(shù)進(jìn)步率）、EC（技術(shù)效率）、SC（規(guī)模效率）和ME（配置效率），測算結(jié)果將抵消掉三年的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，測算時輸入軟件的是2003-2019年共17年的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，軟件將測算出2005-2018年共計14年的HMB指數(shù)，測算結(jié)果，見表1。各變量的描述性統(tǒng)計，見表2。

表1 2005-2018年中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的HMB指數(shù)

表2 變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)表1

三、實證結(jié)果分析

（一）閾值及其系數(shù)估計

根據(jù)Hansen的研究方法，檢驗閾值效應(yīng)的顯著性和閾值變量的真實性并估計出閾值及其系數(shù)是閾值效應(yīng)檢驗的前提。檢驗結(jié)果，見表3。

表3 閾值檢驗結(jié)果

續(xù)表3

根據(jù)表3的閾值的檢測結(jié)果，將上述影響因素分為兩類，一類是單閾值影響因素，包括：科技支農(nóng)（kjzn）、恩格爾系數(shù)（engal）、家庭承包經(jīng)營耕地面積（gd）、人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（Per nycz）和人口城鎮(zhèn)化（rkczh）五個因素；存在雙重閾值的影響因素包括工業(yè)增加值（gyzjz）、技術(shù)農(nóng)民（jsnm）和市場化水平（Market）三個影響因素。

（二）農(nóng)地流轉(zhuǎn)生產(chǎn)率效應(yīng)影響因素回歸分析

在檢驗了閾值效應(yīng)的顯著性和閾值變量的真實性并估計出閾值及其系數(shù)后，下面檢驗閾值變量（影響因素的表征指標(biāo)）在不同閾值區(qū)間的影響方向和程度，結(jié)果見表4。

表4 農(nóng)地流轉(zhuǎn)生產(chǎn)率效應(yīng)影響因素回歸結(jié)果

深入研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率閾值變量的作用方向和作用程度的變化特征，對精確制定和實施農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策具有重要實踐意義。上述實證檢驗具體結(jié)論如下：科技支農(nóng)（kjzn）存在單一的閾值0.067 5，kjzn＜0.067 5時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對生產(chǎn)率的作用為2.113 7，農(nóng)地流轉(zhuǎn)每提高一個百分點，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率將提高2.113 7%；當(dāng)科技支農(nóng)閾值變量大于0.067 5時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)系數(shù)值提升到3.335 5，系數(shù)變化相當(dāng)明顯。說明政府科技支農(nóng)有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)革新，刺激了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)發(fā)揮，二者呈正向變化。

恩格爾（engal）存在單一的閾值3.555 3，當(dāng)engal＜3.555 3時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用為2.926 0，說明恩格爾系數(shù)這一閾值變量樣本值處在這一區(qū)間時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)每增加一個百分點，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率將提高2.926 0%，而當(dāng)恩格爾系數(shù)跨越這一閾值，大于3.555 3時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率系數(shù)值變?yōu)?.269 2%，說明農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)的推廣與應(yīng)用、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的選擇、農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的提高都受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟條件的制約。經(jīng)濟增長通過擴大市場規(guī)模、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者提供市場條件，二者呈正向變化。

耕地（gd）存在單一的閾值，當(dāng)gd＜15.736 8時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用為2.480 0，說明耕地閾值變量樣本值處在這一閾值區(qū)間時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)每提高一個百分點，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率將提高2.480 0%，而當(dāng)耕地跨越閾值大于15.736 8時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)系數(shù)值有較高提升，變?yōu)?.600 5，系數(shù)變化相當(dāng)明顯，說明自然條件確實是農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率發(fā)揮的制約因素。

人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（Per nycz）存在單一的閾值，Per nycz＜0.473 0時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用為2.537 8，說明人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值樣本值處在這一閾值區(qū)間時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)每增加一個百分點，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率將提高2.537 8%，而當(dāng)人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值Per nycz＞0.473 0時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)系數(shù)值有較高提升，變?yōu)?.219 8，系數(shù)變化相當(dāng)明顯，二者呈負(fù)向變化。此結(jié)論與現(xiàn)有多數(shù)研究結(jié)論相悖，即便如此，本研究認(rèn)為當(dāng)前的經(jīng)濟發(fā)展沒能有效刺激流轉(zhuǎn)效率提高的可能原因在于，新中國成立以來我國重視工業(yè)的快速發(fā)展導(dǎo)致了資本、土地、勞動力農(nóng)業(yè)投入要素被二三產(chǎn)業(yè)侵占，農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模擴大然而深度尚不夠，因此制約了效率的提升。

人口城鎮(zhèn)化（rkczh）存在單一的閾值，當(dāng)rkczh＜3.864 7時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對生產(chǎn)率的作用為2.108 6，說明人口城鎮(zhèn)化閾值變量樣本值處在這一閾值區(qū)間時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)每提高一個百分點，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率將提高2.108 6%，而當(dāng)城鎮(zhèn)化水平變量值大于3.970 7時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)反而下降到1.963 6%，說明在人口城鎮(zhèn)化背景下，“三留人口”難以轉(zhuǎn)化為新型職業(yè)農(nóng)民，農(nóng)地流轉(zhuǎn)背景下農(nóng)業(yè)勞動投入質(zhì)和量的下降給農(nóng)業(yè)配置效率提升帶來了考驗，流轉(zhuǎn)未必一定能促進(jìn)效率提升。結(jié)論表明人口城鎮(zhèn)化給農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率提升帶來了巨大考驗。

工業(yè)增加值（gyzjz）存在兩個閾值（7.724 5與8.100 0）、三個區(qū)間。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的效率作用系數(shù)分別是4.196 7、1.626 4和2.918 0，當(dāng)工業(yè)增加值第一個閾值以內(nèi)的區(qū)間gyzjz＜7.724 5時，其間農(nóng)地流轉(zhuǎn)作用力最高為4.196 7，而處在第二、三區(qū)間其作用力分別下降為1.626 4和2.918 0，工業(yè)化水平越高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的作用越小，總體上說，二者呈負(fù)向變化。實證結(jié)果表明，工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)并沒有發(fā)揮出預(yù)期的作用。

規(guī)模農(nóng)戶比例（jsnm）存在兩個閾值（0.012 5和0.017 6）、三個區(qū)間。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的效率作用系數(shù)分別是1.946 3、2.671 2和3.089 3，規(guī)模農(nóng)戶比例提高有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的提升。農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策扭轉(zhuǎn)了長期以來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素分散性導(dǎo)致的小農(nóng)生產(chǎn)規(guī)模經(jīng)營被束縛的模式，通過市場化流通實現(xiàn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的釋放和規(guī)模化集約化經(jīng)營，有效節(jié)約勞動力成本，實現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模效率的提升。

市場化水平（Market）存在兩個閾值（7.031 1和7.660 0）和三個區(qū)間。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)作用系數(shù)分別是2.077 1、2.598 9和3.039 5，這明顯體現(xiàn)出了市場化水平對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率有正向促進(jìn)趨勢。這也一定程度說明，市場化水平是農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率提升和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要先決條件。

四、總結(jié)

上述研究表明：農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)的發(fā)揮確實受到諸多外部條件的制約，致使農(nóng)地流轉(zhuǎn)在不同的外部條件下，對生產(chǎn)率的作用力存在差異。研究表明，科技支農(nóng)、恩格爾系數(shù)、耕地、市場化水平、規(guī)模農(nóng)戶比例對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)起到推動作用，而人口城鎮(zhèn)化、人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)增加值對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的生產(chǎn)率效應(yīng)的影響是負(fù)向的。上述結(jié)論對全面提升中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)生產(chǎn)率和促進(jìn)農(nóng)業(yè)全面轉(zhuǎn)型具有以下啟示：第一，不能只注重農(nóng)地流轉(zhuǎn)水平的提高，而應(yīng)該把側(cè)重點放到流轉(zhuǎn)效率這個問題上，進(jìn)一步挖掘農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的增長潛力。第二，當(dāng)前工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)可能是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)程中存在“生產(chǎn)率悖論”的原因，這為我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策制定和實施提供了一定的證據(jù)。第三，流轉(zhuǎn)效率提升要結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展實際，推動地方政府角色與行為的改變，將政府權(quán)力集中在健全市場機制、強化監(jiān)管服務(wù)功能和培育新型經(jīng)營主體以及防范風(fēng)險等方面。