家庭自有农机对土地流转的影响.pdf

山西农经/?2023 年 19 期DOI：10.16675/14-1065/f.2023.19.002家庭自有农机对土地流转的影响 刘海宇，孙丽君摘要：家庭自有农机的发展能否解释土地流转增速放缓现象仍有待分析与验证。研究采用 2015 年中国家庭金融调查（CHFS）数据，运用 Probit 模型和中介效应模型实证分析家庭自有农机是否影响、影响程度以及如何影响农户土地流转行为。研究发现，家庭自有农机显著抑制农户转出土地、促进农户转入土地；家庭自有农机对不同类型农户的土地流转行为存在异质性影响；农机社会化服务在家庭自有农机影响农户土地流转行为中承担的中介作用表现为遮掩效应，即农机社会化服务所起到的间接作用在一定程度上掩盖了家庭自有农机对农户土地流转行为的真实影响效果。关键词：家庭自有农机；农机社会化服务；农业机械化；土地流转；遮掩效应文章编号：1004-7026（2023）19-0006-04?中国图书分类号：F321.1?文献标志码：A（中国海洋大学管理学院，山东青岛266100）土地流转是推动农业适度规模经营、促进农业现代化的重要途径。近年来，中央颁布了 关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见 农村土地经营权流转管理办法等一系列文件，推动小农户与现代农业有机衔接。据农业农村部统计，截至 2020 年底，全国家庭承包土地经营权流转面积达 0.35 亿 hm2，约占家庭承包经营土地面积的 34.08，但仍有 2.0 亿农户的土地经营规模不足 0.67?hm2，土地流转增速经过前期快速增长后呈现减缓态势。认识和理解当前土地流转增速放缓的现状和未来发展趋势，已成为促进小农户与现代农业有机衔接的重要课题。现有研究将土地流转增速减缓的原因归纳为农地客观属性、农户主体效应、农地流转市场缺陷和政府推动农地流转的阶段性和运动性1。农业机械化对农户土地流转行为的影响得到学者们的重点关注。洪炜杰（2019）2、刘艳等（2022）3研究发现，农机社会化服务确保非农转移能力较弱的传统小农户的土地保障，从而影响农户的土地流转决策。钱龙等（2021）4、徐晶和张正峰（2021）5研究发现，较少农户将土地转给其他农业经营主体，较多农户愿意转入更多土地、扩大经营规模。目前，关于家庭自有农机影响农户土地流转行为的研究较少。文章深入分析家庭自有农机对土地流转的影响，探讨农机社会化服务在家庭自有农机中对土地流转影响的中介效应，从而为促进土地流转健康发展、推动农业适度规模经营提供参考。1?研究设计1.1?数据来源本研究数据均来自于西南财经大学中国家庭调查与 2015 年研究中心组织实施的第 3 轮中国家庭金融调查，调查对全国 29 个省（自治区、直辖市）、351 个区县、1?396 个村（居）委会、37?289 户样本信息展开调研。在样本筛选上，将个人层面、家庭层面和地区层面的数据库进行匹配，根据问题“目前，您家是否拥有下列农用土地”筛选出 16?186 个拥有土地的农户家庭，筛选、剔除主要变量的缺失值，最终获得 11?076 个农户家庭有效样本。1.2?描述性统计分析变量说明及描述性统计结果如表 1 所示。在土地流转行为方面，参与土地转出的农户占比 7.98，参与土地转入的农户占比 17.87，总体的土地流转参与率仅为 25.85，表明样本农户参与土地流转的占比总体偏低。在家庭自有农机方面，33.65农户拥有农业机械，表明农业机械的拥有者既包括规模经营农户，也包括大量的传统小农户。相关性检验结果显示，被解释变量、解释变量与控制变量间的相关性基本显著，相关系数绝对值基本不超过 0.5，说明变量之间的相关性比较合理且不存在严重共线性问题。1.3?模型构建1.3.1?基准回归模型本研究需要考察家庭自有农机对农户土地转出行为和土地转入行为的影响，被解释变量均为二值变量，采用二元 Probit 模型进行分析6，将基准回归模型设定如下。Transferouti=琢0+琢1Omachi+琢2Xi+姿i+着iTransferini=琢0+琢1Omachi+琢2Xi+姿i+着i（1）式中：i表示农户家庭，Transferouti和Transferini分别表示第i个农户家庭的土地转出行为和土地转入行为，Omachi表示第i个农户家庭是否拥有农业机基金项目：山东省社会科学规划研究项目研究成果“山东省新型城镇化与乡村振兴互动协调发展研究”（21CGLJ42）。作者简介：刘海宇（1997），女，汉族，黑龙江齐齐哈尔人，在读硕士，研究方向为农业经济理论与政策。孙丽君（1998），女，汉族，山东潍坊人，在读硕士，研究方向为农业经济理论与政策。6C MY K变量名称均值标准差最小值最大值转出行为转入行为家庭自有农机性别年龄受教育程度健康状况人口规模老人比例务农比例宗族网络农地确权流转服务农业雇工农机租赁土地面积土地质量机耕条件0.079?80.178?70.336?50.890?054.155?0?2.580?72.788?74.228?525.336?5?52.738?9?0.772?90.449?10.773?70.096?30.441?40.650?92.678?50.547?90.271?00.383?10.472?50.312?911.792?4?1.004?40.990?91.870?632.118?5?26.601?5?0.419?00.497?40.418?50.295?10.496?65.055?40.989?00.497?7000041110000000?0.000?410111196?85?20?100?100?11111?360.000?251表 1?变量描述性统计械；Xi表示影响农户土地流转行为的一系列控制变量，包括户主特征、家庭特征、农业经营特征和土地特征；姿i表示省级固定效应；着i表示不可观测的随机误差项。1.3.2?中介效应模型为检验家庭自有农机影响农户土地流转行为的作用机制，参考 Baron?R.?M?&?Kenny?D.?A（1986）7提出的中介效应检验的逐步回归法，设定中介效应模型。Yi=琢0+琢1Omachi+琢2Xi+着iMachinei=b0+b1Omachi+b2Xi+着iYi=c0+c1Omachi+c2Machinei+c3Xi+着i（2）式中：Yi表示被解释变量，包括农户土地转出行为（Transferouti）和农户土地转入行为（Transferini）；Machinei表示中介变量，即农机社会化服务。2?实证检验与结果分析2.1?基准回归结果分析本研究运用 Stata?16.0 软件，分别估计家庭自有农机对农户的土地转出行为和土地转入行为的影响。表 2 汇报了模型的估计结果，基准回归结果显示，在控制其他变量的前提下，家庭自有农机在 1的显著性水平上对农户的土地转出行为产生负向影响，家庭自有农机在 1的显著性水平上对农户的土地转入行为产生正向影响，即拥有农业机械的农户参与土地转出的概率降低，参与土地转入的概率提高。农业机械对农户家庭来说是一笔高额的投资，当农户家庭拥有一定存量的农业机械时，会产生更加强烈的规模化经营意愿，同时也有相应的能力扩大农业生产经营规模，表现为家庭自有农机对农户的土地转出行为产生抑制作用，对农户的土地转入行为产生促进作用。2.2?异质性分析不同类型的农户在农业机械使用、农业生产经营等方面的不同可能导致家庭自有农机对农户土地流转行为的影响不同。本研究根据 2015 年 CHFS 问卷中的问题“您家属于下列哪种农业生产经营户”将农户样本划分为新型农业经营主体和非新型农业经营主体 2 个子样本，检验家庭自有农机对不同类型农户的土地流转行为是否存在异质性影响。由表 3 可知，家庭自有农机的系数在非新型农业经营主体的样本中对农户土地转出行为具有显著的负向影响，在新型农业经营主体的样本中对农户土地转出行为的影响并不显著，但基于似无相关模型检验组间系数差异的结果，即 chi2（1）0.73、Pchi20.392?6 表明，家庭自有农机对农户土地转出行为的影响在 2 组样本中没有显著差异。由转入行为回归结果可知，家庭自有农机的系数在新型农业经营主体和非新型农业经营主体的样本中均有显著的正向影响，但是新型农业经营主体的系数高于非新型农业经营主体，同时基于似无相关模型检验组间系数差异的结果，即 chi2（1）11.40、Pchi20.000?7 表明，家庭自有农机对农户土地转入行为的影响在新型农业经营主体和非新型农业经营主体的样本中具有显著差异。2.3?中介作用分析中介效应回归结果如表 4 所示，在总效应模型/?理论探索/7C MY K山西农经/?2023 年 19 期表 3?异质性分析结果变量转出行为转入行为新型农业经营主体非新型农业经营主体新型农业经营主体非新型农业经营主体家庭自有农机-0.714?6?（0.534?9）-0.371?5*（0.055?1）1.989?0*（0.586?7）0.498?7*（0.051?9）控制变量控制控制控制控制常数项-3.024?4?（2.332?4）-0.749?1?（0.511?4）3.822?5?（2.706?1）0.237?6?（0.538?6）省份虚拟变量控制控制控制控制Pseudo?R?2?样本量0.347?3117?0.354?210?046?0.669?7?169?0.636?2?10?046?chi2（1）?Pchi20.73?0.392?611.40?0.000?7注：*、*、*分别表示 1、5、10的显著性，括号内为稳健标准误。表 2?基准回归结果变量转出行为转入行为系数稳健标准误系数稳健标准误家庭自有农机性别年龄受教育程度健康状况人口规模老人比例务农比例宗族网络农地确权流转服务农业雇工农机租赁土地面积土地质量机耕条件常数项-0.372?9*-0.198?6*?0.012?5*?0.160?4*0.000?6?-0.084?1*?0.002?5*-0.006?4*0.027?6?0.091?1*?-1.833?1*-0.163?8*?-0.123?0*?-0.097?5*-0.060?0*?0.263?0*-0.810?7*?（0.058?9）（0.071?9）（0.002?8）（0.024?7）（0.025?0）（0.019?0）（0.000?9）（0.001?2）（0.058?3）（0.049?4）（0.057?6）（0.080?9）（0.052?4）（0.037?4）（0.024?4）（0.054?4）（0.398?8）0.523?9*?0.253?1*-0.013?8*-0.100?6*-0.012?4?0.077?7*-0.003?3*?0.006?6*-0.032?5?-0.035?1?-2.906?7*?0.456?5*?0.210?4*?0.007?1*?0.067?6*-0.017?2?0.244?3?（0.050?5）（0.087?5）（0.002?8）（0.027?6）（0.025?9）（0.016?3）（0.001?1）（0.001?2）（0.057?8）（0.049?5）（0.055?0）（0.074?0）（0.051?9）（0.002?3）（0.024?8）（0.052?8）（0.398?8）省份虚拟变量控制控制PseudoR2样本量0.351?110?249?0.632?610?265?注：*、*、*分别表示 1、5、10的显著性。中，家庭自有农机对农户土地转出行为的总效应是-0.335?0，对农户土地转入行为的总效应是 0.490?1。在中介效应模型中，家庭自有农机对农机社会化服务的系数b1显著为负，说明家庭自有农机对农机社会化服务具有显著的抑制作用。在直接效应模型中，家庭自有农机和农机社会化服务对农户土地转出行为的系数均显著为负，且b1c2（0.055?6）与c1（-0.372?9）异号，家庭自有农机对农户土地转出行为的总效应a1（-0.355?0）的绝对值小于直接效应c1（-0.37?29）的绝对值，说明农机社会化服务对家庭自有农机和农户土地转出行为的间接效应性质不是中介效应，而是遮掩效应，且通过计算得出此遮掩效应占直接效应的比重为 14.91?|（0.055?6）/（-0.372?9）|?。同时，在直接效应模型中，家庭自有农机和农机社会化服务对8C MY K表 4?中介作用分析结果变量总效应模型中介检验模型直接效应模型转出行为转入行为农机社会化服务转出行为转入行为家庭自有农机农机社会化服务控制变量常数项样本量-0.355?0*?（0.058?0）控制-0.814?4*?（0.397?9）10?249?0.490?1*?（0.049?8）控制0.269?7?（0.410?0）10?265?-0.452?4*?（0.031?3）控制-0.774?5*?（0.235?3）10?273?-0.372?9*?（0.058?9）-0.123?0*?（0.052?4）控制-0.810?7*?（0.398?8）10?249?0.523?9*?（0.050?5）0.220?4*?（0.051?9）控制0.244?2?（0.398?8）10?265?注：*、*、*分别表示 1、5、10的显著性，括号内为稳健标准误，此处的控制变量不包括农机租赁。农户土地转入行为的系数显著为正，且b1c2（0.099?7）与c1（0.523?9）异号，家庭自有农机对农户土地转入行为的总效应a1（0.490?1）的绝对值小于直接效应c1（0.523?9）的绝对值，说明农机社会化服务对家庭自有农机和农户土地转入行为的间接效应性质也是遮掩效应，且通过计算得出此遮掩效应占直接效应的比重为 19.03?|（0.099?7?/?0.523?9）|?。结果表明，农机社会化服务在家庭自有农机影响农户土地流转行为中承担的中介作用表现为遮掩效应，即农机社会化服务所起到的间接作用在一定程度上掩盖了家庭自有农机对农户土地流转行为的真实影响效果，从侧面说明农机社会化服务在家庭自有农机与农户土地流转行为中所起的重要作用。3?结论与建议本研究基于家庭自有农机服务农地流转的视角，利用 2015 年中国家庭金融调查（CHFS）数据的微观农户数据，分析了家庭自有农机是否影响、影响程度以及如何影响农户土地流转行为。研究结果表明，家庭自有农机对农户土地转出行为有显著的抑制作用，对农户土地转入行为有显著的促进作用，家庭自有农机对农户土地转出行为的抑制作用在非新型农业经营主体样本中显著，对农户土地转入行为的促进作用在新型农业经营主体和非新型农业经营主体样本中均显著，农机社会化服务在家庭自有农机与农户土地流转行为之间具有遮掩效应，当控制这一变量后，家庭自有农机对农户土地流转行为的作用效果增大。为了推动农村土地流转健康发展，促进藏粮于地战略顺利实施，结合研究结论，提出如下建议。一是家庭自有农机是影响农户土地流转行为的重要因素，应加大对有土地转入需求、宜适度规模经营的农业经营主体购买农业机械的鼓励和支持力度。二是家庭自有农机和农机社会化服务都是拓宽我国农业机械化上升空间的重要途径，应鼓励农户理性购置中小型农业机械，提升农业生产的经营效率，完善农机社会化服务体系。三是购置农机和土地流转是农户通过对比农业生产经营的成本和收益作出的经济决策，要尊重农户的理性选择，保持对土地流转滞后的历史耐心。参考文献：1钟真，胡珺祎，曹世祥.土地流转与社会化服务：“路线竞争”还是“相得益彰”？基于山东临沂 12 个村的案例分析J.中国农村经济，2020（10）：52-70.2洪炜杰.外包服务市场的发育如何影响农地流转?以水稻收割环节为例J.南京农业大学学报（社会科学版），2019，19（4）：95-105，59.3刘艳，马贤磊，石晓平.农机服务对小农户土地流转“内卷化”的影响J.华中农业大学学报（社会科学版），2022（2）：146-157.4钱龙，高强，方师乐.家庭自有农机如何影响土地流转？基于 CFPS 的实证分析J.中国农业大学学报，2021，26（6）：219-230.5徐晶，张正峰.农机社会化服务对农地流转的影响J.江苏农业学报，2021，37（5）：1310-1319.6陈强.高级计量经济学及 Stata 应用（第二版）M.北京：高等教育出版社，2014.7Baron?R.?M，Kenny?D.?A.The?moderator mediator?variable?distinction?in?social?psychological?research：conceptual，strategic，and?statistical?considerationsJ.Journal?of?personality?and?Social?Psychology，1986，51（6）：1173.（编辑：王雨荷）/?理论探索/9C MY K