農(nóng)地配置扭曲與流轉(zhuǎn)效率研究*——基于1995-2007浙江樣本的實證

李承政 顧海英 史清華

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農(nóng)地配置扭曲與流轉(zhuǎn)效率研究*——基于1995-2007浙江樣本的實證

李承政 顧海英 史清華

（上海交通大學安泰經(jīng)濟與管理學院 上海 200052）

農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為生產(chǎn)要素再配置的一種形式，其效率水平直接決定了農(nóng)業(yè)績效的高低。本文運用浙江農(nóng)村固定觀察點農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，浙江的農(nóng)地配置存在明顯的扭曲，若能按效率原則對農(nóng)地進行再配置，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望增長20%以上。對農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包行為的分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶間耕地流轉(zhuǎn)并未顯著改善農(nóng)地配置效率，但它改善了農(nóng)村勞動力在不同部門間的配置效率，并且符合農(nóng)戶經(jīng)濟理性的基本要求。

農(nóng)地再配置 農(nóng)地流轉(zhuǎn) 扭曲 資源誤配

一、引 言

20世紀70年代末家庭承包制的出現(xiàn)使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織形式重新回到以家庭經(jīng)營為核心的經(jīng)典模式，后來這一農(nóng)地制度變革被認為是20世紀80年代初期中國農(nóng)業(yè)快速增長的主要原因（Lin，1992）。然而，隨著這一自發(fā)性制度變遷所釋放的增產(chǎn)潛力消耗殆盡，到了20世紀80年代中后期，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)開始出現(xiàn)停滯、徘徊局面。這一時期農(nóng)地制度安排的典型特征表現(xiàn)為農(nóng)地按人口均分、并隨著人口變化而頻繁調(diào)整，但農(nóng)地交易權(quán)卻受到嚴格限制。由于地權(quán)的不穩(wěn)定性降低了承包者對農(nóng)地的長期投資激勵，交易權(quán)的不完整性使農(nóng)地難以通過市場交易實現(xiàn)優(yōu)化配置，二者皆對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的長期績效產(chǎn)生了負向影響（姚洋，1998；俞海等，2003）。因此，自20世紀80年代中后期以來中國農(nóng)地制度的改革開始圍繞著穩(wěn)定地權(quán)和盤活交易權(quán)兩個方向推進（羅必良，2013）。

農(nóng)地均分的制度安排雖然維護了社區(qū)成員間的公平，發(fā)揮了農(nóng)地的社會保障和失業(yè)保險功能，它卻降低了農(nóng)地配置效率。倘若農(nóng)地能夠在成員間進行（有償）再配置，不僅細碎化所產(chǎn)生的效率損失會降低（蘇旭霞和王秀清，2002），公平目標也可得到維護（姚洋，2000）。在農(nóng)地集體所有制下，存在兩種農(nóng)地再配置的方式，分別是行政性再配置和市場再配置，即土地流轉(zhuǎn)。行政性再配置屬于非市場調(diào)整范疇，由于村干部無法準確觀測農(nóng)戶生產(chǎn)能力并存在尋租激勵，該再配置方式往往效率低下（Huang，1999）。與此不同的是，通過土地流轉(zhuǎn)市場對農(nóng)地進行再配置往往效率更高（Deininger和Jin, 2005）。

現(xiàn)階段我國的農(nóng)地配置是否存在扭曲，扭曲如何度量以及其變化趨勢如何？對這一系列問題，目前鮮有研究。本文通過構(gòu)建一系列測度指標對浙江農(nóng)村固定觀察點的農(nóng)地配置扭曲程度進行了度量，并分析了扭曲的時序變化和村際差異。研究發(fā)現(xiàn)，浙江的農(nóng)地配置存在明顯的扭曲，農(nóng)地流轉(zhuǎn)并未顯著改善這一狀況。然而，它卻改善了農(nóng)村勞動力在不同部門間的配置效率，提高了參與戶家庭人均收入增長率。

二、文獻回顧

宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域發(fā)展核算的研究表明，物質(zhì)資本和人力資本的差別不太重要，全要素生產(chǎn)率的差異才是國家間貧富懸殊的源泉（Hsieh和Klenow，2010）。特別需要指出的是，全要素生產(chǎn)率的國別差異在不同部門間的表現(xiàn)截然不同，最窮5%與最富5%國家之間非農(nóng)部門的生產(chǎn)率差距為5倍，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率差距高達78倍（Restuccia et al., 2008）。

究竟是什么原因?qū)е赂F國農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率如此之低呢？一些研究從資源誤配或扭曲的視角給予了解釋。在市場不完善的發(fā)展中國家，相同的生產(chǎn)要素的回報率在不同生產(chǎn)單位之間存在顯著差異，經(jīng)濟體內(nèi)資源配置存在嚴重的扭曲（Banerjee 和Duflo，2005）。有研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的扭曲性政策，如農(nóng)場規(guī)模上限規(guī)定、累進土地稅等導致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率均出現(xiàn)大幅下降（Ghatak 和Roy，2007；Adamopoulos和Restuccia，2014）。與此相對應，消除扭曲能夠促進總產(chǎn)出和生產(chǎn)率增長。西耶和克倫諾（Hsieh和Klenow，2009）對比了中國、印度和美國制造業(yè)企業(yè)在資源配置效率上的差異，推測如果中國能對資本和勞動進行再配置，并將扭曲程度降至美國現(xiàn)有的水平，其產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率將有望增長30—50%。朱喜等（2011）沿用了上述分析框架，估算了中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中資本和勞動配置扭曲，他們推測扭曲消除后中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有望增長20%以上。然而，他們的模型將農(nóng)地規(guī)模視為固定要素，從而忽略了農(nóng)地配置扭曲。本文的一個核心貢獻在于，構(gòu)造了測度指標對農(nóng)地配置扭曲進行了估算，并推測了扭曲的緩解對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)出的貢獻。

作為土地再配置的一種方式，農(nóng)地流轉(zhuǎn)歷來備受學界關(guān)注，考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)績效的研究層出不窮。有學者認為農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠產(chǎn)生‘邊際產(chǎn)出拉平效應’和‘交易收益效應’，從而改善資源配置效率（Besley，1995）。一些實證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的確改善了資源配置效率，進而提高了農(nóng)業(yè)績效（史清華和賈生華，2002；岳意定和劉莉君，2010）。然而，也有一部分研究持不同觀點。非農(nóng)就業(yè)機會增加、人口流動政策放寬以及農(nóng)業(yè)比較利益低下等因素促使優(yōu)質(zhì)的農(nóng)村青壯年外出務工，農(nóng)地常常通過內(nèi)部再配置（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。新近的一些研究表明，農(nóng)村青壯年外出務工并將耕地通過家庭內(nèi)部流轉(zhuǎn)的方式轉(zhuǎn)出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要依靠家庭留守老人（李琴和宋月萍，2009），農(nóng)業(yè)勞動投入質(zhì)和量的下降給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成了顯著的負面效應（蓋慶恩等，2014）。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)績效的關(guān)系并非一成不變，這一領(lǐng)域的研究需要從更寬泛的視角加以考慮。

三、理論分析

（一）農(nóng)地配置扭曲的度量

如果市場不存在扭曲，資源可以自由流動，那么生產(chǎn)要素將從生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）低的生產(chǎn)單位流向生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）高的生產(chǎn)單位，直到各生產(chǎn)單位的生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）趨同為止。因此，常見的度量扭曲的指標包括全要素生產(chǎn)率對數(shù)標準誤，要素邊際產(chǎn)出對數(shù)標準誤，比如、等（Bartelsman et al, 2013; Wexler et al, 2013）。標準誤越大，表示扭曲程度越高。除上述兩類測度指標外，本文引入了另一類指標：OP協(xié)方差指標。

如果要素市場完備，資源優(yōu)化配置表現(xiàn)為生產(chǎn)率（邊際產(chǎn)出）高的生產(chǎn)單位占有更高的（要素）市場份額。Olley和Pakes（1996）提出了一種對生產(chǎn)率進行分解的方法：行業(yè)生產(chǎn)率可以分解為兩部分之和，第一部分是行業(yè)內(nèi)企業(yè)平均生產(chǎn)率，第二部分是企業(yè)份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差（簡稱OP協(xié)方差）。OP協(xié)方差越大表示資源配置扭曲越小，反之則反。根據(jù)OP的思想，我們對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出進行相似的分解：

（2）

（4）

（二）農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率和農(nóng)地邊際產(chǎn)出的核算

參照戴寧格爾和金（Deininger和Jin，2005），設定柯布-道格拉斯型農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)為：

（6）

或簡化成：

（8）

（10）

（11）

本文實證部分不僅計算了（3）、（4）所構(gòu)造的測度指標，還計算了生產(chǎn)能力參數(shù)與農(nóng)地份額構(gòu)造的OP協(xié)方差，也把它作為農(nóng)地配置效率的一個度量：

（三）農(nóng)地優(yōu)化配置與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長

農(nóng)地配置扭曲降低了地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，若能夠通過市場流轉(zhuǎn)實現(xiàn)農(nóng)地優(yōu)化配置，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望實現(xiàn)大幅增長。設定一個地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

（14）

對上述方程兩邊取自然對數(shù)，經(jīng)過簡單調(diào)整可以獲得農(nóng)業(yè)產(chǎn)出核算恒等式：

（16）

公式（16）表明，地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率等于耕地面積增長率和單位面積產(chǎn)出增長率之和，后者等于技術(shù)進步率、單位面積資本和勞動投入增長率加權(quán)求總。

（四）農(nóng)地流轉(zhuǎn)與再配置效率

扭曲指標測度了一個地區(qū)農(nóng)地扭曲的整體情況，而區(qū)域農(nóng)地配置扭曲往往是由微觀層面農(nóng)地再配置缺乏效率所致。戶級層面微觀數(shù)據(jù)為本文提供了檢驗測度指標可信度的機會，我們建立以下計量方程：

其中，表示“轉(zhuǎn)包入耕地”（1或0），表示生產(chǎn)效率變量（或），表示其它控制變量構(gòu)成的向量，包括戶主個人特征、家庭特征和時間虛擬變量等。本文還以“耕地凈轉(zhuǎn)入面積”、“是否轉(zhuǎn)包出耕地”、“轉(zhuǎn)包出面積”作為被解釋變量，進行穩(wěn)健性檢驗。若各測度指標顯示農(nóng)地扭曲減小且同時成立，則表明測度指標與微觀證據(jù)相一致。反之，則表明二者不一致。此外，本文還進一步分析轉(zhuǎn)包與收入增長的關(guān)系，檢驗轉(zhuǎn)包是否改善了勞動利用效率。

四、數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文使用1995-2007年浙江10個村戶級層面的固定觀察數(shù)據(jù)，浙江10個村位于分別位于10個不同的地市（區(qū)），村際間地形、地貌、社會經(jīng)濟條件等差異明顯。其中，湖州永豐、嘉興余北、紹興西蜀阜、寧波廟堰和溫嶺新民等5村位于平原地區(qū)；瑞安金后、麗水河邊和金華石板堰等3村位于丘陵地區(qū)；臨安龍上村位于山區(qū)；普陀鵓鴣門則屬于海島村。

表1給出了1995-2007年觀察戶家庭耕地面積的變化及其流轉(zhuǎn)情況。觀察戶的家庭耕地面積呈明顯的遞減趨勢，從1995年的戶均2.15畝下降到2007年的0.96畝，年均降幅5%左右。年均轉(zhuǎn)包入的面積占年均耕地面積的9.2%，年均轉(zhuǎn)包出面積占年均耕地面積的8.5%，年內(nèi)耕地面積增加的部分有82%來自轉(zhuǎn)包入，年內(nèi)耕地面積減少的部分有59%屬于轉(zhuǎn)包出。由此可見，浙江農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場已經(jīng)非常活躍。

表2給出的樣本農(nóng)戶家庭種植業(yè)生產(chǎn)和要素投入情況。1995-2007年10村觀察農(nóng)戶種植業(yè)勞動、土地投入均呈現(xiàn)下降趨勢，作物播種面積從1995年的5.64畝/戶下降到2003年的2.60畝/戶，作物種植勞工投入也從110個工日/年左右下降到90個工日/年。2003年實施農(nóng)村稅費改革以來，農(nóng)戶家庭勞動和土地投入出現(xiàn)了一定程度的回升。與總投入情況稍顯不同，樣本村畝均資本和勞動投入整體上呈（波動式）上升趨勢。

表1 浙江觀察戶家庭耕地面積變化及其流轉(zhuǎn)情況

續(xù)表1

年份耕地面積年內(nèi)增減（畝/戶）其中轉(zhuǎn)包（畝/戶）凈變化 （畝/戶）增加減少轉(zhuǎn)包入轉(zhuǎn)包出（畝/戶） 19971.910.130.150.100.08-0.02 19981.870.230.210.210.120.02 19991.810.300.150.220.110.15 20001.780.250.410.240.26-0.16 20011.530.240.200.210.110.04 20021.410.160.290.130.21-0.13 20031.140.100.320.100.13-0.22 20041.220.210.160.140.140.04 20051.070.110.190.080.17-0.09 20060.990.080.100.060.08-0.02 20070.960.040.110.030.07-0.07 1995-20071.530.170.220.140.13-0.05

注：耕地面積=（年初耕地面積+年末耕地面積）/2，凈變化=年內(nèi)耕地增加－年內(nèi)耕地減少。

表2 浙江觀察點從事種植業(yè)農(nóng)戶生產(chǎn)和投入情況

注：本表僅統(tǒng)計從事種植業(yè)農(nóng)戶的生產(chǎn)及投入情況，退出種植業(yè)的農(nóng)戶并未包含進來。

五、估計結(jié)果

（一）農(nóng)地配置扭曲程度及其變化趨勢

我們運用面板數(shù)據(jù)固定效應方法對農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)模型（6）進行了估計，同時也估計了對應的隨機效應模型，豪斯曼（Hausman）檢驗結(jié)果支持了固定效應模型的設定（見表3）。利用規(guī)模報酬不變的假設，我們對各要素產(chǎn)出彈性系數(shù)進行了標準化處理。農(nóng)戶層面和村級層面生產(chǎn)函數(shù)中各要素的產(chǎn)出彈性存在一定的差異，農(nóng)戶層面的生產(chǎn)函數(shù)中資本、勞動和土地產(chǎn)出彈性分別為0.27、0.38和0.35，村級層面生產(chǎn)函數(shù)中的三個要素的產(chǎn)出彈性分別為0.46、0.13和0.41。

表3 農(nóng)戶層面和村級層面生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

注：截距項和時間虛擬變量未列示，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著水平。

利用表達式（9）、（10）計算出全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出，并繪制二者的散點圖。全要素生產(chǎn)率對數(shù)（）的散點圖1顯示，1995-2007年生產(chǎn)率并未出現(xiàn)收斂趨勢。1995-2007年土地邊際產(chǎn)出對數(shù)（）也沒有表現(xiàn)出明顯的收斂趨勢（見圖2）。

為了更為準確的分析農(nóng)地配置扭曲程度及其變化趨勢，我們分別計算了衡量扭曲的離散度指標和OP協(xié)方差指標（見表4），和分別表示農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率對數(shù)標準誤和土地邊際產(chǎn)出對數(shù)標準誤，這是資源誤配文獻中最常用的指標，標準誤越大表示資源配置扭曲程度越高。從這一度量指標看，該指標自2000年以來一直居高不下，表明農(nóng)地配置扭曲沒有呈現(xiàn)改善的跡象，這也與散點圖中生產(chǎn)率和邊際產(chǎn)出不收斂的現(xiàn)實相符。離散度這一經(jīng)典度量指標僅呈現(xiàn)了土地邊際產(chǎn)出（生產(chǎn)率）的分布，并沒有考慮農(nóng)戶對農(nóng)地資源的占有情況。表4最后三列給出了OP協(xié)方差構(gòu)造的（加權(quán)）扭曲測度指標。從數(shù)量上看，樣本期內(nèi)的絕大部分年份這三項指標均接近于0（甚至為負值），表明農(nóng)地配置存在明顯的扭曲。

圖1 全要素生產(chǎn)率對數(shù)散點圖?????圖2 土地邊際產(chǎn)出對數(shù)散點圖

表4 農(nóng)地配置扭曲程度的變化趨勢

注：前兩項為離散度指標，數(shù)值越大，扭曲越嚴重；后三項為OP協(xié)方差指標，數(shù)值越小，扭曲越嚴重。

上述各項指標隱含一個重要的前提，即假設存在一個地區(qū)性的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，農(nóng)地能夠跨區(qū)域自由流轉(zhuǎn)。雖然農(nóng)地向村外農(nóng)戶流轉(zhuǎn)在浙江已是屢見不鮮，但為了分析的穩(wěn)健性，我們作以下更為嚴格的設定：即假設只允許農(nóng)地村內(nèi)流轉(zhuǎn)，不允許流轉(zhuǎn)至村外。若是流轉(zhuǎn)遵照要素利用效率標準，流轉(zhuǎn)發(fā)生后村內(nèi)農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出的離散度將趨于下降，反之則反。估算結(jié)果顯示，1995-2007年龍上、永豐、余北、西蜀阜、河邊等村農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出的離散度都呈明顯的上升趨勢，新民、金后、石板堰等村的兩個離散度指標呈波動趨勢②。因此，村級層面的分析也支持農(nóng)地（再）配置存在扭曲的結(jié)論。

如果浙江樣本村的農(nóng)地能夠?qū)崿F(xiàn)最優(yōu)配置，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望實現(xiàn)多大程度的增長呢？根據(jù)等式（15）和（16），我們可以大致估算不同程度的農(nóng)地再配置對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響。利用朱喜等（2011）所估計的要素產(chǎn)出彈性做校準分析（東部地區(qū)），和分別為0.51和0.25。假設通過自由流轉(zhuǎn)，浙江樣本村所有耕地都配置到了生產(chǎn)率最高的20%的農(nóng)戶手中（戶均播種面積為16畝），并按照他們原有的方式進行生產(chǎn)，單位資本投入（相比于現(xiàn)階段平均水平）增長3.4%，單位勞動投入增長2.4%，全要素生產(chǎn)率增長15.9%，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出將增長18.2%。若是將所有耕地都配置給生產(chǎn)率最高的10%的農(nóng)戶（戶均播種面積為32畝），那么，單位資本投入增長6.4%，單位勞動投入增長10.0%，全要素生產(chǎn)率增長21.0%，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望增長26.8%。

（二）農(nóng)地再配置與要素利用效率

1、農(nóng)戶轉(zhuǎn)包入耕地的決定因素。

農(nóng)地配置扭曲程度居高不下暗含著以下事實，微觀層面農(nóng)地并沒有從利用效率低的生產(chǎn)單位流出。在這一部分我們考察農(nóng)戶轉(zhuǎn)包行為的決定因素，采用模型對表達式（17）進行了估計。除了我們關(guān)注的生產(chǎn)率（）和土地邊際產(chǎn)出（）兩個核心解釋變量外，其它的控制變量包括：農(nóng)戶家庭人均耕地面積、戶主年齡、受教育程度、是否村干部、是否黨員、家庭人口規(guī)模、家庭經(jīng)營類型和外出務工收入所占比重等。

表5給出了模型的估計結(jié)果。和系數(shù)顯著為負，表明生產(chǎn)率（土地邊際產(chǎn)出）越高的農(nóng)戶更不傾向于轉(zhuǎn)包入耕地，這一結(jié)果與生產(chǎn)要素（如土地）由低效率生產(chǎn)單位流向高效率生產(chǎn)單位的資源優(yōu)化配置的基本要求背道而馳。本文認為，產(chǎn)生上述現(xiàn)象的一個可能原因是，農(nóng)業(yè)比較效益低下，高能力的農(nóng)戶和家庭勞動力退出農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)而從事比較效益更高的其他產(chǎn)業(yè)。在農(nóng)村社會保障體系仍不完善的背景下，低效率農(nóng)戶因沒有適當?shù)耐顺銮廊詼粲诜N植業(yè)，農(nóng)地自由流轉(zhuǎn)優(yōu)化資源配置的作用無法有效發(fā)揮。

表5 浙江觀察點農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包入的決定因素

續(xù)表5

是否轉(zhuǎn)包入耕地（Logit） 變量（1）（2）（3）（4） 家庭人口規(guī)模0.091*（1.82）0.099**（1.99） 戶主教育程度0.047（1.08）0.035（0.83） 經(jīng)營類型0.006（0.04）-0.011（-0.06） 是否村干部0.303（0.82）0.334（0.91） 是否共產(chǎn)黨員0.28（0.90）0.306（1.00） 務工收入比重-1.201***（-3.88）-1.158***（-3.77） 樣本數(shù)3317331733163316 沃爾德卡方值49.0150.1768.9369.76 P值0.000.000.000.00

注：經(jīng)營類型（種植業(yè)為主業(yè)=1，其他=0），所有回歸均包含截距并控制了年份虛擬變量。*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

其它控制變量中，家庭人均耕地面積與耕地轉(zhuǎn)包入正相關(guān)，人均耕地面積大的農(nóng)戶從事種植業(yè)能夠帶來較多的收入，并且這類農(nóng)戶在種植業(yè)上的專項資產(chǎn)（如大型農(nóng)機具）的投入也較多，通過轉(zhuǎn)包入耕地能夠讓這些資產(chǎn)獲得更充分的利用以實現(xiàn)規(guī)模效益③。此外，家庭人口規(guī)模更大的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)包入耕地，外出務工收入所占比重越高，農(nóng)戶越不傾向于轉(zhuǎn)包入耕地，這些結(jié)論與經(jīng)驗相符。

2、穩(wěn)健性檢驗。

我們以“耕地凈轉(zhuǎn)入面積”作為被解釋變量，對上述結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗（表6）。與表5相似，和與農(nóng)地凈轉(zhuǎn)入面積負相關(guān)（但的系數(shù)不顯著），家庭人均耕地面積與耕地凈轉(zhuǎn)入面積顯著正相關(guān)，家庭人口規(guī)模和務工收入比重的系數(shù)符號也與前表一致，說明表5的估計結(jié)果穩(wěn)健④。

表6 穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果

續(xù)表6

耕地凈轉(zhuǎn)入面積 變量（1）（2）（3）（4） ln（MPL）-0.182***（-3.96）-0.106***（-2.73） 人均耕地面積0.205***（2.59）0.220***（2.79）0.269***（2.79）0.258***（3.39） 戶主年齡-0.002（-1.23）-0.003（-1.12） 家庭人口規(guī)模0.064**（2.48）0.055**（2.16） 戶主教育程度0.002（0.19）0.004（0.30） 經(jīng)營類型0.045（0.79）0.063（1.06） 是否村干部-0.005（-0.11）0.007（0.12） 是否共產(chǎn)黨員0.052（0.87）0.055（0.55） 務工收入比重-0.118**（-1.96）-0.126（-1.64） 樣本數(shù)3289328932883288 組內(nèi)R20.0320.0270.0350.032

注：所有回歸均控制了截距和年份虛擬變量。 *、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

3、農(nóng)地流轉(zhuǎn)與人均收入增長率

雖然農(nóng)地流轉(zhuǎn)并未改善農(nóng)地配置效率，但它是否改善了勞動利用效率，從而提高家庭人均收入呢？表7給出了農(nóng)地流轉(zhuǎn)與家庭人均收入增長之間的關(guān)系。（1）和（2）表明是否轉(zhuǎn)包入耕地、轉(zhuǎn)包入的面積與人均種植業(yè)收入增長率顯著正相關(guān)，轉(zhuǎn)包入的發(fā)生使得家庭人均種植業(yè)收入增長率提高了0.3個百分點，轉(zhuǎn)包入的面積每增加1畝，人均種植業(yè)收入增長率提高0.14個百分點。（3）和（4）表明耕地是否轉(zhuǎn)包出、轉(zhuǎn)包出面積二者均與家庭人均務工收入增長率顯著正相關(guān)，轉(zhuǎn)包出的發(fā)生為家庭人均務工收入增長率的提高貢獻了將近1個百分點，轉(zhuǎn)包出耕地面積每增加1畝，人均務工收入增長率提高0.63個百分點。因此，參與耕地轉(zhuǎn)包有助于提高各部門勞均報酬，從勞動利用效率的角度看來，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是朝著改善要素利用效率的方向進行的。⑤

表7 浙江觀察點農(nóng)戶人均收入增長率與農(nóng)地流轉(zhuǎn)

注：年份虛擬變量和截距項未列示。*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

六、主要結(jié)論

農(nóng)地再配置效率水平直接決定了農(nóng)業(yè)績效的高低。本文從資源誤配（或扭曲）的角度考察了浙江農(nóng)地（再）配置的效率狀況，并從微觀角度對農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包行為進行了分析。本文研究發(fā)現(xiàn)，1995-2007年浙江農(nóng)戶生產(chǎn)率和邊際產(chǎn)出的分布未呈現(xiàn)收斂趨勢，農(nóng)戶生產(chǎn)率和土地邊際產(chǎn)出的離散程度居高不下，農(nóng)地份額與生產(chǎn)率、土地邊際產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力構(gòu)造的OP協(xié)方差接近于0（甚至為負），表明浙江農(nóng)地配置仍存在明顯的扭曲。利用總產(chǎn)出增長核算等式進行的估算發(fā)現(xiàn)，若能夠?qū)⒏嘏渲媒o生產(chǎn)率最高的20%和10%的農(nóng)戶，地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有望增長18.2%和26.8%。微觀層面，對農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)包行為的分析印證了浙江農(nóng)地配置存在扭曲的基本判斷，模型估計結(jié)果顯示，邊際產(chǎn)出越高、務工收入比重越高的農(nóng)戶越不傾向轉(zhuǎn)包入耕地，而人均耕地面積越大、家庭人口規(guī)模越大的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)包入耕地。因此，耕地流轉(zhuǎn)并沒有遵循農(nóng)地利用效率和公平原則。農(nóng)地配置扭曲程度居高不下的可能原因是，現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)的比較效益低下，高能力的農(nóng)戶和家庭勞動力選擇退出種植業(yè)，通過從事其它產(chǎn)業(yè)增加家庭人均務工收入。部分能力較低的農(nóng)戶因沒有適當?shù)耐顺銮廊詼粲诜N植業(yè)，通過轉(zhuǎn)包入耕地來提升家庭人均種植業(yè)收入。從這一角度看，農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著地改善了勞動力在不同產(chǎn)業(yè)間的配置效率，符合農(nóng)戶經(jīng)濟理性的基本要求。

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（ZH）

*本文為自然科學基金重點項目(71333010)階段性成果，作者感謝楊濤、鄭旭、張磊、何振宇、朱喜、瞿茜、蓋慶恩等學者在本文寫作過程中提出的寶貴意見，文責自負。