土地托管、規(guī)模經(jīng)營(yíng)與生產(chǎn)技術(shù)效率
——來(lái)自山東省小麥種植戶的證據(jù)

李 琪

（曲阜師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 日照 276800）

糧食安全乃“國(guó)之大者”，實(shí)現(xiàn)糧食產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是中共二十大報(bào)告中新時(shí)期經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展理論在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的實(shí)踐與延續(xù)。鑒于當(dāng)前我國(guó)水土資源環(huán)境約束依然趨緊，提高生產(chǎn)技術(shù)效率、優(yōu)化生產(chǎn)要素配置仍是糧食產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求[1-3]。然而，當(dāng)前家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的分配政策必然導(dǎo)致農(nóng)地細(xì)碎化，嚴(yán)重影響了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提升。實(shí)踐證明，依托社會(huì)化服務(wù)主體開展的“服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)”是解決土地細(xì)碎化的有效路徑。相比于“土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)”需要流轉(zhuǎn)土地[4]，服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)賦予了小農(nóng)戶更多經(jīng)營(yíng)自主權(quán)[5]，誘導(dǎo)小農(nóng)戶卷入農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工，從而改善生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)[6-7]。事實(shí)上，古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，分工是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，依托農(nóng)業(yè)分工深化形成的社會(huì)化服務(wù)符合小農(nóng)化、碎片化的國(guó)情和農(nóng)情[8]，被視為實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的“第二條道路”[9]。由此，開展社會(huì)化服務(wù)成為提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的新起點(diǎn)。

以社會(huì)化服務(wù)為載體的服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，適應(yīng)了我國(guó)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的現(xiàn)實(shí)需要[10]，是小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接的必然要求[11]。其中，土地托管作為一種優(yōu)勢(shì)服務(wù)模式在各地普遍興起并呈加速發(fā)展的態(tài)勢(shì)[12]。與一般社會(huì)化服務(wù)相比，土地托管模式具有保留農(nóng)戶土地承包權(quán)，服務(wù)形式靈活等優(yōu)勢(shì)[13]，逐漸成為社會(huì)化服務(wù)的主推服務(wù)方式。2017 年，原農(nóng)業(yè)部、國(guó)家發(fā)展改革委、財(cái)政部聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于加快發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，第一次將土地托管視為一項(xiàng)獨(dú)立的公共政策。同年，原農(nóng)業(yè)部辦公廳印發(fā)《關(guān)于大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的指導(dǎo)意見(jiàn)》，土地托管在頂層設(shè)計(jì)層面不斷明晰化。截至2020年底，我國(guó)土地托管服務(wù)面積超過(guò)1.06 億hm2，服務(wù)小農(nóng)戶超過(guò)7 000萬(wàn)戶。

已有理論分析表明，土地托管主要通過(guò)規(guī)?；?yīng)與專業(yè)化效應(yīng)兩層邏輯[14]來(lái)提升技術(shù)效率：規(guī)模化表現(xiàn)在區(qū)域內(nèi)臨近的農(nóng)戶對(duì)同一環(huán)節(jié)的托管服務(wù)產(chǎn)生需求，形成一定的市場(chǎng)容量，打破耕地間互相分割，創(chuàng)造出規(guī)模效應(yīng)[15]；專業(yè)化則在形成橫向分工規(guī)?；A(chǔ)上實(shí)現(xiàn)縱向分工的深化[16]，延長(zhǎng)迂回產(chǎn)業(yè)鏈條，從而優(yōu)化資源要素投入結(jié)構(gòu)和質(zhì)量[17]。由此可見(jiàn)，形成規(guī)模經(jīng)營(yíng)是土地托管提升技術(shù)效率的重要前提，從規(guī)模經(jīng)營(yíng)視角切入探究土地托管對(duì)技術(shù)效率的影響，能夠有效揭示托管作用于生產(chǎn)的深層機(jī)理與動(dòng)態(tài)效應(yīng)。盡管實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與托管服務(wù)能夠提升技術(shù)效率[18-19]，然而卻普遍忽略了規(guī)模經(jīng)營(yíng)這一重要的影響維度，從而未能揭示托管服務(wù)在服務(wù)規(guī)模變動(dòng)下對(duì)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率之間是否存在非線性關(guān)系，服務(wù)規(guī)模是否越大越好，是否存在最優(yōu)技術(shù)效率的適度服務(wù)規(guī)模等還有待考證。同時(shí)，現(xiàn)有研究中托管服務(wù)規(guī)模與土地規(guī)模作用于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的討論普遍是割裂的，然而我國(guó)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)與服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)本質(zhì)上是難以分離的關(guān)系[20]，兩種模式之間具有共生性[21]，服務(wù)規(guī)模對(duì)技術(shù)效率的影響勢(shì)必會(huì)受到農(nóng)戶土地規(guī)模的約束，因此探討服務(wù)規(guī)模與土地規(guī)模之間對(duì)技術(shù)效率產(chǎn)生的疊加效應(yīng)更加契合現(xiàn)實(shí)。此外，已有研究并沒(méi)有單獨(dú)針對(duì)田間管理等作業(yè)分散、難于監(jiān)督的托管環(huán)節(jié)展開討論，尚未明確服務(wù)主體道德風(fēng)險(xiǎn)的影響。

綜上，本文以田間管理環(huán)節(jié)托管為例，基于規(guī)模經(jīng)營(yíng)視角識(shí)別土地托管的生產(chǎn)技術(shù)效率提升路徑，并利用山東省1 233 戶小麥種植戶數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證，為更好地發(fā)揮出土地托管在推進(jìn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)中的作用，完善農(nóng)業(yè)托管體系，保障糧食安全提供有益思路。

1 理論分析

結(jié)合農(nóng)業(yè)部發(fā)文與前人研究，本文所指的土地托管定義為：在不改變土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的條件下，農(nóng)戶等經(jīng)營(yíng)主體將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的耕、種、防、收等全部或部分作業(yè)環(huán)節(jié)委托給社會(huì)化服務(wù)組織完成的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式[22-24]，其中將施肥、施藥作業(yè)委托給社會(huì)化服務(wù)組織完成的稱之為田間管理環(huán)節(jié)托管?！胺?wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)”與“土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)”均是實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的有效方式，土地托管作為“社會(huì)化服務(wù)”與農(nóng)戶自身投入的“自服務(wù)”交織融合[25]，可同時(shí)作用于“服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)”與“土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)”兩條技術(shù)效率影響路徑，由此構(gòu)建土地托管、規(guī)模經(jīng)營(yíng)與生產(chǎn)技術(shù)效率之間的理論分析框架（圖1）。

圖1 理論分析框架圖Fig.1 Theoretical framework

1.1 土地托管、服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率

古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為分工和專業(yè)化發(fā)展是改進(jìn)生產(chǎn)效率的關(guān)鍵。土地托管作為迂回生產(chǎn)的創(chuàng)新形式，具有典型的縱向分工性質(zhì)[26]，克服了機(jī)械等投入要素的不可分性，本質(zhì)上充當(dāng)了人力資本和知識(shí)資本的傳送器。田間管理環(huán)節(jié)托管將統(tǒng)防統(tǒng)治、測(cè)土配方技術(shù)等現(xiàn)代要素聯(lián)合起來(lái)，并通過(guò)連片作業(yè)規(guī)模形成足量的市場(chǎng)容量，降低了綠色高效機(jī)械轉(zhuǎn)場(chǎng)使用成本，以達(dá)到改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的目的[27]，因此形成服務(wù)規(guī)模是保障田間管理托管質(zhì)量的重要前提，也是提升技術(shù)效率的充分條件。

服務(wù)規(guī)模的形成也衍生出了適度服務(wù)規(guī)模的問(wèn)題。規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論刻畫了隨著規(guī)模的擴(kuò)大生產(chǎn)要素邊際效用逐漸達(dá)到最高，擴(kuò)大到一定規(guī)模后，生產(chǎn)要素的投入量之比將偏離最佳組合比，開始呈現(xiàn)邊際遞減趨勢(shì)，表現(xiàn)在：（1）托管主體中介協(xié)調(diào)功能不足，托管組織與農(nóng)戶之間的交易成本也隨之上升；（2）田間管理類環(huán)節(jié)作業(yè)時(shí)間分散、標(biāo)準(zhǔn)化程度低，道德風(fēng)險(xiǎn)隨之上升，托管質(zhì)量會(huì)下降；（3）未能保證土地要素與其他生產(chǎn)要素投入的均衡性，導(dǎo)致要素之間的無(wú)效配置。

據(jù)此提出假設(shè)H1：田間管理托管通過(guò)形成服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)直接影響技術(shù)效率：田間管理托管服務(wù)與農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)效率之間存在“倒U型”關(guān)系，形成一定服務(wù)規(guī)模后的托管能夠有效提升農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率，一旦超過(guò)適度經(jīng)營(yíng)規(guī)模，則會(huì)導(dǎo)致技術(shù)效率的下降。

田間管理環(huán)節(jié)托管主要涉及施肥和施藥作業(yè)。作為技術(shù)密集型環(huán)節(jié)，施肥施藥量、施用品種、施用時(shí)機(jī)和施用方法等都直接關(guān)系到化肥農(nóng)藥的使用效率，從而決定作物的產(chǎn)量。在托管作業(yè)過(guò)程中運(yùn)用綠色高效技術(shù)，既是托管組織的作業(yè)優(yōu)勢(shì)，也是決定土地托管績(jī)效的重要因素[28]，既可以通過(guò)精準(zhǔn)化、規(guī)范化、科學(xué)化作業(yè)提高施用效率[29]，也可以替代昂貴的勞動(dòng)要素，節(jié)約投入成本[30]，因此托管作業(yè)疊加綠色高效技術(shù)，能夠更好地提升技術(shù)效率。

據(jù)此提出假設(shè)H2 ：在田間管理托管中運(yùn)用綠色高效技術(shù)要素能夠起到調(diào)節(jié)效用，有效提升技術(shù)效率整體水平。

1.2 土地托管、土地規(guī)模與技術(shù)效率

土地托管至少在兩個(gè)層面同農(nóng)戶土地規(guī)模密切相關(guān)：首先，托管服務(wù)規(guī)模對(duì)技術(shù)效率的直接影響在不同土地規(guī)模農(nóng)戶中具有異質(zhì)性。假如農(nóng)戶土地或地塊的規(guī)模過(guò)小，機(jī)械施肥施藥服務(wù)會(huì)提高場(chǎng)地轉(zhuǎn)換成本，增加機(jī)械對(duì)勞動(dòng)的替代難度，從而降低作業(yè)質(zhì)量。當(dāng)農(nóng)戶本身土地規(guī)模較大時(shí)，具有較強(qiáng)的生產(chǎn)能力與配套資源，能夠有效配合托管機(jī)械和技術(shù)效果，共同提升技術(shù)效率。

據(jù)此提出假設(shè)H3：服務(wù)規(guī)模在不同土地規(guī)模農(nóng)戶中的技術(shù)效率直接提升效用存在差異。

其次，土地托管通過(guò)改變農(nóng)戶的土地規(guī)模間接對(duì)技術(shù)效率產(chǎn)生影響[31-32]。隨著勞動(dòng)力成本的上升，田間管理服務(wù)提供的農(nóng)機(jī)作業(yè)、統(tǒng)防統(tǒng)治等既在一定程度上緩解了農(nóng)戶資源稟賦質(zhì)量和數(shù)量約束，又改變了原有土地規(guī)模下的要素最優(yōu)組合，將農(nóng)戶節(jié)省下來(lái)的人力、物力用于其他生產(chǎn)環(huán)節(jié)，從而提高了轉(zhuǎn)入土地的概率[25]。

據(jù)此提出假設(shè)H4：托管服務(wù)還會(huì)通過(guò)擴(kuò)大農(nóng)戶土地規(guī)模提升技術(shù)效率。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 研究方法

2.1.1 技術(shù)效率模型

隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型[33-34]基本形式為：

式（1）中：i為農(nóng)戶個(gè)體；Yi代表第i個(gè)農(nóng)戶的產(chǎn)出；f（lnXi）為前沿生產(chǎn)函數(shù)；Xi為第i個(gè)農(nóng)戶的一組生產(chǎn)要素投入；vi為傳統(tǒng)對(duì)稱的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；ui為技術(shù)非效率損失。第i個(gè)農(nóng)戶的技術(shù)效率值Ti∈［0，1］，可表示為：

在隨機(jī)前沿模型變量較多的情況下，C-D型生產(chǎn)函數(shù)要優(yōu)于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)[35]。同時(shí)估計(jì)技術(shù)效率模型和技術(shù)效率損失模型的“一步法”[36]無(wú)法解決托管變量的內(nèi)生性問(wèn)題，因此此處只計(jì)算技術(shù)效率不加入外生變量。小麥生產(chǎn)要素包括種子、化肥、農(nóng)藥、機(jī)械和勞動(dòng)力（包括雇工和自家工）。技術(shù)效率模型表示如下：

式（3）中：β和ρ為待估系數(shù)；Seedi、Feri、Pesi、Mechi和Labi分別為種子、化肥、農(nóng)藥、機(jī)械和勞動(dòng)力投入要素；Mech'i為機(jī)械投入虛擬變量；Nij為第j個(gè)地區(qū)的地區(qū)虛擬變量。

2.1.2 得分傾向匹配模型

由于農(nóng)戶是否參與田間管理托管并非是隨機(jī)的，存在個(gè)人決策造成的“自選擇”和雙向因果關(guān)系的“內(nèi)生性”問(wèn)題，因此利用得分傾向匹配法構(gòu)建反事實(shí)假設(shè)進(jìn)行分析。按照各特性“距離”相近的原則匹配處理組與控制組中的個(gè)體，使得匹配后的農(nóng)戶除是否接受托管外并無(wú)顯著差異。農(nóng)戶的傾向得分（即條件概率擬合值）可表達(dá)為：

式（4）中：p為要估計(jì)的傾向性得分，即農(nóng)戶參與托管的概率；pr（·）為概率累積密度函數(shù)；Li為協(xié)變量，參考已有研究[37-39]選擇；?為待估參數(shù)；D= 1 表示參與托管，D= 0表示未參與托管。

基于傾向性得分計(jì)算的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated, ATT）可表示為：

式（5）中：T1i為參與田間管理托管農(nóng)戶的技術(shù)效率；T0i為未參與農(nóng)戶的技術(shù)效率。具有相同或相近傾向得分的未參與托管農(nóng)戶構(gòu)成了反事實(shí)組別。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性分析

樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于2021—2022年山東省土地生產(chǎn)托管情況實(shí)地調(diào)查。山東省作為生產(chǎn)托管的發(fā)源地，以土地托管模式為抓手持續(xù)推動(dòng)農(nóng)業(yè)提質(zhì)增效，為開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)機(jī)制研究提供了經(jīng)驗(yàn)支持。根據(jù)第一批山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)規(guī)范化建設(shè)試點(diǎn)縣名單，分別選擇西北部德州市慶云縣、西南部濟(jì)寧市嘉祥縣、東北部煙臺(tái)市招遠(yuǎn)市和東南部青島市萊西市4個(gè)市縣（區(qū)）作為樣本地區(qū)。調(diào)查利用分層抽樣法選取樣本，根據(jù)小麥種植面積，將樣本縣（區(qū)）中所有鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）分為高、中、低3個(gè)組別，并從每組中隨機(jī)抽取 1個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），在每個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機(jī)抽取3～4個(gè)行政村，合計(jì)選取了39個(gè)村，在每個(gè)樣本村隨機(jī)抽取20～35戶開展入戶調(diào)查。以農(nóng)民口述，調(diào)查員填寫的形式填寫問(wèn)卷，共回收問(wèn)卷1 430份，其中有效問(wèn)卷1 233份。

核心解釋變量為農(nóng)戶是否購(gòu)買田間管理（配方施肥、統(tǒng)防統(tǒng)治等）環(huán)節(jié)服務(wù)。田間管理主要包括施肥施藥兩個(gè)環(huán)節(jié)，施用時(shí)間、用量和方式等都會(huì)對(duì)小麥產(chǎn)量和質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，加之田間管理環(huán)節(jié)作業(yè)時(shí)間分散，標(biāo)準(zhǔn)化程度低，不易監(jiān)督等特征，有助于識(shí)別出服務(wù)主體道德風(fēng)險(xiǎn)的影響。樣本農(nóng)戶中參與田間管理環(huán)節(jié)托管的農(nóng)戶604 戶，占49%，平均托管服務(wù)規(guī)模①托管服務(wù)規(guī)模是指為該農(nóng)戶服務(wù)的托管主體包含該農(nóng)戶土地在內(nèi)的連片服務(wù)面積。為6.17 hm2，無(wú)人機(jī)技術(shù)采納率為28%②托管服務(wù)規(guī)模及托管服務(wù)投入的數(shù)據(jù)主要通過(guò)對(duì)托管服務(wù)主體和政府農(nóng)技人員的調(diào)研獲取。。樣本農(nóng)戶普遍呈現(xiàn)出老齡化、低文化、厭惡風(fēng)險(xiǎn)與兼業(yè)化特征，土地呈現(xiàn)出規(guī)模小和細(xì)碎化特征（表1）。

表1 樣本農(nóng)戶基本特征Tab.1 Basic characteristics of sample farmers

被解釋變量為小麥種植戶的生產(chǎn)技術(shù)效率，通過(guò)隨機(jī)前沿模型測(cè)算。小麥生產(chǎn)要素包括種子、化肥、農(nóng)藥、機(jī)械和勞動(dòng)力（包括雇工和自家工）③由于測(cè)算的是單位面積的小麥生產(chǎn)技術(shù)效率，因此沒(méi)有放入土地投入要素。。樣本農(nóng)戶小麥平均產(chǎn)出6 825.15 kg/hm2，種子投入241.65 kg/hm2，化肥投入1 049.70 kg/hm2，農(nóng)藥投入740.40元/hm2，機(jī)械投入2 241.45元/hm2，勞動(dòng)力投入68.10（人·d）/hm2（表2）。

表2 小麥生產(chǎn)要素投入的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.2 Descriptive statistics of variables for wheat production

3 結(jié)果與分析

3.1 技術(shù)效率結(jié)果

利用極大似然法對(duì)技術(shù)效率模型進(jìn)行估計(jì)（表3），總體方差σ2和參數(shù)γ均在5% 水平上顯著，采用隨機(jī)前沿模型是合適的。γ值為0.949，94.86%的誤差來(lái)源于技術(shù)非效率且在1%水平上顯著。技術(shù)非效率檢驗(yàn)（H0：γ=δ0-δi= 0）的LR值為143.89，臨界值為16.92，拒絕原假設(shè)，農(nóng)戶生產(chǎn)存在技術(shù)無(wú)效率現(xiàn)象。根據(jù)回歸結(jié)果，化肥、機(jī)械和勞動(dòng)力是提升小麥產(chǎn)量的關(guān)鍵要素。計(jì)算可知，樣本地區(qū)小麥生產(chǎn)平均技術(shù)效率為0.965，與同時(shí)期的測(cè)算結(jié)果基本一致[41]。

表3 C-D生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果Tab.3 Results of C-D production function

3.2 共同支撐域與平衡性檢驗(yàn)

首先進(jìn)行共同支撐域與平衡性檢驗(yàn)考察樣本是否符合平均處理效應(yīng)假設(shè)。以最近鄰匹配法（1對(duì)4）為例，匹配后，1 230 個(gè)觀測(cè)值在共同取值范圍之內(nèi)，僅損失了3個(gè)樣本，滿足共同支撐域條件。最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸匹配4種方法的PseudoR2均接近于0（表4），LR值均未被拒絕，匹配后兩組樣本在各個(gè)特征維度上基本相似，通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)。

表4 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Results of balance test

3.3 田間管理托管的平均處理效應(yīng)

計(jì)算可知（表5），4種匹配方法的估計(jì)結(jié)果相似，除局部線性回歸匹配外，ATT均在5%水平上通過(guò)檢驗(yàn)。以最近鄰匹配方法為例，從反事實(shí)來(lái)看，農(nóng)戶假如參與了田間管理托管，技術(shù)效率會(huì)從0.964 上升到0.968，即參與田間管理托管能夠?qū)⒓夹g(shù)效率提升0.004且在5%水平上顯著。

表5 技術(shù)效率平均處理效應(yīng)Tab.5 Average treatment effects of technical efficiency

3.4 土地托管、服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率

3.4.1 服務(wù)規(guī)模對(duì)技術(shù)效率的影響

根據(jù)許慶等[42]的總結(jié)，各地方政府頒發(fā)的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼改革文件大都以2 hm2的經(jīng)營(yíng)面積作為糧食適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的標(biāo)準(zhǔn)?！兜谌稳珖?guó)農(nóng)業(yè)普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)》中指出規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的定義標(biāo)準(zhǔn)是一年二熟及以上地區(qū)露地種植農(nóng)作物的土地達(dá)到3.33 hm2及以上。結(jié)合樣本地區(qū)實(shí)際情況，分別以2 hm2、3.33 hm2、6.67 hm2和13.33 hm2作為托管服務(wù)規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)。

根據(jù)最近鄰匹配法（1對(duì)4）匹配結(jié)果（表6），未參與托管農(nóng)戶若接受小于2 hm2服務(wù)規(guī)模的托管，則技術(shù)效率會(huì)下降0.007，可見(jiàn)若田間管理托管規(guī)模過(guò)小不能體現(xiàn)出服務(wù)優(yōu)勢(shì)，效率不及農(nóng)戶自身的精耕自作。當(dāng)未參與托管農(nóng)戶接受2～＜3.33 hm2、3.33～＜6.67 hm2或6.67～＜13.33 hm2服務(wù)規(guī)模的托管時(shí)，技術(shù)效率會(huì)顯著上升0.006、0.008和0.009，可見(jiàn)當(dāng)托管形成一定服務(wù)規(guī)模后，服務(wù)規(guī)模越大，技術(shù)效率提升效用就更明顯。但是當(dāng)未參與托管農(nóng)戶參與13.33 hm2及以上服務(wù)規(guī)模的托管時(shí)，技術(shù)效率卻顯著下降0.010，表明托管規(guī)模擴(kuò)大到一定程度時(shí)托管效果反而會(huì)變差。綜上，田間管理環(huán)節(jié)托管服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率之間可能存在“倒U型”的非線性關(guān)系，技術(shù)效率隨著托管服務(wù)規(guī)模呈現(xiàn)出“先上后下”的趨勢(shì)。

表6 不同托管服務(wù)規(guī)模下的技術(shù)效率平均處理效應(yīng)Tab.6 Average treatment effects of technical efficiency with different service scales

為了進(jìn)一步驗(yàn)證這種關(guān)系，將接受不同托管服務(wù)規(guī)模的農(nóng)戶技術(shù)效率進(jìn)行匹配。從結(jié)果來(lái)看，若接受2～＜3.33 hm2服務(wù)規(guī)模托管農(nóng)戶接受小于2 hm2托管，則技術(shù)效率會(huì)顯著降低0.011；若接受3.33～＜6.67 hm2服務(wù)規(guī)模托管農(nóng)戶接受2～＜3.33 hm2服務(wù)規(guī)模托管，則技術(shù)效率會(huì)下降0.002；若接受6.67～＜13.33 hm2服務(wù)規(guī)模托管農(nóng)戶接受3.33～＜6.67 hm2服務(wù)規(guī)模托管，則技術(shù)效率會(huì)上升0.000 3；若接受了13.33 hm2及以上服務(wù)規(guī)模農(nóng)戶接受6.67～＜13.33 hm2托管則技術(shù)效率會(huì)顯著提升0.021。這進(jìn)一步表明，在控制其他因素的條件下，田間管理服務(wù)規(guī)模由小至大會(huì)導(dǎo)致技術(shù)效率呈現(xiàn)出先增加后降低的變化趨勢(shì)，證明托管服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率之間的“倒U型”關(guān)系，驗(yàn)證了假設(shè)H1。

3.4.2 服務(wù)適度規(guī)模測(cè)算

得分傾向匹配模型結(jié)果表明存在效率最優(yōu)的服務(wù)適度規(guī)模。以參與了田間管理托管的604戶農(nóng)戶為樣本，構(gòu)建Tobit計(jì)量模型（1）進(jìn)行測(cè)算，可表示為：

式（6）中：areai為土地托管服務(wù)規(guī)模；areai2為托管服務(wù)規(guī)模的二次項(xiàng)；α為待估參數(shù)；Zi為控制變量向量；ei為殘差項(xiàng)。

結(jié)果表明（表7），模型（1）中土地服務(wù)規(guī)模變量的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.002和-0.000 008，分別在5%和1%水平上顯著，表明田間管理服務(wù)規(guī)模對(duì)農(nóng)戶的技術(shù)效率產(chǎn)生了顯著的“倒U 型”影響。通過(guò)計(jì)算，當(dāng)田間管理托管服務(wù)規(guī)模達(dá)到7.5 hm2時(shí)生產(chǎn)技術(shù)效率值達(dá)到最高。目前田間管理托管服務(wù)規(guī)模的均值6.17 hm2在臨界點(diǎn)的左側(cè)，尚處于邊際遞增階段。土地規(guī)模與技術(shù)效率之間也呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，適度擴(kuò)大種植規(guī)?？梢蕴嵘夹g(shù)效率水平，但并沒(méi)有達(dá)到5%以上的顯著性水平。

表7 托管服務(wù)規(guī)模對(duì)技術(shù)效率影響模型Tab.7 Influencing models of the scales of trusteeship services on technical efficiency

3.4.3 綠色生產(chǎn)要素的調(diào)節(jié)效應(yīng)

田間管理托管在施肥施藥環(huán)節(jié)采納綠色高效技術(shù)，既能解決綠色技術(shù)推廣難題，也能改變傳統(tǒng)田間管理方式，從而調(diào)節(jié)了土地托管與技術(shù)效率之間的關(guān)系。傳統(tǒng)水稻植保以動(dòng)力噴霧機(jī)為主，費(fèi)時(shí)費(fèi)料費(fèi)人工。托管組織采用飛防無(wú)人機(jī)噴灑農(nóng)藥效率是人工式噴灑效率的近100 倍[43]，能夠節(jié)省成本，提高效率和防控效果[44]，逐漸成為了托管組織的首選作業(yè)方式。因此選擇飛防無(wú)人機(jī)技術(shù)代表綠色防控技術(shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。以全體參與托管的農(nóng)戶作為樣本，在模型（1）基礎(chǔ)上加入是否采納飛防無(wú)人機(jī)技術(shù)作為調(diào)節(jié)變量構(gòu)建模型（2），可表示為：

式（7）中：uavi為是否采納無(wú)人機(jī)技術(shù)；ζ為待估參數(shù)；νi為殘差項(xiàng)。

在模型（2）基礎(chǔ)上加入是否采納無(wú)人機(jī)技術(shù)與服務(wù)面積以及服務(wù)面積二次項(xiàng)的交互項(xiàng)構(gòu)建模型（3），可表示為：

式（8）中：δ為待估參數(shù)；ωi為殘差項(xiàng)。

結(jié)果可知，模型（3）相比模型（2）的F值明顯變大，兩項(xiàng)交互項(xiàng)系數(shù)均達(dá)到了5%水平上顯著，表明無(wú)人機(jī)技術(shù)對(duì)托管服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率之間的關(guān)系產(chǎn)生了顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。參考已有研究[45]，調(diào)節(jié)效應(yīng)表現(xiàn)在3 個(gè)方面：（1）無(wú)人機(jī)技術(shù)與服務(wù)規(guī)模二次項(xiàng)交互系數(shù)δ4顯著為正，說(shuō)明無(wú)人機(jī)技術(shù)能夠使托管服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率的“倒U 型”曲線關(guān)系更加平緩，服務(wù)主體利用無(wú)人機(jī)防控能夠降低托管服務(wù)規(guī)模帶來(lái)的技術(shù)效率效果波動(dòng)。（2）δ1δ4-δ2δ3恒大于0，表明運(yùn)用無(wú)人機(jī)技術(shù)能夠使服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率的“倒U 型”曲線關(guān)系的拐點(diǎn)發(fā)生右移。（3）函數(shù)f（area）=δ3area+δ4area2+δ5恒大于0，曲線整體上升，表明運(yùn)用無(wú)人機(jī)技術(shù)能夠有效提升技術(shù)效率水平，驗(yàn)證了假設(shè)H2。

3.5 土地托管、土地規(guī)模與技術(shù)效率

3.5.1 土地規(guī)模在土地托管影響技術(shù)效率中的異質(zhì)性

基于得分傾向匹配考察不同土地規(guī)模農(nóng)戶是否表現(xiàn)出異質(zhì)性。以種植規(guī)模均值1.08 hm2作為標(biāo)準(zhǔn)劃分為大規(guī)模農(nóng)戶和小規(guī)模農(nóng)戶兩類。結(jié)果來(lái)看（表8），當(dāng)托管服務(wù)規(guī)?！?.08 hm2時(shí)，小規(guī)模農(nóng)戶若流入土地成為大規(guī)模農(nóng)戶，則技術(shù)效率會(huì)顯著提升0.034?？梢?jiàn)在托管服務(wù)規(guī)模較小時(shí)，土地規(guī)模的增加能夠在一定程度上彌補(bǔ)服務(wù)經(jīng)濟(jì)的不規(guī)模。當(dāng)托管服務(wù)規(guī)模達(dá)到2～＜3.33 hm2時(shí)和3.33～＜6.67 hm2時(shí)，小規(guī)模農(nóng)戶流入土地能夠分別將技術(shù)效率提升0.007和0.001。當(dāng)托管服務(wù)規(guī)模繼續(xù)擴(kuò)大到6.67～＜13.33 hm2甚至≥13.33 hm2時(shí)，則能將技術(shù)效率顯著提升0.016和0.023?？梢?jiàn)，土地托管服務(wù)規(guī)模提升技術(shù)效率的作用整體偏向大規(guī)模農(nóng)戶，較大的土地規(guī)模能夠更好地發(fā)揮出托管服務(wù)的技術(shù)效率提升效用，驗(yàn)證了假設(shè)H3。

表8 不同土地規(guī)模農(nóng)戶技術(shù)效率平均處理效應(yīng)Tab.8 Average treatment effects of technical efficiency of farmers with different production scales

3.5.2 土地規(guī)模在土地托管影響技術(shù)效率中的中介效應(yīng)

為考察農(nóng)戶土地規(guī)模在田間管理托管與技術(shù)效率之間是否具有中介效應(yīng)，以全體農(nóng)戶作為樣本，以是否參與田間管理托管作為解釋變量，以托管后流入的土地面積作為中介變量構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀ｈb于農(nóng)戶參與托管決策具有內(nèi)生性，因此選擇“本村其他樣本農(nóng)戶參與田間管理托管的平均概率”作為工具變量①農(nóng)村生產(chǎn)決策具有同群效應(yīng)，農(nóng)戶的土地托管行為會(huì)受到本村其他農(nóng)戶的影響，工具變量滿足相關(guān)性，同時(shí)其他農(nóng)戶的土地托管行為對(duì)該農(nóng)戶的技術(shù)效率又不存在直接影響，工具變量滿足外生性。，利用IV-Tobit模型（4）—模型（6）進(jìn)行分析。中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

式（9）—式（11）中：LTi為農(nóng)戶參與田間管理托管決策；Mi為土地流入面積；Wi為控制變量向量；πi為殘差項(xiàng)；η、'η、θ及?均為待估參數(shù)。

結(jié)果表明（表9），系數(shù)η1、θ1、η'1與?1均顯著，表明土地流入存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)值為0.057。模型（4）和模型（6）中的工具變量T值分別為5.46 和5.37，工具變量有效?？梢?jiàn)，田間管理托管能夠通過(guò)讓農(nóng)戶擴(kuò)大土地規(guī)模的方式進(jìn)一步促進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)效率的提升，驗(yàn)證了假設(shè)H4。

表9 不同規(guī)模農(nóng)戶土地規(guī)模的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚑ab.9 Mediating effect model for production scales of farmers with different scales

接著劃分大規(guī)模農(nóng)戶和小規(guī)模農(nóng)戶進(jìn)行異質(zhì)性分析。模型（7）—模型（9）結(jié)果可知，在小規(guī)模農(nóng)戶中，土地流入變量的正向部分中介效應(yīng)依舊顯著，小農(nóng)戶參與田間管理托管能夠促進(jìn)其土地面積的擴(kuò)大并且提升了技術(shù)效率。模型（10）—模型（12）結(jié)果可知，大規(guī)模農(nóng)戶樣本中土地流入變量的中介效應(yīng)卻并不顯著，可能因?yàn)榇笠?guī)模農(nóng)戶參與田間管理托管多是為了向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型而不是受到稟賦不足的約束，因此沒(méi)能促使土地規(guī)模的變化。

4 研究結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

本文以田間管理環(huán)節(jié)為例，探討了土地托管、規(guī)模經(jīng)營(yíng)與生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)系，并利用山東省1 233戶小麥種植數(shù)據(jù)和得分傾向匹配模型、IV-Tobit模型等進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果可知，土地托管促進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)效率通過(guò)形成服務(wù)規(guī)模與影響土地規(guī)模兩條路徑實(shí)現(xiàn)。

首先，土地托管通過(guò)形成適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)直接對(duì)技術(shù)效率產(chǎn)生影響：（1）與農(nóng)戶自主生產(chǎn)相比，當(dāng)托管服務(wù)規(guī)模達(dá)到2～13.33 hm2時(shí)能夠顯著提升農(nóng)戶的技術(shù)效率；（2）托管服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率之間呈現(xiàn)“倒U 型”關(guān)系，達(dá)到技術(shù)效率最優(yōu)的適度服務(wù)規(guī)模面積為7.5 hm2；（3）采納無(wú)人機(jī)等綠色高效技術(shù)能夠顯著調(diào)節(jié)托管服務(wù)規(guī)模與技術(shù)效率之間的關(guān)系，使得“倒U型”曲線平緩，拐點(diǎn)右移，并且整體向上抬升曲線。

其次，土地托管也會(huì)與農(nóng)戶土地規(guī)模相作用間接對(duì)技術(shù)效率產(chǎn)生影響：（1）土地托管通過(guò)適度服務(wù)規(guī)模提升技術(shù)效率的直接效用偏向于土地規(guī)模較大的農(nóng)戶，較大的土地規(guī)模能夠更好地體現(xiàn)出托管服務(wù)的技術(shù)效率提升效用；（2）土地托管能夠通過(guò)土地流入間接地提升技術(shù)效率，土地流入在農(nóng)戶，尤其是較小規(guī)模農(nóng)戶的土地托管與技術(shù)效率之間起到部分正向中介作用，滿足小農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)需求能夠更有效地發(fā)揮出服務(wù)規(guī)模的提升效果。

4.2 政策啟示

本文的政策啟示如下：（1）由于土地托管存在技術(shù)效率最優(yōu)的適度規(guī)模，應(yīng)著力推進(jìn)連片化托管以形成橫向分工效率，發(fā)揮村集體等組織的協(xié)調(diào)功能整合碎片化土地，降低服務(wù)主體與農(nóng)戶之間的交易成本。但是托管主體的服務(wù)范圍也不宜過(guò)大，尤其是一些小型的、本地的服務(wù)主體，應(yīng)避免服務(wù)規(guī)模的盲目擴(kuò)大，保證服務(wù)主體的資源優(yōu)化配置。（2）加強(qiáng)服務(wù)主體田間管理環(huán)節(jié)的托管能力。部分地區(qū)農(nóng)業(yè)土地托管服務(wù)組織規(guī)模偏小，服務(wù)功能不強(qiáng)，與高質(zhì)量農(nóng)業(yè)要求有一定差距，應(yīng)由政府牽頭制定托管規(guī)范，優(yōu)化托管組織，根據(jù)不同區(qū)域、不同產(chǎn)業(yè)的田間管理作業(yè)要求對(duì)托管服務(wù)實(shí)行精準(zhǔn)支持，充分發(fā)揮出田間管理托管提升糧食作業(yè)效率的優(yōu)勢(shì)。（3）農(nóng)戶技術(shù)效率除了受托管服務(wù)規(guī)模影響，也受自身土地規(guī)模影響，土地規(guī)模經(jīng)濟(jì)和服務(wù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)應(yīng)是并行不悖的。因此促進(jìn)服務(wù)規(guī)模的同時(shí)更應(yīng)注重服務(wù)規(guī)模與土地規(guī)模之間的協(xié)調(diào)，在推進(jìn)農(nóng)業(yè)服務(wù)規(guī)?；倪^(guò)程中也要滿足小農(nóng)戶土地流動(dòng)的需求，形成土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)與生產(chǎn)托管供給的良性互動(dòng)。