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摘要
近年来粮食安全受到国家和社会的广泛关注，农地投入作为粮食生产的重要要素，是保障粮食稳定产出的前提。学者就农地规模对农户种粮投入的影响已进行了较多研究，但受农地流转的影响，土地要素更具多样化，土地规模与农户种粮投入的关系发生变化。随着农地流转在我国的快速发展，探析农地流转影响下土地规模对农户种粮投入影响的变化成为一个亟待研究的问题，对保障国家粮食安全具有重要意义。考虑到地块的异质性，本文基于山东、河南、安徽三个粮食主产省622户农户1 284个地块的粮食生产数据从村庄和农户两个层次控制了生产要素市场价格、地块要素等非主观因素，进行多层模型回归分析。结果表明，农地流转特征及地块特征对农户粮食生产单位面积投入有显著影响。地块规模和转入地占比对农地投入影响为负，转入地占比越大，地权稳定性越低，农户投入积极性受到挫伤越明显，在转入地上的投入减少。随着转入土地面积的增加，农户从事粮食生产的机会成本增大，使其有更强的动力增加种粮投入，地块规模的负向影响程度降低。基于分析结果，本文得出以下3点结论：①规模化经营有利于降低单位面积种粮成本；②农地流转发生时，地块规模对种粮投入的影响发生改变，成片规模化经营将成为我国粮食生产的必然趋势；③提高土地综合条件可以降低投入成本，并提高农户投入积极性。要保障国家粮食安全，需从降低种粮成本、提高农户收益着手，建议鼓励农村土地流转，推动粮食规模化生产，同时也要注重增加财政拨款，建设高标准粮田，强化高标准粮田的农业基础设施建设，完善田间配套工程。
关键词农地流转；地块规模；种粮投入；多层模型；政策启示
中图分类号F321.1
文献标识码A文章编号1002-2104（2017）05-0129-09DOI：10.12062/cpre.201701313
农地投入作为粮食生产的一项重要环节，对粮食产出具有决定性作用，是保障国家粮食安全的前提。家庭特征、户主特征、土地特征等是影响农地投入的主要因素[1]。农户种粮投入不仅由非可控因素决定，也是农户投入积极性的体现。土地作为一项重要的生产资料，其相关要素对农户投资决策的作用不容忽视。通常情况下，随着土地规模的扩大，单位面积种粮成本降低，但农地流转的背景下，经营土地有转入地和承包地之分，土地要素更具多样化，土地规模对农户投入成本及种粮积极性的影响更复杂，成为值得研究的问题。考虑到农户粮食生产中各项作业均以地块为基本单位，不同地块在地权稳定性、规模、质量等方面存在差异，同一农户在不同地块之间的投入不尽相同。因此，本文从农地短期投入出发，基于山东、河南和安徽三省622户种粮户2014年在不同地块上的粮食生产数据，通过控制生产资料价格和地块特征，探究发生农地流转时地块规模对农户种粮成本及主观投入意愿影响的变化。
1文献回顾
农地投入可分为长期投入和短期投入，长期投入一般包括打井、农田基建、有机肥等；短期投入一般指劳动力、化肥、农药等投入[2]。学者对长期投入的研究集中于与地权稳定性的关系，并认为农地流转、土地重新分配是地权不稳定的主要来源。黄季焜等认为就有机肥使用概率和使用量而言，转入地小于自家地，从非亲属转入的农地小于从亲属转入的农地，且随着转入土地地权稳定性的提高，投资差异逐渐缩小；当农户农地使用权预期由“不好”变到“好”时，使用有机肥的概率提高7%[3-6]。姚洋认为地权穩定性对农户长期投资具有显著的推动作用，残缺的转让权将导致农户对土地投资的后悔效应，不稳定的土地制度会降低农户长期投入积极性并造成生产率的损失[7-8]。Dube Lighton et al基于津巴布韦农户调研数据也肯定了地权稳定性对农地长期投入的作用[9]。此外，就农地规模与长期投资而言，杨美丽认为农户耕地规模对农业生产性固定资产投入有显著的正向影响[10]。
相对而言，学者对短期投入与土地规模关系的研究较多。郭敏等以亩均生产费用现金支出为因变量，得出农地规模与农户投资呈负相关关系，有限的增加农户农地经营规模不但无助于增加农户投资，反而会较大幅度的减少农户对单位面积土地的投入[11]；张建杰等认为土地扩张户呈现总量投入高，单位面积上的资金与劳动力投入低，产出总量高的特征[12]。杨钢桥等认为农业生产存在规模效应，农地流转市场发育程度、农地流转的稳定性和规范性对农户农地投入行为产生较显著的影响，并随着农户农业生产市场化程度及农地流转市场发育程度的变化而存在区域差异和个体差异[13-14]。王倩等认为农地流转行为使转入户单位面积流动资本投入增加，劳动投入减少[15]。
国内外学者基本认同提高地权稳定性、扩大耕地规模有利于提高农户固定资产、有机肥等长期投入。农户短期投入与土地规模及其他相关要素密切相关，但农地流转能够引起土地要素的变化，进而影响土地规模与农户短期投入的关系，这方面有待于深入研究。此外，学者进行实证分析时多将家庭作为基本单位，忽略了地块异质性对农地投入的影响。本文的主要创新之处在于从地块着手，将地块规模、转入地面积、转入地占比纳入统一框架中，通过控制生产资料价格和地块特征来检验农地流转中地块规模对农户种粮成本及主观投入意愿影响的变化，研究过程较为严谨。
2研究假设
短期投入主要包括流动资本投入和劳动投入，流动资本主要由化肥、农药、灌溉、机械等费用组成，劳动投入则是农户进行各项生产作业所花费的时间，包括雇工、自家劳动及亲戚朋友的帮忙。根据理性选择理论及实地调研经验，本文提出以下两点假设。
假设I：随着种粮规模的扩大，投入边际成本降低
大规模粮食生产有利于机械设备和农业技术的引进，进一步降低种粮成本。实地调研了解到，粮食生产过程中的机械租赁费往往因地块规模的不同而存在差异，小地块收费标准通常高于大地块，如西平县大牛韩村在小麦收割中，0.5亩以下地块按50元/块收费，0.5亩—1亩地块按60元/块收费，1—2亩地块按60元/亩收费，2亩及以上地块按50元/亩收费。另外，大规模地块能够更好的摊销播种、收割、灌溉、喷药等过程中的固定成本，单位面积投入成本降低。 假设II：较低的地权稳定性降低了农户投入积极性，随着转入面积的增加投入有所提高
农户进行农地流转的目的和途径不尽相同，致使其农地投入发生不同程度的变化。通常小规模流转发生在亲戚朋友之间，流转过程并不规范，很少签订流转合同，农户转入土地多是给亲戚朋友帮忙，在不稳定地权的影响下投入降低。但随着转入规模的提高，流转程序逐渐完善，农户的粮食生产目的也由自给转向收益最大化，粮食投入力度增加，并会进一步提高粮食产量。
3理论模型构建
学者大多采用多元线性回归模型[16]、半对数模型[15，17]等计量方法进行分析，初步确定了农地投入的主要影响因素。然而，农地投入不仅受到农户自身特征和地块特征的影响，还受到村庄特征的影响，即农户种粮投入的影响因素来自农户和村庄两个层次，如果两层数据被当成同一层进行处理，估计误差将会增加。为此，本文采用多层模型进行分析，下面将对该模型进行介绍。
3.1零模型
在零模型中，将因变量总方差分解到不同层次，根据不同方差在总方差中的占比确定不同层次因素对因变量的影响程度。本文选择两层模型进行分析，以检验村庄层和农户层影响因素的差异是否是造成农户种粮投入差异的共同因素。零模型的表达式如下：
其中，层-1代表农户层，层-2代表村庄层。（1）式中yij代表农户i在特定地块上的单位面积投入，本文选择流动资本投入和劳动投入衡量，（1）和（2）式的β0j表示第j个村庄中单位面积投入均值。γ00代表总截距（即yij的总均值，也就是农户在特定地块上投入的整体均值），εij和μ0j分别表示各层的随机效应。根据层-1的方差分量Var（εij）=σ21和层-2的方差分量Var（μ0j）=σ22，计算层-2的方差在总方差中的比例，即组间相关系数ρ（ρ=σ22/（σ21+σ22））。σ22值越大，组间相关系数值越大，层-2因素对因变量影响越大，数据越适合用分层模型。
3.2随机截距模型
随机截距模型假定因变量总均值随群体而异，各群体回归模型的斜率是固定的，即两个层面的因素对因变量的影响是独立的。本文采用随机截距模型，通过控制村庄层面及农户层面因素探析地块规模对单位面积粮食投入的影响，具体模型设定如下：
（4）式、（5）式、（6）式中，Xpij代表层-1自变量，Z0qj代表层-2自变量，βpij代表层-1自变量对因变量的影响系数，γ0qj代表层-2自变量对因变量的影响系数，p、q取值均为1，2，3...，yij、γ00、εij、μ0j的含义与零模型中相同符号的含义相同。
4数据来源、变量选择及统计性描述
4.1数据来源
本文数据来源于课题组2015年7月及2016年2月在山东、河南、安徽三省所进行的实地调查。调研问卷包括农户家庭成员情况，土地经营和流转情况，各地块的投入产出情况等内容。问卷调查采用分层随机抽样的方法，每个省选取3—4个县，每个县选取2—5个村，每村再随机抽取20—50户农户进行一对一式访谈，共获取5市9县23村717户有效样本。调研区域地势低平，粮食作物以小麦、玉米为主，一年两熟。通过样本筛选，获得2014年种植小麦、玉米的有效样本622户，其中山东省曹县、郓城县、乐陵市189户，河南省西平县、正阳县、荥阳市和新郑市266户，安徽省临泉县、颍上县167户。有效样本中种植小麦的地块1 432个，种植玉米的地块1 314个，以“小麦+玉米”模式种植的地块1 284个。
4.2变量选择
本文拟从村庄和农户层次对农户种粮投入进行分析，在指标选取时需分别进行考虑。首先，不同村庄由于非农就业机会和生产资料市场化程度的不同，使农户投入成本存在差异；其次，家庭状况及地块差异的存在，农户在不同地块上的种粮投入亦有不同。因此，村庄层选取每亩肥料费用、农药费用、灌溉费用、机械费用、种子费用及市场距离6个变量，农户层选取户主特征、家庭特征、地塊特征3类15个变量。村庄层面变量及地块特征变量主要用于控制生产要素价格及地块相关要素对农户种粮投入的影响，从而确定在农地流转的影响下地块规模对农户种粮成本及主观投入意愿的影响，相关变量的定义和描述见表1。
4.3描述性统计分析
（1） 农户间不同地块种粮投入差异分析。根据地块规模及来源将其分成不同的组别，分别统计各类地块的单位面积投入，结果见表2。样本农户从事粮食生产的地块规模均较小，平均面积为1.95亩，88%的种粮地块不足5亩。农户在不同规模地块的投入中，1亩以下地块最多，10—20亩以上地块最少，20亩以上地块的种粮投入没有明显降低，流动资本投入甚至有一定程度的增加。1亩以下地块种植小麦、玉米两种作物，平均每亩投入流动资本796.23元，劳动125.59 h，20亩以上的地块投入分别是其92.22%、18.89%。随着地块面积的增大，单位面积种粮投入降低，最后稳定在某一水平，在一定程度上验证了假设I。
从地块来源看，农户在承包地块上的劳动投入高于转入地块，但流动资本投入差异并不明显。农户在承包地块上小麦流动资本投入略高于转入地块，而玉米流动资本投入却是承包地块低于转入地块。接着，通过对比农户在不同规模转入地块上的种粮投入发现，劳动投入随着转入规模的扩大而降低，流动资本则先减少再增加最后减少并稳定在某一水平。每组转入地块的平均投入均低于总体样本中的对应组别，但差值逐渐降低，1亩以下地块流动资本投入差值为45.85元/亩，20亩以上地块降低至1.02元/亩，5—10亩转入地块流动资本投入和劳动投入甚至高于对应地块的均值。可见，地块规模较小时，农户在转入地块上的投入较低，随着转入规模的增加，农户投入开始增加，甚至会超过承包地上的投入，这在一定程度上验证了假设II。
（2）同一农户不同地块的种粮投入差异分析。样本中441户农户至少在两块土地上种植粮食作物，笔者在同一农户中任意选择了两个地块进行比较分析，并将其分成大地块和小地块。就流动资本而言，44.7%的农户在大地块上的投入比小地块平均低96.79元/亩；34.87%的农户在大地块上的投入比小地块平均高出66.63元/亩；20.39%的农户在两个地块上的投入无差别。就劳动投入而言，79.61%的农户在小地块上投入较多，17.10%的农户在大地块上投入较多，2.63%的农户在大小不同的两块农地上无差异，在一定程度上验证了假设I。另外，样本中有114户农户同时在转入地块和承包地块上种植粮食作物。从流动资本投入看，37.04%的农户在转入地块上投入较多，44.44%的农户在承包地块上投入较多，18.52%的农户在承包地块和转入地块上投入相等。48.08%的农户在转入地块和承包地块上投入相差不超过流动资本总投入的5%。从劳动投入看，48.15%的农户在转入地块上投入较多，46.03%的农户在承包地块上投入较多，5.82%的农户在两类地块上投入无差异；19.23%的农户在转入地块和承包地块上投入相差不超过5 h/亩（劳动投入均值为80.06 h/亩）。农户在转入地块和承包地块上流动资本投入无显著差异，但承包地块上劳动投入高于转入地块。 统计结果初步验证了研究假设，但仍存在两点不足：一是统计分析不能将生产要素市场价格及地块特征等不可控因素进行剥离；二是地块来源不同时地块规模对种粮投入的影响未必相同，从统计结果却无法看出。
5模型估计与结果分析
5.1零模型估计结果
利用Stata12.0 软件，采用最大似然估计方法对多层模型进行估计，结果见表3 。农户种植小麦、玉米两季作物的流动资本投入村庄差异为81.53，农户间差异为154.72，组间相关系数为0.35；劳动投入回归中村庄差异为27.79，农户差异为86.68，组间相关系数为0.24；样本农户单位面积种粮投入组间相关系数均在0.18以上，且都显著（P<0.001），表明各村庄间种粮短期投入存在差异。换句话说，流动资本投入差异35%来自村庄间农资价格及区位的不同，其余65%来自农户本身及地块差异；对劳动投入，24%是由村庄间差异所导致，其余76%来源于农户及地块的差异。因此，分析地块规模及农地流转特征对农户种粮投入的影响，将村庄特征纳入到多层模型中，有利于提高估计结果的准确性。
5.2随机截距模型估计结果
回歸前对所选变量进行Spearman相关系数矩阵估计，变量相关性系数均在0.5以下，排除变量间存在的多重共线性问题，表4给出了随机截距模型估计结果。根据王济川的Snnijders & Bosker方法[18]，计算出村庄层量对组间差异的解释程度基本在50%以上，农户层变量对组内差异的解释程度均在20%左右，村庄层面的因素对农户种粮投入发挥着重要作用。
（1）村庄特征。村庄单位面积平均投入（肥料、农药、灌溉、机械、种子等）主要衡量了一个村庄的物价水平和区域差异，对流动资本投入和劳动投入均有显著正向影响。农村劳动力机会成本低，随着生产资料价格的提高，农户为降低流动资本投入，往往选择投入更多的劳动力。肥料费用对劳动投入影响不显著，可能是由于该项花费对农户流动资本投入的影响还受制于以往的投资水平[19]。农药费用对小麦劳动投入影响为负，对玉米劳动投入影响为正，玉米生长在杂草快速生长的季节，不仅需要加大除草剂成本，往往农户还会进行人工拔草，而小麦通过使用除草剂可以降低劳动投入。市场距离对流动资本投入和劳动时间投入影响均为负，与大型市场距离越近，生产资料市场化程度越高，非农就业机会越多，相应的流动资本投入和劳动投入均较低。
（2）户主特征。户主作为家庭主要劳动力，是家庭农业生产的主要经营者和决策者。本文使用户主年龄及其平方代入模型进行回归，两个变量均通过了显著性检验。随着户主年龄的增加，流动资本投入呈现先减少后增加的趋势，在57.3岁达到最低点；劳动资本投入则呈现相反趋势，并在54.8岁到达最高点。年轻的户主有更多的非农就业机会，相应的劳动投入较少，但由于经验不足，劳动效率较低，年长的户主随着劳动力的减弱劳动投入降低，投入更多的流动资本进行弥补。户主拥有一定的特殊技能时，非农就业机会增加，其职业类型也更倾向于非农，粮食生产多是为了获取口粮，生产规模较小，耕作主体主要是老人和妇女，投入特点表现为流动资本和劳动投入均较少。
（3）家庭特征。农业劳动力数量对小麦流动资本投入和劳动投入在5%的水平上通过了显著性检验，家庭农业劳动力数量越多，对粮食生产越重视，相应的投入水平也越高。对家庭负担较重的家庭，至少要留守一个主要劳动力照顾老人或孩子，非农就业受到限制，农业收入成为家庭的主要收入来源，这类农户有更大的投入动机，流动资本投入较多，劳动投入较少。地块数对流动资本投入影响为正，对劳动投入影响为负，并通过了显著性检验。地块数在一定程度上衡量了土地的细碎化程度，地块数越多，越容易造成资源浪费，相应流动资本投入也就越多；然而，较多的地块数有利于形成多样化经营，农户可能选择某个地块种植经济作物，为追求更大收益将更多的劳动投入到经济作物，降低了种粮劳动投入。家庭种粮固定资产价值对流动资本投入影响为负，且通过了显著性检验，也就是说农户购入固定资产有助于降低种粮成本，机械设备投入每增加1万元，种植小麦、玉米两种作物每亩可节省流动资本4.71元。
（4）地块特征。首先，地块面积对流动资本投入和劳动投入的影响均为负，并在1%的水平上显著，地块面积的增大有利于降低投入成本。第二，转入地占比对流动资本投入和劳动时间投入影响均为负，并在1%的水平上显著，可能在农户的认知中，转入地仍不如承包地地权稳定，不愿意投入更多，随着地块转入地占比的增加，流动资本投入和劳动投入减少。第三，转入地面积对流动资本投入和劳动投入均有显著正向影响，在1%的水平上通过显著性检验。单个地块转入土地面积越大，农户承担的土地租金越多，为实现更多的利润往往会增加流动资本和劳动投入，大规模农地流转有利于改善地权不稳定对农户投入意愿的抑制作用。第四，水利设施对流动资本投入有负向影响，对劳动投入有显著正向影响。表明水利设施越完善的地块，综合条件越高，不但能够节省灌溉费用，降低流动资本投入，也能提高农户的重视程度，提高劳动投入。第五，土地等级对流动资本和劳动影响均为正，表明土地越差，需要投入的流动资本和劳动越多，种粮成本高。第六，自然灾害对流动资本投入有显著正向影响。本文的自然灾害主要指旱灾和病虫害，通常旱灾和病虫害的发生需要农户加大灌溉及农药支出，造成流动资本投入增加，但该变量对劳动时间投入影响为负，可能是由于自然灾害能造成粮食减产甚至绝产，在收割不能获得更大收益时农户选择放弃。
5.3稳健性检验
为对回归结果进行检验，将“小麦+玉米”模式种植地块分成承包地块和转入地块分别回归，两类兼有除外，结果见表5。承包地块面积对流动资本投入和劳动投入均有显著负向影响，并在1%的水平上通过显著性检验，但在转入地中该变量对流动资本投入和劳动投入的影响不再显著，符号也发生了变化。这表明，农地流转的影响下，农户种粮投入成本不再随着地块规模的增加而降低，农地规模对种粮投入的影响变得更加不确定，甚至使其增加。 另外，将地块按规模分成6组进行回归（见表6）。地块面积、转入地占比始终对流动资本投入和劳动投入有负向影响，但随着地块面积的增加，影响系数发生了改变，在1亩以下及4—5亩地块中是显著的，对5亩及以上地块影响系数仅为-4.70，且不显著，随着地块面积的增加，种粮投入并没有明显降低。同样，转入地占比对农户流动资本投入和劳动投入的影响也在发生变化，对1—2亩地块流动资本投入有显著负向影响，对3—4亩地块劳动投入有显著负向影响，并随着地块面积的增加，影响系数呈减少趋势。
6结论与启示
6.1结论
（1）规模化经营有利于降低农户种粮成本。结果显示地块规模与农地种粮投入有显著负向影响，规模化经营有利于先进技术及机械设备的引进，降低粮食生产边际成本；同时，随着地块规模的扩大，更多的土地摊销了播种、灌溉、收割、喷药等过程的固定成本。
（2）农地流转。使农地规模对种粮投入的影响发生改变，成片规模化经营将成为我国粮食生产的必然趋势。首先，转入地占比越大，地权稳定性越低，越容易挫伤农户的投入积极性，进而使农户减少在转入地上的投入；但随着转入面积的增加，农户土地经营的机会成本提高，有更强的动力增加种粮投入，转入规模达到一定程度后，农户种粮投入有所增加，地块规模对农地投入的影响系数变小，且不再显著。
（3）改善土地综合条件可以降低投入成本，并提高农户投入积极性。完善的水利设施，可以节省灌溉费用，降低流动资本投入，同时提高农户对地块的重视，增加劳动投入；土地所处等级越差，土壤肥力越低，容易造成资源的浪费，加大了投入成本。
6.2启示
要保障国家粮食安全，本文提出以下两点政策建议。
第一，鼓励农村土地流转，推动粮食生产连片规模化。土地流转作为解决我国土地细碎化，实现土地规模经营的一项有效措施，要从两个方面做起，一是要加大对失地农民的社会保障，优先为农地转出户安排就业，提高土地供给；另一方面则要加大对种粮大户的扶持力度，提高种粮大户补贴，鼓励家庭农场种植粮食作物，提高土地需求。
第二，增加财政拨款，建设高标准粮田，提高种粮土地综合条件。中央政府应在粮食主产区统一规划、设计、建设高标准粮田，并对建设高标准粮田的地方政府加大资金投入，用于强化农业基础设施建设，进行土地整理，推进水利、农林、农机、科技、交通运输、供电、气象等综合配套工作，完善田间配套工程。
（编辑：于杰）
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作者简介：王倩，博士生，主要研究方向为农业经济理论与政策。Email：wangqian706@126.com。
通讯作者：余劲，博士，教授，博导，主要研究方向为公共管理学。Email：yujin@nwsuaf.edu.cn。
基金项目：国家自然科学基金“农村公共政策个体风险研判实验及拟合匹配研究——以陕甘鲁豫为例”（批准号：71573208）；西北农林科技大学科技创新专项重点项目“小麦主产区土地流转现状及机制构建”（批准号：Z109021312）；西部发展研究院定向委托项目“农地适度规模化背景下新型粮食生产体系构建研究”（批准号：2015XBYD001）。
近年来粮食安全受到国家和社会的广泛关注，农地投入作为粮食生产的重要要素，是保障粮食稳定产出的前提。学者就农地规模对农户种粮投入的影响已进行了较多研究，但受农地流转的影响，土地要素更具多样化，土地规模与农户种粮投入的关系发生变化。随着农地流转在我国的快速发展，探析农地流转影响下土地规模对农户种粮投入影响的变化成为一个亟待研究的问题，对保障国家粮食安全具有重要意义。考虑到地块的异质性，本文基于山东、河南、安徽三个粮食主产省622户农户1 284个地块的粮食生产数据从村庄和农户两个层次控制了生产要素市场价格、地块要素等非主观因素，进行多层模型回归分析。结果表明，农地流转特征及地块特征对农户粮食生产单位面积投入有显著影响。地块规模和转入地占比对农地投入影响为负，转入地占比越大，地权稳定性越低，农户投入积极性受到挫伤越明显，在转入地上的投入减少。随着转入土地面积的增加，农户从事粮食生产的机会成本增大，使其有更强的动力增加种粮投入，地块规模的负向影响程度降低。基于分析结果，本文得出以下3点结论：①规模化经营有利于降低单位面积种粮成本；②农地流转发生时，地块规模对种粮投入的影响发生改变，成片规模化经营将成为我国粮食生产的必然趋势；③提高土地综合条件可以降低投入成本，并提高农户投入积极性。要保障国家粮食安全，需从降低种粮成本、提高农户收益着手，建议鼓励农村土地流转，推动粮食规模化生产，同时也要注重增加财政拨款，建设高标准粮田，强化高标准粮田的农业基础设施建设，完善田间配套工程。
关键词农地流转；地块规模；种粮投入；多层模型；政策启示
中图分类号F321.1
文献标识码A文章编号1002-2104（2017）05-0129-09DOI：10.12062/cpre.201701313
农地投入作为粮食生产的一项重要环节，对粮食产出具有决定性作用，是保障国家粮食安全的前提。家庭特征、户主特征、土地特征等是影响农地投入的主要因素[1]。农户种粮投入不仅由非可控因素决定，也是农户投入积极性的体现。土地作为一项重要的生产资料，其相关要素对农户投资决策的作用不容忽视。通常情况下，随着土地规模的扩大，单位面积种粮成本降低，但农地流转的背景下，经营土地有转入地和承包地之分，土地要素更具多样化，土地规模对农户投入成本及种粮积极性的影响更复杂，成为值得研究的问题。考虑到农户粮食生产中各项作业均以地块为基本单位，不同地块在地权稳定性、规模、质量等方面存在差异，同一农户在不同地块之间的投入不尽相同。因此，本文从农地短期投入出发，基于山东、河南和安徽三省622户种粮户2014年在不同地块上的粮食生产数据，通过控制生产资料价格和地块特征，探究发生农地流转时地块规模对农户种粮成本及主观投入意愿影响的变化。
1文献回顾
农地投入可分为长期投入和短期投入，长期投入一般包括打井、农田基建、有机肥等；短期投入一般指劳动力、化肥、农药等投入[2]。学者对长期投入的研究集中于与地权稳定性的关系，并认为农地流转、土地重新分配是地权不稳定的主要来源。黄季焜等认为就有机肥使用概率和使用量而言，转入地小于自家地，从非亲属转入的农地小于从亲属转入的农地，且随着转入土地地权稳定性的提高，投资差异逐渐缩小；当农户农地使用权预期由“不好”变到“好”时，使用有机肥的概率提高7%[3-6]。姚洋认为地权穩定性对农户长期投资具有显著的推动作用，残缺的转让权将导致农户对土地投资的后悔效应，不稳定的土地制度会降低农户长期投入积极性并造成生产率的损失[7-8]。Dube Lighton et al基于津巴布韦农户调研数据也肯定了地权稳定性对农地长期投入的作用[9]。此外，就农地规模与长期投资而言，杨美丽认为农户耕地规模对农业生产性固定资产投入有显著的正向影响[10]。
相对而言，学者对短期投入与土地规模关系的研究较多。郭敏等以亩均生产费用现金支出为因变量，得出农地规模与农户投资呈负相关关系，有限的增加农户农地经营规模不但无助于增加农户投资，反而会较大幅度的减少农户对单位面积土地的投入[11]；张建杰等认为土地扩张户呈现总量投入高，单位面积上的资金与劳动力投入低，产出总量高的特征[12]。杨钢桥等认为农业生产存在规模效应，农地流转市场发育程度、农地流转的稳定性和规范性对农户农地投入行为产生较显著的影响，并随着农户农业生产市场化程度及农地流转市场发育程度的变化而存在区域差异和个体差异[13-14]。王倩等认为农地流转行为使转入户单位面积流动资本投入增加，劳动投入减少[15]。
国内外学者基本认同提高地权稳定性、扩大耕地规模有利于提高农户固定资产、有机肥等长期投入。农户短期投入与土地规模及其他相关要素密切相关，但农地流转能够引起土地要素的变化，进而影响土地规模与农户短期投入的关系，这方面有待于深入研究。此外，学者进行实证分析时多将家庭作为基本单位，忽略了地块异质性对农地投入的影响。本文的主要创新之处在于从地块着手，将地块规模、转入地面积、转入地占比纳入统一框架中，通过控制生产资料价格和地块特征来检验农地流转中地块规模对农户种粮成本及主观投入意愿影响的变化，研究过程较为严谨。
2研究假设
短期投入主要包括流动资本投入和劳动投入，流动资本主要由化肥、农药、灌溉、机械等费用组成，劳动投入则是农户进行各项生产作业所花费的时间，包括雇工、自家劳动及亲戚朋友的帮忙。根据理性选择理论及实地调研经验，本文提出以下两点假设。
假设I：随着种粮规模的扩大，投入边际成本降低
大规模粮食生产有利于机械设备和农业技术的引进，进一步降低种粮成本。实地调研了解到，粮食生产过程中的机械租赁费往往因地块规模的不同而存在差异，小地块收费标准通常高于大地块，如西平县大牛韩村在小麦收割中，0.5亩以下地块按50元/块收费，0.5亩—1亩地块按60元/块收费，1—2亩地块按60元/亩收费，2亩及以上地块按50元/亩收费。另外，大规模地块能够更好的摊销播种、收割、灌溉、喷药等过程中的固定成本，单位面积投入成本降低。 假设II：较低的地权稳定性降低了农户投入积极性，随着转入面积的增加投入有所提高
农户进行农地流转的目的和途径不尽相同，致使其农地投入发生不同程度的变化。通常小规模流转发生在亲戚朋友之间，流转过程并不规范，很少签订流转合同，农户转入土地多是给亲戚朋友帮忙，在不稳定地权的影响下投入降低。但随着转入规模的提高，流转程序逐渐完善，农户的粮食生产目的也由自给转向收益最大化，粮食投入力度增加，并会进一步提高粮食产量。
3理论模型构建
学者大多采用多元线性回归模型[16]、半对数模型[15，17]等计量方法进行分析，初步确定了农地投入的主要影响因素。然而，农地投入不仅受到农户自身特征和地块特征的影响，还受到村庄特征的影响，即农户种粮投入的影响因素来自农户和村庄两个层次，如果两层数据被当成同一层进行处理，估计误差将会增加。为此，本文采用多层模型进行分析，下面将对该模型进行介绍。
3.1零模型
在零模型中，将因变量总方差分解到不同层次，根据不同方差在总方差中的占比确定不同层次因素对因变量的影响程度。本文选择两层模型进行分析，以检验村庄层和农户层影响因素的差异是否是造成农户种粮投入差异的共同因素。零模型的表达式如下：
其中，层-1代表农户层，层-2代表村庄层。（1）式中yij代表农户i在特定地块上的单位面积投入，本文选择流动资本投入和劳动投入衡量，（1）和（2）式的β0j表示第j个村庄中单位面积投入均值。γ00代表总截距（即yij的总均值，也就是农户在特定地块上投入的整体均值），εij和μ0j分别表示各层的随机效应。根据层-1的方差分量Var（εij）=σ21和层-2的方差分量Var（μ0j）=σ22，计算层-2的方差在总方差中的比例，即组间相关系数ρ（ρ=σ22/（σ21+σ22））。σ22值越大，组间相关系数值越大，层-2因素对因变量影响越大，数据越适合用分层模型。
3.2随机截距模型
随机截距模型假定因变量总均值随群体而异，各群体回归模型的斜率是固定的，即两个层面的因素对因变量的影响是独立的。本文采用随机截距模型，通过控制村庄层面及农户层面因素探析地块规模对单位面积粮食投入的影响，具体模型设定如下：
（4）式、（5）式、（6）式中，Xpij代表层-1自变量，Z0qj代表层-2自变量，βpij代表层-1自变量对因变量的影响系数，γ0qj代表层-2自变量对因变量的影响系数，p、q取值均为1，2，3...，yij、γ00、εij、μ0j的含义与零模型中相同符号的含义相同。
4数据来源、变量选择及统计性描述
4.1数据来源
本文数据来源于课题组2015年7月及2016年2月在山东、河南、安徽三省所进行的实地调查。调研问卷包括农户家庭成员情况，土地经营和流转情况，各地块的投入产出情况等内容。问卷调查采用分层随机抽样的方法，每个省选取3—4个县，每个县选取2—5个村，每村再随机抽取20—50户农户进行一对一式访谈，共获取5市9县23村717户有效样本。调研区域地势低平，粮食作物以小麦、玉米为主，一年两熟。通过样本筛选，获得2014年种植小麦、玉米的有效样本622户，其中山东省曹县、郓城县、乐陵市189户，河南省西平县、正阳县、荥阳市和新郑市266户，安徽省临泉县、颍上县167户。有效样本中种植小麦的地块1 432个，种植玉米的地块1 314个，以“小麦+玉米”模式种植的地块1 284个。
4.2变量选择
本文拟从村庄和农户层次对农户种粮投入进行分析，在指标选取时需分别进行考虑。首先，不同村庄由于非农就业机会和生产资料市场化程度的不同，使农户投入成本存在差异；其次，家庭状况及地块差异的存在，农户在不同地块上的种粮投入亦有不同。因此，村庄层选取每亩肥料费用、农药费用、灌溉费用、机械费用、种子费用及市场距离6个变量，农户层选取户主特征、家庭特征、地塊特征3类15个变量。村庄层面变量及地块特征变量主要用于控制生产要素价格及地块相关要素对农户种粮投入的影响，从而确定在农地流转的影响下地块规模对农户种粮成本及主观投入意愿的影响，相关变量的定义和描述见表1。
4.3描述性统计分析
（1） 农户间不同地块种粮投入差异分析。根据地块规模及来源将其分成不同的组别，分别统计各类地块的单位面积投入，结果见表2。样本农户从事粮食生产的地块规模均较小，平均面积为1.95亩，88%的种粮地块不足5亩。农户在不同规模地块的投入中，1亩以下地块最多，10—20亩以上地块最少，20亩以上地块的种粮投入没有明显降低，流动资本投入甚至有一定程度的增加。1亩以下地块种植小麦、玉米两种作物，平均每亩投入流动资本796.23元，劳动125.59 h，20亩以上的地块投入分别是其92.22%、18.89%。随着地块面积的增大，单位面积种粮投入降低，最后稳定在某一水平，在一定程度上验证了假设I。
从地块来源看，农户在承包地块上的劳动投入高于转入地块，但流动资本投入差异并不明显。农户在承包地块上小麦流动资本投入略高于转入地块，而玉米流动资本投入却是承包地块低于转入地块。接着，通过对比农户在不同规模转入地块上的种粮投入发现，劳动投入随着转入规模的扩大而降低，流动资本则先减少再增加最后减少并稳定在某一水平。每组转入地块的平均投入均低于总体样本中的对应组别，但差值逐渐降低，1亩以下地块流动资本投入差值为45.85元/亩，20亩以上地块降低至1.02元/亩，5—10亩转入地块流动资本投入和劳动投入甚至高于对应地块的均值。可见，地块规模较小时，农户在转入地块上的投入较低，随着转入规模的增加，农户投入开始增加，甚至会超过承包地上的投入，这在一定程度上验证了假设II。
（2）同一农户不同地块的种粮投入差异分析。样本中441户农户至少在两块土地上种植粮食作物，笔者在同一农户中任意选择了两个地块进行比较分析，并将其分成大地块和小地块。就流动资本而言，44.7%的农户在大地块上的投入比小地块平均低96.79元/亩；34.87%的农户在大地块上的投入比小地块平均高出66.63元/亩；20.39%的农户在两个地块上的投入无差别。就劳动投入而言，79.61%的农户在小地块上投入较多，17.10%的农户在大地块上投入较多，2.63%的农户在大小不同的两块农地上无差异，在一定程度上验证了假设I。另外，样本中有114户农户同时在转入地块和承包地块上种植粮食作物。从流动资本投入看，37.04%的农户在转入地块上投入较多，44.44%的农户在承包地块上投入较多，18.52%的农户在承包地块和转入地块上投入相等。48.08%的农户在转入地块和承包地块上投入相差不超过流动资本总投入的5%。从劳动投入看，48.15%的农户在转入地块上投入较多，46.03%的农户在承包地块上投入较多，5.82%的农户在两类地块上投入无差异；19.23%的农户在转入地块和承包地块上投入相差不超过5 h/亩（劳动投入均值为80.06 h/亩）。农户在转入地块和承包地块上流动资本投入无显著差异，但承包地块上劳动投入高于转入地块。 统计结果初步验证了研究假设，但仍存在两点不足：一是统计分析不能将生产要素市场价格及地块特征等不可控因素进行剥离；二是地块来源不同时地块规模对种粮投入的影响未必相同，从统计结果却无法看出。
5模型估计与结果分析
5.1零模型估计结果
利用Stata12.0 软件，采用最大似然估计方法对多层模型进行估计，结果见表3 。农户种植小麦、玉米两季作物的流动资本投入村庄差异为81.53，农户间差异为154.72，组间相关系数为0.35；劳动投入回归中村庄差异为27.79，农户差异为86.68，组间相关系数为0.24；样本农户单位面积种粮投入组间相关系数均在0.18以上，且都显著（P<0.001），表明各村庄间种粮短期投入存在差异。换句话说，流动资本投入差异35%来自村庄间农资价格及区位的不同，其余65%来自农户本身及地块差异；对劳动投入，24%是由村庄间差异所导致，其余76%来源于农户及地块的差异。因此，分析地块规模及农地流转特征对农户种粮投入的影响，将村庄特征纳入到多层模型中，有利于提高估计结果的准确性。
5.2随机截距模型估计结果
回歸前对所选变量进行Spearman相关系数矩阵估计，变量相关性系数均在0.5以下，排除变量间存在的多重共线性问题，表4给出了随机截距模型估计结果。根据王济川的Snnijders & Bosker方法[18]，计算出村庄层量对组间差异的解释程度基本在50%以上，农户层变量对组内差异的解释程度均在20%左右，村庄层面的因素对农户种粮投入发挥着重要作用。
（1）村庄特征。村庄单位面积平均投入（肥料、农药、灌溉、机械、种子等）主要衡量了一个村庄的物价水平和区域差异，对流动资本投入和劳动投入均有显著正向影响。农村劳动力机会成本低，随着生产资料价格的提高，农户为降低流动资本投入，往往选择投入更多的劳动力。肥料费用对劳动投入影响不显著，可能是由于该项花费对农户流动资本投入的影响还受制于以往的投资水平[19]。农药费用对小麦劳动投入影响为负，对玉米劳动投入影响为正，玉米生长在杂草快速生长的季节，不仅需要加大除草剂成本，往往农户还会进行人工拔草，而小麦通过使用除草剂可以降低劳动投入。市场距离对流动资本投入和劳动时间投入影响均为负，与大型市场距离越近，生产资料市场化程度越高，非农就业机会越多，相应的流动资本投入和劳动投入均较低。
（2）户主特征。户主作为家庭主要劳动力，是家庭农业生产的主要经营者和决策者。本文使用户主年龄及其平方代入模型进行回归，两个变量均通过了显著性检验。随着户主年龄的增加，流动资本投入呈现先减少后增加的趋势，在57.3岁达到最低点；劳动资本投入则呈现相反趋势，并在54.8岁到达最高点。年轻的户主有更多的非农就业机会，相应的劳动投入较少，但由于经验不足，劳动效率较低，年长的户主随着劳动力的减弱劳动投入降低，投入更多的流动资本进行弥补。户主拥有一定的特殊技能时，非农就业机会增加，其职业类型也更倾向于非农，粮食生产多是为了获取口粮，生产规模较小，耕作主体主要是老人和妇女，投入特点表现为流动资本和劳动投入均较少。
（3）家庭特征。农业劳动力数量对小麦流动资本投入和劳动投入在5%的水平上通过了显著性检验，家庭农业劳动力数量越多，对粮食生产越重视，相应的投入水平也越高。对家庭负担较重的家庭，至少要留守一个主要劳动力照顾老人或孩子，非农就业受到限制，农业收入成为家庭的主要收入来源，这类农户有更大的投入动机，流动资本投入较多，劳动投入较少。地块数对流动资本投入影响为正，对劳动投入影响为负，并通过了显著性检验。地块数在一定程度上衡量了土地的细碎化程度，地块数越多，越容易造成资源浪费，相应流动资本投入也就越多；然而，较多的地块数有利于形成多样化经营，农户可能选择某个地块种植经济作物，为追求更大收益将更多的劳动投入到经济作物，降低了种粮劳动投入。家庭种粮固定资产价值对流动资本投入影响为负，且通过了显著性检验，也就是说农户购入固定资产有助于降低种粮成本，机械设备投入每增加1万元，种植小麦、玉米两种作物每亩可节省流动资本4.71元。
（4）地块特征。首先，地块面积对流动资本投入和劳动投入的影响均为负，并在1%的水平上显著，地块面积的增大有利于降低投入成本。第二，转入地占比对流动资本投入和劳动时间投入影响均为负，并在1%的水平上显著，可能在农户的认知中，转入地仍不如承包地地权稳定，不愿意投入更多，随着地块转入地占比的增加，流动资本投入和劳动投入减少。第三，转入地面积对流动资本投入和劳动投入均有显著正向影响，在1%的水平上通过显著性检验。单个地块转入土地面积越大，农户承担的土地租金越多，为实现更多的利润往往会增加流动资本和劳动投入，大规模农地流转有利于改善地权不稳定对农户投入意愿的抑制作用。第四，水利设施对流动资本投入有负向影响，对劳动投入有显著正向影响。表明水利设施越完善的地块，综合条件越高，不但能够节省灌溉费用，降低流动资本投入，也能提高农户的重视程度，提高劳动投入。第五，土地等级对流动资本和劳动影响均为正，表明土地越差，需要投入的流动资本和劳动越多，种粮成本高。第六，自然灾害对流动资本投入有显著正向影响。本文的自然灾害主要指旱灾和病虫害，通常旱灾和病虫害的发生需要农户加大灌溉及农药支出，造成流动资本投入增加，但该变量对劳动时间投入影响为负，可能是由于自然灾害能造成粮食减产甚至绝产，在收割不能获得更大收益时农户选择放弃。
5.3稳健性检验
为对回归结果进行检验，将“小麦+玉米”模式种植地块分成承包地块和转入地块分别回归，两类兼有除外，结果见表5。承包地块面积对流动资本投入和劳动投入均有显著负向影响，并在1%的水平上通过显著性检验，但在转入地中该变量对流动资本投入和劳动投入的影响不再显著，符号也发生了变化。这表明，农地流转的影响下，农户种粮投入成本不再随着地块规模的增加而降低，农地规模对种粮投入的影响变得更加不确定，甚至使其增加。 另外，将地块按规模分成6组进行回归（见表6）。地块面积、转入地占比始终对流动资本投入和劳动投入有负向影响，但随着地块面积的增加，影响系数发生了改变，在1亩以下及4—5亩地块中是显著的，对5亩及以上地块影响系数仅为-4.70，且不显著，随着地块面积的增加，种粮投入并没有明显降低。同样，转入地占比对农户流动资本投入和劳动投入的影响也在发生变化，对1—2亩地块流动资本投入有显著负向影响，对3—4亩地块劳动投入有显著负向影响，并随着地块面积的增加，影响系数呈减少趋势。
6结论与启示
6.1结论
（1）规模化经营有利于降低农户种粮成本。结果显示地块规模与农地种粮投入有显著负向影响，规模化经营有利于先进技术及机械设备的引进，降低粮食生产边际成本；同时，随着地块规模的扩大，更多的土地摊销了播种、灌溉、收割、喷药等过程的固定成本。
（2）农地流转。使农地规模对种粮投入的影响发生改变，成片规模化经营将成为我国粮食生产的必然趋势。首先，转入地占比越大，地权稳定性越低，越容易挫伤农户的投入积极性，进而使农户减少在转入地上的投入；但随着转入面积的增加，农户土地经营的机会成本提高，有更强的动力增加种粮投入，转入规模达到一定程度后，农户种粮投入有所增加，地块规模对农地投入的影响系数变小，且不再显著。
（3）改善土地综合条件可以降低投入成本，并提高农户投入积极性。完善的水利设施，可以节省灌溉费用，降低流动资本投入，同时提高农户对地块的重视，增加劳动投入；土地所处等级越差，土壤肥力越低，容易造成资源的浪费，加大了投入成本。
6.2启示
要保障国家粮食安全，本文提出以下两点政策建议。
第一，鼓励农村土地流转，推动粮食生产连片规模化。土地流转作为解决我国土地细碎化，实现土地规模经营的一项有效措施，要从两个方面做起，一是要加大对失地农民的社会保障，优先为农地转出户安排就业，提高土地供给；另一方面则要加大对种粮大户的扶持力度，提高种粮大户补贴，鼓励家庭农场种植粮食作物，提高土地需求。
第二，增加财政拨款，建设高标准粮田，提高种粮土地综合条件。中央政府应在粮食主产区统一规划、设计、建设高标准粮田，并对建设高标准粮田的地方政府加大资金投入，用于强化农业基础设施建设，进行土地整理，推进水利、农林、农机、科技、交通运输、供电、气象等综合配套工作，完善田间配套工程。
（编辑：于杰）
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作者简介：王倩，博士生，主要研究方向为农业经济理论与政策。Email：wangqian706@126.com。
通讯作者：余劲，博士，教授，博导，主要研究方向为公共管理学。Email：yujin@nwsuaf.edu.cn。
基金项目：国家自然科学基金“农村公共政策个体风险研判实验及拟合匹配研究——以陕甘鲁豫为例”（批准号：71573208）；西北农林科技大学科技创新专项重点项目“小麦主产区土地流转现状及机制构建”（批准号：Z109021312）；西部发展研究院定向委托项目“农地适度规模化背景下新型粮食生产体系构建研究”（批准号：2015XBYD001）。