土地租期、土地经营规模与农业产业化联合体成长绩效

2021-03-02汤文华

江西农业学报 2021年2期

汤文华

(1.贺州学院南岭民族走廊研究院，广西贺州 542899；2.江西农业大学经管学院，江西南昌 330045)

0 引言

新中国成立70多年来，我国农业发展取得了巨大的成就。但也存在农业人口众多而耕地相对不足、人地矛盾突出、土地细碎化问题严重，农业长期处于“过密化”的小农经营状态等问题[1]，制约了中国农业现代化发展进程。为了克服土地细碎化、人地矛盾突出以及应对新世纪激烈的竞争，我国农业推行土地规模经营是一个重要选择。2014、2015年中央一号文件在尊重农民意愿的基础上，鼓励有条件的地方流转承包土地的经营权，加快健全土地经营权流转市场，有序推进土地流转和适度规模经营。此后几年的中央一号文件都强调了推进农业适度规模经营的重要性。特别是党的十九大报告提出了“乡村振兴战略”，要求在稳步推进我国农地流转和土地适度规模经营的基础上构建“现代农业产业体系、生产体系、经营体系”，实现农业农村现代化。

当前，家庭农场、种养大户、农民合作社、农业企业等是推进我国土地规模经营和农业产业化发展的重要经营主体，但是近年来各经营主体在发展过程中依然处于“单打独斗”的状态，并且遇到了诸多困难和问题，不利于我国农业现代化发展。一些地方积极探索培育发展农业产业化联合体，推进农业产业化发展，并取得了良好效果。2017年10月农业农村部联合财政部等6部门下发了《关于促进农业产业化联合体发展的指导意见》，2018年3月，农业农村部、国家农业综合开发办公室和中国人民银行联合下发《关于开展农业产业化联合体支持政策创新试点工作的通知》，并选定河北、内蒙古、安徽、河南、海南、宁夏和新疆作为第一批试点省区。全国其他省区也在积极培育发展农业产业化联合体。

农业产业化联合体是家庭农场、种养大户、龙头企业、农民合作社等新型农业经营主体以分工协作为前提，以规模经营为依托，以利益联结为纽带的一体化新型农业经营组织联盟，它与其他的农业经营组织相比有以下3个显著特征。

(1)分工协同，优势互补。农业产业化联合体内的龙头企业、家庭农场和农民合作社等经营主体由于各自的要素禀赋差异，导致各经营主体具有不同的功能定位。家庭农场(或种养大户等)一般具有劳动力、土地和耕作技术等，可以专门从事种养等生产性活动，农民合作社一般具有农业服务性资料、市场信息和农民信任等要素优势，可以专门从事农业社会化服务，龙头企业一般拥有资金、人才、管理、技术、知识、信息等优势，可以专门从事农产品精深加工、品牌运营、技术研发推广、市场营销等。联合体通过联盟的方式，整合具有不同功能的经营主体，做到分工协同，优势互补。

(2)长期合作，主体联结紧密。一是联合体内各主体签订平等合作契约，以契约规范联合体内各主体的权利和义务，形成长期稳定的合作关系。二是各主体拥有的生产要素在联合体内高效共享流动配置，形成联合体要素融合配置机制。三是联合体通过契约规范构建更加紧密的利益风险联结机制。

(3)经营规模化、一体化。一是土地经营规模化。产业化联合体需要一定规模的土地成片流转经营，实践中联合体经营的土地规模，多数在133.33 hm2以上，部分省级和市级示范联合体经营的土地面积达到666.67 hm2以上。二是管理规模化。产业化联合体是不同农业经营主体结成的组织联盟，有其自身的组织和管理构层，管理功能覆盖整个联合体，与单个经营主体相比，联合体扩大了管理的科学性和受众范围，提高了管理效能。三是经营业务一体化。一方面，联合体是由多个农业经营主体构成的组织联盟，形成业务上的横向一体化；另一方面，联合体内的龙头企业、家庭农场和农民合作社等构建了农业全产业链，形成纵向一体化。由于一体化经营，联合体由此可以获取规模经济和范围经济。产业化联合体具有的这些特征，适应了现代农业发展的要求，可以预见，产业化联合体将是未来我国农业产业化发展中的重要经营主体。

通过上述分析可知，产业化联合体与其他农业经营主体不同，它的发展应该具有自身特色。比如，土地租期、土地经营规模这2个因素对产业化联合体发展就非常重要。一方面，土地租期的长短直接关系到联合体是否可以长期经营，因为稳定明确的土地租期可以给予经营者未来一个明确的预期，这样有利于经营者作长期的投资经营规划，而且，联合体本来就是一种组织联盟，规模大，相比其他农业经营主体，联合体更需要长期稳定的土地经营。另一方面，一定的土地经营规模是联合体形成发展的基本条件，联合体的一大优势就是规模经济优势，尤其是土地经营规模优势，因此，土地经营规模是联合体发展的一个重要影响因素。因此，分析清楚土地租期、土地经营规模对产业化联合体发展的影响具有重要意义。

1 文献综述

Schultz[2]认为农户是理性的经济人，其生产要素的配置行为符合帕累托最优原则，其行为是“贫穷而有效率”的。农户在理性决策下会采取有利于提高经营效益的行为，比如通过交易流转土地进行规模经营就是一种可行性的选择[3-5]。因为农地流转规模经营可以引致边际产出拉平效应和交易收益效应，从而提高农地利用效率[6]。当前，农地流转比例稳步上升，流转形式和对象日趋多样化[7]，农户流转土地意愿逐步增强[8]，总体上看，农地流转发展形势良好。

有学者认为农地流转过程中，土地流转租赁期限会影响土地经营投资决策和土地利用效率。研究发现土地长期租约有利于稳定农地使用权和土地长期投资。Feder[9](1993)认为农地使用权稳定对农户土地投资具有正向影响。姚洋[10](1998)的研究也表明土地产权的稳定性会对农地长期投资产生重要影响。部亮亮等[11](2011)认为提高农地使用权的稳定性可以促进农户长期投资，龙云等[12](2016)的研究也得出相似结论。Kousar[13](2016)和Lovo[14]等(2016)分别研究了巴基斯坦和马拉维的农地经营状况，发现土地长期租约有利于提高农户投资强度和中长期投资，而短期租约不利于土壤保护。

有学者认为土地租期与农地投资和农地利用效率关系复杂，不能一概而论。钟甫宁等[15](2009)认为当前地权的稳定性与农地投资没有显著关系，Jacoby等[16](2002)的实证研究也支持这一结论。迟福林等[17](1999)的研究表明，如果地权范围广且有保障，即使土地使用权期限较短，农户也有投资的积极性，如果无法保障农户的土地权益，即使土地使用权期限较长也不利于农业投资。

有学者认为农地经营规模是影响农业经营绩效的重要因素之一。20世纪60年代Sen[18]研究了印度的农业经营状况，发现印度农村土地经营规模与农业生产效率之间存在反向关系。Feder[19](1985)研究了在家庭劳动力、劳动监督和信贷约束条件下农户土地经营规模与生产效率呈负相关。Carletto[20](2013)和Ali[21](2015)等实证检验了卢旺达等非洲国家的农场经营规模与生产效率负相关。Rada[22](2015)和Foster[23](2017)等研究了中国等亚洲一些国家的情况，也发现这一负向关系。高梦滔[24](2006)和秦立建[25](2011)等的研究也得到了相似结论。

有学者认为土地经营规模与农业经营效率具有正向影响。Helfand等[26](2004)研究了印度和巴西的家庭农场后发现，农场经营规模扩大有利于提高农场生产效率。Renato等[27](2006)实证分析了菲律宾水稻生产状况，结果表明，土地经营规模与农业生产技术效率呈显著正相关[27]。Li等[28](2013)的研究也表明农户土地规模经营可以提高土地单位产出。王建英等[29](2015)研究了江西省水稻种植户的经营规模与土地生产率之间的关系，发现两者显著正相关。王雪秋[30](2015)分析了吉林省玉米经营规模与生产率的关系，结果表明玉米经营规模与单位产出正相关。夏永祥[31](2002)的研究也发现土地经营规模扩大是土地生产率提高的重要影响因素。

有学者认为农业土地经营规模与经营效率存在非线性关系。Zhang等[32](2010)研究发现，农地经营规模与经营绩效之间呈“U”型关系，Steven等[33](2004)得出了类似结论。

还有学者研究了土地租期、土地确权与土地流转、土地经营规模的关系，如何东伟等(2019)的研究发现，土地确权与稳定的土地租期提高了农户的土地经营规模。韩家彬等(2018)的研究发现，稳定的土地租赁促使农户转入土地扩大经营。但也有学者研究得出其他结论，罗明忠等(2017)的研究发现，土地确权、租期稳定并没有显著提高农户经营规模，但是却提高了农户自有土地的复耕率。

通过梳理国内外现有文献可知，一方面，学者们对农户、家庭农场等经济组织的土地租期、土地经营规模与经营绩效进行了大量研究，值得借鉴，但对农业产业化联合体的研究尚显不足。研究表明，不同的经营组织其行为存在差异，高强等[34](2014)认为单个农业经营主体毕竟不同于包含多种农业经营主体的农业产业化联合体，而发育于新时代下的中国农业产业化联合体，其必定具有中国本土特色，当然也不同于国外一些与其类似的农业经营组织，中国特色的农业产业化联合体值得研究。另一方面，现有研究中国农业产业化联合体的少数文献主要集中于定性研究，利用调查数据进行实证研究的较少，因此，本文基于调研数据，理论与实证相结合研究土地租期、土地经营规模与农业产业化联合体成长之间的关系。

2 理论分析与研究假设

土地流转中，农地租期关系着农地经营权的稳定性，是影响农业经营主体经营效率的重要因素之一。一般而言，稳定的农地产权可以给土地流转经营者带来未来确定的预期，有利于土地经营者作长期性投资，而产权的不稳定导致了土地经营者的短期经营行为。德姆塞茨认为“产权稳定有效的意义就在于它使人们在与别人的交换中形成合理的预期，激励人们将外部性极大地内在化”[35]。农业产业化联合体发展中，规模化经营是联合体发展的显著特点，在这种情况下，土地租期是否稳定将可能是联合体健康发展的重要影响因素之一，因此，需要厘清两者之间的关系。

同时，土地作为农业经营中直接需要投入的生产要素，显然是农业经营主体的重要影响因素之一。而土地经营规模的大小会影响经营者的投资决策，进而影响农地经营效益。一般而言，土地规模经营会带来规模经济效益，经营的土地面积不同，其导致的农地经营绩效也不同。对于农业产业化联合体而言，通过流转土地进行规模化经营，能够获取小农户囿于土地经营面积而不能获取的规模经济效益。另一方面，理论上，由于生产要素的经济增长递减规律，土地规模经营存在适度性，实践中不同的农业产业化联合体应该具有不同的适度规模。本文借鉴王全忠等[36](2017)的模型分析了土地租期、土地经营规模与农业产业化联合体绩效之间的关系。

假设有一个代表性农业产业化联合体，符合新古典假定条件。设其投入—产出函数为：

Yt=ptf[(kt,lt,st)/E]-(rkt+wlt+ist)

(1)

其中，Yt为联合体产出利润，pt为价格，kt、lt、st分别为联合体的资本、劳动力和土地投入，r、w、i分别为利率、工资和地租，E为除资本、劳动力和土地投入之外的其他影响因素。又因为土地经营收入本质上是一种远期收益，且联合体经营土地具有较大规模，因此，可以给出一个联合体投入—产出的显性函数(设在T时刻)：

y=pTsφe-rt-(rk+wl+is)

(2)

其中，φ是土地规模经济弹性系数，r是连续复利，p是租期T时刻的价格。

当φ>0时，有：

∂y/∂t<0，∂y2/∂2t>0

(3)

产出y对土地租期t的一阶导数为负，二阶导数为正，表明土地租期与联合体经营效益呈“U”型关系，即开始时随着联合体土地租期越长，联合体绩效越低，当土地租期达到一定期限时，联合体绩效随着租期的延长而提高。

同时有：

∂y/∂s>0，∂y2/∂2s>0

(4)

产出y对土地经营规模s的一阶和二阶导数都为正，表明土地规模经营有利于联合体经营效益的提高(图1)。

当φ<0时，有：

∂y/∂t<0，∂y2/∂2t>0

(5)

同时有：

∂y/∂s<0，∂y2/∂2s>0

(6)

产出y对土地经营规模s的一阶导数为负，二阶导数为正，表明土地经营规模与联合体绩效呈“U”型关系，即开始随着联合体土地经营规模逐步扩大，其效益反而下降，当达到一定规模时，其效益才随着土地经营规模继续增大而上升(图2)。

图2 土地租期、土地经营规模与联合体绩效图

相对而言，在中国现阶段，农业产业化联合体的土地经营规模总体上比其他新型农业经营主体的经营规模要大，根据理论分析和文献综述，提出以下研究假设：

假设1:土地租期与农业产业化联合体经营绩效呈“U”型相关。

假设2:土地经营规模与农业产业化联合体经营绩效正相关。

假设3：土地租期与土地经营规模的交互影响与联合体绩效正相关。

3 土地租期、土地经营规模与农业产业化联合体绩效实证检验

3.1 研究设计

3.1.1 样本数据来源 2019年6～8月和12月课题组对河北、安徽、江西、河南、宁夏、海南、江苏、福建等省区的农业产业化联合体进行了调研。选择这些省区为调研对象主要是考虑这几个地区的农业产业化联合体发展在全国是比较早的，也是发展得比较好的，其中一些地区也是全国试点省区。为了尽可能获得可靠的数据资料，课题组采取了以下做法：(1)科学设计调查问卷。首先根据研究目的初步设计调查问卷，然后进行预调研，对预调研数据进行处理和信度效度检验，并征询专家意见，对问卷进行修改和完善，最后确定问卷终稿。(2)调研人员培训。调查前，对所有参与调查的人员进行规范的调查培训，使调查人员熟练掌握相关调查知识和技能。(3)随机抽样和典型抽样相结合确定调查样本。即首先在一个省区随机选定一部分调查样本，其次在这个省区里的省级或市级示范农业产业化联合体中进行随机抽样。省级或市级示范产业化联合体与非省级或市级示范产业化联合体的比例按照政府部门统计在册的两类联合体的比例确定。因为实践中全国产业化联合体比较少，很多联合体不规范，这样选择出来的样本更符合实际情况，更具有代表性。调研共发放调查问卷286份，获得有效问卷278份，有效率为97.2%。

3.1.2 变量选择

3.1.2.1 被解释变量相关文献表明，考察农业经营组织或企业的经济绩效，主要采用经济组织的利润(率)、销售收入等作为经济组织绩效的代理变量。由于数据来自实地调研，考虑到调研中真实数据的可获得性与研究目的，选取农业产业化联合体2～3年的平均利润(y)作为联合体绩效的代理变量。

3.1.2.2 核心解释变量 (1)农地租期(Nzq)：现有相关研究文献中多数学者认为农业土地租期对农业经营绩效具有正向促进作用，本文结合研究目的，采用联合体土地平均租期作为农地租期的代理变量。

(2)土地经营规模(Njm):土地是农业经营主要的投入要素，对于农业产业化联合体这种依赖土地进行规模经营的组织联盟而言，显得尤为重要。本文使用农业产业化联合体实际流转经营的土地面积作为联合体土地经营规模的代理变量。

3.1.2.3 控制变量农业产业化联合体发展的影响因素可以分为内部因素(如联合体负责人特征、联合体特征等)和外部因素(如政策支持、市场情况、环境气候等)，这里分别取联合体负责人的受教育程度(Edu)、年龄(Age)、联合体专科及以上管理人员数(Zgl)、联合体员工总人数(Epo)、联合体利益连接机制(Fbj)、联合体股权结构(Gqj)、财政支农政策(Fin)等作为控制变量，以控制这些因素对联合体经营绩效的影响。

(1)联合体负责人受教育程度(Edu)：作为联合体负责人，需具备一定的文化水平才能适应联合体经营管理工作，现有相关文献大都以教育作为一个重要影响因素纳入研究，所以选取联合体负责人受教育程度作为控制变量，使用分类变量进行测量。

(2)联合体负责人年龄(Age)：农业经营很大程度上依赖于经营者的身体状况与劳作所耗体力，而且现有研究企业或农业经营组织绩效的文献大多采用经营者年龄作为一个影响因素，因此,选取联合体负责人年龄作为控制变量,取年龄的自然对数进入计量模型。

(3)联合体专科及以上管理人员数(Zgl)：用专科及以上管理人员总数测量。

(4)联合体员工数(Epo)：用联合体员工总人数予以测量。

(5)利益连接机制(Fbj)：孙正东[37](2016)、陈定洋[38](2016)分别阐述了在农业产业化联合体内部构建利益连接机制对联合体稳定发展的重要性。据此，采用调查问卷中的“联合体是否建立了利益连接机制”予以测量。

(6)联合体股权结构(Gqj)：根据公司治理理论，企业股权结构对公司治理具有重要影响[39]，是企业绩效提升的关键[40]。一般而言，股份制企业比较符合现代企业制度，有利于提高企业管理绩效。因此，这里选取股权结构作为控制变量。考虑到农业产业化联合体的实际情况和数据的可获得性，使用调查问卷中的“联合体是否是股份合作制”来测量联合体股权结构。

(7)财政支农政策(Fin)：采用政府财政支农政策满意度来测量,变量具体含义见表1。

表1 变量含义及描述性统计

3.1.3 模型设定及描述性统计根据本研究的目的与变量间的关系，拟采用以下多元线性回归模型。其中，y为被解释变量(平均利润)，农地租期(Nzq)和土地经营规模(Njm)为核心解释变量，控制变量分别为受教育程度(Edu)、年龄(Age)、专科以上管理人员(Zgl)、联合体员工数(Epo)、利益连接机制(Fbj)、股权结构(Gqj)、财政支农政策(Fin)，为误差项。

Y=α+1Nzq+2Njm+3Edu+4Age+5Zgl+6Epo+7Fbj+8Gqj+9Fin+

(7)

3.2 模型回归分析

3.2.1 共线性、异方差与有效性检验对于多变量回归分析，往往会产生共线性问题，致使变量回归系数产生不一致。为了消除共线性问题，采用分层回归法，最后得到9个解释变量。同时经过方差膨胀系数(vif)检验，每个解释变量的方差膨胀系数vif<10，平均方差膨胀系数vif=1.24，表明回归模型基本没有共线性问题。

异方差的处理。一方面，对部分变量数据取对数，另一方面对模型进行稳健性(robust)回归。对模型回归结果进行异方差检验，结果表明没有异方差。

本模型采用普通最小二乘法进行变量系数回归，为避免因为模型设定偏误而出现回归结果无效，因此，对模型回归所得残差进行正态性检验。通过残差()分位—状态图(模型拟合良好)及其偏度—峰度检验[(Pr(Skewness)=0.372>0.05，Pr(Kurtosis)=0.465>0.05)]，结果表明模型设定良好。

3.2.2 内生性处理回归分析中往往因为存在内生性问题而导致变量估计值产生不一致，因此，需要对回归模型内生性问题进行检验及处理。

首先，根据经济理论对21个变量进行相关系数检验并采用分层回归，最后得到9个解释变量，一定程度上可以避免遗漏重要解释变量，以消除内生性。

其次，模型是否遗漏解释变量的高次项，对模型进行Ramsey内生性检验，模型检验概率P=0.0094<0.05，表明模型遗漏了解释变量的高次项，模型存在内生性。

根据经济理论和现有文献，本回归模型中，教育、土地经营规模和土地租期可能存在内生性问题。逐步加入教育、土地经营规模和土地租期的高次项，经过尝试性回归，发现教育和土地经营规模不是内生性变量。把土地租期的平方项加入模型回归，回归结果良好。对模型回归结果进行内生性检验，模型检验概率P=0.3919﹥0.05，可以认为模型基本上不存在内生性。

3.2.3 回归结果分析首先，用2个核心解释变量和控制变量一起放入回归模型中对被解释变量进行回归，得到模型(1)，结果见表2。回归结果显示，土地租期在5%的水平上以0.3076的强度与联合体绩效显著正相关，表明土地租期有利于联合体绩效提高。同时，土地租期平方项与联合体绩效正相关，但不显著，原因可能是联合体的土地租期较短所致，假设1基本得到验证。土地经营规模在10%水平上以0.3123的强度与联合体绩效显著正相关，表明土地经营规模有利于联合体绩效提高，假设2得到验证。

表2 模型回归结果

控制变量中，联合体中大专及以上管理人员数、利益联结机制、股权结构和财政政策变量分别在5%的水平上与联合体绩效显著正相关，它们依次以0.0800、0.8326、0.2945和0.2012的作用强度促进联合体绩效的提高。联合体负责人年龄在6%的水平上以0.0383的强度与联合体绩效显著正相关，员工总人数在1%水平上以0.007的强度与联合体绩效显著正相关，表明联合体负责人年龄和员工总人数都有利于提高联合体绩效。联合体负责人受教育年限与联合体绩效正相关，但不显著，原因可能是联合体负责人文化水平不高，教育对联合体绩效提高的作用偏弱所致。

然后，分别把单个核心解释变量和控制变量放入模型中回归，得到模型(2)和模型(3)。模型(2)中，核心解释变量土地租期在5%的水平上与联合体绩效显著正相关，表明土地租期对联合体绩效有较强的促进作用。同时，土地租期平方项与联合体绩效正相关，但不显著。模型(3)中，土地经营规模在5%的水平上与联合体绩效显著正相关，表明土地经营规模能够促进联合体绩效提高。

模型(2)和模型(3)的控制变量中，联合体负责人受教育年限与联合体绩效正相关，但不显著。联合体负责人年龄、专科及以上管理人员数、员工总人数、利益联结机制、股权结构、财政支农政策与联合体绩效显著正相关，表明这些变量都有利于促进联合体绩效的提高。

综上，无论是核心解释变量一起回归还是单独加入模型回归，土地租期和土地经营规模都与联合体绩效显著正相关，但土地租期与联合体绩效呈弱“U”型关系。控制变量中，联合体负责人受教育年限与联合体绩效正相关，但不显著。其余控制变量都与联合体绩效显著正相关，都有利于提高联合体绩效。

3.2.4 稳健性检验为了验证模型回归结果是否具有稳定性，对其进行稳健性检验。一是使用联合体管理水平(Lgl)替代大专及以上管理人员数进行回归；二是使用联合体内部主体数(Lzs)替代联合体员工数进行回归；三是使用联合体2～3年的平均销售收入作为被解释变量进行回归，分别得到模型(4)～模型(6)，回归结果见表3。3种回归结果表明，2个核心解释变量中，土地租期与联合体绩效正相关，土地租期平方项与联合体绩效正相关，但不显著。土地经营规模与联合体绩效显著正相关。控制变量总体上与联合体绩效显著正相关。显然，检验结果表明，模型回归结果具有稳健性。

表3 稳健性检验结果

3.3 模型引进核心解释变量的交互项

把土地租期与土地经营规模的交互项引入模型，同时调整部分解释变量进行回归，发现土地租期与土地经营规模的交互项与联合体绩效的符号为正，但很不显著，而且使得整体模型回归不显著，可以认为土地租期与土地经营规模对联合体成长绩效基本没有交互影响。这种情况出现的原因可能是联合体土地平均租期只有5.63年，土地租期较短所致，假设3没有通过检验。

4 结论与政策建议

4.1 结论

农业产业化联合体是我国农业现代化发展当前阶段出现的新现象，对构建现代农业经营体系具有重要意义。本文以调查数据为依据，理论与实证研究了土地租期、土地经营规模对农业产业化联合体成长绩效的影响。研究结果表明，土地租期与联合体绩效显著正相关，表明土地租期有利于提高联合体绩效。土地租期平方项与联合体绩效正相关，但不显著，即土地租期与联合体绩效呈半强“U”型关系，假说1基本得到验证。土地经营规模与联合体绩效显著正相关，表明土地经营规模有利于联合体绩效提高，假说2得到验证。土地租期与土地经营规模对联合体绩效没有交互影响，假设3没有通过检验。控制变量中，联合体负责人受教育年限与联合体绩效正相关，但不显著，其余控制变量都与联合体绩效显著正相关，都有利于提高联合体绩效。