宋浩楠，江惠，張士云*，欒敬東

組織介入土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)了地塊整合嗎？——基于皖魯兩省規(guī)模農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)

宋浩楠1，江惠2，張士云2*，欒敬東2

（1.皖西學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 六安 237012；2.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

在理論分析的基礎(chǔ)上，利用安徽、山東兩省糧食主產(chǎn)區(qū)425個(gè)規(guī)模農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)，使用OLS回歸和傾向得分匹配法實(shí)證檢驗(yàn)組織介入流轉(zhuǎn)的地塊整合效應(yīng)。研究結(jié)果顯示，組織介入流轉(zhuǎn)具有顯著的地塊整合效應(yīng)，在反事實(shí)框架下，組織介入流轉(zhuǎn)使得規(guī)模農(nóng)戶的地塊平均規(guī)模擴(kuò)大36.01畝，擴(kuò)大幅度為72.60%。不過，組織介入流轉(zhuǎn)的地塊整合效應(yīng)也存在一定異質(zhì)性，組織介入流轉(zhuǎn)只有在匹配社會(huì)資本匱乏和流轉(zhuǎn)規(guī)模適度的農(nóng)戶時(shí)，才能發(fā)揮其應(yīng)有作用。因此，要充分認(rèn)識(shí)制度安排對(duì)農(nóng)村土地資源重新配置的影響，既要堅(jiān)持以市場(chǎng)化配置資源為主線，防范政府部門過度干預(yù)，也需要激發(fā)村民自治活力，強(qiáng)化服務(wù)組織建設(shè)，建立規(guī)范化、有針對(duì)性的土地流轉(zhuǎn)服務(wù)體系。

組織介入；土地流轉(zhuǎn)；地塊整合；規(guī)模農(nóng)戶

一、問題的提出

改革開放初期我國(guó)實(shí)施的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展起到了關(guān)鍵作用。然而在實(shí)際操作中，土地往往按照農(nóng)戶家庭人口進(jìn)行平均分配，其弊端隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展逐步顯現(xiàn)[1]。一方面，“耕者有其田”的核心旨趣忽略了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的差異，造成人地資源錯(cuò)配[2]；另一方面，“遠(yuǎn)近插花”“肥瘦搭配”的地塊分配導(dǎo)致嚴(yán)重的土地細(xì)碎化，誘發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率損失[3]。國(guó)家政策層面已經(jīng)意識(shí)到土地小規(guī)模、分散化經(jīng)營(yíng)的局限之處，逐步開展了農(nóng)村土地“三權(quán)分置”改革，以期通過“無(wú)形之手”促進(jìn)土地資源重新配置。據(jù)統(tǒng)計(jì)，截至2019年底，我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積超過5.5億畝，占承包地面積的40%，部分省份的流轉(zhuǎn)比例甚至高達(dá)60%以上①。

根據(jù)市場(chǎng)配置資源的一般性原則，土地總是由生產(chǎn)能力低的經(jīng)營(yíng)者流向生產(chǎn)能力高的經(jīng)營(yíng)者[4]，諸多證據(jù)表明我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育顯著促進(jìn)了農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)展[5,6]。然而也有研究指出，我國(guó)推行的土地流轉(zhuǎn)并未有效促進(jìn)細(xì)碎地塊的整合歸并，農(nóng)戶通過土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張的同時(shí)，也在不同程度上面臨地塊分散難題[7,8]。地塊分散不僅增加了規(guī)模農(nóng)戶的直接投入，同時(shí)也引致雇工成本增加[9]，以至削弱甚至抵消潛在的農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)[10,11]。由此可見，地塊分散誘發(fā)規(guī)模經(jīng)營(yíng)效率損失，對(duì)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)和隱患。

農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)未能有效促進(jìn)地塊整合的重要原因在于土地流轉(zhuǎn)過程中存在高昂的交易成本，由于地塊的不匹配性、過長(zhǎng)的交易鏈條以及潛在的機(jī)會(huì)主義行為，僅依靠農(nóng)戶間的自行磋商難以實(shí)現(xiàn)地塊整合和連片流轉(zhuǎn)[12]。根據(jù)產(chǎn)權(quán)理論，促進(jìn)地塊整合流轉(zhuǎn)的可行路徑之一是培育發(fā)展土地流轉(zhuǎn)中介服務(wù)，通過迂回交易降低交易成本[13,14]。村委會(huì)是國(guó)家政策的最終執(zhí)行者和農(nóng)民群眾的直接服務(wù)者，擁有“準(zhǔn)行政機(jī)關(guān)”特征，具備承擔(dān)土地流轉(zhuǎn)組織功能的合法性和必要條件[15]。實(shí)踐中，廣泛存在縣鄉(xiāng)政府借助村委會(huì)的組織功能以規(guī)范土地流轉(zhuǎn)和促進(jìn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，學(xué)界將這種土地流轉(zhuǎn)形式稱為組織介入流轉(zhuǎn)[16,17]。

學(xué)界對(duì)組織介入流轉(zhuǎn)的看法不一，大體存在兩種相互對(duì)立的觀點(diǎn)。一些學(xué)者認(rèn)為組織介入流轉(zhuǎn)有助于加快土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育，強(qiáng)調(diào)其功能不可缺失。研究認(rèn)為，在完全發(fā)育的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，中介組織是調(diào)節(jié)信息獲取成本、排他性成本和公共政策執(zhí)行成本的關(guān)鍵變量。組織介入土地流轉(zhuǎn)有助于擴(kuò)大交易對(duì)象的可行集合，較大程度降低土地供需雙方的交易成本，提高土地流轉(zhuǎn)契約的穩(wěn)定性，使市場(chǎng)機(jī)制配置土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的過程更加協(xié)調(diào)和有效[18-20]。還有一些學(xué)者則認(rèn)為組織介入流轉(zhuǎn)阻礙土地資源自由配置，造成農(nóng)民福祉?yè)p失。村委會(huì)在土地流轉(zhuǎn)中具有民事權(quán)利、行政管理和社會(huì)自治三種不同的法律地位，同時(shí)扮演了集體土地所有權(quán)人的代表機(jī)構(gòu)、行政管理的代理機(jī)構(gòu)和公共事務(wù)的自治機(jī)構(gòu)三種不同角色[21]。由于多重角色沖突，村委會(huì)在土地流轉(zhuǎn)政策執(zhí)行過程中往往根據(jù)自己的價(jià)值取向和利益需求，采取選擇性的政策執(zhí)行邏輯，特別是當(dāng)隸屬于村委會(huì)中的大部分村干部個(gè)體存在自利訴求時(shí)，村委會(huì)存在分利化傾向，不可避免地發(fā)生價(jià)值扭曲與利益異化[22]，甚至出現(xiàn)強(qiáng)制流轉(zhuǎn)和侵害廣大農(nóng)民切身利益的現(xiàn)象[23]。張本照等[24]調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在組織介入土地流轉(zhuǎn)下，轉(zhuǎn)入戶需要讓渡一定費(fèi)用以保障交易達(dá)成，提高了土地流轉(zhuǎn)成本；付振奇等[25]基于大范圍的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)組織介入流轉(zhuǎn)反而造成農(nóng)戶對(duì)流轉(zhuǎn)交易的不滿。

已有研究成果對(duì)本文有著重要的啟示作用，然而目前還較少有研究基于微觀數(shù)據(jù)針對(duì)性討論組織介入流轉(zhuǎn)的地塊整合功能。鑒于此，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，利用安徽、山東兩省規(guī)模農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證考察組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的影響。相較已有文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在研究視角方面，與已有研究關(guān)注組織介入流轉(zhuǎn)的交易激勵(lì)效應(yīng)和利益分配效應(yīng)不同，本文重點(diǎn)關(guān)注組織介入流轉(zhuǎn)的資源配置涵義，考察組織介入土地流轉(zhuǎn)的地塊整合功能；第二，在研究?jī)?nèi)容方面，本文不僅考察組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的綜合效應(yīng)，也進(jìn)一步探討在農(nóng)戶社會(huì)資本和流轉(zhuǎn)規(guī)模差異情境下的異質(zhì)效應(yīng)；第三，在研究方法方面，本文在OLS模型回歸的基礎(chǔ)上，使用傾向得分匹配（Propensity Scoring Matching，PSM）這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法評(píng)估組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的平均處理效應(yīng)，克服實(shí)證研究常見的“自選擇”偏誤，使研究結(jié)果更具有效性。

二、理論分析與研究假說

（一）組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的影響：綜合效應(yīng)

目前我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育尚不成熟，交易前搜尋潛在對(duì)象、交易中談判磋商以及交易后契約履行等環(huán)節(jié)均存在不為零的交易成本[26]?，F(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論指出，當(dāng)交易成本不為零時(shí)，市場(chǎng)交易無(wú)法達(dá)到資源配置的帕累托最優(yōu)狀態(tài)[27]。有別于政府部門通過政策直接影響土地資源配置，組織介入流轉(zhuǎn)涉及一系列在村莊層面協(xié)調(diào)土地流轉(zhuǎn)交易的行為，協(xié)調(diào)內(nèi)容既包括交易對(duì)象發(fā)現(xiàn)、磋商等，也包含契約履行中的安全保障與風(fēng)險(xiǎn)防范[28]。因此，組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的影響表現(xiàn)在多個(gè)方面。

我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)總體呈現(xiàn)非正式以及相對(duì)封閉的特征[29]，由于信息獲取渠道受限，難以在熟人社會(huì)外找到交易對(duì)象，潛在的流轉(zhuǎn)交易通常難以達(dá)成[30]。組織介入土地流轉(zhuǎn)有助于發(fā)揮其信息渠道優(yōu)勢(shì)，搜集匯總土地流轉(zhuǎn)供需信息，推動(dòng)形成土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)信息網(wǎng)絡(luò)[19]。通過信息網(wǎng)絡(luò)的交互、共享和擴(kuò)散作用，交易雙方可以打破信息壁壘，以較低的成本釋放交易信號(hào)和獲取交易信息，為整合地塊實(shí)現(xiàn)連片流轉(zhuǎn)創(chuàng)造可能。

土地小塊占有使得土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)中的轉(zhuǎn)出方數(shù)量眾多且交易規(guī)模小，在自行磋商的土地流轉(zhuǎn)中，轉(zhuǎn)入方為達(dá)成連片的土地流轉(zhuǎn)交易不得不與數(shù)十甚至上百個(gè)農(nóng)戶逐個(gè)談判，土地流轉(zhuǎn)過程復(fù)雜導(dǎo)致談判簽約過程的交易成本高企。組織介入流轉(zhuǎn)的顯著優(yōu)勢(shì)在于熟悉村莊情況，并且在長(zhǎng)期的自治服務(wù)和村務(wù)管理中與村民形成了緊密聯(lián)系，可以降低談判和簽約成本，從而推動(dòng)地塊的連片流轉(zhuǎn)[31]。

土地的不可移動(dòng)性和產(chǎn)權(quán)的排他性導(dǎo)致連片流轉(zhuǎn)面臨嚴(yán)重的地塊約束，幾個(gè)甚至一個(gè)農(nóng)戶不愿意流轉(zhuǎn)都會(huì)阻礙相鄰地塊的整合歸并，對(duì)已達(dá)成的地塊整合流轉(zhuǎn)而言，占有特定地塊的農(nóng)戶為獲得更多的利益可能會(huì)采取“敲竹杠”“討價(jià)還價(jià)”等機(jī)會(huì)主義行為，帶來(lái)較大的履約風(fēng)險(xiǎn)[15]。村委會(huì)具備“準(zhǔn)行政機(jī)關(guān)”權(quán)威，并且在相互熟悉的社會(huì)規(guī)范環(huán)境下形成了村莊內(nèi)部的公信力和約束力。組織介入流轉(zhuǎn)并對(duì)履約環(huán)節(jié)進(jìn)行監(jiān)督，通過聲譽(yù)約束機(jī)制一定程度上保證了轉(zhuǎn)出方不至為了潛在收益采取機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而保證契約穩(wěn)定履行[32]。基于上述分析，可提出研究假說：

H1：組織介入流轉(zhuǎn)有助于實(shí)現(xiàn)地塊整合。

（二）組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的影響：異質(zhì)效應(yīng)

當(dāng)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地面臨的交易成本存在差異時(shí)，組織介入流轉(zhuǎn)的地塊整合效應(yīng)也存在不同，理論上，組織介入只有在匹配交易成本高的土地流轉(zhuǎn)中才能發(fā)揮其應(yīng)用功能。一方面，不同農(nóng)戶在資源稟賦上存在顯著差異，社會(huì)資本作為資源稟賦的重要體現(xiàn)之一，在農(nóng)戶信息獲取、交易和資源配置中發(fā)揮著重要作用，與組織介入流轉(zhuǎn)的功能構(gòu)成替代關(guān)系；另一方面，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的規(guī)模決定了整合歸并細(xì)碎地塊的難易程度，在不同流轉(zhuǎn)規(guī)模的情景下，組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合效果也存在不同。

在理想的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)中，農(nóng)戶間可以自由流轉(zhuǎn)農(nóng)地，在市場(chǎng)機(jī)制下實(shí)現(xiàn)土地資源的最優(yōu)配置，然而現(xiàn)實(shí)中，土地流轉(zhuǎn)的事前、事中、事后均存在交易成本，理想的資源配置結(jié)果往往難以實(shí)現(xiàn)。社會(huì)資本體現(xiàn)了個(gè)人或組織在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中獲取資源的機(jī)會(huì)和能力，是物質(zhì)資本和人力資本之外另一種影響經(jīng)濟(jì)行為及績(jī)效的資本形式。社會(huì)資本有助于降低交易成本并對(duì)資源配置結(jié)果產(chǎn)生重要影響[33,34]。在差序格局明顯的中國(guó)農(nóng)村社會(huì)中，社會(huì)資本在農(nóng)戶的信息獲取、交易和資源配置中發(fā)揮著十分重要的作用。農(nóng)戶積累的社會(huì)資本越豐富，其信息來(lái)源渠道越廣，掌握土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)信息就越豐富，能夠以更低成本發(fā)現(xiàn)交易對(duì)象和更高效率傳遞交易信號(hào)[35,36]。另外，基于共享人情或面子的農(nóng)村社會(huì)倫理規(guī)則，熟人間彼此信任，一旦違約則要額外付出較高的聲譽(yù)成本，轉(zhuǎn)出戶通常更偏好選擇熟人進(jìn)行流轉(zhuǎn)交易[37]。因此，農(nóng)戶的社會(huì)資本越豐富，自行流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)地塊整合流轉(zhuǎn)的可能性越大?？梢?，在土地流轉(zhuǎn)中，農(nóng)戶內(nèi)在的社會(huì)資本與組織介入功能存在一定程度上的替代，對(duì)社會(huì)資本豐富的農(nóng)戶來(lái)說，即便沒有組織介入土地流轉(zhuǎn)，憑借社會(huì)資本積累而形成的“關(guān)系網(wǎng)”“潤(rùn)滑劑”和信任機(jī)制，依然可以克服流轉(zhuǎn)交易中的多環(huán)節(jié)交易成本，促進(jìn)地塊整合?；谝陨戏治?，可提出研究假說：

H2：組織介入流轉(zhuǎn)有助于社會(huì)資本匱乏的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)地塊整合。

對(duì)轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶而言，在既定的經(jīng)營(yíng)規(guī)模下盡可能實(shí)現(xiàn)地塊歸并集中，最大限度發(fā)揮農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，是其追求效用最大化的理性選擇，因此會(huì)優(yōu)先選擇轉(zhuǎn)入與自有承包地塊或經(jīng)營(yíng)地塊相連的地塊。農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地規(guī)模不同意味著整合細(xì)碎地塊的難易程度不同，在不同流轉(zhuǎn)規(guī)模的情景下，組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的效果也存在差異。借鑒郭陽(yáng)等[38]的研究，本文設(shè)定一個(gè)理想的情景進(jìn)行簡(jiǎn)化分析。如圖1所示，假定一個(gè)村莊有個(gè)農(nóng)戶，每個(gè)農(nóng)戶承包地面積為并被平均分為個(gè)地塊，淺色為轉(zhuǎn)入戶的家庭自有承包地，深色為隨機(jī)分布的轉(zhuǎn)出地塊。當(dāng)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)規(guī)模較小時(shí)，流轉(zhuǎn)的交易費(fèi)用和整合地塊的潛在空間也較小，此時(shí)組織介入流轉(zhuǎn)的作用十分有限。一個(gè)極端的情形是，當(dāng)農(nóng)戶選擇轉(zhuǎn)入/面積的土地時(shí)，最優(yōu)的流轉(zhuǎn)策略是轉(zhuǎn)入與自有承包地相鄰的地塊，此時(shí)由于農(nóng)戶對(duì)相鄰地塊擁有者的信息掌握相對(duì)充分且彼此熟悉，依靠自行交易也有較大可能完成流轉(zhuǎn)交易。

圖1 土地流轉(zhuǎn)地塊整合示意圖

當(dāng)流轉(zhuǎn)規(guī)模適中時(shí)，農(nóng)戶不得不在土地初始稟賦的約束下應(yīng)對(duì)轉(zhuǎn)出地塊隨機(jī)分布的整合難題，需要花費(fèi)大量精力發(fā)現(xiàn)篩選合適地塊并與地塊所有者建立契約關(guān)系，在沒有組織介入時(shí)更容易陷入地塊分散轉(zhuǎn)入的窘境。由于村莊土地稟賦和流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育情況是一定的，當(dāng)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)規(guī)模達(dá)到一定閾值后，土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)地塊整合的交易成本反而會(huì)下降。一方面，大量地塊的轉(zhuǎn)入使得農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)策略可以突破土地初始稟賦的限制，伴隨流轉(zhuǎn)規(guī)模繼續(xù)擴(kuò)大，轉(zhuǎn)入與經(jīng)營(yíng)地塊相鄰地塊的概率隨之提高；另一方面，當(dāng)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)規(guī)模足夠大時(shí)，可能整個(gè)村的農(nóng)戶都愿意將土地流轉(zhuǎn)給他，交易地位的不對(duì)稱使得轉(zhuǎn)入戶具備篩選轉(zhuǎn)出戶的權(quán)利[39]，能以更低的交易成本轉(zhuǎn)入合適地塊從而推動(dòng)連片經(jīng)營(yíng)?；谝陨戏治觯商岢鲅芯考僬f：

H3：組織介入流轉(zhuǎn)有助于流轉(zhuǎn)規(guī)模適度的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)地塊整合。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量設(shè)置與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2017—2019年對(duì)安徽、山東兩省糧食主產(chǎn)區(qū)規(guī)模農(nóng)戶的專項(xiàng)調(diào)查。根據(jù)第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查的統(tǒng)計(jì)口徑，課題組設(shè)定規(guī)模農(nóng)戶的識(shí)別條件為經(jīng)營(yíng)的土地規(guī)模超過50畝，被調(diào)查的農(nóng)戶均參與土地流轉(zhuǎn)并轉(zhuǎn)入土地。調(diào)查地區(qū)包括皖北平原以及魯西北、魯西南平原，這些地區(qū)地形平整，農(nóng)作物茬口以小麥—玉米、小麥—大豆為主，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)基礎(chǔ)條件較好，連片經(jīng)營(yíng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更加明顯。課題組在兩省一共抽取了19個(gè)農(nóng)業(yè)大縣（市、區(qū)），每個(gè)縣（市、區(qū)）隨機(jī)選取了2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取了12戶左右規(guī)模農(nóng)戶作為調(diào)查對(duì)象。調(diào)查通過調(diào)查員與農(nóng)戶一對(duì)一訪談并填寫調(diào)查問卷的形式展開，問卷內(nèi)容包括農(nóng)戶家庭特征、土地流轉(zhuǎn)特征、農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出、風(fēng)險(xiǎn)管控等信息，共回收問卷448份，部分問卷由于缺失本文所涉及的變量而剔除，最終保留有效問卷425份。

（二）變量設(shè)置

1．被解釋變量

本文的被解釋變量為規(guī)模農(nóng)戶的地塊整合程度。地塊整合程度反映了在一定經(jīng)營(yíng)規(guī)模下，農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)地塊的集中連片水平[40]，可以看出，地塊整合程度與土地細(xì)碎化程度是一對(duì)相反的概念，地塊整合程度越高意味著農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)土地的細(xì)碎化程度越低?，F(xiàn)有研究通常用地塊平均規(guī)模、地塊數(shù)量和辛普森指數(shù)來(lái)反映地塊整合程度，由于本文使用數(shù)據(jù)未涉及到每個(gè)地塊的具體規(guī)模，難以構(gòu)建辛普森指數(shù)。因此，本文使用地塊平均規(guī)模表征地塊整合程度，并使用地塊數(shù)量作為替代變量以檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，這種做法在學(xué)界也得到了較廣泛的應(yīng)用[9,10,41]。需要說明的是，由于現(xiàn)實(shí)中大量存在轉(zhuǎn)出戶基于產(chǎn)權(quán)安全考慮或村委會(huì)出于通行方便考慮不允許轉(zhuǎn)入戶推平田埂的現(xiàn)象，本文將隔田埂相連的地塊同樣視為一塊地，在問卷調(diào)查中也就該定義與被訪談農(nóng)戶進(jìn)行了詳細(xì)說明。從調(diào)查結(jié)果來(lái)看，樣本農(nóng)戶平均地塊規(guī)模為77.92畝，標(biāo)準(zhǔn)差為232.50，意味著農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)一定程度上實(shí)現(xiàn)了細(xì)碎地塊的整合歸并，但內(nèi)部差異極大。進(jìn)一步分析原始數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，地塊平均規(guī)模不超過10畝的有162戶，占樣本總數(shù)的38.12%；地塊平均規(guī)模介于10～30畝的有106戶，占樣本總數(shù)的24.94%；地塊平均規(guī)模介于30～50畝的有35戶，占樣本總數(shù)的8.24%；地塊平均規(guī)模大于50畝的有122戶，占樣本總數(shù)的28.71%。

2．關(guān)鍵解釋變量

本文的關(guān)鍵解釋變量為組織介入流轉(zhuǎn)，使用一組二元變量進(jìn)行測(cè)度，若組織介入流轉(zhuǎn)則記為1，未介入則記為0。統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，調(diào)查樣本中有108個(gè)規(guī)模農(nóng)戶在組織介入下流轉(zhuǎn)土地，占樣本總數(shù)的25.41%，還有74.59%的農(nóng)戶通過自行協(xié)商和談判的方式流轉(zhuǎn)土地，意味著調(diào)查地區(qū)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的組織化程度仍相對(duì)較低。

3．控制變量

根據(jù)已有研究，本文從規(guī)模農(nóng)戶家庭承包地規(guī)模、土地流轉(zhuǎn)規(guī)模、戶主年齡、戶主受教育程度、戶主風(fēng)險(xiǎn)偏好、農(nóng)戶社會(huì)資本、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件、村莊區(qū)位條件、縣級(jí)虛擬變量等方面引入一組控制變量。值得一提的是，我國(guó)農(nóng)村長(zhǎng)期形成的差序社會(huì)格局由內(nèi)而外分別適用于情感關(guān)系、混合關(guān)系及工具關(guān)系，而這些關(guān)系主要依靠禮尚往來(lái)進(jìn)行維系，借鑒已有文獻(xiàn)，本文使用家庭禮金支出作為規(guī)模農(nóng)戶社會(huì)資本的代理變量[42]。上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息如表1所示。

表1 變量賦值說明與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型設(shè)定

1．OLS回歸模型

由于被解釋變量地塊整合程度為連續(xù)變量，因此可以采用基于最小二乘法（OLS）估計(jì)的多元線性回歸模型進(jìn)行分析。模型設(shè)定如下：

（1）式中，代表農(nóng)戶，被解釋變量表示地塊整合程度，核心解釋變量表示組織介入土地流轉(zhuǎn)，表示一組控制變量，表示縣級(jí)層面的區(qū)域固定效應(yīng)，表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2．傾向得分匹配法

現(xiàn)實(shí)中，存在一些因素同時(shí)影響組織介入流轉(zhuǎn)與規(guī)模農(nóng)戶的地塊整合效果，由于處理組（組織介入流轉(zhuǎn)下的規(guī)模農(nóng)戶）和控制組（非組織介入流轉(zhuǎn)下的規(guī)模農(nóng)戶）的初始條件不盡相同，使用OLS回歸模型估計(jì)組織介入流轉(zhuǎn)的地塊整合效應(yīng)容易引起“自選擇”偏誤，降低結(jié)論的有效性。為解決潛在的內(nèi)生性問題，本文嘗試使用傾向得分匹配法這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法來(lái)估計(jì)組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的影響。傾向得分匹配法是學(xué)界目前處理“自選擇”偏差問題的常用方法，其基本思想是構(gòu)建“反事實(shí)”框架，借由規(guī)模農(nóng)戶的可觀測(cè)特征為處理組樣本（組織介入流轉(zhuǎn)下的規(guī)模農(nóng)戶）匹配特征相似的控制組樣本（非組織介入流轉(zhuǎn)下的規(guī)模農(nóng)戶），并基于相互匹配的規(guī)模農(nóng)戶樣本計(jì)算組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的平均處理效應(yīng)。

傾向得分匹配法分為計(jì)算傾向得分和估計(jì)處理組平均處理效應(yīng)兩個(gè)步驟。本文使用二元Logit模型估計(jì)規(guī)模農(nóng)戶在給定特征變量條件下被組織介入土地流轉(zhuǎn)的條件概率，即傾向得分：

上式中，為處理變量，也即OLS模型中的關(guān)鍵解釋變量組織介入流轉(zhuǎn)，為1時(shí)表示組織介入流轉(zhuǎn)，為0時(shí)則表示組織未介入流轉(zhuǎn)，為一組可觀測(cè)的特征變量，包括OLS模型中的控制變量和區(qū)域固定效應(yīng)。在對(duì)（2）式進(jìn)行估計(jì)的基礎(chǔ)上，可進(jìn)一步計(jì)算出處理組的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated，ATT）：

上式中，表示組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合程度的平均處理效應(yīng)，1i為處理組樣本的地塊整合程度，0i為處理組樣本在“反事實(shí)”狀態(tài)下的地塊整合程度。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）OLS回歸結(jié)果分析

在進(jìn)行傾向得分匹配前，本文利用多元線性回歸模型考察組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)規(guī)模農(nóng)戶地塊整合的影響效應(yīng)。為避免解釋變量多重共線導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)異常，回歸前采用方差膨脹因子（VIF）法對(duì)多重共線進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示解釋變量平均為1.44，最大為1.78，均小于10的臨界值，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法則可判斷變量間不存在多重共線。為克服可能存在的異方差的影響，使用基于穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤（Robust Standard Error）的OLS模型進(jìn)行回歸。表2報(bào)告了回歸結(jié)果，其中OLS（1）為組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)規(guī)模農(nóng)戶地塊整合程度的回歸方程，OLS（2）和OLS（3）分別進(jìn)一步引入了控制變量和區(qū)域固定效應(yīng)。上述模型的檢驗(yàn)分別在5%、1%和1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明回歸模型總體顯著。

觀察OLS（1）～（3）可以看出，隨著變量的逐步引入，組織介入流轉(zhuǎn)的系數(shù)始終為正，并且保持在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，以結(jié)果更為穩(wěn)健的OLS（3）為例，組織介入流轉(zhuǎn)使得規(guī)模農(nóng)戶的地塊平均規(guī)模擴(kuò)大48.27畝。以上實(shí)證結(jié)果表明，組織介入流轉(zhuǎn)具備資源配置涵義，組織介入流轉(zhuǎn)有利于規(guī)模農(nóng)戶將細(xì)碎地塊整合歸并成規(guī)模更大的地塊，本文研究假說H1得到驗(yàn)證。從主要控制變量的回歸結(jié)果看，土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，意味著規(guī)模農(nóng)戶轉(zhuǎn)入的土地規(guī)模越大，地塊整合的程度越高。戶主年齡的系數(shù)為負(fù)，在10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說明農(nóng)戶年齡越大，實(shí)現(xiàn)地塊整合流轉(zhuǎn)的能力越低，可能的原因在于年齡下降導(dǎo)致農(nóng)戶的人力資本和勞動(dòng)供應(yīng)能力下降，難以應(yīng)付土地流轉(zhuǎn)中高昂的交易成本，導(dǎo)致地塊分散轉(zhuǎn)入。農(nóng)田灌溉條件的系數(shù)為正，在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，可能的原因在于，完善農(nóng)田灌溉設(shè)施是我國(guó)高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)項(xiàng)目的重要目標(biāo)內(nèi)容，實(shí)踐中，高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)政策通過“小田并大田”“化零為整”等土地合并整理措施有效提高了地塊規(guī)模[43]，因此在農(nóng)田灌溉條件好的村莊，土地細(xì)碎化程度也較低，流轉(zhuǎn)土地也越容易實(shí)現(xiàn)地塊整合。村莊區(qū)位的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為負(fù)，表明區(qū)位條件越好的村莊，土地流轉(zhuǎn)整合地塊的效果越好，這可能與村級(jí)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育差異有關(guān)，研究發(fā)現(xiàn)，村莊區(qū)位條件越好，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)越多，村級(jí)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育程度也越高[44]。

表2 OLS模型回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**、*分別表示結(jié)果在1%、5%和10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)；下表同。

（二）傾向得分匹配結(jié)果分析

由于OLS回歸模型忽略了“自選擇”引起的內(nèi)生性問題，估計(jì)結(jié)果可能存在偏誤，因此本文進(jìn)一步采用PSM法估計(jì)組織介入對(duì)規(guī)模農(nóng)戶地塊平均規(guī)模的平均處理效應(yīng)。眾所周知，PSM法的估計(jì)結(jié)果依賴于匹配方法的設(shè)定，如果通過不同匹配方法得出結(jié)論相近，則可以認(rèn)為估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。本文采用鄰近匹配（=4）、卡尺匹配（=0.02）、卡尺內(nèi)鄰近匹配（=4、=0.02）和核匹配方法進(jìn)行平均處理效應(yīng)估計(jì)。

為了確保匹配結(jié)果的有效可靠，在匹配前需要進(jìn)行共同支撐域檢驗(yàn)和平衡性檢驗(yàn)。共同支撐域檢驗(yàn)結(jié)果顯示絕大部分樣本均在共同取值范圍內(nèi)，處理組與對(duì)照組在損失了13個(gè)樣本后仍保留有412個(gè)樣本，表明匹配效果良好。表3進(jìn)一步報(bào)告了不同匹配方法下的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在樣本匹配后，Pseudo2由0.132下降到0.007～0.090，LR chi2由63.45下降到1.88～24.04，標(biāo)準(zhǔn)化偏差從13.1下降到2.7～11.0，以上分析表明樣本滿足傾向得分匹配的整體平衡條件。

3 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

匹配方法Pseudo R2LR chi2P>chi2標(biāo)準(zhǔn)化偏差 匹配前0.13263.450.00013.1 k鄰近匹配0.0246.571.0004.9 卡尺匹配0.09024.040.51711.0 卡尺內(nèi)k鄰近匹配0.0256.821.0004.9 核匹配0.0071.881.0002.7

對(duì)不同匹配方法下的平均處理效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示。

表4 平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

可以看出，不同匹配方法估計(jì)的平均處理效應(yīng)均為正數(shù)，鄰近匹配、卡尺內(nèi)鄰近匹配、核匹配的估計(jì)結(jié)果在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，卡尺匹配估計(jì)結(jié)果在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，并且使用不同匹配方法估計(jì)的平均處理效應(yīng)較為接近，表明估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。估計(jì)結(jié)果顯示，組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)規(guī)模農(nóng)戶整合地塊具有顯著的正向影響，在控制其他條件不變的情況下，組織介入流轉(zhuǎn)使得規(guī)模農(nóng)戶的地塊平均規(guī)模擴(kuò)大36.01畝，擴(kuò)大幅度為72.60%，本文的研究假說H1再次得以驗(yàn)證。組織介入流轉(zhuǎn)反映了一系列在村莊層面協(xié)調(diào)土地流轉(zhuǎn)交易的組織性框架，可以幫助農(nóng)戶克服土地流轉(zhuǎn)過程存在的多環(huán)節(jié)交易成本，促進(jìn)土地集中連片流轉(zhuǎn)，實(shí)現(xiàn)細(xì)碎地塊的整合歸并。另外，對(duì)照OLS模型回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，忽略“自選擇”偏誤會(huì)高估組織介入流轉(zhuǎn)的地塊整合效應(yīng)，即存在一些可觀測(cè)的因素同時(shí)影響組織介入流轉(zhuǎn)和規(guī)模農(nóng)戶的地塊整合效果。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

傾向得分匹配法的優(yōu)點(diǎn)在于可以在一定程度上克服由“自選擇”引起的內(nèi)生性問題，但對(duì)于由測(cè)量誤差引起的內(nèi)生性問題卻沒有辦法很好地解決。在本文中，使用地塊平均規(guī)模來(lái)測(cè)度地塊整合程度可能存在的測(cè)量誤差問題。為保證實(shí)證結(jié)果可靠，借鑒已有研究，使用地塊數(shù)量作為地塊整合程度的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在經(jīng)營(yíng)規(guī)模一定時(shí)，規(guī)模農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)的地塊數(shù)量越少，說明地塊整合程度相應(yīng)越高。

表5報(bào)告了組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)規(guī)模農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)地塊數(shù)量的平均處理效應(yīng)?？梢钥闯觯ǔ咂ヅ?、卡尺內(nèi)鄰近匹配、核匹配的估計(jì)結(jié)果均在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，鄰近匹配估計(jì)結(jié)果在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。不論使用何種匹配方法，組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊數(shù)量的平均處理效應(yīng)始終保持為負(fù)，且估計(jì)結(jié)果相對(duì)接近，意味著組織介入流轉(zhuǎn)有助于規(guī)模農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)地塊整合。平均而言，組織介入流轉(zhuǎn)使規(guī)模農(nóng)戶的地塊數(shù)量降低29.64塊，降低幅度為59.59%。以上實(shí)證結(jié)果表明本文基本結(jié)論具備穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：替換被解釋變量

（四）異質(zhì)性分析

如前文分析，組織介入只有在匹配交易成本高的流轉(zhuǎn)交易中才能發(fā)揮其地塊整合作用。一方面，社會(huì)資本在農(nóng)戶信息獲取、交易和資源配置中發(fā)揮著重要作用，與組織介入流轉(zhuǎn)的功能構(gòu)成替代關(guān)系；另一方面，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的規(guī)模決定了整合歸并細(xì)碎地塊的難易程度，在不同流轉(zhuǎn)規(guī)模的情景下，組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的效果也不同。鑒于此，本文進(jìn)一步從農(nóng)戶社會(huì)資本和流轉(zhuǎn)規(guī)模差異角度分樣本探究平均處理效應(yīng)的異質(zhì)性。

1．基于社會(huì)資本差異的視角

根據(jù)家庭禮金支出金額是否大于樣本均值，本文將樣本農(nóng)戶分為社會(huì)資本匱乏和社會(huì)資本豐富兩個(gè)子樣本，子樣本估計(jì)結(jié)果如表6所示。觀察估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在多種匹配方法下，組織介入流轉(zhuǎn)在社會(huì)資本匱乏農(nóng)戶中的地塊整合效應(yīng)始終顯著為正，而在社會(huì)資本豐富農(nóng)戶中的地塊整合效應(yīng)未通過顯著性檢驗(yàn)。在其他條件保持不變的情形下，對(duì)社會(huì)資本匱乏的規(guī)模農(nóng)戶而言，組織介入流轉(zhuǎn)使得地塊平均規(guī)模擴(kuò)大38.66畝，擴(kuò)大幅度為96.36%；對(duì)社會(huì)資本豐富的規(guī)模農(nóng)戶而言，組織介入使得地塊平均規(guī)模擴(kuò)大19.51畝，擴(kuò)大幅度為25.68%。由此可見，組織介入流轉(zhuǎn)有助于社會(huì)資本匱乏的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)地塊整合，本文的研究假說H2得到驗(yàn)證。背后的原因在于，在農(nóng)村熟人社會(huì)中，農(nóng)戶的社會(huì)資本與組織介入流轉(zhuǎn)的服務(wù)功能構(gòu)成替代關(guān)系，憑借社會(huì)資本積累而形成的“關(guān)系網(wǎng)”“潤(rùn)滑劑”和信任機(jī)制，農(nóng)戶在組織未介入流轉(zhuǎn)時(shí)依然可以克服交易中存在的多環(huán)節(jié)交易成本，實(shí)現(xiàn)分散地塊的整合歸并。

表6 異質(zhì)性分析：基于社會(huì)資本差異

2．基于流轉(zhuǎn)規(guī)模差異的視角

借鑒已有研究[45]，本文將總樣本分為小規(guī)模流轉(zhuǎn)（＜100畝）、適度規(guī)模流轉(zhuǎn)（100～300畝）、大規(guī)模流轉(zhuǎn)（≥300畝）三個(gè)子樣本分別進(jìn)行傾向得分匹配，估計(jì)結(jié)果如表7所示?？梢钥闯?，平均處理效應(yīng)在不同規(guī)模組中存在異質(zhì)性，組織介入流轉(zhuǎn)的地塊整合效應(yīng)在小規(guī)模流轉(zhuǎn)組和大規(guī)模流轉(zhuǎn)組中未通過顯著性檢驗(yàn)，而在適度規(guī)模流轉(zhuǎn)組中顯著為正。對(duì)多種匹配方法的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行處理可以發(fā)現(xiàn)，在其他條件保持不變的情形下，在小規(guī)模流轉(zhuǎn)中，組織介入流轉(zhuǎn)使得規(guī)模農(nóng)戶的地塊平均規(guī)模擴(kuò)大2.77畝，擴(kuò)大幅度為30.74%；在適度規(guī)模流轉(zhuǎn)中，組織介入流轉(zhuǎn)使得規(guī)模農(nóng)戶的地塊平均規(guī)模擴(kuò)大41.29畝，擴(kuò)大幅度為160.36%；在大規(guī)模流轉(zhuǎn)中，組織介入流轉(zhuǎn)使得規(guī)模農(nóng)戶的地塊平均規(guī)模擴(kuò)大21.23畝，擴(kuò)大幅度為16.71%。以上證據(jù)意味本文的假說H3得到驗(yàn)證，即組織介入流轉(zhuǎn)有助于流轉(zhuǎn)規(guī)模適度的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)地塊整合。背后的原因在于，當(dāng)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)規(guī)模較小時(shí)，理性的農(nóng)戶會(huì)優(yōu)先選擇轉(zhuǎn)入與自有承包地相鄰的地塊，由于對(duì)轉(zhuǎn)出戶的信息掌握相對(duì)充分且彼此熟悉，依靠自行交易也有較大可能完成流轉(zhuǎn)交易。在規(guī)模適中的土地流轉(zhuǎn)中，農(nóng)戶不得不在土地初始稟賦的約束下應(yīng)對(duì)轉(zhuǎn)出地塊隨機(jī)分布的整合難題，需要花費(fèi)大量精力發(fā)現(xiàn)篩選合適地塊并達(dá)成流轉(zhuǎn)交易，更加需要組織介入流轉(zhuǎn)的相應(yīng)服務(wù)功能。當(dāng)流轉(zhuǎn)規(guī)模達(dá)到一定閾值后，大量地塊的轉(zhuǎn)入使得農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)策略可以突破土地初始稟賦的限制，并且強(qiáng)化對(duì)轉(zhuǎn)出戶的篩選權(quán)利，即便沒有組織介入流轉(zhuǎn)也能以較低交易成本實(shí)現(xiàn)地塊整合。

表7 異質(zhì)性分析：基于流轉(zhuǎn)規(guī)模差異

五、結(jié)論與啟示

本文從理論上分析了組織介入流轉(zhuǎn)對(duì)地塊整合的影響機(jī)理，并基于安徽、山東兩省糧食主產(chǎn)區(qū)425個(gè)規(guī)模農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，使用OLS回歸和傾向得分匹配法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：1）組織介入流轉(zhuǎn)存在資源配置涵義，組織介入土地流轉(zhuǎn)有助于細(xì)碎分散地塊整合歸并成大地塊，具體而言，組織介入流轉(zhuǎn)使得規(guī)模農(nóng)戶的地塊平均規(guī)模擴(kuò)大36.01畝，擴(kuò)大幅度為72.60%，在替換被解釋變量后該結(jié)論仍保持穩(wěn)?。?）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在考慮規(guī)模農(nóng)戶社會(huì)資本和流轉(zhuǎn)規(guī)模差異的情境下，組織介入對(duì)地塊整合的凈效應(yīng)存在不同，組織介入流轉(zhuǎn)只有在匹配社會(huì)資本匱乏和流轉(zhuǎn)規(guī)模適度的農(nóng)戶時(shí)，才能發(fā)揮其應(yīng)有的地塊整合效應(yīng)。

本文研究結(jié)論表明，制度安排對(duì)農(nóng)村土地資源重新配置具有重要影響，既要堅(jiān)持以市場(chǎng)化配置農(nóng)村土地資源為主線，防范政府部門過度干預(yù)土地流轉(zhuǎn)行為，也需要激發(fā)村民自治活力和加強(qiáng)流轉(zhuǎn)服務(wù)組織建設(shè)。由此引申出的政策啟示也是明確的，一方面，在當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育尚不成熟的現(xiàn)實(shí)背景下，基層政府和村委會(huì)在土地流轉(zhuǎn)中的作用不可缺失，既要尊重農(nóng)民意愿，取消一切不合理的干預(yù)和收費(fèi)，也要鼓勵(lì)、支持基層政府和村委會(huì)開展規(guī)范化的土地流轉(zhuǎn)中介服務(wù)，幫助流轉(zhuǎn)雙方開展信息交換、流轉(zhuǎn)談判、合同簽訂、履約監(jiān)督，提高土地流轉(zhuǎn)組織化水平。另一方面，在制定相關(guān)引導(dǎo)和扶持政策時(shí)，應(yīng)該建立差異化、有針對(duì)性的土地流轉(zhuǎn)中介服務(wù)體系，引導(dǎo)服務(wù)組織重點(diǎn)圍繞社會(huì)資本匱乏、流轉(zhuǎn)規(guī)模適度的潛在經(jīng)營(yíng)主體，開展土地流轉(zhuǎn)相關(guān)的中介服務(wù)，幫助其實(shí)現(xiàn)地塊整合和集中連片經(jīng)營(yíng)。

① 數(shù)據(jù)來(lái)源：農(nóng)業(yè)農(nóng)村部政策改革司《2019年中國(guó)農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計(jì)年報(bào)》。

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Does organization intervention in land transfer promote land plot consolidation?Based on micro data of large-scale farmers in Anhui and Shandong provinces

SONG Haonan1，JIANG Hui2，ZHANG Shiyun2*，LUAN Jingdong2

(1.College of Economics and Management, West Anhui University, Lu’an 237012, China; 2.College of Economics and Management, Anhui Agricultural University, Hefei 230036, China)

Based on theoretical analysis and by using the micro data of 425 large-scale farmers in the major grain-producing regions of Anhui and Shandong provinces, the land plot consolidation effect of organization intervention in land transfer has been empirically studied by adopting OLS regression model and propensity score matching method. The research shows that organization intervention in land transfer has a significant effect on land plot consolidation. In the counterfactual framework, the average land plot size of large-scale farmers increases by 36.01 mu (with an increase rate of 72.60%) due to organization intervention. However, there is also some heterogeneity in the land plot consolidation effect of organization intervention in land transfer, which can only be applied when it is matched to farmers with lack of social capital and moderate scale of transfer. Therefore, the influence of system arrangement on the reconfiguration of rural land resources should be fully understood. It is necessary not only to adhere to the main line of market-oriented allocation of rural land resources and prevent excessive government intervention, but also to stimulate the vitality of villagers’ autonomy, strengthen the service organization construction and establish a standardized and targeted land transfer service system.

organization intervention; land transfer; land plot consolidation; large-scale farmers

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2022.03.005

F301.1

A

1009–2013(2022)03–0041–10

2022－05－25

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71873004）；中國(guó)工程院戰(zhàn)略研究與咨詢項(xiàng)目（2021-7）；安徽省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃重點(diǎn)項(xiàng)目（AHSKZ2017D08）

宋浩楠（1993—），男，安徽合肥人，博士，講師，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。*為通信作者。

責(zé)任編輯：李東輝