农地产权制度改革能否促进农业现代化发展效率?——基于农地“三权分置”改革的实证检验

曹子坚,虎 琳,董鹏飞

(兰州大学 经济学院,甘肃 兰州 730000)

一、引言

作为国家现代化的重要一环,农业现代化是对我国“三农”工作的统筹推进,是乡村全面振兴的关键与保障。2022 年中央一号文件指出,要举全党全社会之力,促使农业现代化迈出新步伐。作为新时期国家在“三农”领域的重要战略部署,乡村振兴战略对国家全面现代化背景下农业发展方式创新提出了更高要求。土地产权作为“三农”的核心问题之一,是我国农业农村发展的基本制度保障。2014年9 月,中央全面深化改革领导小组第五次会议提出了“三权分置”的改革方案,将所有权、承包权和经营权分离,农地产权制度迎来了新的改革。“十四五”规划进一步明确了把深化农村土地制度改革作为农业现代化的主体责任,农地产权制度改革作为解决农地流转问题的关键,影响农业现代化的进程和发展效率。“产权是引导人们实现外部性内在化的一种激励手段”,能够优化资源配置,促进经济发展[1]。如果农地产权制度改革成功,农地产权的安全性和稳定性得到提升,则会产生正向激励,农业经营将向着规模化方向发展[2];但若改革效力不强,制度公信力丧失,则会降低农业生产效率[3]。因此,厘清农地产权制度改革对农业现代化发展效率的影响,特别是当前农地“三权分置”改革对农业现代化发展效率的影响,是解决“三农”问题和实现农业现代化所需要面临的重要课题。

随着我国对“三农”问题的重视,国内关于农地产权制度与农业现代化关系的研究日益丰富,主要集中于以下视角。第一,技术进步视角。农地产权制度改革促进农业生产技术动能转换,推动农业技术进步,助推农业现代化发展[4-5]。第二,要素流动视角。一方面,农地产权制度改革具有触发劳动力转移效应。1978 年家庭联产承包责任制改革和2014 年“三权分置”改革均破除了城乡产业融合障碍[6],有力地促进了劳动力市场自由化,引发了劳动力由乡到城的流动,是影响农村劳动力流动的核心因素[7]。另一方面,农地产权制度改革有利于加快农地流转。农地产权制度改革能有效消除产权残缺的弊端,稳定土地经营权,放活土地流转权,促进农业规模化经营和公有资源保护[8-9]。第三,主体活力视角。一方面,农地产权制度改革理论上能够给农民带来种粮激励,激发农民主体活力,维护粮食安全,推进农业现代化进程[10]。另一方面,农地产权制度改革作为集体产权制度的深层次改革,对乡村治理制度绩效产生决定性作用。产权关系变化促进村域治理机制变化,进而推进农业现代化的进程[11]。

农业现代化的过程也是我国农业发展效率不断提升的过程[12]。从研究内容上来看,农业发展效率的测度经历了从单一角度的多要素分析到综合指标测量的演变。早期学者多从农业生产经营、主体市场化和技术与管理要素投入三大方面建立主观赋值的评价体系,评估农业发展效率[13-14]。随着农业现代化问题研究的深入和乡村振兴战略的提出,农业现代化发展被赋予了新的时代内涵:农业现代化发展不仅以农业生产要素的优化与效率提升为目标,也是农业规模化和市场化的过程;同时,农业生产环境优化、农业主体富裕程度更高等实现乡村振兴的路径也成为重要的目标[15]。本质上,农业现代化发展效率是指给定农业生产要素投入和农业技术等条件下,最有效地使用资源,以满足乡村振兴战略的愿望和需要的一种评价方式[16]。

综上所述,目前的研究对农地产权制度改革及农业现代化关系的讨论为本文的研究工作奠定了一定的理论基础,但仍存在以下不足:一是关于农地产权制度改革对农业现代化发展影响机制的研究为数不多,需要进行更深层次的梳理;二是从效率层面对农业现代化发展进行测度的文献较少。鉴于此,本文以农地“三权分置”改革为例,通过理论机制分析和Tobit 面板回归模型实证检验,探究农地产权制度改革对农业现代化发展效率的影响效应。在基准回归和稳健性检验的基础上,进行基于地理区位、要素禀赋和政府能力的异质性分析及农地产权制度改革对农业现代化发展效率的中间机制检验,以期为新发展格局下我国农地产权制度改革深化和农业现代化发展提供理论支撑和实践经验。

二、理论分析与研究假说

(一)农地流转与农业现代化发展效率

农地“三权分置”改革理论上会加速农地流转,引发农业生产集聚[17],推动农业规模化、现代化与市场化,进而促进农业现代化发展效率提升。

1.农业规模化。由于生产的长期平均成本曲线呈U 型,农业生产集聚导致土地向生产要素富足的区域集中,农业生产实现规模化和集约化,规模效应的产生使得农业大型机械的使用频率大大提高。同时,农地集中节省了人力、物力和时间,作业成本和机械成本大大降低,劳动力、资本和土地等要素实现帕累托改进,促进了农业生产效率的提升,进而提高了农业现代化发展效率。

2.农业专业化。农地集中解决了耕地零散、小农经营等问题,提高了农业生产效率。生产效率的提高一方面使得农民收入增加,另一方面使得农业生产专业化分工的要求提高。因此,农业生产集聚和农地流转导致农业专业化分工和生产主体服务能力的增强,进一步提升了农业生产效率[18]。当农业生产集聚程度较高时,农民将通过专业分工的经济模式来寻求利润最大化,进而促使农业现代化发展效率提升。

3.农业市场化。一方面,农业生产集聚将分散的土地整合在一起,集中在家庭农场、农业合作社或种植大户手中,市场流转更加有效,降低了组织成本;另一方面,农地产权制度改革健全了市场机制和市场组织,微观主体联合议价的能力提升,使得市场信息更加对称和透明,交易成本大大降低,市场需求进一步增加[19]。因此,农业生产集聚促进了农业生产、农地流转和农产品交易的市场化,促使其成本降低,生产效率和组织效率显著提高,专业化分工深化,进而提升农业现代化发展效率。

(二)农村劳动力转移与农业现代化发展效率

据“推拉”理论可知,人口转移是在推力与拉力的共同作用下实现的,农地产权制度改革是影响农地流转、进而影响农村劳动力转移的重要因素[20]。农村劳动力作为农业生产要素的重要一环,通过产权效应、结构效应、规模效应和技术效应影响农业现代化发展效率。

1.产权效应。农地产权制度改革使得产权界定更加明晰,农业主体的利益得到保障,促进了农村人力资本积累,新型农民主体数量增加,农业现代化发展效率提升。一方面,农地产权制度改革的有效施行促进了土地流转和农业规模化生产,催生了家庭农场、农业合作社或种植大户等新型农业经营主体[21];另一方面,土地流转市场机制的完善加速了城乡之间的要素流动,城镇化水平进一步提高。农业主体能够得到更多的职业技能培训,通过“干中学”,提升自己的职业素养,农村人力资本水平提高,进而提升了农业现代化发展效率。

2.结构效应。农地产权制度改革使得土地资源向生产效率高的主体集中,生产效率低下的农村劳动力转移至二、三产业。一方面,转移的农村劳动力产生非农收入,提高了农村总体收入水平。非农收入通过流出农村劳动力的家庭剩余成员进入农业生产领域,扩大了农业生产的资金来源,提高了农业生产资金投入。农业由劳动密集型转变为资本密集型,生产效率大大提高,农业现代化发展效率提升。另一方面,随着农村劳动力向二、三产业的转移,城市经济飞速发展,拥有了反哺农村的能力,来自工业和服务业的反哺也能有效提升农业现代化的水平[22]。

3.规模效应。农地产权制度改革下,农地流转导致农村劳动人口转移,进而引发土地规模效应,土地规模效应的实现使得资本配置和劳动力等生产要素配置更加优化[23]。此外,农村劳动力转移催生了农村生产性服务业的发展。劳动人口的流失导致农业对生产过程中的播种、施肥、植保、收割等各个环节产生社会性的服务需求,农业生产性服务业的发展对农村劳动力产生替代效应,促进了规模化生产下经营要素的优化和合理配置,并催生农业向现代化方向迈进,农业现代化发展效率提高。

4.技术效应。首先,“三权分置”制度改革使得农地产权界定明晰,排他性日益显著,农民获得收益的安全性大大增加,增强了农业生产经营主体引进先进技术,进而提高收益的主观愿望。其次,农村劳动力转移为技术的引进提供了适宜的自然条件,客观上有利于农业技术进步。此外,农村劳动力转移累积的人力资本和资金为农业技术的进步提供了保障。最后,基于创新驱动的发展战略,农村劳动力转移后,经营主体和生产区域集中,政府农业科技政策的制定也更具有针对性,能更快地找准服务对象,保护技术创新主体的利益,促进农业技术进步,提高农业现代化发展效率。

综上所述,农地产权制度改革能够通过农业生产集聚和农村劳动力转移两条路径影响农业技术进步。基于此,结合以上理论分析,本文提出如下研究假说:

H1:农地产权制度改革总体上促进农业现代化发展效率。

H2:农地产权制度改革通过农业生产集聚和农村劳动力转移两条路径促进农业现代化发展效率。

三、研究设计

(一)指标选取

1.被解释变量。以各省级行政区的农业现代化发展效率作为被解释变量,该指标采用DEA 模型进行测度。在使用DEA 模型对我国农业发展效率进行测度时,有CCR 和BCC 两种基本模型。CCR模型是基于规模报酬不变前提下的DEA 分析模型,其假设所有的决策单元在所能达到的最大规模条件下运行,这与我国现实情况不相符。BCC 模型则基于规模报酬可变假设,基于本文研究对象为我国农业现代化发展效率,具有规模可变的特征和投入最小化的目标,因此选用DEA 方法中投入导向且规模报酬可变的BCC 模型对我国农业现代化发展效率进行测度。具体模型如下:假设有n 个决策单元(DMU),向量Xi和Yi分别表示第i个决策单元的投入向量和产出向量。设投入类型为m,产出类型为S,则Xi和Yi分别表示为:

对每一个决策单元(DMU),利用投入与产出的对偶性质,可利用如下模型求解其效率值:

式(2)中,S+,S-分别表示投入要素和产出要素的松弛变量,即其实际投入值与目标投入值之间的差值;θ表示农业发展综合技术效率值;λ表示权重。效率值θ被限定在[0,1]区间,综合技术效率值越大,则代表农业发展综合技术效率越高。当θ=1时,表明决策单元的农业发展综合技术效率达到了最优水平;当θ＜1 时,表明决策单元的农业发展综合技术效率未达到最优,存在投入浪费与冗余。

着眼于农业生产环节的要素投入,选取劳动力、土地、资本和技术作为投入指标。我国以乡村振兴战略为背景,提出了农业市场化、规模化和现代化的目标。在乡村振兴战略导向下,新型职业农民主体不断壮大、土地集约化程度不断加深、农业跨区作业面积不断扩大,机械化生产取代原有小规模生产,成为新的生产方式。同时,化肥、农药和地膜作为重要的技术手段,对我国农作物产量的提高发挥了巨大的作用。基于上述特征和数据可得性,选用农林牧渔从业人员和农业机械总动力作为劳动力和资本投入的衡量指标;由于土地的复种指数逐年增长,采用土地面积无法准确衡量土地要素的投入,因此选取农作物播种总面积作为土地要素的衡量指标;由于化肥、农药和地膜存在很强的线性相关性,因此选用农用化肥施用折纯量来代表技术要素的投入。

着眼于产出视角,乡村振兴战略目标下的现代农业发展兼顾农业生产“数量”与“质量”,乡村振兴是农业现代化的战略目标,农业现代化是乡村振兴的现实路径。同时,农业现代化离不开“粮食安全”这一根本的“压舱石”保障。基于此,本文在构建产出指标时,以乡村振兴和粮食安全为导向,从产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕和粮食安全六大要求出发,基于数据的科学性和可得性,选取我国农业现代化发展效率评价的产出指标。参考郭露等[24]的研究,兼顾指标的科学性与数据的可得性,选取农林牧渔业总产值、造林总面积、农村文教娱乐支出、正向化的基尼系数(基尼系数的倒数)、农村人均可支配收入和粮食总产量作为上述六大要求的替代变量,建立农业现代化发展产出指标体系。

2.核心解释变量。核心解释变量为农地“三权分置”改革政策。以实施整省农地确权登记颁证的具体时间为政策开始的信号,设置虚拟变量代表农村承包地“三权分置”改革政策,开始实行农地“三权分置”改革的年份及以后年份取值为1,尚未开始农地“三权分置”改革的年份取值为0。各省级行政区实施整省农地确权登记颁证的具体时间见表1。

表1 整省农地确权登记颁证试点

3.控制变量。参考莫亚琳等[25]的研究,以财政支农水平(gov)、农村城市化水平(urban)、农作物受灾率(dis)、农村人力资本水平(hcap)、农村水利化服务程度(irr)、基础设施水平(inf)、信息化水平(info)、金融发展水平(fin)、对外开放水平(open)作为控制变量。具体衡量方式如下:财政支农水平=地方财政农林水事务支出/地方财政一般预算支出;农村城市化水平=城镇人口/年末常住人口;农作物受灾率=农作物受灾面积/农作物总播种面积;农村人力资本水平用6 岁以上乡村人口的人均受教育年限表示,假定文盲半文盲、小学、初中、高中、大专以上教育程度的居民平均受教育年限分别为0年、6 年、9 年、12 年和16 年,基于此构建hcap=6primit+9midit+12higit+16uniit,其中,primit、midit、higit、uniit分别表示小学、初中、高中和大专及以上教育程度居民占各省份6 岁及以上人口的比重;农村水利化服务程度=有效灌溉面积/耕地面积;基础设施水平=ln(地区货运量),货运量单位为万吨;信息化水平=移动电话年末用户/年末人口数;金融发展水平=金融机构年末存贷款余额/地区生产总值;对外开放水平=经营单位所在地进出口总额/地区生产总值。

(二)模型设定

为了明确农地“三权分置”改革对农业现代化发展效率的影响,本研究将以BCC 方法测算的效率值作为被解释变量,以农地“三权分置”改革政策和其他影响因素作为解释变量,建立多元回归模型。由于BCC 方法测算的效率值取值范围位于[0,1],为截断数据,针对被解释变量取值受限的情况,需要采用Tobit 模型进行回归。面板tobit 模型的基本形式如下:

其中,yit为被解释变量,βT为待估参数向量,xit为自变量向量,μi为个体效应,i表示省份,t表示时间,εit为随机扰动项,其分布为εit～N(0,σ2)。

(三)数据来源

鉴于数据的可得性与可比性,选取除西藏自治区、香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾省以外的30 个省级行政区作为样本。由于农业生产周期较长,投入转化为产出的过程存在一定时滞性,参考国内大多数学者的做法,将产出指标相较投入指标滞后一年,即2007—2019 年的投入指标数据分别对应2008—2020 年的产出指标数据。数据来源于《中国农村统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国农村贫困监测报告》《中国科技统计年鉴》与各省份统计年鉴。同时,对少量缺失值采用插值法进行补充。

四、实证结果分析

(一)农业现代化发展效率测度

为检验农业现代化发展效率时间及空间差异,本文基于DEA 分析中的投入导向BCC 模型,通过deap2.1 软件对2007—2019 年我国30 个省份的农业现代化发展效率进行测算,全国和各地区农业现代化发展效率均值结果如图1 所示。

图1 2007—2019 年全国和各地区农业现代化发展效率均值

时间序列上,2007—2019 年我国现代农业发展综合效率值均小于1,效率未达到最优水平。2007—2012 年,现代农业发展平均综合效率值呈波动下降趋势,2012—2019 呈波动上升趋势。整体来看,2007—2019 年的平均综合效率值呈现U 型变化趋势,2012 年为谷值,2019 年达到峰值,波动区间为[0.839,0.907]。空间分布上,按照国家统计局对东、中、西、东北部的划分,东北地区的综合效率水平最高,辽宁、吉林和黑龙江的综合效率值在样本期间均为1,达到了效率最优。东部地区的综合效率水平仅次于东北地区,2007—2019 年,东部地区全部省份效率值均位于0.8 以上的高位水准。北京、上海、福建、江苏、浙江和海南处于良好的发展态势,2016 年以后综合效率值均达到1;天津和广东稳定发展,综合效率值维持在0.9 的水平;河北在东部地区处于相对弱势,但2015 年起仍达到0.8 以上的水准。中部地区整体效率水平较为稳定,呈现U型波动,波动幅度较小。安徽和湖北在中部地区效率值相对较低。西部地区整体综合效率水平最低,且区域内部效率差异较大。内蒙古、重庆、四川、贵州和青海发展强劲,综合效率值达到0.9～1 的高水准;广西、新疆、宁夏、陕西、云南综合效率值呈波动下降趋势,资源利用率波动下降,投入冗余波动增加;甘肃综合效率较为稳定,但发展势头不足。

总体来看,我国农业现代化发展的综合效率、纯技术效率整体上均呈小范围波动、整体缓慢上升的趋势,规模效率则呈U 型波动趋势。2007—2019年,我国综合效率由0.883 上升到0.907,纯技术效率由0.936 上升到0.963,而规模效率则保持在0.94 的水平。这说明我国农业现代化发展效率的提升更多由纯技术进步带来,农业活动的规模效应暂不显著。表2 为各变量的描述性统计。

表2 主要变量的描述性统计特征

(二)基准回归

综合LR 检验和Hausman 检验的结果,使用随机效应面板Tobit 回归模型实证分析农地“三权分置”改革对农业现代化发展效率的影响,表3 报告了基准回归的实证结果。回归结果表明农地产权制度改革政策效应提升1%,农业现代化发展效率将提升4.2%,“三权分置”改革在1%的显著性水平下对农业现代化发展效率产生了正向影响,农地产权制度改革总体上促进了农业现代化发展效率。控制变量方面,农村城市化水平、农村水利化服务程度、基础设施水平和金融发展水平均对农业现代化发展效率产生正向影响;信息化水平和对外开放程度则对农业现代化发展效率起抑制作用。

表3 随机效应面板Tobit 回归模型基准估计结果

(三)稳健性检验

为了验证回归结果的稳健性,本文改变回归方法、更换样本量及替换核心解释变量衡量方法后对样本再次进行回归。第一,选择用OLS 固定效应模型和OLS 随机效应模型重新回归,结果见表4(1)和(2)列所示。第二,将各省份按照2007—2019 年平均农业现代化发展效率水平进行排序,去除平均值为1 的省份与排名后5%的省份,即去除北京、上海、黑龙江、吉林、辽宁、福建、青海、安徽、甘肃、广西省份样本,对剩下的样本重新回归,结果见表4(3)列。第三,将农地“三权分置”改革政策的虚拟变量替换为农地流转面积占比进行重新回归,结果见表4(4)列。从表4 可以看出,使用OLS 固定效应模型和随机效应模型、更换样本数量以及替换核心解释变量衡量方法后,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的影响依然显著为正,得到的回归结果较为稳健,本文的结论具有可靠性。

表4 农地产权制度改革对农业现代化发展效率影响的稳健性检验

(四)异质性分析

农地产权制度改革对我国农业现代化发展效率的影响可能存在异质性。第一,我国东、中、西、东北各区域农业发展水平存在差异,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的影响可能存在区位异质性。第二,农业发展深受自然条件的影响,要素禀赋是制约地区农业发展的重要因素,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的影响可能存在要素禀赋异质性。第三,农业发展深受政府扶持影响,政府能力的强弱也可能影响农地产权制度改革的效应。基于此,本文从地理区位、要素禀赋和政府能力三方面展开异质性分析,结果见表5。

表5 异质性分析分组回归结果

1.地理区位。中国幅员辽阔,不同地区的经济发展水平有较大的差异,使得不同地区农地产权制度改革对农业现代化发展效率的影响可能存在异质性。因此,本文将所有样本划分为东、中、西、东北四个区域,由于东北地区农业现代化发展效率恒为1,无法进行回归,因此对东、中、西三个地区分别进行实证分析。表5(1)的结果显示,东部地区和中部地区“三权分置”改革效应较为显著,分别为0.033 和0.108,中部略高于东部,而西部地区“三权分置”改革效应不显著。可能的原因在于:农地产权制度改革的作用效果依赖地区发展条件。西部地区为欠发达地区,基础设施环境、市场规模、劳动力质量、对外开放水平等和东部地区与中部地区相比较为落后,农地产权制度改革没有相应配套措施的支持,因此边际效应不明显。中部地区正面临转型的关键阶段,边际效应递增,其基础设施环境、市场规模、劳动力质量、对外开放水平等能够更好地支持农地产权制度改革,因此农地产权制度改革对农业现代化发展效率的边际效应更加显著;东部地区虽然经济发展条件更优,但由于随着经济发展水平的提高,从边际效应递增阶段逐渐向边际效应递减阶段过渡,因此农地产权制度改革对农业现代化发展效率的边际效应低于中部地区。

2.要素禀赋。农业生产深受地区要素禀赋结构的影响,要素禀赋的优劣是决定农业现代化发展效率高低的重要条件,农地产权制度改革的政策效果也依赖地区要素禀赋。因此,本文参照刘奕等[26]的做法,采用金融机构年末存贷款余额与地区生产总值之比来衡量要素禀赋,将所有样本划分为高要素禀赋地区、中要素禀赋地区和低要素禀赋地区,分别进行回归。表5(2)的结果表明,在中要素禀赋和低要素禀赋地区,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的效应显著为正,分别为0.076 和0.040;而在高要素禀赋地区,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的效应不显著。可能的原因在于:要素禀赋高的地区集聚效应和虹吸效应往往更加显著,因此农业发展已经具备了市场化、规模化和现代化的特点,新一轮的农地产权制度改革主要针对农业发展处于初级阶段的地区,因此对于高要素禀赋地区的效应不明显。而对于中要素禀赋地区和低要素禀赋地区来说,农业发展不同程度地存在弊病,因此农地产权制度改革对其产生了较为显著的效应。同时,相较低要素禀赋地区而言,中要素禀赋地区拥有更丰富的资本存量,因此农地产权制度改革对农业现代化发展效率的边际作用更强,边际效应更加显著。

3.政府能力。我国农业发展具备“强政府力”的特点,农地产权制度改革的实施效果依赖政府能力。地方政府作为农地产权制度政策实施的主体,其财政能力是保证农地产权制度政策有效实施的有力保障。因此,本文采用地方财政农林水事务支出与地方财政一般预算支出之比代表政府能力,将所有样本城市划分为强政府能力地区、中政府能力地区和弱政府能力地区,分别进行回归。由表5(3)可知,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的边际效应随政府能力强弱依次递减,强政府能力地区＞中政府能力地区＞弱政府能力地区。可能的原因在于:地方政府的能力越强,越能够保障农地产权制度改革的推进和相关政策的配套实施,例如给予一定标准的财政补贴和税收优惠,并对改革示范村给予奖励。同时,能力较强的地方政府往往能够优化基础设施环境,提供充足的公共服务供给,从而更有利于集聚效应和虹吸效应的产生,促进科技生产力的提升,从而推动农业技术进步,提升农业现代化发展效率。

(五)机制检验

为了进一步探讨农地产权制度改革影响农业现代化发展效率的路径,考虑到农地产权制度改革可能带来加速农地流转和农村劳动力转移的影响,本文将从农地流转规模和农村劳动力转移两个角度实证分析农地产权制度改革对农业现代化发展效率的作用机制。本文构建如下中介效应模型研究“三权分置”改革对农业现代化发展效率的影响机制:

其中,Zit为要进行机制检验的中介变量,sqfzit和xit分别为上文对应的核心解释变量和控制变量。运用双向固定效应模型对式(5)进行回归,关注θi的系数,若θi系数显著,则中介效应存在。机制检验的被解释变量为农地流转规模(land)和农村劳动力转移规模(labor),农地流转规模用家庭承包耕地流转总面积占家庭承包经营耕地面积的比重来衡量,农村劳动力转移规模用农村非农林牧渔从业人员数占乡村就业人员数的比重来衡量。鉴于数据的可得性,在原有样本的基础上去除了新疆和上海,数据来源于《中国农村经营管理统计年报》和各省份统计年鉴。

表6 报告了中介效应机制检验的结果。“三权分置”制度改革通过农地流转的中介效应显著提升了农业现代化发展效率,农地产权制度改革政策效应提升1%,农地流转规模带来的中介效应将提升3.2%。而农村劳动力转移的中介效应不明显,这与前述理论分析得出的结论不符,可能原因如下:我国农业生产经营目前暂未形成规模化,农地流转程度有限,主要生产要素仍然依靠农村劳动力。一方面,农村劳动力转移带来的农村“空心化”问题严重,农村劳动力转移所产生的替代效应不足以弥补劳动力流失减少的边际效应;另一方面,由于劳动力损失无法依靠规模化完全弥补,农业产出减少、农民收入降低、城乡差距拉大等问题进一步导致了农村劳动力的出逃,土地抛荒、撂荒等问题愈发严重。此外,由于现阶段农村劳动力结构单一、总体素质低下的原因,农村劳动力转移导致农村继续从事农业生产的大多为老年人。因此,农村劳动力转移对人力资本深化带来的边际效应总体为负,收入效应大于替代效应,农业生产主体素质难以提升,农业技术进步推广受到阻碍,农业现代化发展效率难以提升。

表6 农地产权制度对农业现代化发展效率的中间机制检验

五、结论与政策启示

本文基于2007—2020 年的省级面板数据,运用DEA 模型测度2007—2019 年我国各省份农业现代化发展效率,并采用面板Tobit 模型实证分析农地产权制度改革对农业现代化发展效率的效应,得出以下结论:第一,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的影响效应为正。农地产权制度改革政策效应提升1%,农业现代化发展效率将提升4.17%。第二,农地产权制度改革通过加速农地流转的中介效应提升了农业现代化发展效率,而农村劳动力转移的中介效应不明显。第三,农地产权制度改革存在区位异质性。东部地区和中部地区农地产权制度改革效应较为显著,中部略高于东部,西部地区农地产权制度改革效应不显著。第四,农地产权制度改革存在要素禀赋异质性。在中要素禀赋和低要素禀赋地区,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的效应显著为正,高要素禀赋地区农地产权制度改革对农业现代化发展效率的效应不显著。第五,农地产权制度改革对农业现代化发展效率的边际效应随政府能力由强到弱依次递减。

基于上述结论,提出以下建议:第一,不断探索有利于农业现代化和高效发展的农地产权制度改革方向和模式,以政策为牵引,使农业发展由外生推动转为内生。一方面,加大科技投入,完善农地流转市场机制建设,降低农业规模化和市场化成本。另一方面,注重农业科技人才的培养,促进地区“产学研”一体化,建立科研成果奖励体系,推动农业现代化。第二,坚持稳定承包权和放活流转权的政策导向,继续深化农地“三权分置”制度改革。地方政府要将“农地确权颁证”落到实处,推动农地资源合理配置和农村劳动力良性转移,促进农业适度规模经营,实现农业现代化。第三,重视与农地产权制度相关的基础配套政策的实施,完善公共服务产品供给。一方面,加强农村教育培训,建立完善的人才输送机制,推动农村智力回流,引导农村人力资本升级,促进新型农业经营主体高质量发展。另一方面,加强农村基础设施建设与社会保障体系建设,为转移到城市的农村劳动力提供良好的创业就业环境和子女养老政策保护。同时,完善农村普惠金融体系和农业保险体系,加大农业信贷担保支持力度,加强新型农业经营主体发展的积极性。