农地调整与农业生产效率的理论与实证——基于劳动力配置和农作物种植结构视角
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摘要
基于两种不同的农地调整方式,并以家庭劳动力配置和农作物种植结构为视角,在理顺农地大调整和农地小调整对农业生产效率的影响机理基础上,运用CLDS2016数据,检验农地大调整和农地小调整对家庭农业生产效率的影响效应,以及家庭劳动力配置和农作物种植结构对农地调整的调节效应。研究表明:第一,农地大调整会显著造成家庭农业生产效率的损失,而农地小调整对农业生产效率影响不显著;第二,农地大调整对家庭农业生产效率造成的损失,并不能通过家庭劳动力资源的优化配置和农作物种植结构的配置,使农业生产效率损失得以弥补。其原因在于农地大调整意味着农地产权的不稳定,产权不稳会造成农地租值完全消散,并对家庭农业劳动力形成完全挤出效应;第三,农地小调整对农业生产效率的影响,可以通过劳动力的非农就业和粮食种植比例的提高得以调节,其原因在于,农地小调整所造成的地权不稳定性较弱,家庭反而可以进行劳动力多部门配置,降低了农业经营的风险;同时农地调整的间隔周期与粮食作物投资的回收期是一致的,农户按照其既有的方式进行农业生产或投资;但经济作物种植比例的提高则不利于农地调整提高农业生产效率,经济作物专用性投资较大、雇工成本较高,并有可能抑制农业社会化服务,造成农业"过密化"困境。
引文
[1]Douglass C.North.Institutions,institutional change and economic performance[M].Cambridge University Press,1990.
[2]罗必良,仇童伟,张露,洪炜杰.种粮的逻辑:“农地产权-要素配置-农业分工”的解释框架[M].中国农业出版社,2018.
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[4]李尚蒲,罗必良.农地调整的内在机理及其影响因素分析[J].中国农村经济,2015,(3):18-33.
[5]Wang H,Tong J,Su F,et al.To reallocate or not:Reconsidering the dilemma in China's agricultural land tenure policy[J].Land Use Policy,2011,28(4):805-814.
[6]郑志浩,高杨.中央“不得调地”政策:农民的态度与村庄的土地调整决策---基于对黑龙江、安徽、山东、四川、陕西5省农户的调查[J].中国农村观察,2017,(4):72-86.
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[22]钟甫宁,陆五一,徐志刚.农村劳动力外出务工不利于粮食生产吗?---对农户要素替代与种植结构调整行为及约束条件的解析[J].中国农村经济,2016,(7):36-47.
[23]史常亮,李赟,朱俊峰.劳动力转移、化肥过度使用与面源污染[J].中国农业大学学报,2016,21(5):169-180.
[24]Gartaula H.Shifting perceptions of food security and land in the context of labour out-migration in rural Nepal[J].Food Security,2012,4(2):181-194.
[25]Zhu Y,Wu Z,Peng L,et al.Where did all the remittances go Understanding the impact of remittances on consumption patterns in rural China[J].Applied Economics,2014,46(12):1312-1322.
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[28]许庆,章元.土地调整、地权稳定性与农民长期投资激励[J].经济研究,2005,(10):59-69.
[29]林文声,王志刚,王美阳.农地确权、要素配置与农业生产效率---基于中国劳动力动态调查的实证分析[J].中国农村经济,2018,(08):64-82.
[30]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,(2):110-121.
[31]Feng S,Heerink N,Ruben R,et al.Land rental market,off-farm employment and agricultural production in Southeast China:A plot-level case study[J].China Economic Review,2010,21(4):598-606.
[32]Ma X,Heerink N,Ierland E V,Shi X.Land tenure insecurity and rural urban migration in rural China[J].Papers in Regional Science,2016,95(2):383-406.
[33]Rubin D B,Rosenbaum P,Rubin D B,et al.The central role of the propensity score in observational studies for causal effects.[J].Biometrika,1983,70(1):41-55.
[34]仇童伟,罗必良.农地产权强度对农业生产要素配置的影响[J].中国人口·资源与环境,2018,28(1):63-70.
[35]刘魏,张应良,李国珍,田红宇.工商资本下乡、要素配置与农业生产效率[J].农业技术经济,2018,(09):4-19.
[36]Barzel Y.Economic analysis of property rights[M].Cambridge university press,1997.
(1)地理位置、土地肥沃程度等因素会造成不同地块之间存在级差地租。
(2)这里所分析的农地调整以及所造成农地承包权不稳定,其前提是农地调整不会造成农户失去土地。如果失去土地,农户就可能失去土地潜在的增值收益以及土地的社会保障功能。
(3)随机前沿函数的形式主要有柯布—道格拉斯生产函数和超越对数生产函数。与柯布—道格拉斯生产函数不同,超越对数生产函数具有三个优点:一是可以允许投入变量与产出变量之间存在非线性关系,能够对数据进行更好的拟合;二是可以反映投入变量之间的交互效应对产出变量的影响;三是必须设定各投入要素的替代弹性之和为1。
(4)本文未使用26个省份虚拟变量,而是使用东中西三个区域虚拟变量,其目的在于防止多重共线性问题。
(5)为节省篇幅,随机前沿函数的模型估计结果未列出。
(6)总干扰项包括常规意义上的随机误差项和农业生产效率损失项两部分。
(7)te_(oi)并不表示全部未发生农地调整样本的农业生产效率,而是与发生地调整匹配一致的样本。
(8)本表中最近邻匹配中匹配样本数为3,半径匹配和核匹配的带宽均设为0.001。
[2]罗必良,仇童伟,张露,洪炜杰.种粮的逻辑:“农地产权-要素配置-农业分工”的解释框架[M].中国农业出版社,2018.
[3]王海娟.农地调整的效率逻辑及其制度变革启示---以湖北沙洋县农地调整实践为例[J].南京农业大学学报:社会科学版,2016,(5):96-103.
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[6]郑志浩,高杨.中央“不得调地”政策:农民的态度与村庄的土地调整决策---基于对黑龙江、安徽、山东、四川、陕西5省农户的调查[J].中国农村观察,2017,(4):72-86.
[7]丰雷,蒋妍,等.中国农村土地调整制度变迁中的农户态度---基于1999-2010年17省份调查的实证分析[J].管理世界,2013,(7):44-58.
[8]Besley T.Property rights and investment incentives:Theory and evidence from Ghana[J].Journal of Political E-conomy,1995,103(5):903-937.
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[10]Holden S T,Deininger K,Ghebru H.Tenure insecurity,gender,low-cost land certification and land rental market participation in Ethiopia[J].The Journal of Development Studies,2011,47(1):31-47.
[11]Ghebru H H,Holden S T.Reverse-Share-Tenancy and Agri cultural Efficiency:Farm-Level Evidence from Ethiopia[J].Journal of African Economies,2015,24(1):1-25.
[12]Ghebru H,Lambrecht I.Drivers of perceived land tenure(in)security:Empirical evidence from Ghana[J].Land Use Policy,2017,(66):293-303.
[13]Field E.Entitled to Work:Urban Property Rights and Labor Supply in Peru[J].Quarterly Journal of Economics,2007,122(4):1561-1602.
[14]Galiani S,Schargrodsky E.Property rights for the poor:Effects of land titling[J].Journal of Public Economics,2010,94(9-10):700-729.
[15]Hombrados J G,Devisscher M,Martínez M H.The Impact of land titling on agricultural production and agricultural investments in Tanzania:a theory-based approach[J].Journal of Development Effectiveness,2015,7(4):530-544.
[16]Boone C.Property and political order in Africa:Land rights and the structure of politics[M].Cambridge U-niversity Press,2014.
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[20]刘魏,张应良.非农就业与农户收入差距研究---基于“离土”和“离乡”的异质性分析[J].华中农业大学学报(社会科学版),2018,(3):56-64.
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[32]Ma X,Heerink N,Ierland E V,Shi X.Land tenure insecurity and rural urban migration in rural China[J].Papers in Regional Science,2016,95(2):383-406.
[33]Rubin D B,Rosenbaum P,Rubin D B,et al.The central role of the propensity score in observational studies for causal effects.[J].Biometrika,1983,70(1):41-55.
[34]仇童伟,罗必良.农地产权强度对农业生产要素配置的影响[J].中国人口·资源与环境,2018,28(1):63-70.
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(3)随机前沿函数的形式主要有柯布—道格拉斯生产函数和超越对数生产函数。与柯布—道格拉斯生产函数不同,超越对数生产函数具有三个优点:一是可以允许投入变量与产出变量之间存在非线性关系,能够对数据进行更好的拟合;二是可以反映投入变量之间的交互效应对产出变量的影响;三是必须设定各投入要素的替代弹性之和为1。
(4)本文未使用26个省份虚拟变量,而是使用东中西三个区域虚拟变量,其目的在于防止多重共线性问题。
(5)为节省篇幅,随机前沿函数的模型估计结果未列出。
(6)总干扰项包括常规意义上的随机误差项和农业生产效率损失项两部分。
(7)te_(oi)并不表示全部未发生农地调整样本的农业生产效率,而是与发生地调整匹配一致的样本。
(8)本表中最近邻匹配中匹配样本数为3,半径匹配和核匹配的带宽均设为0.001。
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