农地流转对粮食生产技术效率的影响研究——基于数量和质量双重视角

ＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｇｒｏ－ＦｏｒｅｓｔｒｙＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ

（１）：２８－３５．

ｈｔｔｐ：／／ｘｕｅｂａｏ．ｊｘａｕ．ｅｄｕ．ｃｎＥ－ｍａｉｌ：ｎｌｊｊｇｌｘｂ＠ｓｉｎａ．ｃｏｍ

朱建军，张蕾．农地流转对粮食生产技术效率的影响研究———基于数量和质量双重视角［Ｊ］．农林经济管理学报，２０１９，１８

农地流转对粮食生产技术效率的影响研究

———基于数量和质量双重视角

朱建军１，张　蕾２∗

（１．山东农业大学经济管理学院，山东泰安２７１０１８；２．内蒙古师范大学经济学院，内蒙古呼和浩特０１００２２）摘要：农地流转作为耕地资源配置的重要方式，其发育不仅体现在数量上，也体现在质量上，基于此，利用中国农村家庭追踪调查数据，从数量和质量双重视角分析农地流转对粮食生产技术效率的影响。结果表明：在流转数量上，是否流转对粮食生产技术效率的影响不显著；流转面积的影响为倒Ｕ型，即粮食生产技术效率随着流转面积的增加先上升后下降，这反映粮食生产的适度规模原则。在流转质量上，流转期限长短对粮食生产技术效率的影响不显著；流转是否有偿正向影响显著，流转价格的影响为倒Ｕ型，即粮食生产技术效率随着流转价格的增加先上升后下降。

关键词：农地流转；技术效率；数量；质量；粮食生产

中图分类号：Ｆ３２５．１５　　　　文献标志码：Ａ　　　　文章编号：２０９５－６９２４（２０１９）０１－００２８－０８ＤＯＩ：１０．１６１９５／ｊ．ｃｎｋｉ．ｃｎ３６－１３２８／ｆ．２０１９．０１．０４

ＩｍｐａｃｔｏｆＦａｒｍｌａｎｄＴｒａｎｓｆｅｒｏｎＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙ

ｏｆＧｒａｉｎＰｒｏｄｕｃｔｉｏｎ：ＡＳｔｕｄｙＢａｓｅｄｏｎＤｕａｌ

ＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓｏｆＱｕａｎｔｉｔｙａｎｄＱｕａｌｉｔｙ

（１．ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＳｈａｎｄｏｎｇＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｔａｉ’ａｎ２７１０１８，Ｃｈｉｎａ；Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｆａｒｍｌａｎｄｔｒａｎｓｆｅｒ，ａｎｉｍｐｏｒｔａｎｔｍｅａｎｓｏｆｃｕｌｔｉｖａｔｅｄｌａｎｄｒｅｓｏｕｒｃｅｓａｌｌｏｃａ⁃

ＺＨＵＪｉａｎ⁃ｊｕｎ１，ＺＨＡＮＧＬｅｉ２∗

２．ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，ＩｎｎｅｒＭｏｎｇｏｌｉａＮｏｒｍａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｈｏｈｈｏｔ０１００２２，Ｃｈｉｎａ）

ｔｉｏｎ，ｉｓｒｅｆｌｅｃｔｅｄｎｏｔｏｎｌｙｉｎｑｕａｎｔｉｔｙ，ｂｕｔａｌｓｏｉｎｑｕａｌｉｔｙ．Ｐｒｅｖｉｏｕｓｓｔｕｄｉｅｓｈａｖｅｍｏｓｔｌｙａｎａｌｙｚｅｄｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｆａｒｍｌａｎｄｔｒａｎｓｆｅｒｏｎｔｈｅｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｆｒｏｍｔｈｅｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｗｈｉｌｅｏｎｌｙａｆａｒｍｌａｎｄｔｒａｎｓｆｅｒｏｎｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｆｒｏｍｂｏｔｈｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅａｎｄｑｕａｌｉｔａｔｉｖｅｐｅｒｓｐｅｃ⁃ｆｅｗｈａｖｅｄｏｎｅｉｔｆｒｏｍｔｈｅｑｕａｌｉｔａｔｉｖｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ．Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｉｓ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｓｙｓｔｅｍａｔｉｃａｌｌｙａｎａｌｙｚｅｄｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｔｉｖｅｓｕｓｉｎｇｔｈｅｄａｔａｏｆＣｈｉｎａＲｕｒａｌＨｏｕｓｅｈｏｌｄＰａｎｅｌＳｕｒｖｅｙ．Ｅｍｐｉｒｉｃａｌｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｅｄｔｈａｔｏｎｔｈｅｑｕａｎｔｉｔｙｏｆｆａｒｍｌａｎｄｔｒａｎｓｆｅｒ，ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｗｈｅｔｈｅｒｏｒｎｏｔｔｏｔｒａｎｓｆｅｒｏｎｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｗａｓｎｏｔｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ；ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｔｒａｎｓｆｅｒａｒｅａｔｏｏｋａｎｉｎｖｅｒｔｅｄＵ－ｓｈａｐｅ．Ｎａｍｅｌｙ，ｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｉｎ

　　收稿日期：２０１８⁃１２⁃０３　　修回日期：２０１８⁃１２⁃３１

人文社科研究计划项目（Ｊ１６ＷＦ６４）

作者简介：朱建军（１９８２—），男，副教授，博士，主要从事农村土地研究，Ｅ⁃ｍａｉｌ：ｎｊｚｈｕｊｉａｎｊｕｎ＠１６３．ｃｏｍ；∗通信作者：

张蕾，博士，副教授。

ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｉｎｃｒｅａｓｅｄｆｉｒｓｔｂｅｆｏｒｅｉｔｄｅｃｒｅａｓｅｄｗｉｔｈｔｈｅｉｎｃｒｅａｓｅｏｆｔｒａｎｓｆｅｒａｒｅａ，ｗｈｉｃｈｒｅｆｌｅｃｔｅｄｔｈｅｐｒｉｎｃｉｐｌｅｏｆ

基金项目：教育部人文社会科学基金项目（１７ＹＪＣ７９０２１３）、山东省自然科学基金项目（ＺＲ２０１６ＧＱ１０）和山东省高校

第１期朱建军等：农地流转对粮食生产技术效率的影响研究———基于数量和质量双重视角

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ｍｏｄｅｒａｔｅｓｃａｌｅｏｆｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ．Ｏｎｔｈｅｑｕａｌｉｔｙｏｆｆａｒｍｌａｎｄｔｒａｎｓｆｅｒ，ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｔｈｅｔｒａｎｓｆｅｒｐｅｒｉｏｄｗａｓｎｏｔｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｗｈｉｌｅｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｗｈｅｔｈｅｒｏｒｎｏｔｔｈｅｔｒａｎｓｆｅｒｈａｄｂｅｅｎｐａｉｄｗａｓｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｐｏｓｉｔｉｖｅ．ＴｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｔｒａｎｓｆｅｒｐｒｉｃｅｗａｓｉｎｖｅｒｔｅｄＵ⁃ｓｈａｐｅｄ，ｔｈａｔｉｓ，ｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｉｎｃｒｅａｓｅｄｆｉｒｓｔａｎｄｔｈｅｎｄｅｃｒｅａｓｅｄｗｉｔｈｔｈｅｉｎｃｒｅａｓｅｏｆｔｒａｎｓｆｅｒｐｒｉｃｅ．

Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｆａｒｍｌａｎｄｔｒａｎｓｆｅｒ；ｔｅｃｈｎｉｃａｌｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ；ｑｕａｎｔｉｔｙ；ｑｕａｌｉｔｙ；ｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ

一、引言与文献综述

在我国人多地少的国情下，粮食安全问题一直被高度关注。在耕地总量有限和农业劳动力外流的形势下，要保障我国粮食安全，必须合理配置农业生产要素，不断提高粮食生产技术效率。农地流转作为优化耕地资源的配置方式，长期受到的支持和鼓励。在的支持下，农地流转规模不断扩大，据农业部统计，截至２０１３年底，全国承包耕地流转面积０．２２７亿公顷，流转比例达到２６％；截至２０１６年底，第二轮承包地经营权流转面积达到０．３１３亿公顷，占比约３５．１％。

农地流转作为实现农业适度规模经营的重要方式，是否有利于提高我国粮食生产技术效率呢？已有研究主要从农地流转数量（有无流转与流转面积）角度进行了实证分析［１⁃２］。而农地流转市场的发育程度不仅体现在流转数量等“量”的方面，还体现在租赁契约稳定性等“质”的方面。只有形成的契约质量更高，才更有可能保障土地租赁者的产权稳定性，从而提高土地利用效率［３］。因此，除了流转数量，流转质量的分析也非常重要。但从流转质量来看，目前我国普遍存在亲友熟人间的无偿流转、短期甚至无固定期限流转等非正式流转，流转很不稳定［４⁃５］。理论上来看，流转质量低、不稳定，不利于农地承租户形成稳定的收益预期，进行长期投资，最终会阻碍农地的合理配置和农业生产要素的有效利用。但关于农地流转质量对粮食生产技术效率影响的实证研究较少，基于此，本文从数量和质量双重视角来系统分析农地流转对我国粮食生产技术效率的影响。

农地流转不仅体现在数量方面，也体现在质量方面。本文中农地流转数量包括是否流转和流转面积，农地流转质量包括农地流转是否有偿、农地流转价格高低和农地流转期限长短。如果农地流转有偿、流转价格较高、流转期限较长，则认为农地流转质量较高。

（一）农地流转数量对农业生产技术效率的影响

通过流转，农户可以将相邻地块合并，降低农地细碎化程度，扩大经营规模，既可以形成集中连片，又可以减少地块间田埂，有利于大型农机的采用，而这些在一定程度上有助于提高农业生产技术效率。实证研究主要利用是否流转、是否转入和是否转出等指标进行分析，观点存在差异：观点一，农地流转会提升农业技术效率［２，６⁃７］。黄祖辉等［１］基于江西水稻种植户的调查发现，转入土地稻农的技术效率高于未流转土地的稻农。戚焦耳等［８］研究认为，转出土地和转入土地都有利于生产效率提高，且转入的影响更为显著，而杨钢桥等［９］发现转出的影响更显著。观点二，农地流转会降低农业技术效率。陈训波等［１０］实证分析发现，农地流转会降低农业技术效率，主要原因在于土地流转使得劳动集约度出现下降。王雪琪等［１１］认为，在地方主导型农地流转中，由于干预使得农户经营规模过大，导致了效率损失。在流转规模方面，杨俊等［１２］分析发现，耕地转入规模对稻农技术效率的提升具有较显著的促进作用。

（二）农地流转质量对农业生产技术效率的影响

农地流转的质量主要体现在农地流转市场化和规范化等方面，土地租金被认为是体现土地流转市场化的重要信号［１３］，农户以低于市场价格或无偿转入耕地，租金无法向农户传递正确的生产信号，其耕地经营规模可能超出其最优经营规模，导致技术效率降低［９］。租赁期的长短会影响农户的长期投资行为，租赁期较长，农户有望在未来获得农业长期投入带来的收益，故倾向于对转入地进行投资以改善其土壤条件及耕作条件［１４］，有利于提高农业生产效率。实证研究方面，朱丽娟等［１５］研究发现，土地流转

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农林经济管理学报第１８卷

合同期限对种粮大户技术效率有显著的正向影响；而仇焕广等［１４］研究发现土地流转期限对作物单产未产生显著影响。杨钢桥等［９］发现，若农户以市场价格转入耕地，耕地流转对农户水稻生产技术效率有正向影响，以低于市场价格或无偿转入耕地，流转对技术效率的影响不显著；而王善高等［１６］发现，土地流转价格上涨会降低农户水稻种植的技术效率，且在优质水稻种植中更明显。

综上，已有研究为本文提供了借鉴，但仍存在进一步研究的空间：第一，现有研究主要从是否流转（包括转入和转出）角度分析农地流转对农业生产技术效率的影响，而从流转规模和流转质量角度进行研究的较少；第二，不管是从流转数量还是质量角度进行的实证分析，研究结论并未达成一致，较大程度上是由于调查数据的区域性差异导致，且较多研究样本量较小，有必要进一步采用具有全国代表性的调查数据来提供实证依据。基于此，本文将采用２０１５年中国农村家庭追踪调查（ＣＲＨＰＳ）的数据，从农地流转数量和质量两个角度实证分析农地流转对农户粮食生产技术效率的影响。

二、数据来源与模型设定

（一）数据来源

本研究所用数据为中国农村家庭追踪调查（ＣＲＨＰＳ）２０１５年的数据，来自浙江大学“中国家庭大数据库”（ＣｈｉｎｅｓｅＦａｍｉｌｙＤａｔａｂａｓｅ，ＣＦＤ）和西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心的“中国家庭金融调查”（ＣｈｉｎａＨｏｕｓｅｈｏｌｄＦｉｎａｎｃｅＳｕｒｖｅｙ，ＣＨＦＳ），数据涉及全国２９个省（市、区），１５５个地级市具有全国、省级城市代表性。农地流转包括农地转入和转出，转入户更加重视农业生产，对其分析更具现实意义，因此本文只分析农地转入对粮食生产技术效率的影响。剔除变量数据缺失和异常的样本，仅保留只从事粮食种植的农户，最终用于分析的样本户数为３０５５户。

（二）模型选择

技术效率的测算方法主要包括数据包络法和随机前沿分析法，随机前沿方法考虑了随机误差因素，可对模型中的参数进行统计检验［２，９］。因此本文选择随机前沿方法对农户的粮食生产技术效率进行测算。随机前沿分析中包括超越对数和Ｃｏｂｂ⁃Ｄｏｕｇｌａｓ两种常用的函数形式。Ｃｏｂｂ⁃Ｄｏｕｇｌａｓ函数形式具有简洁、易于分解和经济含义明显的特点［１９］，可以充分代表一般的生产技术［１］。因此，本文采用Ｃｏｂｂ⁃Ｄｏｕｇｌａｓ生产函数构建模型测算农户的粮食生产技术效率，模型形式如下：

ｌｎ（Ｙｉ）＝β０＋β１ｌｎ（Ｘ１ｉ）＋β２ｌｎ（Ｘ２ｉ）＋β３ｌｎ（Ｘ３ｉ）＋β４ｌｎ（Ｘ４ｉ）＋Ｖｉ－Ｕｉ

（１）

量层面上进行加总不科学［１７］，故采用产值形式；Ｘ１ｉ表示第ｉ个农户的自家劳动力投入，采用自家从事农业生产的人数来衡量；Ｘ２ｉ表示第ｉ个农户的雇佣劳动力投入，采用雇工费用来衡量；Ｘ３ｉ表示第ｉ个农户的土地投入，采用实际经营耕地面积来衡量；Ｘ４ｉ表示第ｉ个农户的物质资本投入，主要包括种子费、化肥费、农药费、灌溉费和农机服务费等；β为待估参数，Ｖｉ为随机误差项，Ｕｉ为技术非效率项。

将测算出的技术效率作为被解释变量，可以检验农地流转对农户粮食生产技术效率的影响，由于技术效率值在０～１，属于两端截断的受限因变量，不适合采用ＯＬＳ方法进行回归估计，应采用Ｔｏｂｉｔ模型进行分析，具体模型如下：

ＴＥｉ＝α０＋α１Ｔｒａｎｓｆｉ＋γｊＺｊｉ＋μｉ

式（２）中，α和γ为待估参数，Ｔｒａｎｓｆｉ为农地流转变量，包括反映流转数量的是否转入、转入面积，以及反映流转质量的是否长期、转入期限、是否有偿、转入价格等。Ｚ为控制变量，包括反映家庭特征和地块特征的变量等。家庭特征变量包括家中小孩占比、老人占比和农业劳动力占比，这些变量通过影响农户的粮食生产劳动投入数量来影响其技术效率；劳动力平均年龄和平均受教育年限，通过影响农业劳动力质量来影响其技术效率。地块特征变量采用家中最大一块耕地的特征来反映，包括地块面积、质量、是否适合大型农机耕作和是否有灌溉设施，这些变量从耕作条件等方面来反映其对技术效率的影响。

（２）

式（１）中，Ｙｉ表示第ｉ个农户的粮食总产值，考虑到农户所种植的粮食作物品种上的差异，直接在产

第１期朱建军等：农地流转对粮食生产技术效率的影响研究———基于数量和质量双重视角

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（三）变量定义与描述统计

在３０５５户只种植粮食的样本中，转入农地的５２５户，未流转农地的２５３０户，转入农地的农户占比１７．１８％。表１数据显示，转入户耕地转入面积平均为３．７２公顷，其中转入面积０．３３公顷以下的占比４３．８１％，０．６７公顷及以上的占比３３．７１％。转入户耕地转入期限平均为３．９１年，其中转入期限１年的占比５０．４％，５年以上的占比１７．７９％，１０年以上的占比８．８９％，转入期限多数较短。另外，转入期限较多缺失，可能是因为双方并未约定明确的期限。何欣等［１３］调查研究发现，４０％的农户在转入土地时未约定流转期限，非农用途的流转期限显著高于农业用途。转入户耕地转入价格平均为３０６．９１元／ｕ（单位面积ｕ＝６６７平方米），其中１８１户为无偿转入，占比３４．４８％；不包括无偿转入，耕地转入平均价格为４７０．２９元／ｕ。

变量名称粮食总产值自家劳动雇工费用耕地面积物质资本是否转入转入面积转入期限转入价格小孩占比老人占比农业劳动比劳动力教育劳动力年龄地块面积地块质量机耕条件灌溉设施是否东部是否中部

表１　变量定义与描述统计

变量含义与赋值粮食作物总产值／元从事农业生产的家庭劳动力／个农业生产经营雇人花费／元家庭实际经营耕地面积／ｕ种子、农药、化肥、灌溉及机械费等／元是否转入耕地：转入＝１；未转入＝０

转入耕地的面积／ｕ转入耕地的年限／年转入耕地的价格／（千元·ｕ－１）

总样本均值１３７０９．２００１．９８１２９６．９６８１３．９１０６１７５．００７０．１７２－－－０．１３４０．０５００．５３０７．２４９４５．６３４４．５９６２．７０００．６１７０．４３１０．３４６０．４２２

转入组均值２８４８７．２３０２．０８８８８２．０５３３５．１２２１３２６２．５６０

－０．１８６３．９１００．３０７０．１３９０．０３７０．５３７７．１８１４３．７９０５．４９７２．７０５０．６２１０．４１８０．２２４０．５５２

未流转组均值１０６４２．６１０１．９５８１７５．５５７９．５０９４７０４．２７０

－－－－０．１３２０．０５３０．５２９７．２６３４６．０１８４．４０８２．６７４０．６１６０．４３３０．３７１０．３９５

１６岁以下小孩数占家庭人口比例／％７０岁以上老人数占家庭人口比例／％农业劳动力在家庭劳动力中比例／％家庭劳动力平均受教育年限／年

家庭劳动力平均年龄／岁

最大耕地／ｕ

很好＝５；较好＝４；一般＝３；较差＝２；很差＝１

是否适合大型机械耕作：是＝１；否＝０

是否有灌溉设施：是＝１；否＝０是否属于东部省份：是＝１；否＝０是否属于中部省份：是＝１；否＝０

　　注：ｕ＝６６７ｍ２；年龄在［１６，７０］且上学期不在读的家庭成员为家庭劳动力，由于转入期限存在缺失值和异常值，最

终纳入统计的样本量为３７０户

三、结果与分析

（一）Ｃｏｂｂ⁃Ｄｏｕｇｌａｓ随机前沿生产函数估计

如表２所示，Ｃｈｉｂａｒ２统计量用于检验是否存在无效率项，原假设是没有无效率项，该统计量对应的Ｐ值为０．０００，在１％的水平上拒绝了原假设，说明存在无效率项。反映生产函数整体拟合效果的Ｗａｌｄｃｈｉ２统计量对应的Ｐ值为０．０００，说明使用Ｃｏｂｂ⁃Ｄｏｕｇｌａｓ生产函数的拟合效果较好。自家劳动投入对粮１％的水平上显著为正，即粮食产出随着雇工费用、经营耕地面积和物质资本投入的增加而提高。食总产值的影响虽然为正，但不显著。雇工费用、耕地面积和物质资本投入对粮食总产值的影响均在

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变量自家劳动雇工费用耕地面积物质资本常数项Ｗａｌｄｃｈｉ２Ｃｈｉｂａｒ２

系数０．０２８５

∗∗

０．０２５５∗∗∗

０．３２９７∗∗∗

０．３９０８∗∗∗

５．８８２８∗

农林经济管理学报第１８卷

表２　Ｃｏｂｂ⁃Ｄｏｕｇｌａｓ生产函数估计结果（Ｎ＝３０５５）

标准误０．０４４４０．００８８０．０１６１０．０１７９Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２Ｐｒｏｂ≥ｃｈｉｂａｒ２０．１３１０

Ｚ统计量０．６４２０．５１２１．８７４４．８９０．００００．０００２．８９

Ｐ值０．５２２０．００４０．００００．００００．０００－－

２３３６．５６２００

表３　农地流转数量对粮食生产技术效率的影响

变量是否转入转入面积转入面积方小孩占比老人占比农业劳动比劳动力教育劳动力年龄地块面积地块质量机耕条件灌溉设施是否东部是否中部常数项Ｆ统计量Ｐｒｏｂ＞Ｆ样本量

转入１－０．０１２３（０．００９６）

－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－

∗∗

０．０６３８∗

转入２－０．０１４７（０．００９２）

－－－０．００７１（０．０２２２）－０．０２８９０．００７３（０．０２５５）（０．０１３８）（０．００１１）－０．０００２（０．０００４）

∗

０．００１１∗

面积１－

∗

０．０５３６∗

面积２－０．０３６７－－－

面积方１

－

∗∗

０．１１３３∗∗

－０．０２９３∗

面积方２

－

∗

０．０７９９∗

－－－

（０．０２４９）

－－－－－－－－－－－－－－－－－－－

∗∗

０．０６４６∗∗∗

０．０９３９∗∗∗

０．４１２０∗

（０．０２３２）（０．０３８０）（０．０１２０）

－－－－－－－－－－－－－－－－－－

－

－０．０２０９∗（０．０１２２）０．００５９（０．０２２３）－０．０２５９０．００３８（０．０２５５）（０．０１３９）（０．００１１）０．００００（０．０００４）（０．０００４）（０．００３３）（０．００７２）（０．００７３）（０．０１０６）（０．０１０６）（０．０２５６）１７．７９０．０００３０３０

（０．０４０５）

０．００６０（０．０２２３）－０．０２６７０．００４８（０．０２５５）（０．０１３９）（０．００１１）０．００００（０．０００４）（０．０００４）（０．００３３）（０．００７２）（０．００７３）（０．０１０７）（０．０１０６）（０．０２５４）１８．８８０．０００３０３０

∗∗

０．００３３∗

∗∗

０．００３５∗∗∗

０．００３５∗

∗∗

０．０２０３∗

（０．０００５）（０．００３２）（０．００７２）（０．００７４）（０．０１０８）（０．０１０７）（０．０２５５）１８．３２０．０００３０３０

∗

０．０１８４∗

∗∗

０．００１１∗∗∗

０．０１９９∗∗∗

０．０１８６∗∗∗

０．０２７５∗∗∗

０．０５１３∗∗∗

０．０８３０∗∗∗

０．４２１９∗

∗∗

０．００１０∗∗∗

０．０１９８∗∗∗

０．０１９０∗∗∗

０．０２７３∗∗∗

０．０５１１∗∗∗

０．０８２０∗∗∗

０．４１９４∗

∗∗

０．０２７７∗

－

∗∗

０．０９６８∗

（０．０１１２）（０．０１１２）（０．００８７）２６．１５０．０００３０５５

∗∗

０．０５０５∗∗∗

０．０８５１∗∗∗

０．４３２０∗

－

（０．０１１１）（０．０１１１）（０．００８５）２８．５３０．０００３０５５

∗∗

０．０６４４∗∗∗

０．０９２４∗∗∗

０．４１１６∗

（０．０１１０）（０．０１１１）（０．００８４）２３．３５０．０００３０５５

∗∗

０．４１４９∗

　　注：标准误为异方差稳健标准误；∗∗∗、∗∗和∗分别表示在１％、５％和１０％的水平上显著

第１期朱建军等：农地流转对粮食生产技术效率的影响研究———基于数量和质量双重视角

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（二）农地流转数量对粮食生产技术效率的影响

为了查看估计结果的稳健性，每一个农地流转变量都包括两个模型，前一个模型中仅放入流转变量和区域虚拟变量，后一个模型中加入所有的控制变量。模型“转入１”和“转入２”反映的是变量“是否转入”对粮食生产技术效率的影响，结果如表３中所示，是否转入耕地对粮食生产技术效率的影响不显著，也就是说仅仅转入耕地并不能有效提高粮食生产技术效率。可能的原因是很多农地流转是小规模或非正式流转，这些流转并不能带来技术效率的明显提高，需要进一步考虑转入的耕地规模和流转的质量。模型“面积１”和“面积２”反映的是变量“转入面积”对粮食生产技术效率的影响，未放控制变量时，转入面积的影响显著为正，但放入控制变量后，转入面积的影响变得不显著。模型“面积方１”和“面积方２”中同时放入变量“转入面积”和“转入面积的平方”，结果显示，不管放不放控制变量，转入面积均对粮食生产技术效率有显著的正向影响，而转入面积的平方均对粮食生产技术效率有显著的负向影响。也就是说，转入面积对粮食生产技术效率的影响为倒“Ｕ”型，即随着转入面积的增加，粮食生产技术效率先上升后下降，这也说明粮食生产存在一个适度规模，转入面积过小或过大都会导致粮食生产技术效率降低。

在控制变量方面，劳动力受教育水平在３个模型中均显著为正，说明家庭劳动力受教育水平越高，粮食生产技术效率也越高。家庭最大地块的地块面积、地块质量、机耕和灌溉设施条件在３个模型中均显著为正，说明地块面积越大、地块质量越高、越适合大型农机耕作、灌溉条件越好，粮食生产技术效率越高。

１．农地流转期限对粮食生产技术效率的影响　根据农地转入期限的中位数１年来设定变量“是否（三）农地流转质量对粮食生产技术效率的影响

长期”，其中转入期限大于１年的为长期。结果如表４所示，模型“长期１”和“长期２”中变量“是否长期”均不显著，进一步将转入期限大于等于３年的作为长期、大于等于５年的作为长期分别进行了分析，结果仍然都不显著。将转入期限直接放入模型中得到模型“期限１”和“期限２”，结果显示转入期限对粮食生产技术效率的影响均不显著。同时将转入期限和转入期限的平方放入模型得到模型“期限方１”和“期限方２”，结果显示，不管是转入期限还是转入期限的平方在两个模型中也都不显著。可能的原因是，农地流转市场发育并不成熟，农户的契约意识不强，转入期限并未对农户生产行为产生显著影响；另外，较多流转并未约定期限，而即便约定了期限，大部分约定的期限较短，样本间并无太明显的差异，使得转入期限影响不显著［１４］。

变量是否长期

长期１－０．０１２１（０．０１８９）

转入期限

－－

转入期限方

－－控制变量常数项Ｆ统计量Ｐｒｏｂ＞Ｆ样本量／ｎ

区域变量

∗∗０．３８８４∗

表４　农地转入期限对粮食生产技术效率的影响

长期２－０．０１２３（０．０１８２）

－－－－所有控制变量

∗∗

０．４３０２∗

期限１－－－０．００１２（０．００１５）

－－区域变量

∗∗

０．３８７４∗

期限２－－－０．００１６（０．００１４）

－－所有控制变量

∗∗

０．４２７９∗

期限方１

－－０．００１０（０．００３６）－０．０００１（０．０００１）区域变量

∗∗

０．３８３２∗

期限方２

－－０．００１０（０．００３５）－０．０００１（０．０００１）所有控制变量

∗∗

０．４２６４∗

（０．０２１８）１５．７１０．０００３７０

（０．０７４１）７．０８０．０００３６８

（０．０２１６）１６．３７０．０００３７０

（０．０７４４）７．３４０．０００３６８

（０．０２２６）１４．１１０．０００３７０

（０．０７４３）７．７００．０００３６８

　　注：标准误为异方差稳健标准误；∗∗∗、∗∗和∗分别表示在１％、５％和１０％的水平上显著；控制变量结果省略

２．农地流转价格对粮食生产技术效率的影响　根据农地转入费用是否为０，设定“是否有偿”变量，结果如表５所示，在模型“有偿１”和“有偿２”中，是否有偿变量均显著为正，说明有偿转入户比无偿转

·３４·　

农林经济管理学报第１８卷

入户的粮食生产技术效率高。何欣等的研究也发现，转入土地需要支付租金的家庭，展现出了较高的农业生产效率和农产品市场敏感度，亩均产值和亩均收入都大幅高于其他农户；而无偿转入户主要是帮邻里代耕代种，这种流转方式并不会带来更高的生产效率，因为农户不会对代耕的土地精耕细作［１３］。模型“价格１”和“价格２”的结果显示，转入价格对粮食生产技术效率的影响并不显著，也就是说粮食生产技术效率并未随着转入价格的增长而提高。同时将转入价格和转入价格的平方放入模型得到模型“价格方１”和“价格方２”，估计结果显示，转入价格的影响显著为正，转入价格的平方的影响显著为负，也就是说转入价格和粮食生产技术效率之间的关系为倒Ｕ型，即粮食生产技术效率随着转入价格的增长先上升后下降。一方面，转入价格过低甚至无偿，并不能较好地发挥市场机制的作用来促使租入户合理配置农业生产要素，而是更多地进行粗放经营；另一方面，转入价格过高会制约租入户农地经营规模的扩大，不能达到合理规模，同时土地流转费用的上涨也会挤占用于改善土壤肥力的长期投资资金等，而这些都会阻碍粮食生产技术效率的提高。

表５　农地流转价格对粮食生产技术效率的影响

变量是否有偿

有偿１

∗∗

０．０４７６∗

有偿２（０．０１７５）

－－－－所有控制变量

∗∗

０．３７１９∗

价格１－－０．０２５２（０．０１５３）

－－区域变量

∗∗

０．３７４３∗

价格２－－０．０１３３（０．０１６４）

－－所有控制变量

∗∗

０．３８１２∗

价格方１

－

∗

０．０７５０∗

价格方２

－０．０５０６∗

－

（０．０１７８）

转入价格

－－

转入价格方

－－控制变量常数项Ｆ统计量Ｐｒｏｂ＞Ｆ样本量／ｎ

区域变量

∗∗

０．３６０２∗

０．０３２０∗

－

∗

－０．０１７７∗

（０．０３２２）（０．００７７）区域变量

－０．０１３０∗（０．００７０）所有控制变量

∗∗

０．３７２１∗

（０．０２９０）

（０．０１６３）２２．７３０．０００５２１

（０．０６４５）９．６６０．０００５１８

（０．０１６６）１９．２９０．０００５２１

（０．０５９０）９．３１０．０００５１８

∗∗

０．３６８６∗

（０．０１６７）１５．９３０．０００５２１

（０．０５９２）９．１７０．０００５１８

　　注：标准误为异方差稳健标准误；∗∗∗、∗∗和∗分别表示在１％、５％和１０％的水平上显著

四、研究结论与启示

统计分析发现，我国农地流转质量不高，流转期限普遍较短，无固定期限流转、无偿流转较多。实证结果显示，在农地流转数量上，是否流转对粮食生产技术效率的影响不显著；流转面积对粮食生产技术效率的影响为倒Ｕ型，即粮食生产技术效率随着流转面积的增加先上升后下降，这反映了粮食生产的适度规模原则。在农地流转质量上，流转期限长短对粮食生产技术效率的影响不显著，这与目前农户农地流转契约意识不强和流转期限普遍较短有关；流转是否有偿对粮食生产技术效率具有显著的正向影响，流转价格对粮食生产技术效率的影响为倒Ｕ型，即粮食生产技术效率随着流转价格的增加先上升后下降，这说明价格过低无法有效发挥市场机制的作用，价格过高则会制约粮食生产达到适度规模，均不利于粮食生产技术效率的提升。

基于研究结论，可以得出以下启示：第一，农地流转过程中坚持适度规模原则。一方面对于专职种粮的农户，提供相应的财政或金融支持，鼓励其扩大经营规模达到适度规模；另一方面对于介入型的农地流转，要限定在农地流转中的角色，不能盲目追求规模的扩张，要注意与农业经营主体的资源禀赋和经营能力相匹配。第二，培养农户契约意识，促使流转期限长期化。通过完善农地流转服务平台、提供规范服务来促进农户契约意识的增强。第三，做好流转供求信息发布，完善流转价格显化机制。农地流转服务平台应及时收集并发布农地流转供求信息，充分发挥市场机制在农地流转中的作用，形成合理的农地流转市场价格，促使农地流向农业生产能力强的农户或新型农业经营主体。

第１期朱建军等：农地流转对粮食生产技术效率的影响研究———基于数量和质量双重视角

·３５·

参考文献：

［１］黄祖辉，王建英，陈志钢．非农就业、土地流转与土地细碎化对稻农技术效率的影响［Ｊ］．中国农村经济，２０１４（１１）：４⁃１６．

（３）：４１⁃５５．

［２］曾雅婷，吕亚荣，刘文勇．农地流转提升了粮食生产技术效率吗？———来自农户的视角［Ｊ］．农业技术经济，２０１８［３］田传浩，方丽．土地调整与农地租赁市场：基于数量和质量的双重视角［Ｊ］．经济研究，２０１３，４８（２）：１１０⁃１２１．

（１）：６４⁃７３．

［４］叶剑平，丰雷，蒋妍，等．２００８年中国农村土地使用权调查研究———１７省份调查结果及建议［Ｊ］．管理世界，２０１０［５］王亚楠，纪月清，徐志刚，等．有偿ＶＳ无偿：产权风险下农地附加价值与农户转包方式选择［Ｊ］．管理世界，２０１５（１１）：［６］ＮＧＵＹＥＮＴ．ＬａｎｄｆｒａｇｍｅｎｔａｔｉｏｎａｎｄｆａｒｍｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｎＣｈｉｎａｉｎｔｈｅ１９９０ｓ［Ｊ］．ＣｈｉｎａＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９９６，７（２）：１６９⁃［７］ＤＥＩＮＩＮＧＥＲＫ，ＪＩＮＳ，ＣＨＥＩＳＴＯＰＨＥＲＦ，ｅｔａｌ．Ｔｅｎｕｒｅｓｅｃｕｒｉｔｙａｎｄｌａｎｄ⁃ｒｅｌａｔｅｄｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＥｔｈｉｏｐｉａ［Ｊ］．Ｅｕ⁃［８］戚焦耳，郭贯成，陈永生．农地流转对农业生产效率的影响研究———基于ＤＥＡ⁃Ｔｏｂｉｔ模型的分析［Ｊ］．资源科学，２０１５，［９］杨钢桥，张超正，文高辉．耕地流转对农户水稻生产技术效率的影响研究———以武汉都市圈为例［Ｊ］．中国人口·资源

与环境，２０１８，２８（５）：１４２⁃１５１．

［１０］陈训波，武康平，贺炎林．农地流转对农户生产率的影响———基于ＤＥＡ方法的实证分析［Ｊ］．农业技术经济，２０１１［１１］王雪琪，曹铁毅，邹伟．地方干预农地流转对生产效率的影响———基于水稻种植户的分析［Ｊ］．中国人口·资源

与环境，２０１８，２８（９）：１３３⁃１４１．

［１２］杨俊，李争．耕地转入稻农生产行为及其耕地利用技术效率研究———以赣抚平原农区的农户样本为例［Ｊ］．华中农业

大学学报（社会科学版），２０１６（６）：１０９⁃１１４，１４６．

［１３］何欣，蒋涛，郭良燕，等．中国农地流转市场的发展与农户流转农地行为研究———基于２０１３—２０１５年２９省的农户调

查数据［Ｊ］．管理世界，２０１６（６）：７９⁃８９．

［１４］仇焕广，刘乐，李登旺，等．经营规模、地权稳定性与土地生产率———基于全国４省地块层面调查数据的实证分析［１５］朱丽娟，王志伟．黑龙江省种粮大户的技术效率及其影响因素［Ｊ］．资源科学，２０１８，４０（８）：１５８３⁃１５９４．

格月刊，２０１８（２）：８９⁃９４．

［１７］李谷成，冯中朝，范丽霞．小农户真的更加具有效率吗？———来自湖北省的经验证据［Ｊ］．经济学（季刊），２００９，９（１）：

９５⁃１２４．

（责任编辑：尹琴，英摘校译：吴伟萍）

［Ｊ］．中国农村经济，２０１７（６）：３０⁃４３．（８）：６５⁃７１．３７（９）：１８１６⁃１８２４．

ｒｏｐｅａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２００６，５０（５）：１２４５⁃１２７７．１８０．８７⁃９４，１０５．

［１６］王善高，雷昊．土地流转费用上涨对农业生产的影响研究———基于江苏稻农农业生产方式和生产效率的分析［Ｊ］．价