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“非粮化”还是“趋粮化”：农地经营规模对种植结构的影响

- ORCID：
马俊凯 ¹
- ORCID：
李光泗 ^1,2
✉
- ORCID：
李宁 ¹

1. 南京财经大学粮食和物资学院，江苏南京 210003； 2. 江苏省现代粮食流通与安全协同创新中心，南京 210023

中图分类号： F321.1

最近更新：2023-11-10

DOI：10.7621/cjarrp.1005-9121.20230910

摘要

目的

农地种植结构与中国粮食安全直接相关，2021年中央农村工作会议指出保证粮食安全要实打实地调整种植结构，因此有必要对农户的种植结构调整决策进行深入研究。

方法

文章基于2016年中国劳动力动态调查数据（CLDS），运用OLS回归模型与多元有序Logistic模型，实证分析农地经营规模对种植结构的影响。

结果

（1）农地经营规模与种植结构存在“U”型关系，拐点为2.533hm²。当农地经营规模小于拐点时，规模扩大会引起种植结构“非粮化”；当农地经营规模超过拐点后，规模扩大会引起种植结构“趋粮化”。（2）分粮食功能区考察，农地经营规模与种植结构的“U”型关系仍然存在，但在不同粮食功能区产生了不同的种植结构调整效应。（3）地权稳定性对农地经营规模与种植结构调整的“U”型曲线关系具有调节效应。

结论

提出发展农机服务市场、协调各区域粮食生产责任、引导农户签订权责明确的土地流转契约、增加政策性种粮补贴、完善农田基础设施建设等建议。研究发现有助于理解农地经营规模与种植结构调整之间的内在机制，确保农户种植行为与国家粮食安全战略相契合。

关键词

农地经营规模; 种植结构; 地权稳定性; 农地流转; 调节效应

0 引言

粮食安全是永恒话题，确保国家粮食安全对于中国这样一个人口大国无疑是十分重要的。粮食安全保障来源于稳定的土地产出，而中国传统的细碎化农业生产方式具有诸多缺陷，这已成为学界共识，适度规模经营则有利于优化土地资源配置、稳定农产品供给、提高劳动力生产率，更符合现代农业发展模式^[

1,2]。在此背景下，党的十八届三中全会鼓励农户承包地向种粮大户、家庭农场以及专业合作社等新型农业生产主体流转，2013—2021年历年的“中央一号文件”都强调发展多种形式适度规模经营。截止2020年底，全国家庭承包耕地流转面积超过3 700万hm²，较2012年增长了1 900万hm²，经营2 hm²以上的农户已经占到全国农户总数的5%左右。另据相关数据显示，2018年底，全国3.33 hm²以上的规模经营农户有413.8万户，较2013年增长了127万户。

但是，近年来我国粮食播种面积占农作物播种面积比例却呈下降趋势。与2014年相比，2020年我国粮食作物播种面积占农作物总播种面积比例下降1.4%，粮食作物播种面积减少68.7万hm²，农地经营逐渐出现“非粮化”态势，这导致国务院等部门不断出台防止耕地“非粮化”的相关意见。农户作为农业生产中的基本活动单元，其经营决策会受到资源禀赋影响^[

3]。通常农户以追求收益最大化为目标，农地规模调整是其追求收入增长的手段，随着农地转入户的经营规模不断增加，其农业生产决策逐渐发生变化，其中就包含对种植结构的调整。这一过程中，我国不少地区出现农地规模经营主体“非粮化”经营^{[参考文献 4

百度学术}4,5]，这显然背离了鼓励规模经营的政策初衷，可见，当前农户种植结构调整可能并不能满足粮食稳定产出的现实要求。因此，为保证国家粮食安全，有必要对农户的种植结构调整决策进行深入研究，进而出台相关政策引导，以确保农户种植行为与国家粮食安全战略相契合。

从已有文献看，学者们主要从劳动力流动^[

6,7]、农地流转^{[参考文献 3

百度学术}3, 8-10]、要素价格变动^{[参考文献 11

百度学术}11]、客观禀赋或主观偏好^{[参考文献 12

百度学术}12,13]几方面讨论了种植结构变迁的影响因素，其中，农地流转与农地经营规模直接相关。林毅夫等曾断言，在有效技术供给难以突破现有生产要素组合效率的前提下，发育土地市场应成为深化改革的突破口之一^{[参考文献 14

百度学术}14]。但是农地流转市场发育程度提高也可能对粮食生产造成不利影响^{[参考文献 3

百度学术}3]。就不同粮食品种看，钱龙等利用2003—2012年原农业部全国农村固定观察点微观数据，发现农地流转行为对小麦和玉米的种植没有影响，对水稻种植有显著负向影响^{[参考文献 8

百度学术}8]。就不同转入规模看，有学者发现 “非粮化”主要发生于小规模农地转入户，且具有严格的情境依赖特征，只有在农业劳动力充裕以及缺乏社会化服务的封闭农业经济中，小规模农地转入户才更有动力去提高经济作物的种植规模^{[参考文献 10

百度学术}10]。进一步的，关于农地经营规模对种植结构影响的研究，一方面，有学者认为经营规模扩大不会导致“非粮化”问题。张宗毅和杜志雄利用1 740个家庭农场数据，发现家庭农场经营规模较小时，非粮化种植比例较高，随着土地经营规模扩大，非粮作物种植比例显著下降^{[参考文献 15

百度学术}15]；曾雅婷等则利用微观农户数据进行研究，发现由于不同作物的适度经营规模不同，农地流转并不必然导致“非粮化”^{[参考文献 16

百度学术}16]。另一方面，还有学者认为规模经营不利于粮食生产。相比于经济作物，由于粮食作物经营投入高、收益小、风险大，家庭农场呈现出显著的“非粮化”现象^{[参考文献 17

百度学术}17]。此外，也有学者认为，农地规模经营与种植结构“非粮化”并无直接联系，规模经营主体的种植决策仍取决于有限能力下最大化目标的追求^{[参考文献 4

百度学术}4]。

梳理现有文献，学者们已在农地规模经营对种植结构的影响做了较多研究，但存在以下几方面不足。首先，部分文献的研究对象聚焦于特定主体或限定区域，考虑到样本代表性、非粮生产与地区经济发展水平以及市场化程度的相关性，其研究结果很可能是不准确的；其次，农地产权稳定性会对农业生产中的要素配置产生影响，已经有大量文献对此进行了佐证，进一步的，地权稳定性在对要素配置产生影响的基础上，会进一步影响农业种植结构^[

18]，可见农地产权的稳定性会对种植结构产生影响。目前，经营规模影响种植结构的过程中地权稳定性是否发生作用，相关研究尚被忽略；此外，现有文献在研究经营规模影响种植结构时多是线性关系考量，而即使在劳动力、土地的约束下，农户同样会追求较高的劳动生产率和土地产出率，因此随着农地经营规模的增大，种植结构的调整可能并不是单一的“非粮”或“趋粮”，而是存在非线性关系。

基于此，文章在构建农地经营规模与种植结构的分析框架基础上，从理论上阐述经营规模如何影响农户的种植结构，并构建模型进行验证，同时将地权稳定性纳入研究框架，探讨其可能存在的调节效应，进一步丰富本领域的研究。

1 理论分析与研究假说

关于农地种植结构调整，农户主要有两种选择：粮食作物和非粮作物，资源禀赋差异决定了农户会根据自身要素禀赋以及经营计划采取不同的种植策略。农地经营规模一直是讨论农户命运的关键，不同的经营规模可能体现或决定了农户的经营目标^[

19,20]。因此，农地经营规模与农户种植结构调整可能并非简单的线性关系，不同农地经营规模下的农户种植结构调整可能存在较大差异。

对于小规模农户，其农地种植往往以满足家庭成员口粮需求为目标^[

19, 21]。虽然不少学者认为农民为提高收益会改种经济效益更高的经济作物，但种植经济作物面临着更多的要素投入需要，例如劳动力、技术、资本等，而种植粮食作物可以以较少的要素投入满足自身口粮需求。此外，为满足生计需要，小规模农户的劳动力更可能流向非农部门，而农业机械化是对农业劳动力的解放，种植粮食作物机械化水平高、劳动力需求少，使得“兼业化”成为可能。因此，在以满足家庭成员口粮需求的经营目标驱动下，小规模经营农户更可能选择种植“劳动节约型”的粮食作物。

随着农地经营规模的扩大，农户的经营目标发生转变^[

16]。以舒尔茨为代表的理性小农说认为，传统农业中的农户生产决策符合边际收益等于边际成本的收益最大化均衡条件。此时农户经营目标跨过了基础的满足口粮的种植需求，转为追求收益最大化。进一步的，农户不仅面临种植粮食作物或非粮作物的选择，还要在土地、劳动要素配置上做出决策。土地产出率、劳动生产率显著影响农户种植收益，相比于粮食作物，非粮作物种植周期短、经济效益高，可以有效降低农业劳动力闲置率，提高农地产出。由此可见，随着农地经营规模扩大，出于对经济利润的追求，农户会提高非粮作物种植比例。

由于家庭自有劳动力有限，随着农地经营规模的不断扩大，农户农业生产会面临较强的劳动力约束。就我国农业生产现状而言，农户解决劳动力约束的可能途径有：雇佣劳动、机械替代、家庭非农就业人员返乡。具体分析，扩大劳动力雇佣规模，随之又会产生雇佣费用、监督成本等，使得单位面积劳动力成本显著上升；吸引家庭非农就业成员返乡的前提是较高收益，但当前我国整体农地种植收益较低，吸引家庭非农就业劳动力返乡难度较大。如此看来，机械替代劳动是更为可行的解决之道，也是符合我国特点的现代农业发展模式，无论是自购农机还是购买农机服务，都能较好地满足农地规模经营的需求。农业机械应用对土地利用天然有“集约性”和“规模性”的要求^[

22]，而非粮作物种植环节多、机械化程度低，粮食作物种植则更适合机械化应用。基于上述分析可得出，随着农地经营规模的持续扩大，农户最终会提高粮食作物种植比例。

若将农户视作生产单位，可利用粮食作物和非粮作物的边际利润图分析农地经营规模对农户种植决策的影响。图1中，横轴代表农地规模，纵轴代表种植粮食作物和非粮作物的边际收益或成本。其中，MR1和MR2分别为种植非粮作物和粮食作物的边际收益，MC1和MC2分别为种植非粮作物和粮食作物的边际成本。随着农地经营规模扩大，农地单位面积生产成本下降，农业生产呈现出规模经济，当农地经营超过一定规模时，边际效益逐渐下降，甚至出现负值，因此无论是粮食作物还是非粮作物，边际收益曲线均呈现先上升后下降的趋势；边际成本则是一条随着农地经营规模不断增加呈现出先下降再上升特征的曲线。

图1 粮食作物和非粮作物的边际利润图分析

与粮食作物相比，非粮作物倾向于使用更多的劳动和较少的土地，具有高投入高产出、劳动力需求大、种植环节多、机械化程度低等特点。因此，在一定农地规模内，非粮作物边际收益明显要高于粮食作物。但随着农地规模的扩大，非粮作物种植的特点会导致其边际收益迅速下降、边际成本快速上升，此时种植机械化水平高的粮食作物显然更加理性。在图1中表现为非粮作物的适度经营规模为D1，粮食作物的适度经营规模为D2，粮食作物的适度经营规模要大于非粮作物。结合前文分析可以总结得出，当小规模农户经营以满足家庭成员口粮需求为目标时，会更多种植粮食作物，在更大的农地经营规模中，农户首先会选择增加非粮作物种植比例，当超过非粮作物的适度经营规模后，农户会面临严重的劳动力约束，其边际收益会快速下降，随着农地规模的持续扩大，种植粮食作物的边际收益最终会超过非粮作物，农户转而提高粮食作物种植比例。由此，提出假说1。

假说1：农地经营规模与种植结构呈“U”型曲线关系，拐点前，农地经营规模越大农户非粮作物种植比例越高，越过拐点后随着农地经营规模扩大，农户会转而提高粮食作物种植比例。

产权是重要的，它会显著影响经济主体的行为预期^[

18, 23]。诸多国家的经验证据以及学者的研究结论都表明，农地产权安全性与农户在农业生产中的经营决策密切相关^{[参考文献 18

百度学术}18, 24]，特别是地权稳定性会影响农户种植选择^{[参考文献 25

百度学术}25]。这是因为农业生产是多要素综合作用的结果，地权稳定性会影响到农业生产要素流动，进而影响到种植结构。对农户而言，农地产权稳定有助于增强产权安全性预期，提升其长远持有农地的信心，地权稳定性的削弱可能会影响农户的长期投资。由于非粮作物种植具有高投入、高风险、长期投资高的特点，因此，地权不稳定可能会限制非粮作物的种植规模，地权稳定性的改善则会诱导农户增加长期投资，使得农户更倾向于种植非粮作物，表现出种植结构“非粮化”。由此，提出假说2。

假说2：地权稳定性对农地经营规模与种植结构调整的“U”型曲线关系具有调节效应，其中地权稳定性改善具有正向调节效应，而地权稳定性的削弱则起到反作用。

2 研究方法

2.1　数据来源

该研究使用的数据是2016年“中国劳动力动态调查（China Labor-force Dynamics Survey）”数据，由中山大学国家发展研究院主持调查，样本覆盖了中国的29个省（市、自治区，不含港澳台、西藏和海南）。调查问卷涉及了村居、家庭和个体3个层次，有详细的农地经营规模、种植结构以及相关农户经营数据，为该文研究提供良好的基础。实证分析前，首先将个体问卷中的样本数据处理为相应的家庭层面数据；此外，样本选择中剔除了不从事农业生产的农户，最终得到5 785个样本数据。

2.2　变量选取

被解释变量为种植结构，以粮食作物种植比例来表示，具体采用农户粮食作物的种植面积占农地总面积比例来衡量粮食作物种植比例。同时，由于2016年CLDS数据的家庭调查问卷中农地面积包括弃耕地，因此该文参考有关学者做法^[

18]，将弃耕不种的农地面积予以去除。

农户行为决定于特定而具体的生存境遇^[

26]。农地经营规模的扩大会影响农户的经营目标，进而影响农业生产决策，例如种植结构调整决策。因此，该文以农地经营规模为关键自变量，同时加入其平方项，考察影响中可能存在的拐点。

为保证估计结果的可靠性，该文分别从家庭和村庄层面分别选取调节变量。家庭层面，农地确权颁证是对地权主体、空间和时间进行清晰界定的过程。为检验地权稳定性是否会在“农地经营规模——种植结构”之间发挥调节效应，从家庭层面引入“2015年农户是否领到《农村土地承包经营权证书》”作为地权稳定性的代理变量。村庄层面，农地调整作为农地集体所有制下对承包地进行调整的制度安排，通常容易造成地权的不稳定，因此引入“2003 年至今，村庄是否发生过土地调整”作为地权稳定性的另一个代理变量。

控制变量的选取，该文参考现有文献思路，将控制变量归纳为个人、家庭、村居3个层面。理论和实际经验表明，理性农户的生产决策同时受制于农户自身特征和决策环境^[

27]。自身特征方面，户主年龄、健康以及身份特征代表着风险偏好、生产经验以及务农可参与度^{[参考文献 15

百度学术}15,24,28,29]，家庭劳动力总数、男性劳动力数量意味着农业生产者的劳动要素的投入情况，这些都会显著影响农户在农业生产中的决策。非农就业同样是学者们的关注重点，因为非农就业人数直接影响家庭农业生产的劳动力投入^{[参考文献 28

百度学术}28]。外部决策环境方面，村庄的基本生产条件会影响农户的种植决策，如经济发展水平、距城镇距离、基础设施完善程度等^{[参考文献 30

百度学术}30]。由此，该文选取控制变量情况如下：个人层面选取户主年龄、性别、健康情况、政治面貌；家庭层面选取非农就业人数、女性占比、适龄劳动力人数；村庄层面选取非农经济、村庄交通情况、种植规划、离县城距离、灌溉服务、机耕服务。变量描述性统计见表1。

表1 变量描述性统计

类别	变量名称	变量定义	均值	标准误	最小值	最大值
因变量	粮食作物种植比例	粮食种植面积占农地总面积比（%）	83.67	27.26	0	100
核心自变量	农地规模	家庭经营的农地面积（hm²）	0.67	0.54	0.02	4.41
调节变量	农地确权颁证	是否领到《农村土地承包经营权证书》（是=1，否=0）	0.52	0.50	0	1
调节变量	土地调整	2003 年至今，村庄是否发生过土地调整（是 =1 ，否 =0）	0.16	0.36	0	1
户主特征	户主年龄	实际年龄	51.91	11.04	13	107
	户主性别	男=1，女=0	0.87	0.34	0	1
	户主健康情况	非常健康=5，健康=4，一般=3，不健康=2，非常不健康=1	3.51	1.05	1	5
	户主政治面貌	党员=1，其他=0	0.09	0.28	0	1
家庭特征	非农就业人数	家庭当年非农就业人数（人）	0.48	0.79	0	6
	女性占比	%	47.70	16.19	0	100
	适龄劳动力	人	1.88	0.90	1	8
村庄特征	非农经济	村庄有无非农经济（有=1，无=0）	0.22	0.41	0	1
	村庄交通情况	村庄硬化路面比例（%）	63.32	26.39	0	99
	种植规划	村庄有无统一种植规划（有=1，无=0）	0.28	0.45	0	1
	离县城距离	村庄离县城距离（km）	2.97	0.95	0	5.02
	灌溉服务	村庄有无统一灌溉服务（有=1，无=0）	0.40	0.49	0	1
	机耕服务	村庄有无提供机耕服务（有=1，无=0）	0.27	0.44	0	1

2.3　模型构建

基于前文理论分析，该文的基准模型以种植结构为因变量，以农地经营规模为核心自变量，考察农地经营规模对种植结构的影响，并且分析是否存在“U”形曲线关系。因此，该文在基础模型中加入农地经营规模的平方项，构建回归模型为：

Y_{i} = α + β_{1} l a n d_{i} + β_{2} l a n d_{i}^{2} + δ X_{i} + ε_{i}

（1）

式（1）中， $i$ 表示第 $i$ 个农户，被解释变量 $Y$ 为种植结构， $l a n d$ 为核心解释变量，表示农地经营规模， $l a n d^{2}$ 为农地经营规模的平方项， $X$ 为控制变量， $ε$ 是随机误差项， $β_{1}$ 、 $β_{2}$ 、 $δ$ 均为模型待估计参数。

此外，为分析地权稳定性对农地经营规模与种植结构影响的调节效应，借鉴温忠麟等学者的研究结果，当自变量为连续变量、调节变量为类别变量时，采用分组回归的方法，然后比较不同组别的回归系数差异，若差异显著，则调节作用显著^[

31]。由于该文自变量农地经营规模为连续型变量，衡量地权稳定性的两个调节变量均为类别变量，鉴于此，该文采用分组回归分析，检验地权稳定性在农地经营规模与种植结构关系中的调节效应。

3 结果与分析

3.1　描述性证据

整理样本农户的农地经营规模与种植结构数据发现（表2），农地经营规模在小于2.67hm²的区间内，粮食作物种植比例呈下降趋势，非粮作物种植比例呈上升趋势；农地经营规模在大于3.33hm²的区间内，粮食作物种植比例呈上升趋势，非粮作物种植比例呈下降趋势，可以初步得到农地经营规模与粮食作物种植比例之间呈现“U”型关系。因此，以上描述性统计结论初步验证了假说1，但仍需通过实证作进一步检验。

表2 不同农地经营规模下种植结构变化

农地经营规模组别（hm²）	非粮作物种植比例（%）	粮食作物种植比例（%）
0~0.67	13.33	86.67
0.67~2.00	22.88	77.12
2.00~2.67	28.16	71.84
2.67~3.33	35.52	64.48
3.33~4.00	32.61	67.39
4.00以上	15.89	84.11

3.2　农地经营规模对种植结构的影响

表3汇报了农地经营规模对种植结构影响的实证结果。从基准回归结果看，农地经营规模在 1%的显著性水平上负向影响粮食作物种植比例。这说明农地经营规模扩大一定程度上确实不利于粮食生产。此外，回归中加入控制变量对关键变量的回归结果方向和显著性未产生明显影响，因此可以认为估计结果是稳健的。农地经营规模扩大，农户的经营目标从满足口粮需求逐渐转为追求收益最大化。相比于粮食作物，非粮作物经济效益更高。由此，出于对经济利益的追求，在一定经营规模内，农户会提高非粮作物种植比例。

表3 基准模型回归

	粮食作物种植比（无平方项）	粮食作物种植比（无平方项）	粮食作物种植比（有平方项）	粮食作物种植比（有平方项）	粮食作物种植比（自有农地）
经营规模	-0.347^***	-0.382^***	-1.127^***	-1.105^***	-1.139^***
	(0.039)	(0.048)	(0.096)	(0.116)	(0.131)
经营规模平方项			0.016^***	0.015^***	0.010^***
经营规模平方项			(0.002)	(0.002)	(0.003)
户主年龄		0.011		0.007	0.017
户主年龄		(0.036)		(0.036)	(0.035)
户主性别		-0.650		-0.242	-0.372
户主性别		(1.051)		(1.046)	(1.059)
户主健康情况		-1.078^***		-1.087^***	-1.050^***
户主健康情况		(0.370)		(0.366)	(0.365)
户主政治面貌		-4.533^***		-4.045^***	-3.808^**
户主政治面貌		(1.566)		(1.550)	(1.529)
非农人口数量		-2.016^***		-2.375^***	-2.819^***
非农人口数量		(0.573)		(0.576)	(0.644)
家庭女性占比		0.055^**		0.048^**	0.038
家庭女性占比		(0.025)		(0.025)	(0.024)
适龄劳动力数量		-0.275^*		-0.187^*	-0.128^*
适龄劳动力数量		(0.162)		(0.112)	(0.074)
非农经济		-6.316^***		-6.811^***	-6.690^***
		(1.094)		(1.081)	(1.065)
村庄交通情况		-0.089^***		-0.091^***	-0.087^***
村庄交通情况		(0.014)		(0.014)	(0.014)
种植规划		-3.335^***		-2.473^***	-2.038^**
		(0.836)		(0.835)	(0.824)
村庄离县城距离		-2.286^***		-2.175^***	-1.967^***
村庄离县城距离		(0.458)		(0.453)	(0.453)
灌溉服务		4.698^***		4.305^***	3.867^***
		(0.775)		(0.774)	(0.765)
机耕服务		-1.384^*		-1.110	-1.031
		(0.835)		(0.823)	(0.807)
常数	87.988^***	96.770^***	91.760^***	100.100^***	98.217^***
	(0.431)	(3.512)	(0.584)	(3.503)	(3.482)
R²	0.023	0.072	0.039	0.085	0.112
N	5 785	4 356	5 785	4 356	3 775

注： ^***、^**、^*分别表示回归结果在1%、5%、10%水平下显著，括号内为稳健标准误，下同

在其基础上，回归中进一步加入农地经营规模平方项，结果显示，农地经营规模与种植结构呈“U”型关系，即农地经营规模扩大对种植结构变化的影响是非线性的，当农地经营规模小于拐点值时，规模扩大会引起种植结构“非粮化”，当农地经营规模超过拐点值时，规模扩大会引起种植结构“趋粮化”。经计算，农地经营规模与种植结构变化曲线的拐点为2.533hm²，介于样本农户的农地经营规模取值范围内。非粮作物种植虽然经济效益高，但同时具有劳动力投入要求高、种植环节多、机械化程度低等特点。随着非粮作物种植规模持续扩大，农户在农业生产中会面临较强的劳动力约束，而粮食作物种植则更适合机械化应用。因此，随着农地经营规模的持续扩大，农户最终会提高粮食作物种植比例。

户主特征中，户主健康情况以及户主政治面貌均在1%显著性水平下显著，表现为户主健康情况越好，粮食作物种植比例越低；户主为党员的概率越高，户主越可能降低粮食种植比例。这与已有的研究成果保持一致^[

32]，可能的解释是：健康状况越好的农户，其时间、精力越充足，越有可能尝试种植非粮作物；党员身份通常是社会资本的代表性变量，具有党员身份的农户可能与村委会联系更紧密，因而对农产品新品种生产、销售信息掌握更多，也更可能尝试种植非粮作物。

家庭劳动力特征中，非农劳动力数量、女性占比、适龄劳动力数量均至少在10%显著性水平下显著。具体表现为：非农劳动力越多，粮食种植比例越低；女性占比越大，粮食种植比例越高；适龄劳动力数量越多，粮食种植比例越低。对此可能的解释是：家庭非农劳动力越多，生产经营的重心越倾向于非农劳动，农业生产的风险承受力也越高，使得农户更愿意投资高回报的非粮作物；家庭女性占比越高，农业生产中可投入的劳动力越少，而非粮作物通常是劳动力密集型产品，因此在劳动力数量约束下，农户更可能提高粮食作物种植占比；适龄劳动力数量越多，农业生产中可投入的劳动力越多，农户也就更可能种植劳动密集型的非粮作物。

村庄特征中，有非农经济会显著降低农户粮食种植比例。非农经济发展会吸引农村劳动力进行非农就业，强化粮食种植的劳动力约束，进而影响种植结构。村庄交通情况越好，农户粮食种植比例越低。交通情况会显著影响村庄的经济以及农产品生产、销售，村庄交通情况越好，农户越可能种植非粮作物。距县城距离负向影响农户粮食作物种植，可能的解释是，距离县城越近的农户，虽然非农机会多，但交通条件和农田基础设施相对较好，农户更可能进行兼业，因而农户更愿意选择种粮；距离县城越远的农户，趋利行为越强，种粮可能性越低。此外，村庄种植规划、灌溉条件也会显著影响农户粮食作物种植比例。

3.3　内生性考虑

通常国家初次分配的农地具有外生性，因为其是严格根据国家政策和家庭人口规模分配的。但目前农地确权政策充分落实，农村农地流转非常频繁，流转后的农地经营规模很可能是内生的，受农地种植决策的影响农户可能会扩大或减少其农地经营规模。因此，进一步的，为了避免内生性对实证结果的影响，该文参考相关学者的做法，在考虑农地经营规模时仅考虑未发生农地流转的农户，利用农户自有农地经营规模作为自变量^[

33]，回归结果见表3最后一列。与未考虑内生性问题的基准回归结果相比，考虑内生性的回归结果其经营规模系数值负效应略大，这从侧面表现出忽略内生性问题将可能导致估计系数被低估。

3.4　地权稳定性的调节效应分析

由于该文调节变量为虚拟变量而自变量为连续变量，因此采用分组回归的方式检验地权稳定性的调节效应。由表4回归结果可知，农地确权颁证分组回归的系数差异显著，未确权颁证农户在10%统计水平负向影响种植结构，已确权颁证农户组在1%统计水平负向影响种植结构；农地调整分组回归的系数差异显著，未经历农地调整农户组在1%统计水平显著负向作用于种植结构，有农地调整经历农户组回归系数不显著。进一步运用Chow检验对不同组别农地规模的差异性进行判断，确权颁证与农地调整经历的分组回归系数差异性均在1%显著，即地权稳定性的调节效应显著。可能的原因是，非粮作物生产具有高投入、高风险、长期投资高的特点，农地产权稳定有助于增强产权安全性预期，提升农户长远持有农地的信心。因此，地权稳定性的改善会诱导农户增加长期投资，使得农户更倾向于种植非粮作物，表现出种植结构“非粮化”，而地权稳定性的削弱则起到反作用。

表4 地权稳定性的调节效应分析

变量	是否确权颁证		是否经历农地调整
变量	是	否	是	否
农地规模	-0.741^*** (0.124)	-0.415^* (0.237)	-0.279 （0.197）	-0.712^*** （0.105）
农地规模平方	0.006^*** (0.002)	0.005 (0.021)	0.004 （0.004）	0.007^** （0.004）
控制变量	控制	控制	控制	控制
常数	99.733^*** (4.954)	101.668^*** (6.019)	93.145^*** （7.693）	101.620^*** （4.051）
R²	0.115	0.066	0.111	0.100
N	2 236	2 120	759	3 597
Chow检验F值	2.44^***		2.46^***

进一步考察地权稳定性对“U”型曲线拐点的影响，由表5可知，确权颁证与未经历农地调整的拐点均明显右移，未确权颁证与有经历农地调整的拐点均明显左移，说明地权稳定性在农地规模与种植结构的“U”型曲线关系中具有调节作用。地权稳定有助于增强农户的农地产权安全性预期，提升其长远持有农地的信心，在具备一定经营规模时更愿意减少粮食作物种植，改种长期投资高、回报更高的非粮作物。但在地权不稳定的情况下，非粮作物种植的风险性与高投入会限制其种植规模。由此证明假设2成立。

表5 曲线关系的拐点值测算

项目		一次项	二次项	拐点（hm²）
确权颁证	是（稳定）	-0.741 -0.415	0.006 0.005	4.00 2.33
确权颁证	否（不稳定）	-0.741 -0.415	0.006 0.005	4.00 2.33
土地调整	是（不稳定）	-0.279 -0.712	0.004 0.007	2.47 3.40
土地调整	否（稳定）	-0.279 -0.712	0.004 0.007	2.47 3.40

3.5　各粮食功能区考察

通常，各粮食功能区在农地经营规模、种植结构、粮食生产要素结构等方面存在显著差异。为估计各粮食功能区农户农地经营规模对种植结构的影响差异，该文将对粮食主产区、主销区以及产销平衡区进行分样本考察，估计结果见表6。

表6 各粮食功能区回归

	主产区	主销区	产销平衡区	主产区	主销区	产销平衡区
经营规模	-0.274^***	-1.107^***	-0.468^***	-1.017^***	-2.622^***	-0.893^***
	(0.054)	(0.210)	(0.083)	(0.135)	(0.418)	(0.204)
经营规模平方项				0.014^***	0.034^***	0.009^**
				(0.002)	(0.010)	(0.004)
户主特征	控制	控制	控制	控制	控制	控制
家庭特征	控制	控制	控制	控制	控制	控制
村庄特征	控制	控制	控制	控制	控制	控制
常数	102.359^***	83.392^***	90.547^***	105.166^***	89.637^***	92.176^***
	(4.264)	(10.240)	(6.827)	(4.268)	(10.100)	(6.860)
R²	0.033	0.093	0.067	0.151	0.141	0.114
N	2 271	803	1 282	2 271	803	1 282

从粮食主产区、主销区和产销平衡区的回归结果来看，农地经营规模对粮食作物种植比例均表现出显著的“U”型影响，该结果与全国样本的估计结果保持一致。但农地经营规模在不同的粮食功能区域产生了不同的种植结构调整效应，主销区影响效应显著高于主产区与产销平衡区；种植结构调整拐点值大小表现为：主销区要低于主产区与产销平衡区。具体分析，粮食主销区多位于东部沿海地区，特征是经济发达、人多地少、农业种植所占农户收入来源比例较小，其农业基础设施多被用于蔬菜瓜果等经济效益较高的非粮作物生产，同时农地流转的难度要小，农地市场与产权保护制度更加健全，因此农地经营规模扩大时，农户更倾向于大幅降低粮食作物种植，转而种植非粮作物；而主产区与产销平衡区粮食作物种植条件更好，相比于主销区，地块规模更大，劳动力相对充足，但非粮作物生产基础设施相对不完善，且受到粮食种植习惯的影响，因此粮食作物种植比例调整系数相对较小。各粮食功能区拐点值出现差异的可能解释是，主销区非农就业机会多，此外，经济发达地区和粮食主销区的种粮效益高于中西部地区和粮食主产区、产销平衡区^[

34]，因此，主销区农户在越过较小拐点值时就会倾向于种植粮食作物。

3.6　稳健性检验

下面将进行一系列稳健性检验以说明前文结论的稳健性。Logistic模型在经济学研究中被广泛用于研究经济主体行为选择，因此，该研究根据农户的粮食作物种植比例进行分档赋值，分别赋值1、2、3、4和5。其中，粮食粮食作物种植比例在20%及以下赋值为1，20~40%赋值为2，40~60%赋值为3，60~80%赋值为4，80%以上赋值为5。由于因变量离散数值多于两类，因此，采用多元有序Logistic模型更合适。另外，还进一步采用缩尾处理和Bootstrap法对结果的可靠性进行检验

，结果见表7。结果表明，稳健性检验得出结果的显著性、系数大小与方向均与基准模型相近，表明前文实证结果较为稳健。

表7 基础模型稳健性检验

	多元有序Logistic	缩尾	Bootstrap法
经营规模	-0.034^***	-1.034^***	-1.142^***
	(0.003)	(0.129)	(0.116)
经营规模平方项	0.000^***	0.011^***	0.015^***
	(0.000)	(0.003)	(0.002)
户主特征	控制	控制	控制
家庭特征	控制	控制	控制
村庄特征	控制	控制	控制
常数	-	98.570^***	99.140^***
	-	(3.525)	(3.400)
R²	0.048	0.089	-
N	4 356	4 292	4 356

注：表7中出现值为0.000的情况并非因为实际值为0，而是由于小数点后的位数问题

在小农经营为主的经营格局下，虽然我国新世纪以来不断强化农民的土地承包经营权，但与此同时，我国农村地区发生着大规模的农地流转自20世纪90年代中后期开始，我国鼓励农村进行多种形式的土地使用权流转，截止2020年底，全国家庭承包耕地流转面积已经超过3 700万hm²

，农户间的农地流转成为实现农地规模经营的必然选择，这又造成了自有地块和转入地块在地权属性上的差异。一般而言，相较于转入地块，自有地块承包期更长，农户在生产中决策自主性大，具有更稳定的使用权^{[参考文献 35

百度学术}35]，现有研究也表明农户对农地使用权稳定性预期的差异会直接影响中长期投资行为，进而影响农户种植决策^{[参考文献 18

百度学术}18]。为进一步检验地权稳定性是否会在“农地经营规模——种植结构”之间发挥调节效应，该文引入“农户是否经营有流转地块”作为调节变量，回归结果见表8。是否经营有流转地块的分组差异系数在1%的显著性水平上显著，此外，通过观察农地经营规模二次项发现，农地经营规模与种植结构的“U”型关系仍然存在，且曲线拐点值存在明显差异，说明地权稳定性在农地规模与种植结构的“U”型曲线关系中具有调节作用，农地经营规模与种植结构的关系确实受到了地权稳定性这一宏观政策环境的影响，进一步验证了前文的结论。

表8 地权稳定性的调节效应检验

变量	是否经营有流转地块
变量	是	否
农地规模	-0.446^** (0.213)	-1.147^*** (0.120)
农地规模平方	0.008^** (0.004)	0.013^*** (0.002)
控制变量	控制	控制
常数	123.707^*** (9.813)	96.976^*** (3.889)
R²	0.078	0.086
N	672	3 684
Chow检验F值	7.10^***

4 结论与讨论

4.1　结论

该文使用具有全国层面代表性的2016年中国劳动力动态调查（CLDS）数据，利用OLS模型和多元有序Logistic回归方法，实证分析了农地经营规模对种植结构的影响以及地权稳定性对农地经营规模影响种植结构的调节效应。研究结论如下。

（1）农地经营规模会影响种植结构。具体的，农地经营规模与种植结构呈“U”型关系，拐点为2.533hm²，当农地经营规模小于拐点值时，规模扩大会引起种植结构“非粮化”，当农地经营规模超过拐点值时，规模扩大会引起种植结构“趋粮化”。

（2）在各粮食功能区，农地经营规模对粮食作物种植比例均表现出显著的“U”型影响，但农地经营规模在不同粮食功能区产生了不同的种植结构调整效应，主销区影响效应显著高于主产区与产销平衡区；种植结构调整拐点值大小表现为：主销区低于主产区与产销平衡区。

（3）地权稳定性在农地经营规模与种植结构的“U”型曲线关系中具有调节作用，地权稳定性改善具有正向调节效应，而地权稳定性的削弱则起到反作用。

4.2　讨论

（1）要处理好农地规模经营与粮食生产的关系。虽然农地规模经营是现代农业的发展方向，但短期内小农户仍然是我国粮食安全保障的主体。因此，在劳动力非农转移的背景下，应该以减少农业生产中的劳动力投入、提升农民种粮积极性为目标，采取有效措施发展农机服务市场。一方面鼓励小农户购买农机服务，将小农户的农业机械化生产卷入社会化分工；另一方面，鼓励规模经营农户在自购农机实现自我服务的同时，成为农机外包服务的供给方，降低自购农机的资产专用性，同时降低生产成本。

（2）关注粮食主销区“非粮化”问题，协调各区域粮食生产责任。由于种植非粮作物的高收益，主销区“非粮化”趋势日益明显。长期以来，我国粮食主产区承担了较大的粮食输出压力，这对主产区的环境、资源、经济发展造成很大影响。因此，未来要更加明确粮食分类分区目标，在不断提高主产区粮食综合生产能力的同时，关注主销区“非粮化”问题，切实稳定和提高主销区粮食自给率，协调各区域粮食生产责任。

（3）地权稳定问题应进一步得到关注。虽然地权稳定情况下农地种植结构调整的拐点值更大，但如果地权稳定性得不到保证，不仅会阻碍农地规模经营的发展，还可能会造成规模经营主体退出，影响国家粮食安全。2016年国务院颁布《关于农村土地所有权承包权经营权分置办法的意见》，对农村土地产权实行所有权、承包权、经营权分置并行，目的在于保护经营主体的土地经营权。但农户土地转出后会产生承包权稳定问题，因此，未来应积极引导农户通过签订权责明确的流转契约，以稳定农户对转入农地的经营预期。

（4）稳定粮食生产与保证农民收入并重。目前国家不断出台关于防止耕地“非粮化”、稳定粮食生产的政策文件，坚决防止耕地“非粮化”，对流转土地用途监管也不断加强，鼓励将有限的耕地资源优先用于粮食生产，其本身是为了合理利用耕地资源、确保国家粮食安全，但在种粮收益有限的情况下，如何维持小农种粮积极性的问题仍需突出考虑。一方面，面对种粮收益较低的现状，可以增加政策性种粮补贴，提升小农户种粮积极性，另一方面，完善农田基础设施建设，鼓励发展农机服务市场，为小农户经营创造有利条件。

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“非粮化”还是“趋粮化”：农地经营规模对种植结构的影响

摘要

目的

方法

结果

结论

关键词

0 引言

1 理论分析与研究假说

2 研究方法

2.1 数据来源

2.2 变量选取

2.3 模型构建

3 结果与分析

3.1 描述性证据

3.2 农地经营规模对种植结构的影响

3.3 内生性考虑

3.4 地权稳定性的调节效应分析

3.5 各粮食功能区考察

3.6 稳健性检验