鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興、農(nóng)地流轉(zhuǎn)與資源配置效率

賀林波 譚果

摘要：基于2016—2020年湖南省的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度基礎，估計了農(nóng)地資源配置的效率，評價了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)地資源配置效率的影響。結(jié)果表明，農(nóng)戶家庭人口特征與村莊土地資源稟賦是決定農(nóng)戶承包土地規(guī)模的主要因素，在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體形成利益聯(lián)結(jié)成為決定農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模的核心因素之一;承包土地的資源配置效率有降低的趨勢，但是，經(jīng)營土地的資源配置效率有提高的趨勢;農(nóng)地流轉(zhuǎn)對承包土地的資源配置效率沒有影響或負向影響，對經(jīng)營土地的資源配置效率有顯著正向影響，農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于提高經(jīng)營土地的資源配置效率。因此，為提高農(nóng)地資源配置效率，要完善三權(quán)分置制度，政府要加大鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)項目的支持力度，引導新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體與農(nóng)戶建立利益聯(lián)結(jié)，提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，建立農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場交易中心，降低交易成本。

關鍵詞：鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興;農(nóng)地流轉(zhuǎn);資源配置;效率

中圖分類號： F323? 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2022）07-0234-08

收稿日期：2021-06-07

基金項目：湖南省社會科學基金（編號：19YBA188）。

作者簡介：賀林波（1973—），男，湖南益陽人，博士，教授，博士生導師，從事土地經(jīng)濟與政策法規(guī)研究。E-mail：helinbo@hunau.edu.cn。

土地是一種非常重要的自然資源，也是一種非常重要的生產(chǎn)資料，在我國還是一種具有社會保障功能的生存資料。土地資源的有效配置能夠顯著提高人們的生產(chǎn)與生活效率。土地資源有效配置一直都是社會關注的熱點問題。改革開放前，我國曾經(jīng)實行過農(nóng)地集體所有、集體經(jīng)營的體制，土地資源沒有實現(xiàn)有效配置，我國農(nóng)民付出了巨大努力，辛勤勞作，卻沒有解決溫飽問題，農(nóng)村社會發(fā)展陷入停滯。改革開放后，國家開始試行家庭聯(lián)產(chǎn)承包，實行農(nóng)地集體所有、家庭承包經(jīng)營的新體制，土地資源誤配得到緩解，配置效率有所提高。家庭承包經(jīng)營制調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，降低了集體經(jīng)營體制中的勞動監(jiān)督成本，使我國農(nóng)業(yè)在短時期內(nèi)獲得快速發(fā)展，對我國經(jīng)濟快速增長起到了至關重要的作用。

但是，家庭承包經(jīng)營制也存在土地資源誤配的情形。為保障公平性，村莊內(nèi)部配置農(nóng)地資源時，一般以家庭人口規(guī)模為依據(jù)平均分配，家庭人口越多，承包經(jīng)營的農(nóng)地越多。農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率上天然存在異質(zhì)性，可能存在這種情況：承包土地較多的農(nóng)戶效率低下，而承包土地較少的農(nóng)戶卻效率較高，導致土地資源誤配。哈耶克認為，在理想的市場模型中，包含權(quán)利清晰且確受保障、契約自由和過錯責任等原則，可以自動實現(xiàn)資源配置最優(yōu)化[1]。在家庭承包經(jīng)營制中，如果農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場完備，那么不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的農(nóng)戶可以自由交換農(nóng)地承包權(quán)，實現(xiàn)農(nóng)地資源從低效率農(nóng)戶向高效率農(nóng)戶的轉(zhuǎn)移。在我國農(nóng)村社會中，農(nóng)地承包權(quán)的產(chǎn)權(quán)不夠穩(wěn)定，為體現(xiàn)公平，隨著家庭人口增減，地方政府大多實施“3年一小調(diào)，5年一大調(diào)”的政策，這導致農(nóng)地流轉(zhuǎn)面臨許多制度障礙，農(nóng)地流轉(zhuǎn)進展緩慢[2]。黨的十八大以來，國家推出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，逐漸形成了農(nóng)地集體所有權(quán)、農(nóng)地承包權(quán)和農(nóng)地經(jīng)營權(quán)三權(quán)分置的新思路，修訂了相關法律制度，通過明晰產(chǎn)權(quán)，落實農(nóng)地集體所有制，穩(wěn)定家庭承包經(jīng)營制，搞活農(nóng)地經(jīng)營制。在這一政策背景下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)受到了越來越多的關注，農(nóng)地資源有效配置也成為理論研究的熱點問題。

農(nóng)地確權(quán)能夠提升農(nóng)地產(chǎn)權(quán)清晰度，促進我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)[3]。有學者認為，農(nóng)地使用權(quán)保持穩(wěn)定，在土地流轉(zhuǎn)過程能夠有效促進農(nóng)地資源的持續(xù)利用，抑制造成農(nóng)地肥力衰退的不當使用行為[4]。但也有學者認為，農(nóng)地使用權(quán)保持穩(wěn)定，對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資總量沒有顯著影響，而非農(nóng)就業(yè)機會才是影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資及貸款可得性的關鍵因素[5]，不同類型流轉(zhuǎn)農(nóng)地對農(nóng)戶投資產(chǎn)生不同的影響[6]。錢忠好進一步認為，非農(nóng)就業(yè)并不必然導致農(nóng)地流出，從家庭內(nèi)部分工的角度來看，會導致家庭成員出現(xiàn)兼業(yè)化[7]。有學者從農(nóng)民收入角度，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)清晰、農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入提升有顯著影響[8]，對農(nóng)民勞動生產(chǎn)率提高也有顯著作用[9]。陳海磊等研究發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)地能夠自由流轉(zhuǎn)的條件下，生產(chǎn)效率較高的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)入土地，且農(nóng)戶對其長期生產(chǎn)效率更為敏感，說明土地是從低效率的農(nóng)戶轉(zhuǎn)到高效率的農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)是有效率的[10]。蓋慶恩等則從土地資源誤配的角度，發(fā)現(xiàn)當前階段我國農(nóng)村土地資源誤配程度較大，勞動生產(chǎn)率不高[11]。Chen發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家的土地產(chǎn)權(quán)不清是阻礙土地流轉(zhuǎn)的主要因素之一，土地流轉(zhuǎn)不暢造成了這些國家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率普遍低下[12]。

上述研究從產(chǎn)權(quán)清晰、穩(wěn)定或非農(nóng)就業(yè)等角度，探討了阻礙農(nóng)地流轉(zhuǎn)的因素，描述了農(nóng)地資源配置的現(xiàn)狀，研究了影響農(nóng)地資源配置效率的相關因素，對于認識農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度、資源配置效率等具有重要意義。但是，自2017年開始，我國農(nóng)村社會的政治經(jīng)濟條件發(fā)生了較大變化。2017年10月，黨的十九大報告提出要實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，實現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興;提出2020年完成脫貧攻堅任務，實現(xiàn)全面小康，與鄉(xiāng)村振興有效銜接;提出城鄉(xiāng)要全面融合，實行一體化發(fā)展等。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的核心或重點在產(chǎn)業(yè)振興，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興是實現(xiàn)鄉(xiāng)村可持續(xù)發(fā)展的關鍵所在。在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)環(huán)境也出現(xiàn)了一些新動向：一是三權(quán)分置制度明確化。我國修訂了《中華人民共和國農(nóng)村土地承包法》，明確了土地集體所權(quán)、承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)的權(quán)利邊界[13]。二是農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場需求擴大。國家以鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)項目的形式，加大轉(zhuǎn)移支付力度，引導社會資本投資鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，建立龍頭企業(yè)合作社、種養(yǎng)大戶和家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，開發(fā)特色產(chǎn)業(yè)或鄉(xiāng)村旅游業(yè)，培育農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，延長農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈等，擴大了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場需要[14]。三是非農(nóng)就業(yè)范圍擴大。在鄉(xiāng)村振興背景下，農(nóng)戶除外出務工之外，也可以與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體形成各種利益聯(lián)結(jié)關系，比如，參股分紅、雇傭就業(yè)或流轉(zhuǎn)農(nóng)地收租等，非農(nóng)就業(yè)范圍擴大，農(nóng)戶就業(yè)選擇更多，這也可能會間接提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場需求[15]。

這意味著，實施鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興戰(zhàn)略，在一定程度上改變了我國農(nóng)村的經(jīng)濟社會發(fā)展格局，農(nóng)地流轉(zhuǎn)、土地資源配置效率及其相互關系等問題必然會出現(xiàn)新動向，值得深入研究。

本研究基于課題組在湖南省5年（2016—2020年）的農(nóng)戶追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土地資源配置效率的影響。筆者首先分析了在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度基礎及影響因素，然后使用方差法來測量土地資源配置效率，通過回歸分析研究鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土地資源配置效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶家庭特征與村莊土地資源稟賦是決定農(nóng)戶承包土地規(guī)模的主要因素，在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體形成利益聯(lián)結(jié)，成為決定農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模的核心因素之一;承包土地的資源配置效率有降低的趨勢，但是，經(jīng)營土地的資源配置效率有提高的趨勢;農(nóng)地流轉(zhuǎn)對承包土地的資源配置效率沒有影響或負向影響，對經(jīng)營土地的資源配置效率有顯著正向影響，農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于提高經(jīng)營土地的資源配置效率。為提高農(nóng)地資源配置效率，要完善三權(quán)分置制度，政府要加大鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)項目的支持力度，引導新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體與農(nóng)戶建立利益聯(lián)結(jié)，提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，建立農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場交易中心，降低交易成本。

1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于課題組2016—2020年在湖南省的追蹤調(diào)查。調(diào)查始于2016年，主題為產(chǎn)業(yè)扶貧、項目制和利益聯(lián)結(jié)機制等，連續(xù)觀察了5年。調(diào)查時間一般選擇在暑期，結(jié)合研究生“三下鄉(xiāng)”活動開展調(diào)查研究。在湖南省各地選擇1個樣本村，每村選擇農(nóng)戶約100戶，年調(diào)查樣本約1 300戶左右，調(diào)查內(nèi)容涵蓋農(nóng)戶的個體特征、家庭特征、生產(chǎn)、生活和消費特征等。獲得的初始樣本情況詳見表1。

在追蹤調(diào)查中，詢問了農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出問題，為準確衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增加值，使用分地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)價格指數(shù)對其進行平減，得到不變價衡量農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出（以2016年為基準）?？紤]到農(nóng)地流轉(zhuǎn)與利用的復雜情況，分別向農(nóng)戶詢問了農(nóng)地承包面積、農(nóng)地經(jīng)營面積和農(nóng)地耕作面積等問題。農(nóng)

地承包面積為農(nóng)戶從村委會以土地承包協(xié)議形式承包的土地面積，農(nóng)地經(jīng)營面積為農(nóng)地承包面積與農(nóng)地流入面積之和，農(nóng)地耕作面積為農(nóng)戶通過勞動實際耕作的面積。

表2概括了農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出和農(nóng)地面積的基本情況。2016—2020年，農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出呈現(xiàn)出弱增長趨勢，從2016年的18 640.80元/hm2，提高至2020年的21 152.10元/hm2，年均增長4.51%左右，與我國糧食生產(chǎn)的宏觀趨勢基本一致。農(nóng)戶的戶均承包面積為0.373 hm2/戶，戶均經(jīng)營面積為0.407 hm2/戶，戶均實際耕作面積達到了 0.573 hm2/戶。

2 農(nóng)地配置的影響因素

2.1 農(nóng)地配置的制度基礎

改革開放以來，我國開始實行家庭土地承包經(jīng)營制，將土地所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離，農(nóng)村土地歸集體所有，采取簽訂承包協(xié)議的方式向本村農(nóng)戶發(fā)包土地，農(nóng)戶享有土地承包經(jīng)營權(quán)。土地承包經(jīng)營權(quán)是一種財產(chǎn)權(quán)利，也是一種身份權(quán)利，只有隸屬于集體組織成員，才有資格獲得[16]。為了保障集體組織成員公平地占有和使用土地，一般以村或村民小組為單位，按人口數(shù)量平均分配土地，基本上不考慮集體組織成員在勞動能力或生產(chǎn)效率上的差異[17]。在這種制度條件下，農(nóng)戶家庭承包的土地規(guī)模一般由2個因素決定：

一是村或村小組集體組織的土地資源稟賦。由于農(nóng)村土地是以村或村小組為單位進行分配，不同地區(qū)的村或村小組集體組織擁有的土地資源不同，湖區(qū)或平原地區(qū)的土地資源較多，山區(qū)或丘陵區(qū)的土地資源較少。村或村小組集體組織的土地資源越多，在集體成員人口數(shù)量一定的條件下，農(nóng)戶家庭土地規(guī)模越大[18]。二是農(nóng)戶家庭人口數(shù)量。農(nóng)戶只能在村或村小組集體組織內(nèi)分配土地，在集體組織土地資源稟賦一定的條件下，農(nóng)戶家庭人口數(shù)量越多，分得的土地越多，農(nóng)戶家庭土地規(guī)模越大[19]。

為了鼓勵農(nóng)戶對土地進行長期投資，避免濫用土地等機會主義行為，我國多次發(fā)文要求維持土地承包經(jīng)營權(quán)15年或30年保持不變，2002年出臺的《中華人民共和國農(nóng)村土地承包法》和2008出臺的《中華人民共和國物權(quán)法》，更是以法律的形式明確規(guī)定：“承包期內(nèi)，發(fā)包方不得調(diào)整承包地”。但是，隨著村或小組集體成員的出生、死亡、升學、遷移或外嫁，家庭人口數(shù)量或規(guī)模處于變動之中，土地承包經(jīng)營權(quán)是一種身份權(quán)利，村或村小組集體組織成員都有權(quán)要求分配土地，土地平均分配的局面無法長期持續(xù)。因此，各地普遍采用“3年小調(diào)整，5年大調(diào)整”的政策，以維持土地的平均分配狀態(tài)[20]。

考慮到農(nóng)戶生產(chǎn)能力或效率的異質(zhì)性，平均分配屬于土地資源誤配，誤配越嚴重，土地資源配置效率越低。農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于合理配置土地資源，提高土地資源配置效率。但是，由于土地承包經(jīng)營權(quán)產(chǎn)權(quán)不清晰，身份權(quán)與經(jīng)營權(quán)混同，生產(chǎn)效率較低的農(nóng)戶不愿意放棄土地承包，農(nóng)地流轉(zhuǎn)面臨制度障礙[21]。因此，國家啟動了土地確權(quán)登記，將土地承包經(jīng)營權(quán)登記為不動產(chǎn)權(quán);2018年修改了《中華人民共和國農(nóng)村土地承包法》，明確規(guī)定土地集體所有、承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)三權(quán)分置，農(nóng)戶可以在保持土地承包權(quán)的前提下，自由流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權(quán)。至此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度障礙基本上已經(jīng)清除。

2017年，國家開始實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，提出鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺的總要求。我國逐漸加大了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)項目的支持力度，提出要促進農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，開發(fā)特色產(chǎn)業(yè)或鄉(xiāng)村旅游業(yè)，發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè);提出要與產(chǎn)業(yè)扶貧實現(xiàn)有效銜接，通過利益聯(lián)結(jié)機制，實現(xiàn)共同富裕，提升農(nóng)戶的幸福感、獲得感和安全感[22]。在國家的大力支持下，大量社會資本進入農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)開發(fā)，形成了龍頭企業(yè)、合作社、種養(yǎng)大戶和家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)主體+農(nóng)戶的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)逐漸向與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體有利益聯(lián)結(jié)的農(nóng)戶或種養(yǎng)大戶集中。因此，在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，農(nóng)戶經(jīng)營的土地規(guī)模由農(nóng)戶是否與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體存在利益聯(lián)結(jié)決定。

2.2 農(nóng)地分配影響因素的實證分析

農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)屬于身份權(quán)利，按人口平均分配，不以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率為標準進行分配，土地資源誤配的可能性非常大。鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，國家推動土地確權(quán)登記，實行土地所有權(quán)、承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)三權(quán)分置，掃除了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度障礙，土地資源誤配的可能性降低。因此，本研究以5年的連續(xù)追蹤數(shù)據(jù)，建立如下回歸方程，來實證檢驗家庭結(jié)構(gòu)、村莊特征、單位面積產(chǎn)出（農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率）以及利益聯(lián)結(jié)對土地規(guī)模的影響：

Y i，t=α+βH i，t+γE i，t+δA i，t+θC i，t+f i+f t+ε i，t。

式中，Y i，t表示第t年農(nóng)戶i的土地規(guī)模，包括3種情況：一是承包土地規(guī)模，二是經(jīng)營土地規(guī)模，三是耕作土地規(guī)模。承包土地規(guī)模是基于村民身份分配的土地，經(jīng)營土地規(guī)模是除承包土地之外通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)獲得土地，耕作土地規(guī)模是農(nóng)戶實際耕作的土地，包括承包的土地、流轉(zhuǎn)的土地和未流轉(zhuǎn)代種或代管的土地。H i，t表示第t年農(nóng)戶i的家庭結(jié)構(gòu)情況，包括2個方面：一是家庭人口數(shù)量，以戶為單位進行統(tǒng)計;二是勞動力比例，以勞動力人口占家庭人口比例進行統(tǒng)計。 E i，t表示第t年農(nóng)戶i的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，以單位面積年產(chǎn)出進行統(tǒng)計。A i，t表示第t年農(nóng)戶i的利益聯(lián)結(jié)，以二分變量進行統(tǒng)計，與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體有利益聯(lián)結(jié)關系為1，沒有利益聯(lián)結(jié)關系為0。C i，t表示控制變量，包括第t年農(nóng)戶i的個體特征、社會特征等。f i表示農(nóng)戶固定效應;f t表示時間固定效應;ε i，t為相應的殘差項;β、γ、δ和θ 為相應的回歸系數(shù)。為驗證發(fā)展趨勢，對于單位面積產(chǎn)出（農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率）和利益聯(lián)結(jié)，本研究采用滯后1期進行回歸分析，回歸結(jié)果見表3。

在表3中，方程（1）和（2）的因變量為土地承包面積，土地以村民身份為依據(jù)平均分配。在家庭特征中，人口數(shù)量與土地承包面積呈正相關關系，系數(shù)為0.231 2，在0.01的統(tǒng)計水平上顯著，說明家庭人口每增加1人，土地承包面積增加0.015 hm2;在村莊特征中，人均面積與土地承包面積同樣呈正相關關系，人均每增加1 hm2，土地承包面積增加 1.8 hm2。在方程（3）和（4）中，因變量為土地經(jīng)營面積，在方程（5）和（6）中，因變量為土地耕作面積，二者受家庭特征和村莊特征的影響與方程（1）和（2）類似。在上述方程中，將單位面積產(chǎn)出和利益聯(lián)結(jié)滯后1期進行回歸發(fā)現(xiàn)，在承包面積中，單位面積產(chǎn)出與承包面積呈負相關關系，且在0.01統(tǒng)計水平顯著，說明承包面積不是按農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進行分配;利益聯(lián)結(jié)與承包面積不相關，說明承包面積也不是按利益聯(lián)結(jié)進行分配。在經(jīng)營面積中，單位面積產(chǎn)出與經(jīng)營面積呈弱正相關關系，說明經(jīng)營面積在一定程度上按農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進行分配。利益聯(lián)結(jié)與經(jīng)營面積呈正相關關系，且在0.01的統(tǒng)計水平上顯著，說明經(jīng)營面積在一定程度上按利益聯(lián)結(jié)進行分配。耕作面積與經(jīng)營面積的結(jié)果類似。

從上述結(jié)果分析可以得出如下結(jié)論：決定土地規(guī)模的核心因素是家庭人口數(shù)量和村莊土地資源稟賦，二者與土地規(guī)模呈正相關關系。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不是決定土地承包規(guī)模的關鍵因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與承包面積呈負相關關系。但是，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與土地經(jīng)營面積和耕作面積呈弱正相關關系，這一點與蓋慶恩等的發(fā)現(xiàn)并不一致[23]。利益聯(lián)結(jié)與土地承包面積不相關，與土地經(jīng)營面積和耕作面積呈正相關關系，說明土地承包權(quán)是一種身份權(quán)利，主要與村民身份有關，土地承包面積主要由家庭人口數(shù)量和村莊土地資源稟賦決定，土地經(jīng)營權(quán)混合了身份權(quán)利和契約權(quán)利，可以通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)擴大經(jīng)營規(guī)模，在與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進行利益聯(lián)結(jié)的激勵下，土地收益預期提高，農(nóng)戶傾向于流入農(nóng)地，擴大土地經(jīng)營面積或耕作面積。

3 農(nóng)地資源配置效率測量

為了分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)地資源配置效率的影響，需要先行測量農(nóng)地資源配置的效率，預估農(nóng)地資源配置效率的現(xiàn)實情況。根據(jù)資源配置的相關理論，可以采用農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出的方差來測量土地資源配置效率。

3.1 農(nóng)地資源配置效率的測量方法

在理想的市場模型中，信息是完全且充分的，交易費用為0，同質(zhì)要素在市場中自由流動時，獲得的回報必然最終會趨同。如果資源擁有者的生產(chǎn)效率較低，要素邊際產(chǎn)出較低，那么根據(jù)市場規(guī)律，資源必然會向生產(chǎn)效率較高者轉(zhuǎn)移，直至市場中所有資源擁有者的生產(chǎn)效率趨同，邊際產(chǎn)出也趨同為止。在均衡狀態(tài)下，要素配置效率最佳，要素邊際產(chǎn)出的方差為0，對均衡狀態(tài)的任何偏離都是無效率的，偏離程度越高，效率越低。有學者運用方差方法，通過衡量要素邊際產(chǎn)出的分布情況，研究了我國東、中、西部以及東北地區(qū)農(nóng)戶家庭生產(chǎn)的要素配置扭曲程度及其與全要素生產(chǎn)率（TFP）總量的關系，發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)農(nóng)戶要素配置的扭曲存在顯著的差異[24]。

借鑒上述方法，可以測量農(nóng)地資源配置效率。本研究以單位面積產(chǎn)出作為衡量農(nóng)地資源配置效率的代理指標，通過方差來測量農(nóng)地資源配置效率的發(fā)散情況。數(shù)據(jù)越大，說明發(fā)散程度越大，效率越低;數(shù)據(jù)越小，發(fā)散程度越小，效率越高。農(nóng)地分配以村為單位，可以建立村級土地資源分配方差方程：

V n，t=（M-Y 1，t）2+（M-Y 2，t）2+…+（M-Y n，t）2n。

式中：M為村農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出的算術平均值;Y n，t為農(nóng)戶n在t年的單位面積產(chǎn)出;V n，t 為農(nóng)戶單位面積產(chǎn)值的方差，代表農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出的離散情況，離散越小，農(nóng)地資源配置效率越高。

3.2 農(nóng)地資源配置效率的現(xiàn)狀分析

基于以上方法，本研究測量了樣本所在地區(qū)村級承包土地、經(jīng)營土地和耕作土地的資源配置效率，分年度情況見圖1、圖2。對于承包土地資源配置效率情況，方差越小，土地資源配置效率越高，誤配程度越低。從數(shù)據(jù)上分析，所有村莊分年度的方差均顯著大于0，說明承包土地資源配置效率還有提升空間，農(nóng)地資源誤配情形比較普遍;從年度上分析，2016年方差為0.361 2，2020年方差為 0.373 4，方差逐年增加，說明承包土地的資源配置效率有下降趨勢，誤配程度有擴大趨勢。

使用方差衡量的經(jīng)營土地資源配置效率情況見圖2，方差越小，土地資源配置效率越高，誤配程度越低。從數(shù)據(jù)上分析，所有村莊經(jīng)營土地方差均顯著大于0，說明經(jīng)營土地的資源配置效率也有提升空間，農(nóng)地資源誤配也廣泛存在。從年度上分析，2016年的方差為0.362 3，2020年的方差為0.343 6，方差逐年減小，說明經(jīng)營土地的資源配置效率有上升趨勢，誤配程度有所下降。

以上分析表明，以村民身份為依據(jù)對農(nóng)地進行平均分配，農(nóng)地資源配置效率不高，誤配程度較大，且有逐年擴大趨勢，只有農(nóng)地自由流轉(zhuǎn)才能緩解這一狀況。在鄉(xiāng)村振興背景下，政府通過產(chǎn)業(yè)項目引導社會資本開發(fā)農(nóng)業(yè)、特色產(chǎn)業(yè)或鄉(xiāng)村旅游業(yè)，與農(nóng)戶達成各種形式的利益聯(lián)結(jié)，通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)，農(nóng)戶經(jīng)營土地規(guī)模逐年擴大，經(jīng)營土地的資源配置效率也逐年提升，誤配程度逐年下降。

4 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)地資源配置效率的影響

4.1 回歸模型設計

農(nóng)村土地承包權(quán)是一種身份權(quán)利，承包的土地資源以村民身份而非生產(chǎn)效率為依據(jù)進行分配，農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)是一種契約權(quán)利，經(jīng)營的土地資源可以通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)獲得。因此，可以預見，農(nóng)地流轉(zhuǎn)無法影響承包土地的資源配置效率，但必然會影響經(jīng)營土地的資源配置效率。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場越完備，市場需求越大，經(jīng)營土地的資源配置效率越高。為驗證這個結(jié)論，本研究建立以下方程：

V n，t=α+βL n，t+θC n，t+f n+f t+ε n，t。

式中：V n，t表示農(nóng)戶n在t年的單位面積產(chǎn)出方差;L n，t為農(nóng)戶n在t年的農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況;C n，t為控制變量，包括村莊人均土地規(guī)模、村莊人均收入、村民個體特征等;f n為村級固定效應;f t為時間固定效應;ε n，t為相應的殘差項;α、β、θ為相應的回歸系數(shù)。當V n，t越大時，說明土地資源配置效率越低，L n，t如果與其成正相關且統(tǒng)計顯著，那么農(nóng)地流轉(zhuǎn)會降低土地資源配置效率，如果與其成負相關且統(tǒng)計顯著，那么農(nóng)地流轉(zhuǎn)會提升土地資源配置效率。從數(shù)據(jù)上分析，如果β 系數(shù)小于0且統(tǒng)計顯著，那么農(nóng)地流轉(zhuǎn)會提升土地資源配置效率。

4.2 變量定義及說明

因變量或被解釋變量 V n，t 采用前文測量的農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出方差，使用承包土地單位面積產(chǎn)出方差和經(jīng)營土地單位面積產(chǎn)出方差分別統(tǒng)計，代表承包土地的資源配置效率和經(jīng)營土地資源配置效率。

自變量或解釋變量 L n，t 采用農(nóng)地流出或流入情況進行統(tǒng)計。農(nóng)地流出情況采用2個指標進行衡量，一是流出農(nóng)地農(nóng)戶占樣本總農(nóng)戶的比例，二是流出農(nóng)地占承包土地的比例。農(nóng)地流入也采用2個指標進行衡量：一是流入農(nóng)地農(nóng)戶占樣本總農(nóng)戶的比例，二是流入農(nóng)地占總承包土地的比例。表4給出了農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況的描述性統(tǒng)計情況。

由表4可知，農(nóng)地流出的農(nóng)戶比例和流出土地占比，分別從2016年的7.45%和3.28%，增長到2020年的11.36%和5.45%，無論是流出農(nóng)地的農(nóng)戶還是流出農(nóng)地的規(guī)模，都有明顯增長;農(nóng)地流入的農(nóng)戶比例和流入土地占比，分別從2016年的5.32%和2.35%，增長到2020年的6.48%和4.11%，無論是流入農(nóng)地的農(nóng)戶還是流入農(nóng)地的規(guī)模，也都有明顯增長。但是，考慮到農(nóng)地規(guī)模是固定的，農(nóng)地流出與流入的規(guī)?；蛘急炔⒉幌嗟?，流出農(nóng)地的規(guī)模明顯大于流入，這說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中，接受農(nóng)地流轉(zhuǎn)的不僅有農(nóng)戶，還有龍頭企業(yè)、合作社和家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。

在控制變量 C n，t 中，農(nóng)戶的個體特征、社會特征以及環(huán)境因素等都可能影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)農(nóng)地的決策或意愿。農(nóng)戶年齡越大，勞動力越弱，流出土地的可能性或意愿越大，流入土地的可能性或意愿越小。但是，農(nóng)戶年齡越大，種地經(jīng)驗或能力也會越豐富，職業(yè)路徑依賴性越強，也可能增加流出或流入土地的可能性或意愿;農(nóng)戶受教育程度越高，越有可能從事非農(nóng)職業(yè)，流出土地可能性或意愿越大。如果從事農(nóng)業(yè)，農(nóng)戶受教育程度越高，越有可能從事規(guī)模農(nóng)業(yè)或特色產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)生強烈的流入土地可能性或意愿;農(nóng)戶為女性，因勞動能力較弱，流出土地的可能性或意愿較大，流入土地的可能性或意愿較小。農(nóng)戶為男性，則可能正好相反;農(nóng)戶如果是中共黨員，接受黨和政府政策信息較快，與受教育程度可能會產(chǎn)生相似的影響;除此之外，耕地面積、農(nóng)業(yè)機械化水平和當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平等環(huán)境要素，無疑都會對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地決策行為產(chǎn)生影響。

4.3 結(jié)果與分析

表5報告了農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響土地資源配置效率的面板數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果。當因變量為承包土地單位面積產(chǎn)出方差時，農(nóng)地流出中的農(nóng)戶占比和土地占比與其呈正相關關系，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，農(nóng)地流入中的農(nóng)戶占比和土地占比與其呈正相關關系，但是影響不顯著。這說明轉(zhuǎn)出承包農(nóng)地的農(nóng)戶越多，轉(zhuǎn)出土地規(guī)模越大，土地資源配置效率越低。轉(zhuǎn)出承包農(nóng)地的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較低，只有通過轉(zhuǎn)出土地，才能提高土地資源配置效率。這也更進一步印證了之前的結(jié)論，承包土地面積是以村民身份為依據(jù)進行分配，家庭人口數(shù)量和村莊土地稟賦是決定性因素，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不是決定因素。

當因變量為經(jīng)營土地單位面積產(chǎn)出方差時，農(nóng)地流出中農(nóng)戶占比與其呈負相關關系且在0.01的統(tǒng)計水平上顯著，土地占比與其呈正相關關系但影響不顯著;農(nóng)地流入中的農(nóng)戶占比和土地占比與其呈負相關關系且在0.05的統(tǒng)計水平上顯著。這說明在經(jīng)營農(nóng)地流出行為中，流出農(nóng)地的農(nóng)戶越多，越有助于提高土地資源配置效率;在經(jīng)營農(nóng)地流入行為中，流入農(nóng)地的農(nóng)戶越多，流入農(nóng)地的規(guī)模越大，越有助于提高土地資源配置效率。

從回歸結(jié)果分析，農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為影響土地資源配置效率的決定性因素之一，尤其是在經(jīng)營土地的流入方面，農(nóng)戶占比和土地占比都對土地資源配置效率提升有顯著影響。結(jié)合前文分析可以判斷出，在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，政府加大了產(chǎn)業(yè)項目支持力度，吸引了大量社會資本投資農(nóng)業(yè)，成立新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，通過各種利益聯(lián)結(jié)方式帶動農(nóng)戶流入農(nóng)地，顯著地提高了土地資源配置效率。但是，在承包土地的流轉(zhuǎn)方面，農(nóng)戶占比和土地占比對土地資源配置效率提升有負向作用，以村民身份為依據(jù)的土地分配存在較大程度的資源誤配。

5 結(jié)論與政策建議

改革開放以來，我國農(nóng)村實行土地承包經(jīng)營制，土地集體所有權(quán)與農(nóng)戶承包經(jīng)營權(quán)兩權(quán)分離，激發(fā)了農(nóng)戶生產(chǎn)積極性，促進農(nóng)業(yè)快速發(fā)展。但是，土地是以村民身份為依據(jù)平均分配，不以農(nóng)戶生產(chǎn)能力或效率為依據(jù)進行分配，必然會帶來土地資源配置效率不高或誤配的問題。理論上而言，農(nóng)地自由流轉(zhuǎn)有助于提高土地資源配置效率，現(xiàn)有文獻大多集中于農(nóng)地自由流轉(zhuǎn)面臨的障礙問題，對農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否真正有助于提升土地資源配置效率關注不多。在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，國家實行土地集體所有權(quán)、承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)三權(quán)分置制度，消除了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制度障礙，通過鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)項目加大轉(zhuǎn)移支付力度，引導社會資本投資農(nóng)業(yè)，擴大農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場需求，農(nóng)地流轉(zhuǎn)與土地資源配置效率的關系出現(xiàn)新動向。本研究基于筆者所在課題組連續(xù)5年追蹤調(diào)查獲得的數(shù)據(jù)進行研究，得出如下結(jié)論：

一是農(nóng)戶家庭人口特征和村莊土地資源稟賦是決定土地承包面積規(guī)模的決定因素，農(nóng)戶生產(chǎn)效率與土地承包面積規(guī)模呈負相關或不相關關系，土地資源誤配程度較高。在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，農(nóng)戶與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體間的利益聯(lián)結(jié)，成為土地經(jīng)營面積規(guī)模的決定因素之一，有助于改善土地資源誤配程度，提高土地資源配置效率。

二是承包土地資源配置效率不高，誤配程度還有提高的趨勢。2016—2020年，承包土地農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出的方差有所提高;但是，在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，經(jīng)營土地資源配置效率有所提高，誤配程度有所下降。2016—2020年，經(jīng)營土地農(nóng)戶單位面積產(chǎn)出的方差有所下降。

三是農(nóng)地流轉(zhuǎn)方向?qū)ν恋刭Y源配置效率有顯著的異質(zhì)性影響。如果是承包土地，農(nóng)地流出對土地資源配置效率有負向顯著影響，流出越多，土地資源配置效率越低，農(nóng)地流入對土地資源配置效率影響不顯著;如果是經(jīng)營土地，農(nóng)地流出和流入都對土地資源配置效率有正向顯著影響，農(nóng)地流轉(zhuǎn)越多，土地資源配置效率越高。在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興背景下，與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體形成利益聯(lián)結(jié)的農(nóng)戶，土地生產(chǎn)效率更高，通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)獲得了更多的土地資源，有助于提高經(jīng)營土地資源配置效率，降低土地資源誤配程度。

為進一步改善土地資源配置效率，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，應當從以下幾個方面著手：一是繼續(xù)完善三權(quán)分置制度。在現(xiàn)行土地確權(quán)的基礎上，強力保障農(nóng)戶的承包權(quán)不受影響，進一步明晰土地經(jīng)營權(quán)的邊界，提高土地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)自由度。二是提高鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興力度。國家加大產(chǎn)業(yè)項目的轉(zhuǎn)移支付力度，引導社會資本投資鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，進一步擴大農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場需求，促進土地經(jīng)營權(quán)自由快速流轉(zhuǎn)。三是消除農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策障礙。建立農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場交易中心，在土地確權(quán)的基礎上，推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易市場信息化，降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易費用，提高土地資源配置效率。

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