粮地租金变动对种粮行为调整的影响

　　摘要:构建农户种粮行为决策的分析框架，基于江苏省621户粮食种植户的调查数据，运用多值选择模型和非观测效应综列数据模型，考察粮地租金变动对粮食种植规模和结构的影响。结果显示:粮地租金上涨导致粮食作物播种面积下降的概率增强，其中农户在粮食生产中的固定资产投资水平对该影响存在负向调节作用;种粮面积的缩减最终体现为粮食作物播种面积所占比例的下降，其中农户前期粮食作物播种面积对该影响有约束作用。这表明，短期内粮食生产固定资产投资与粮食经营规模对“去粮化”趋势存在抵挡作用，下一步要通过推动粮地租金理性化、市场化，因地制宜、因时制宜调整对规模种粮户的支持政策，防止短期“非粮化”压力转变为长期趋势。

　　关键词:粮食安全;粮食生产;土地租金;种植结构;非粮化

　　一、引言

　　农业种植结构的“趋粮化”还是“去粮化”与粮食安全问题密切相关［1－2］，学术界给予了高度关注。尤其面临2016年以来我国粮食播种面积三连降，政府针对种植结构调整中出现的耕地“非粮化”现象出台了多项政策。2020年11月，《办公厅关于防止耕地“非粮化”稳定粮食生产的意见》印发实施，指出必须要处理好发展粮食生产和发挥比较效益的关系，不能单纯以经济效益决定耕地用途，优质耕地要重点用于发展粮食生产。2020年底，习书记总书记在农村工作会议明确指出，粮食安全要党政同责，“米袋子”省长要负责，书记也要负责。2021年“一号文件”和农业农村部第一号文也明确提出了建设粮食安全产业带、防止耕地“非粮化”等举措。粮食生产政治地位越发重要［3］。因此，诸多学者围绕农业种植结构调整中的“去粮化”和“趋粮化”展开了广泛研究，但似乎尚未形成统一共识。部分学者指出当前我国农地流转过程中“去粮化”趋势明显［4－7］;部分研究指出“去粮化”具有严格的情景依赖，往往针对小规模农地转入户［8］和家庭劳动力十分充裕的农户［9－10］或纯务农户［11－12］，种植结构调整会表现出“去粮化”特征，而对于已经出现农业劳动力非农转移的农户或兼业户，在劳动力刚性约束和农业社会化服务发展的背景下，种植结构调整会呈现出“趋粮化”特征［9，13－14］;钱龙等则认为土地流转过程中“趋粮化”和“去粮化”同时存在，主要表现为土地转出户的“去粮化”和转入户的“趋粮化”［15－16］。在种植结构调整的总体趋势判断上，由于已有研究考察的时期长短不同，也导致研究结论看似不一致。以改革开放为起点看来，我国农业种植结构调整在2003年这一时间节点实现了从“去粮化”到“趋粮化”的历史性转变［17］，1978—2003年，粮食作物播种面积所占比例呈下降趋势，2004年以来则由66.17%上升至2019年的69.95%;但是，专注于种植结构的实时动态调整状况可以发现，尽管2004年以来总体呈“趋粮化”，但近年，尤其在2016年以来，种植结构调整中有“去粮化”压力，以粮食作物播种比例为例，其由2016年的71.72%下降至2019年的69.95%。可以看出，影响农业种植结构调整的因素多样，且影响方向不一，同时，在总体趋势判断上，不同文献所立足的时期长短也不同;在这两点共同作用下，已有研究对种植结构调整的“趋粮化”还是“去粮化”判断不尽相同。本研究将聚焦影响种植结构调整的某一种因素，分析其对种植结构调整的实时影响。

　　二、理论分析、研究假说及数据来源

　　(一)理论分析及研究假说

　　粮食规模经营主体和传统小农户在经营上的逻辑存在一定差异，传统小农户在进行粮食生产时，主要目标是充分利用家庭内部闲暇劳动力，生产一部分农产品主要用以自给自足，这样一种模式不仅大大提高了农业生产率，而且对农业总产出也没有造成太多的负向影响［20］，更重要的是这同时保留住了承包耕地的社会保障功能;但是，规模经营主体的基本逻辑与企业更为接近，即雇用一定比例的劳动力(主要为农忙时节的临时用工)，以利润最大化并扩大再生产为目标进行粮食规模化生产［21］，所得产出也主要用作商品粮出售。因此，粮食规模经营主体追求的目标函数为利润(π)最大化，具体目标函数如下:Maxπ=P·Q(Labor，K，Land)－wage·Labor－rate·K－rent·Lands．t．E=wage·Labor+rate·K+rent·Land(1)其中，假定Q(Labor，K，Land)是一个严格凹的生产函数方程，并对所有生产要素一阶齐次。P为粮食的市场销售价格;粮食生产投入要素归并为劳动力(Labor)、资本(K)和土地(Landd)三者，其中，资本(K)表示资本投入量，包括种子、化肥、农药等物质投入以及购买农机服务费用等资本性投入加总［22］;wage、rate和rent分别对应劳动力、资本和土地要素的价格;E为总收入中分配至粮食生产的可支配收入，为一固定值。

　　(二)数据来源

　　江苏省是我国的农业大省，2018年江苏省粮食总产量达3660万吨，占全国粮食总产量的5.56%，位居全国第六，而江苏省人均耕地面积仅为0．85亩左右。江苏省农业发展取得的巨大成就，一方面是由于江苏79%以上的耕地面积都是平原，农业经营条件较好，另一方面是土地流转市场发育迅速，规模经营广泛开展。因此，以江苏省为例，分析粮地租金上涨对粮食生产的影响具有代表性。故本研究将主要使用江苏省农产品成本收益调查数据，并在同样本区域内开展部分补充调研。

　　三、粮地成本上涨对粮食经营规模调整的影响

　　(一)模型设定和变量选择

　　从实际出发，粮食规模经营主体面临的规模调整选择主要有三种，假定供选择的方案为AA=1或2或3，其中1表示粮食经营规模扩大，2表示粮食经营规模不变，3表示粮食经营规模缩小。个体m选择方案n(n=1，2，3)的概率表示如下:P(AAm=nxm)=P(Umn≥Umk，k≠n)P(Umk－Umn≤0，k≠n)P(εmk－εmn≤x'm·βn－x'm·βk，k≠n{)(3)总共有三种选择方案，选择各方案的概率加总应等于1。通常回归中，往往将选择频数最高的方案(例如，AA=1)作为参照方案，并令其系数βi=0，由此可得个体m选择方案k的最终概率为:P(AAm=kxm)=11+∑3k=2exp(x'm·βk)(k=1)exp(x'm·βk)1+∑3k=2exp(x'm·βk)(k≠1???????)(4)最后，运用极大似然估计(MLE)方法估计上述模型，便能得到解释变量对各个方案选择概率的影响。

　　(二)结果分析

　　从模型设定中可以看出，多值选择模型需满足不相关选项独立性的假定(简称IIA假定)，因此首先验证“无关方案的独立性”是否存在。豪斯曼检验结果显示，剔除两个非参照方案中的任何一个，均不会拒绝不相关选项独立性假定的原假设。因此，适用于多值选择Logit模型。

　　四、粮地成本上涨对经营结构调整的影响

　　(一)模型设定和变量选择

　　为验证本章第三个假说，需构建粮食经营比重影响模型。参照钟甫宁等以及徐志刚等相关研究，构建如下农户种植非观测效应综列数据模型［28－29］:Grainpit=α+βlandrentit+Xitγ+μi+εit(5)其中，被解释变量为粮食作物播种面积所占比重，解释变量主要包含用以粮食经营的土地流转价格以及其他控制变量，μi为农户观测效应，包含随农户个体变化而变化但不随时间变化、且对粮食播种比例有影响的各种因素，εit为扰动项，其包含既随农户变化而变化也随时间变化的不可观测因素。α、β和γ为待估参数。变量具体设定如下:

　　(二)结果分析

　　根据模型设定和变量选择的讨论结果，运用固定效应模型，得到如下回归结果。输出结果显示，F检验的P值为0，强烈拒绝原假设，故认为固定效应回归明显优于混合回归。

　　五、结论与建议

　　基于全文分析结果可以看出，尽管从长时期看来，我国农业生产结构调整呈现出“趋粮化”特征，但伴随我国粮地租金的快速上涨，农业生产结构调整存在“去粮化”压力。实证分析结果表明，粮地租金上涨将导致粮食作物播种面积下降，粮地租金每上涨一元，农户缩减经营规模的概率便会增加1.1个百分点，其中农户在粮食生产中的固定资产投资水平对该影响存在调节作用，相比于经营规模不变的农户而言，以农业机械为代表的固定资产投资水平每提高一万元，缩减经营规模的概率便会降低15%;种粮面积的缩减最终体现为粮食作物播种比例的下降(即“去粮化”)，粮地租金每上涨一元，粮食作物播种面积在农作物中所占比例将下降0.3%，其中农户当期粮食作物播种面积大小对该影响有约束作用，粮食作物播种面积越大，农户“去粮化”调整进程越缓慢。可以看出，当前粮食生产固定资产投资与粮食经营规模对该“去粮化”趋势存在抵挡作用，但若粮地租金上涨问题不能得到尽快解决，随着粮食生产机械老化、粮食经营规模逐渐缩减，我国农业生产结构调整面临的“去粮化”压力将大大增强。

　　参考文献:

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　　刘余1，周应恒2

《粮地租金变动对种粮行为调整的影响》

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