摘要：当前我国农地流转市场发展的瓶颈并非供给不足，而是缺乏需求。因此，如何创造有效需求是进一步促进农地流转市场发展的关键。本文利用2015年和2017年中国家庭金融调查（CHFS）数据，采用双重差分模型（DID ）考察新型农业经营主体（简称“新型主体”）能否成为农地流转的需求引擎。研究发现，新型主体既能通过自身农地需求直接拉动农户出租土地，又能促进农户投资间接带动农户租入土地。但农户的农地流转决策与务农比较收益有关，非平原地区务农比较收益低，新型主体以直接拉动效应为主，而平原地区务农比较收益高，新型主体以间接带动效应为主。在各类新型主体中，家庭农场和专业大户自身农地需求大而具有显著的直接拉动效应，农民专业合作社的互助联合能带动农户之间的农地流转，而农业企业暂不具有显著的农地流转效应。最后，本文发现新型主体可通过促进农地流转提高农地整体利用率 ，并进一步提高农业产出和农户收入。研究表明，新型主体能成为破解农地流转需求困境，进而提高农业生产率和农户收入的有效抓手。关键词：新型农业经营主体 农地流转 比较收益 双重差分模型一、引言随着工业化和城镇化进程的推进以及服务业的发展，农业人口大规模地转移到非农部门或城市，农地资源亟需有效配置以避免农地闲置甚至撂荒问题。同时，虽然家庭联产承包责任制曾充分调动农民生产积极性，促进农业生产率极大增长（McMillan et al.，1989；Lin，1992），但随着农业生产技术进步和农业劳动力非农转移，传统小农自耕自作的经营模式与农业生产规模化、现代化发展以进一步提高农业生产率之间的矛盾日益突出。而城乡收入差距依旧悬殊又引起有关如何促进农民增收的讨论，党的十八届三中全会提出要“增加农民财产性收入”，通过“赋予农民更多的财产权利”，尤其是“赋予农民对承包地占有、使用、收益、流转及承包经营权抵押、担保权能”，以增加农民土地财产收益。面对这些难题，促进农地流转成为提高农地资源配置效率、实现农业生产规模化经营，进而提高农业生产率并促进农民增收的有效途径（冒佩华、徐骥，2015）。近年来，政府围绕如何促进农地流转制定了一系列政策。2014年11月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》明确提出“鼓励创新土地流转形式”、“鼓励承包农户依法采取转包、出租、互换、转让及入股等方式流转承包地”；2016年，农业农村部印发《农村土地经营权流转交易市场运行规范（试行）》指导各地建立健全土地经营权流转市场。这些措施取得了一定成效，据农业农村部统计数据，截至2020年，我国家庭承包耕地流转面积超5 . 55亿亩①，占全国耕地总面积②超过1 / 4 。但相比于世界其它国家仍处于较低水平（陈飞、翟伟娟，2015），且同时存在大量闲置或撂荒农地（李俊高、李萍，2016）。如何破解农地流转的需求困境？*——以发展新型农业经营主体为例李江一 秦 范* 本文感谢国家自然科学基金青年基金项目（71903140）、教育部人文社会科学青年基金项目（18YJC 790081）、四川大学“从0 到1 ”创新研究项目（2021CXC 12）的资助。秦范为本文通讯作者。如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 84DOI:10.19744/j.cnki.11-1235/f.2022.0025《管理世界》2022年第2 期那么，如何才能有效促进农地流转？现有研究大多从农地流转的供给侧探讨促进农地流转的可行路径（Jin and Deininger ，2009；程令国等，2016），但目前制约我国农地流转的一个重要因素是需求不足。中国家庭金融调查2015年和2017年的数据显示（图1），在农户未出租土地的原因中，自行耕种位居首位，2015年占比82. 82% ，2017年这一比例有所下降，但仍高达76. 17% ，除此之外，无人愿意承包是农民没有转出土地的第二大因素③，2015年，未出租土地的农户中有10. 93% 是因为无人愿意承包，这一比例在2017年上升至14. 96% ，由此可见，农地缺乏需求是制约当前农地流转市场进一步发展的瓶颈，激发农地需求是促进农地流转的重要突破口。近年来，新型农业经营主体（后简称“新型主体”）④在农村的广泛兴起打破了原有农地流转市场的供需均衡，一方面，新型主体通常需要直接租入大量土地以满足其专业化、规模化的生产经营需求（Jayne et al. ，2016；Sipangule ，2017），从而促进农地从小农向新型主体集中；另一方面，新型主体可通过带动小农发展而间接带动小农转入土地，促进农地向种田能手集中。目前新型主体的发展已初具规模⑤，但其对农地流转市场的影响尚未厘清。在此背景下，探究新型主体能否以及如何影响农地流转不仅可为当前我国农地流转市场发展遭遇的瓶颈提供可行方案，而且可为培育和发展新型农业经营主体的政策导向提供理论依据。二、理论分析从理论上讲，供给或需求不足是阻碍农地流转的根本原因。从农地流转的供给面来看，现有文献主要从以下3 个角度探讨影响农地供给的因素。第一，农地产权约束。农地产权界定不清会阻碍农地出租，如我国农村土地承包经营权产权残缺会降低农地流转收益的同时增加交易成本，从而减少农地供给（钱忠好，2002），而一些低收入国家存在大量农地没有法定产权，土地几乎不能用于交易（Chen，2017）。 与此同时，地权安全性和稳定性也与农户转出土地的可能性正相关（Deininger and Jin，2007；Jin and Deininger ，2009；Ma⁃cours et al. ，2010；闫小欢、霍学喜，2013），相反，地权频繁调整或农地流转限制政策会弱化地权稳定性从而抑制农地出租（Holden et al.，2007）。 因此，农地确权颁证能通过明晰产权降低交易成本、强化农地产权保护强度、提高产权安全性和稳定性而促进农户出租土地（Deininger et al.，2011；Holden et al.，2011；程令国等，2016）。 第二，非农就业机会。农村劳动力迁移受阻、非农就业机会不足使得大量农村劳动力不得不低效地配置在农地上，从而导致农地流转供给不足。大量研究表明，非农就业机会增加能提高农户土地转出意愿（Jin and Deininger ，2009；闫小欢、霍学喜，2013）。 虽然非农就业可能导致农户兼业而对农地供给没有显著影响（钱忠好，2008），但兼业农户相比纯农户转出土地的意愿更强（张忠明、钱文荣，2014）。 因此，非农就业机会仍是农户出租土地的主要诱因（陈飞、翟伟娟，2015）。 第三，农户户主、家庭和村庄等其它影响农地出租意愿的特征。如户主的性别、年龄和受教育程度等人力资本特征，女性户主劳动力禀赋相对不足，越可能出租土地（Deininger et al. ，2015）；年龄越小或受教育程度越高，非农就业能力、使用现代生产技术的能力越强，土地出租意愿越强烈（陈飞、翟伟娟，2015）。 又如土地经营规模和农用机械价值等家庭资产特征，村庄经济水平、城市工资水平和就业机会等宏观经济因素，都对农户土地转出决策有重要影响（陈飞、翟伟娟，2015；Deininger et al. ，2015）。除了从供给侧探究影响农地流转的因素外，从需求侧寻找原因也十分重要，因为农地流转的实现有赖于土地需求和供给的匹配（Holden et al. ，2007；Gebru et al.，2019；曹建华等，2007；陈飞、翟图1 农户未出租土地的原因占比数据来源：中国家庭金融调查2015年和2017年数据。- - 85伟娟，2015），但现有文献着重从农地需求角度进行分析的研究较少。曹建华等（2007）通过比较农户实际土地经营规模和最优土地经营规模得出中国农户经营规模小因而有土地需求的结论。此外，大多文献都只简单地从农地流转是农户的理性决策出发，讨论影响农地需求的因素，如非农劳动市场参与度越高，农户租入土地越少（Kung，2002）；年轻农民由于声望积累劣势面临较高交易成本，从而租入土地受阻（Ricker-Gilbert and Cham⁃berlin，2018）；农地流转经历、与出租方为亲属关系对农户租入土地的决策和规模有显著正向影响（Gebru etal. ，2019）；陈飞和翟伟娟（2015）基于CFPS调查数据，实证分析得出土地价值、农业补贴及涉农贷款是影响农户土地租入决策的重要因素。可以发现，这些文献都是从小农自身面临的约束出发进行研究，但忽视了新兴的农地需求主体——新型主体在农村形成后会对农地流转市场带来何种影响。事实上，基于农地流转供求理论，新型主体在农村形成后，会打破农地流转市场原有的均衡，通过多种渠道促进农地流转。首先，直接拉动效应。新型主体通常需要直接租入大量土地以满足其专业化和规模化的生产经营需求（Jayne et al. ，2016；Sipangule ，2017），因此能形成直接的土地需求促进农地从小农向新型主体集中。其次，间接带动效应。一方面，新型主体规模化的适度规模经营模式对周边农户具有示范带动效应，能带动周边农户租入土地，扩大经营规模以获取规模效益（Lay et al.，2018）；另一方面，新型主体不仅能为农户提供更为便利的农业生产要素采购、农业机械共享等服务（Abebaw and Haile ，2013；Ali et al. ，2019；Zhang et al.，2020），还可通过资本、技术的溢出降低小农从事农业生产经营的风险，这些优势有助于提高农业生产率和农户生产经营能力，从而增加农户土地需求。因此，新型主体可通过带动农户增加土地等农业生产要素投资，进而促进农地流向种植大户。例如，Lay 等（2018）发现大型农场能促进周边农户扩大土地经营规模，并主要促进农地集中到农业生产经营能力较高的农户手中。最后，间接推动效应。新型主体还能通过自身的发展或带动相关产业发展，为农户创造大量非农就业机会并增加农民非农收入（Baumgartner etal. ，2015；Nolte et al. ，2016；Nolte and Ostermeier ，2017；阮荣平等，2017），从而降低农民对农业生产经营的依赖性，提高农户土地出租意愿，间接增加农地供给，但农地是否流转依然取决于新型主体能否激发出新的土地需求。理论分析结果表明：新型主体既能促进农户转出土地，使土地从小农向新型主体集中，也能促进农户之间的土地流转，使土地向种植大户集中。然而，新型主体形成后，小农是出租土地还是从其他小农租入土地取决于其从事农业生产和非农业劳动的相对收益。如图2 所示，若非农业劳动的相对收益更高，新型主体对土地的需求及其创造的非农就业机会将促进小农出租土地和从事非农业劳动；相反地，若农业劳动的相对收益更高，新型主体将由于其本身的示范作用而促进农地在小农之间流转。比如，相较于平原地区，非平原地区单位耕地面积的经济效益更低，一是因为山地、丘陵等非平原地区的地块小、土地细碎化程度高，难以实现规模化生产，二是因为非平原地区地形相对复杂、土地分散、农业基础设施薄弱，难以实现机械化生产，从而对农业潜在生产率和耕地利用效率有负向影响（杨庆华等，2005；应瑞瑶、郑旭媛，2013），且这种不利影响难以通过增加农业生产要素投入得到明显改善。因此，一旦新型主体形成并产生农地需求，非平原地区的农户会更愿意出租农地并转而从事非农业劳动，而平原地区的农户由于新型主体的示范效应则更愿意租入土地并增加其它农业生产要素投资而扩大农业生产。总体来看，现有文献为本文的理论分析提供了有益参考，但现实与理论是否一致仍缺少证据支撑。因此，还存在以下可拓展的研究方向。第一，绝大多数文献从农地供给角度探讨影响农地流转的因素，但农地是否流转还取决于有效需求，而从需求角度探讨如何促进农地流转的文献较为缺乏，现实数据表明，农地缺乏有效需求是制约农地流转市场发展的主要因素（图1），因此，探讨如何破解农地流转的需求困境具有重要的现实价值。第二，新型主体作为乡村振兴的主导力量已逐渐成为农地主要需求方，但有关其如何影响农户农地配置决策的研究较少，相关证据的缺失使得新型主体在乡村振兴中的重要作用难以得到全面认识。第三， 图2 新型主体影响农地流转的理论机制新型主体直接农地需求务农比较收益高务农比较收益低农地需求农地供给带动小农投资带动小农就业农地流转如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 86《管理世界》2022年第2 期已有实证研究由于数据限制，既未充分讨论计量模型中存在的内生性问题，也未厘清新型主体影响农地流转的可能机制，从而使得研究结论的可靠性存疑。如Lay 等（2018）虽然提出了大型农场通过推进土地整合，促进生产效率低的小农转出土地给中等规模农户，从而增加土地平均经营面积的机制猜想，但由于相关变量缺失而没有加以检验。本文可能的创新和贡献在于：其一，本文基于农地流转供求理论，从农地需求侧探讨促进农地流转的可能途径，是对现有研究的重要补充。其二，本文使用中国家庭金融调查（China Household Financial Survey ，CHFS）在2015年与2017年搜集的家庭和社区微观面板数据，采用双重差分模型（difference in differences，DID）考察新型主体对农户土地流转决策的影响，可以较好地克服计量估计中存在的内生性偏误，所得结论更加可靠。其三，本文对新型主体影响农地流转的理论机制进行了细致检验，揭示了新型主体在促进农地流转市场发展中的重要作用，为破解农地流转的需求困境提供了可行思路。其四，本文比较分析了不同新型主体农地流转效应的差异性，为不同地区有针对性地培育发展新型主体提供了有益借鉴。其五，本文考察了新型主体促进农地出租所带来的福利效应，为农民收入和农业生产率的提高提供了可行路径。后文结构安排如下：第三部分说明实证策略和计量模型设定；第四部分介绍本文使用的数据及其处理过程、变量定义及其描述性统计；第五部分展示实证结果分析；最后是本文的研究结论和政策启示。三、实证策略和模型设定估计新型主体的农地流转效应面临内生性问题的挑战。比如，人口多、占地广以及地势平坦的村庄更适于新型主体从事规模化生产经营；具有开放包容的社会风气以及完善的供水用气等基础设施的村庄，能减少新型主体发展初期的成本，从而促进其形成。如Lay 等（2018）发现新型主体更偏好基础设施完善、土地质量好以及经济社会发展水平高的地区。因此，有新型主体和无新型主体的村庄可能存在天然差异，简单比较两类村庄的农地流转差异会导致估计偏差。本文采用双重差分模型（DID）来克服上述问题。双重差分模型通过将实验组（有新型主体村庄）和对照组（无新型主体村庄）在形成新型主体这一时点前后进行差分可以消除不随时间变化的天然差异的影响。在满足共同趋势假定下，两组差分的对比便是新型主体产生的因果效应。具体而言，以两轮调查数据采集期间（2015~ 2017年）形成新型主体的村庄为实验组，以始终没有新型主体的村庄为反事实对照组，通过比较新型主体形成前后实验组和对照组农户出租或租入土地的概率差异来估计新型主体对农户农地流转决策的影响⑥，具体模型设定如下：（1）式（1）为线性概率模型（Linear Probability Model，LPM ）。 其中，Y ijt 表示j 村农户i 在t 年是否出租或租入土地，若是取值为1 ，否则取值为0 ；D j 表示村庄j 是否有新型主体，有取值为1 ，否则取值为0 ，前者为实验组，后者为对照组；POSTt 为时间哑变量，2017年取值为1 ，2015年取值为0 ，由于本文参照现有研究样本选取方法（贾俊雪、秦聪，2019），去除了2015年及之前已有新型主体的村庄样本，因此，这一变量也表示新型主体形成前后的哑变量；D j ×POST t 为本文核心解释变量，其估计系数β 即本文所关注的估计效应；X ijt 为户主、家庭和村庄层面的控制变量向量。本文进一步加入省份—年份固定效应 provinceip ×POST t 和农户固定效应c i ，以分别控制各省各年的系统性差异和个体不随时间变化的非观测因素的影响。ε ijt 为随机误差项。同时，考虑到农地流转在同一个村庄内部的空间相关性，所有估计均采用聚类到村庄的稳健标准误。尽管双重差分模型可以消除不随时间变化因素的影响，但上述模型依然可能存在设定偏差。第一，可能存在新型主体形成的自选择偏误问题。村庄人口密集度、耕地资源、土地质量以及交通基础设施条件等对新型主体的形成有重要影响（Messerli et al. ，2014；Lay et al. ，2018），而新型主体分布的非随机性意味着实验组农户和控制组农户在新型主体形成之前可能存在较大差异，从而可能违背DID 估计需要满足的平行趋势假定。第二，可能存在农地流转影响新型主体形成的逆向因果关系。虽然理论上新型主体能直接或间接地带动农户Yi j t= α + βDj× P O STt+ γXi j t+ P O STt+∑p = 1Pp r o v i nc ei p× P O STt+ ci+ εi j t∑p = 1P- - 87流转农地并促进农地流转市场发展，但农地流转市场的发展也同时对新型主体的培育和发展产生重要影响，因为获取农地是新型主体发展初期面临的主要困境之一（黄祖辉、俞宁，2010），而放活土地经营权促进农地流转则是培育新型主体的重要途径（张广辉、方达，2018）。 为排除上述干扰，本文首先控制一系列可能影响新型主体形成以及农户农地流转决策的村庄特征，并进一步基于这些村庄特征，采用倾向匹配双重差分法（PSM-DID）以尽可能避免样本自选择偏误（Lay et al. ，2018）。 其次，本文使用三期面板数据绘制平行趋势图以检验事前平行趋势假定。最后，本文以滞后一期村庄农地流转活跃度作为解释变量，以村庄是否有新型主体作为被解释变量，检验是否存在农地流转影响新型主体形成的逆向因果关系。四、数据来源和变量设定（一）数据来源与样本选取本文使用中国家庭金融调查（China Household Financial Survey，CHFS）和中国城乡社区治理调查两个数据集。其中，CHFS涵盖了家庭的基本人口统计学特征和资产信息，中国城乡社区治理调查统计了社区基本信息和经济政治文化等相关特征，两个数据集分别记录了家庭土地流转情况以及村庄新型主体的培育和发展状况等关键信息。上述调查由中国家庭金融调查与研究中心主导，采用分层、三阶段与概率比例规模抽样法在全国抽取样本，样本覆盖了除西藏、新疆和港澳台地区以外的全国29个省（自治区、直辖市），调查样本具有全国代表性。由于CHFS从2015年才开始在中国城乡社区治理调查问卷中询问村庄是否有新型主体，因此，本文仅采用2015年和2017年两轮调查数据进行分析。在2015和2017年两轮调查中，社区样本从1396个扩大到1428个村（居）委会，分别对应37289 户和40011 户家庭，期间成功追访1382个社区以及26831 户家庭，为本研究提供了丰富且高质的微观面板数据。基于上述数据，本文样本选取过程如下。首先，选择两年追踪调查的农户样本。其次，仅保留有农业用地的村庄样本。再次，为了使得所有农户在新型主体形成前都未受其影响以构建干净的事前对照，剔除2015年及之前有新型主体的村庄样本（贾俊雪、秦聪，2019）。最后，剔除部分由于户主、家庭或村庄特征变量缺失的样本，最终获取了318 个村庄样本，对应5867个农户样本。后文分析过程中由于变量选取不同，有效样本量会有差异。（二）变量设定与统计描述1 . 核心解释变量：新型主体该变量表示村庄在2015~ 2017年间是否至少产生一类新型主体，如果是则取值为1 ，为实验组；否则取值为0 ，为对照组。在318 个村庄样本中，实验组村庄有170 个，占比53. 46% ，对应3178个农户，这表明至少有一半的村庄样本在2015~ 2017年两轮调查期间有新型主体形成。根据生产经营特征，新型主体可分为专业大户、家庭农场、农民专业合作社和农业企业4 种类型，由图3 可知，在318 个村庄样本中，31. 76% 的村庄在此期间形成了农民专业合作社，而注册或经营农业企业的要求较高，只有6 . 60% 的村庄有农业企业形成。2 . 被解释变量：土地出租和土地租入土地出租和土地租入均为哑变量⑦，若农户选择出租或租入农地则取值为1 ，否则取值为0 。根据表1 ，在图3 CHFS2015和2017年两轮调查期间新型主体形成状况数据来源：中国城乡社区治理调查2015和2017年数据。表1 农户土地流转情况年份土地出租(%)观测值土地租入(%)观测值全样本201512.19364112.285862201719.2036418.605862无新型主体2015(A)8.94159911.0226862017(B)14.1315997.742686有新型主体2015(C)14.74204213.3531762017(D)23.1620429.323176双重差分t 值(D-C)-(B-A)2.42**- 0.80注：（1）表中数据由作者整理自2015年、2017年中国家庭金融调查数据。（2）**表示在5 % 水平上显著。如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 88《管理世界》2022年第2 期全样本中，2015年有耕地承包经营权的农户中仅有12. 19% 出租了土地，同时也只有12. 28% 的农户租入了土地，2017年出租户占比显著提高而租入户占比有所下降。本文进一步比较了有新型主体组和无新型主体组的农地流转情况，可以发现，从2015年到2017年，有新型主体组出租土地的农户比例提高约 8 . 42% ，而无新型主体组出租土地的农户占比仅提高约5 . 19% ，同时，租入土地的农户比例均下降3 %~4 % 左右。根据双重差分t 检验结果可初步推断，整体而言，作为新兴的农地需求主体，新型主体在农村形成后，对农户出租土地有正面影响，而对农户是否租入土地影响不大。3 . 控制变量根据已有研究（闫小欢、霍学喜，2013；陈飞、翟伟娟，2015；Deininger et al.，2015；Lay et al.，2018），本文控制了可能影响农户农地流转决策的户主、家庭和村庄层面的特征。第一，户主特征。包括户主出生年份、性别、受教育年限和婚姻状态4 个变量。其中，性别为哑变量，男性取值为1 ，女性取值为0 ；受教育年限根据受访者自报学历水平换算而来，如小学为6 年，初中为9 年，以此类推；户主婚姻状况为哑变量，若未婚取值为1 ，其它取值为0 。在户主特征中，出生年份和性别为不随时间变化的前定变量（predetermined vari ⁃able ）⑧，这类变量会被个体固定效应吸收，但可以控制这类变量与年份哑变量的交乘项来捕获不同特征群体在不同年份受到的差异化影响。第二，家庭特征。包括家庭总人口、16岁及以下青少年占比、60岁及以上老年占比、过去两年土地是否曾被征收或征用（是取值为1 ，否取值为0）、家庭承包耕地面积以及用红白喜事年度支出额表征的社会资本6 个变量。第三，村庄特征。包括村庄城乡编码是否为农村（城乡分类代码为210 或220 取值为1 ，其它取值为0）⑨、村庄是否曾被核定为贫困村（是取值为1 ，否取值为0）、村庄地形是否为平原（是取值为1 ，否取值为0）、村庄到区（县）政府的路程距离以及村庄到乡（镇）政府的路程距离5个变量。村庄特征均为前定变量，控制方式也为将这些变量与年份哑变量交乘后引入模型。表2 按照特征变量随时间变化的特点，分别描述了无新型主体组和有新型主体组各控制变量的统计指标，可以发现，有新型主体组和无新型主体组各类控制变量差异不大，相较而言，有新型主体组农户的承包耕地面积更大、社会资本更高。五、实证结果分析（一）基准模型表3 报告了本文基准模型的估计结果。列（1）~（3）和列（4）~（6）分别报告了新型主体对农户土地出租和租入的影响。其中，列（1）和（4）不加控制变量，列（2）和（5）加入随时间变化的特征变量，列（3）和（6）进一步控制前定变量与时间哑变量的交乘项。可以发现，在进一步加入控制变量后，新型主体仍然在1 % 的统计水平上对农户出租土地的概率具有显著的正向影响，且估计系数大小几乎没有变化，这表明基准模型受遗漏变量的影响较小，以加入全部控制变量的结果为例（列（3）），新型主体可使农户出租土地的概率提高3 . 4 个百分点。考虑到2015年仅有12. 19% 的农户出租土地，这一效应意味着新型主体能使出租土地的农户增加约27. 89%（3 . 4 / 12. 19）。 与此同时，新型主体在总体上对农户是否租入土地没有显著影响。表2 控制变量描述性统计户主婚姻状况( 未婚= 1)家庭总人数( 人)16岁及以下青少年占比60岁及以上老年占比过去两年土地是否被征收( 是= 1)自有承包耕地面积( 亩)红白喜事支出( 元)户主性别( 男性= 1)户主出生年份户主受教育年限( 年)村庄在农村地区( 城乡编码= 210/ 220)村庄是否曾被核定为贫困村( 是= 1)村庄地形是否为平原( 是= 1)村庄到区( 县) 政府的路程距离(km)村庄到乡( 镇) 政府的路程距离(km)无新型主体组2015年(N= 2689)均值0.024.110.130.270.053.931649.240.861959.547.310.630.180.4226.026.08标准差0.141.880.170.350.216.273275.860.3412.003.430.480.390.4923.685.762017年(N= 2689)均值0.024.210.130.310.043.821337.29标准差0.131.950.170.360.197.773336.01有新型主体组2015年(N= 3178)均值0.023.970.120.280.036.772083.000.871959.047.200.460.240.4934.656.09标准差0.151.900.160.360.1762.194135.030.3311.563.300.500.430.5082.407.392017年(N= 3178)均值0.024.060.120.330.036.061844.62标准差0.131.980.160.370.1818.407146.76注：表中村庄到区（县）政府的路程距离和村庄到乡（镇）政府的路程距离由作者通过百度地图手工整理而来，其余数据整理自2015年、2017年中国家庭金融调查数据。- - 89新型主体促进农户出租土地但没有促进农户租入土地的结论并不矛盾，这是由于本文所估计的效应是新型主体对该村农户出租或租入农地的平均处理效应，从而可能存在如下两种情况使得新型主体在提高村内农户出租农地概率的同时并不必然导致农户租入农地的概率也同步上升。第一，新型主体可能促进同一村庄内部大量农户小规模出租，少量农户大规模租入，大量小块农地集中到少量种植大户手中，从而表现为新型主体对农户出租农地的影响显著，而对农户租入农地的影响不显著。根据2015年和2017年中国家庭金融调查数据，户均耕地出租面积小于户均耕地租入面积，具体而言，两轮调查期间（本文使用的有效样本），812 户将耕地出租给农户的出租户平均出租面积为11. 2 亩；1116户从其他农户手中租入土地的农户平均租入35. 6 亩耕地。可见，存在大量小规模农地出租和少量大规模农地租入的现象。第二，正如本文理论分析部分所述，新型主体对农地流转既具有直接拉动效应也具有间接带动效应，其中，直接拉动效应以新型主体的农地需求为主，这会增加农户出租土地的意愿并降低农户租入土地的意愿，而间接带动效应以农户的农地需求为主，这在提高村内一部分农户租入土地的意愿时带动其他农户出租土地。因此，就土地租入而言，可能存在一些地区农户受到直接拉动效应的负效应，而另一些地区农户受到间接带动效应的正效应，两种效应的平均会使得新型主体对本村农户租入土地的影响较小且不显著，后文将对此给予证据支撑。（二）稳健性检验为确保基准模型的估计结果一致可信，本文继续做了一系列稳健性检验。第一，参照现有研究（鲁钊阳，2016），本文在前文所选控制变量的基础上继续加入了其它村庄特征（基准回归未控制这些特征的原因是这些特征会导致样本损失），包括村庄基本信息、人口统计信息、基本公共服务设施、公共治理和环境卫生等特征变量。具体而言，村庄基本信息包括村庄面积；人口统计信息涵盖村庄人口和村庄党员数两个变量；村庄基本公共服务设施情况包括村庄居民生活用水是否为自来水、生活燃料是否为天然气或煤气，以及村庄是否有图书室、是否有小学和是否有银行5 个哑变量；村庄公共治理水平包括村庄5 年内是否突发过危机事件以及村干部的性别、出生年份和受教育年限4 个特征；村庄生态环境以村庄生态是否退化来度量。其中，村庄基本信息以及村干部个人特征共4 个变量为前定变量，其余特征均为随时间变化的变量。附表1 分别展示了无新型主体村和有新型主体村各特征变量在2015和2017年的统计指标。通过比较可以得出，有新型主体的村庄表现出村庄人口和党员数更多、供水用气等基础设施更为完善的特征。表4 列（1）控制了上述村庄特征变量，结果显示，新型主体在1 % 的显著性水平上显著提高农户出租土地的概率约 4 个百分点。第二，新型主体的形成可能具有非随机性（Messerli et al.，2014；Lay et al.，2018），因而有新型主体村和无新型主体村的农户在新型主体形成前可能存在较大差异，从而可能违背平行趋势假定，导致估计结果偏误。为此，本文一方面结合2013年农户农地流转数据构建三期面板数据⑩，并进一步绘制有新型主体村和无新型主体村的农地出租占比趋势图。图4 显示无新型主体村的农户农地出租比例显著低于有新型主体村，但有新型主体村和无新型主体村的表3 新型主体对土地出租和租入的影响新型主体× POST户主婚姻状况( 未婚= 1)家庭总人数16岁及以下青少年占比60岁及以上老年占比过去两年土地是否被征收Ln(家庭承包耕地面积)Ln(红白喜事支出)个体固定效应时间固定效应省份哑变量× POST前定变量× POST观测值R2( 1)土地出租0.035***( 0.010)YesYesNo72820.049( 2)土地出租0.035***( 0.010)- 0.074( 0.057)- 0.001( 0.005)0.024( 0.041)0.017( 0.030)0.002( 0.035)0.006( 0.011)0.003***( 0.001)YesYesNo72820.051( 3)土地出租0.034***( 0.011)- 0.075( 0.057)- 0.0004( 0.005)- 0.004( 0.041)0.006( 0.030)0.004( 0.035)0.010( 0.011)0.003***( 0.001)YesYes72820.056( 4)土地租入- 0.001( 0.008)YesYesNo117240.021( 5)土地租入- 0.001( 0.008)0.055( 0.037)0.0002( 0.003)0.028( 0.034)0.032*( 0.019)0.035***( 0.012)0.015***( 0.004)0.001( 0.001)YesYesNo117240.024( 6)土地租入- 0.001( 0.008)0.052( 0.036)0.001( 0.003)0.020( 0.034)0.029( 0.019)0.037***( 0.012)0.015***( 0.004)0.001( 0.001)YesYes117240.026注：（1）前定变量包括户主的出生年份、性别、受教育年限、村庄是否为农村行政村、村庄是否曾被核定为贫困村、村庄地形是否为平原、村庄到区（县）政府的路程距离以及村庄到乡（镇）政府的路程距离；（2）括号内为聚类到村庄的稳健标准误；（3）*** 、* 分别表示在1 % 、10% 的显著性水平上统计显著。如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 90《管理世界》2022年第2 期农地出租比例在2015年，即新型主体开始形成之前具有相似的变动趋势，而在2015年之后，有新型主体村的农地出租比例相较于无新型主体村显著提高，这表明本文实施DID 估计满足事前平行趋势假定。进一步地，本文基于三期面板数据进行回归分析，根据表4 列（2）的估计结果，新型主体依然能显著提高农户出租土地的概率。同时，参照现有研究，本文采用倾向匹配双重差分法（PSM-DID）来尽可能保证实验组和对照组的同质性（Lay et al.，2018）。 PSM-DID的基本思路是，基于可观测的村庄特征变量，为实验组寻找最佳的对照组，使得配对的实验组和控制组除了是否有新型主体不同之外，其它特征尽可能接近。具体而言，首先，采用Probit 模型，以滞后一期的村庄特征变量（前述所有村庄特征）估计村庄在2017年是否形成新型主体的条件概率P j ，或村庄j 的倾向得分。由于部分村庄特征数据缺失，只有302 个村庄样本参与匹配，其中2017年有新型主体的村庄有165 个，用于匹配的反事实对照村庄有137 个。其次，基于倾向得分，采用一对一匹配（one-to-one matching ）方法，最终成功为96个有新型主体的村庄寻找到最佳对照组，实验组和对照组分别对应1172个和1013个农户。再次，检验匹配效果，附表2 的结果显示，匹配后各村庄特征变量均不存在显著差异，可见倾向得分匹配效果较好。最后，仅保留成功匹配的村庄样本及其对应的农户样本实施DID 估计。表4 列（3）不加入控制变量，列（4）控制了包括村庄特征在内的所有变量，结果均显示新型主体能显著提高农户出租土地的概率。第三，进一步清理样本。本文所选样本中有极少数农户本身就是新型主体的经营者或决策者ఐI1，从而估计的因果效应可能包含了新型主体自身的农地流转参与情况。为此，本文剔除了这部分农户样本重新回归。表4 列（5）的估计结果显示，剔除本身是新型主体的农户样本后，结果依旧稳健。第四，变换解释变量为新型主体的数量。CHFS还询问了社区新型主体的数量。为此，可定义新型主体数量的对数“Ln（新型主体数量）”为新的解释变量进行回归。由于本文去除了2015年村庄有新型主体的样本，因此，新型主体在2015年的数量为0 ，2017年的数量为调查时的实际值。为避免样本损耗，采取加1 后再取对数的方式定义“Ln（新型主体数量）”。表4 列（6）的估计结果表明，新型主体数量每增加1 % ，农户出租土地的概率显著提高约1 . 1 % 。第五，变换被解释变量为土地出租面积。根据本文所使用的中国家庭金融调查数据，从2015年到2017年，出租土地的农户比例提高约7 % 的同时，土地平均出租面积从0 . 52亩扩大到0 . 81亩，这一变化是否也包含新型主体的影响有待检验。为此，本文进一步考察了新型主体对土地出租面积的影响。表4 列（7）的估计结果显示，新型主体可使土地出租面积在1 % 的显著性水平上显著增加3 . 7 个百分点。图4 有新型主体村和无新型主体村的农地出租比例趋势图注：图中竖线表示新型主体开始形成的年份。数据来源：中国家庭金融调查2013年、2015年和2017年数据。表4 稳健性检验变量新型主体× POSTLn(新型主体数量)滞后一期村庄农地流转活跃度随时间变化变量前定变量× POST村庄特征× POST观测值R2( 1)控制村庄特征土地出租0.040***( 0.011)YesYes71180.061( 2)三期面板土地出租0.026**( 0.012)YesYes52440.065( 3)PSM-DID土地出租0.032**( 0.013)YesNo43700.059( 4)PSM-DID+控制变量土地出租0.046***( 0.012)YesYes43700.082( 5)剔除新型主体农户土地出租0.033***( 0.011)YesNo71980.055( 6)变换解释变量土地出租0.011**( 0.005)YesNo72820.055( 7)变换被解释变量Ln(土地出租面积)0.037**( 0.016)YesNo72600.046( 8)逆向因果检验有新型主体0.019( 0.292)——Yes3780.651注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应和省份—年份固定效应；（2）括号内为聚类到村庄的稳健标准误；（3）*** 、**分别表示在1 % 、5 % 的显著性水平上统计显著。- - 91第六，新型农业经营主体的形成与村庄农地流转状况可能存在逆向因果关系（张广辉、方达，2018），从而导致估计结果有偏。为检验逆向因果关系的存在性，本文加入2013年的村庄农地流转数据ఐI2，考察滞后一期的村庄农地流转活跃度对村庄是否有新型主体的影响，其中，村庄农地流转活跃度为某年出租或租入农地的农户占所在村庄所有农户的比例。表4 列（8）的估计结果表明，村庄农地流转活跃度并未显著促进新型主体形成，村庄农地流转活跃度每提高1 个百分点，村庄有新型主体形成的概率仅提高0 . 019 个百分点，且不能拒绝异于零的原假设，这在一定程度上排除了反向因果对本文基本结果的干扰。综合上述所有检验可得，本文基准模型的估计结果是稳健可信的。（三）新型主体农地流转效应的机制接下来，本文分析新型主体影响农地流转的机制。本文的理论分析表明，新型主体既能通过自身需求直接拉动小农出租土地，也能通过示范效应带动小农之间的农地流转，前者将促进农地从小农向新型主体集中，后者将促进农地向种植大户集中。因此，检验这一理论机制可以通过分析小农转出土地的对象来实现。表5考察了新型主体形成后，小农将农地出租给新型主体和农户的概率变化。结果显示，新型主体形成后，小农将农地出租给新型主体和农户的概率均显著提升，其中，出租给新型主体的概率显著提升1 . 3 个百分点，出租给农户的概率显著提升2 . 3 个百分点。这就证实了新型主体既能通过直接拉动效应促进农地向新型主体集中，也能通过间接带动效应促进农地向种植大户集中，且间接带动效应大于直接拉动效应，这两种力量均有助于实现农地资源的优化配置。既然新型主体能够促进小农之间的农地流转，那么，理应观察到新型主体能够促进小农租入土地的证据，然而，从表3 的结果可以看出，整体而言，新型主体并没有促进农户租入土地，这一令人费解的地方实质上与理论并不矛盾。根据理论分析可知，新型主体形成后，小农究竟是出租土地还是租入土地在本质上取决于新的均衡下从事农业生产的比较收益。比如，相对于平原地区的农户，非平原地区的农户更难通过增加农业生产要素投入获取规模收益，从事农业生产经营的机会成本相对更高，当新型主体能够租入土地降低闲置风险并同时创造更多非农就业机会时，小农从事非农业劳动将会是更好的选择。相反，平原地区租入土地更容易实现规模化经营，当新型主体由于示范效应而提高务农的比较收益时，小农的最优选择将是租入土地并增加农业投资。由此可见，新型主体的农地流转效应会由于从事农业生产的比较收益不同而呈现出不同的作用机制，新型主体对小农租入土地的整体作用不显著是不同比较收益情形下的正向和负向效应相互抵消的综合表现。为检验这一机制，本文参考现有研究（杨庆华等，2005；应瑞瑶、郑旭媛，2013），以地形特征来代表农户从事农业生产的比较收益的差异，分别考察新型主体在平原和非平原地区对农户土地出租和土地租入的影响。表6 报告的估计结果显示，在平原地区和非平原地区，新型主体均显著提高了农户出租土地的概率（表6 列（1）和（5））。但新型主体在平原地区和非平原地区的作用机制完全不同，与理论预期一致，在平原地区，新型主体显著促进了以农户作为主要出租对象的土地出租，与此同时，也显著带动了农户租入土地（表6 列（3）和（4））ఐI3，即新型主体带动了农户之间的农地流转。而在非平原地区，新型主体主要促进了农地流向新型主体，并对农户租入土地有抑制作用（表6 列（6）和（8））。这些结果表明，由于小农从事农业生产的比较收益不同，新型主体引致形成了不同的农地流转模式，从事农业生产的比较收益低将形成以新型主体作为主要需求方的农地流转模表5 直接拉动效应与间接带动效应检验新型主体×POST观测值R2( 1)出租给新型主体0.013**( 0.007)72820.020( 2)出租给农户0.023***( 0.009)72820.044注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应、省份—年份固定效应及表2 中列出的控制变量；（2）括号内为聚类到村庄的稳健标准误；（3）*** 、**分别表示在1 % 、5 % 的显著性水平上统计显著。表6 比较收益与新型主体的农地流转效应新型主体×POST观测值R2( 1)平原土地出租0.037*( 0.019)31500.069( 2)出租给新型主体- 0.001( 0.011)31500.029( 3)出租给农户0.047***( 0.014)31500.059( 4)土地租入0.024**( 0.011)53700.046( 5)非平原土地出租0.039***( 0.013)41320.058( 6)出租给新型主体0.030***( 0.009)41320.033( 7)出租给农户0.008( 0.012)41320.044( 8)土地租入- 0.017( 0.012)63540.028注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应、省份—年份固定效应及表2 中列出的控制变量；（2）括号内为聚类到村庄的稳健标准误；（3）*** 、**、* 分别表示在1 % 、5 % 、10% 的显著性水平上统计显著。如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 92《管理世界》2022年第2 期式，新型主体的农地流转效应以直接拉动效应为主，而从事农业生产的比较收益高将形成以小农作为主要需求方的农地流转模式，新型主体的农地流转效应以间接带动效应为主。为进一步提供支持上述影响机制的证据，本文接下来从农业投资和非农就业两个角度展开更加丰富的论证。首先，农业投资通常包括土地和其它外部中间要素投入，前文发现由于小农从事农业生产的比较收益不同，新型主体导致了小农出租和租入土地的分化，那么，新型主体是否同时也导致除土地外的其它外部中间要素投入的分化呢？其次，由于从事农业生产的比较收益的另一面就是从事非农业劳动的比较收益，从这一理论视角讲，新型主体也会导致家庭劳动力决策的分化，那么，新型主体是否在引致非平原地区小农增加农地出租、减少农地租入的同时而提高了小农的非农业劳动参与呢？回答这两个问题可以为前面的机制提供佐证。表7 报告了新型主体对农业外部中间要素和家庭非农就业比例的影响。其中，农业外部中间要素投入包括农户雇佣外部劳动力、租用农业机械、采购各类农资品（如种子、种苗、农药和化肥等）的总投入（回归时将该变量加1 后取对数），家庭非农就业比例是指家庭非农就业人口占家庭劳动力总人口的比例。表7 列（1）和（2）的估计结果显示，新型主体能显著带动农户增加农业外部中间要素投入，对家庭非农就业也具有显著的正向影响。进一步的分样本估计结果表明（表7 列（3）~（6）），在平原地区，新型主体能显著带动农户增加农业外部中间要素投入，但对家庭非农就业比例的影响十分微弱且不显著，而在非平原地区却相反，新型主体显著提高了家庭的非农就业比例，但对家庭农业外部中间要素投入的影响十分微弱且不显著。由此可见，从事农业生产的比较收益不同也同时导致了农业外部中间要素投入和非农就业的分化，这些证据为新型主体在平原地区和非平原地区对农地流转的差异化影响提供了强有力的佐证。（四）新型主体与农地利用效率前文分析揭示了新型主体农地流转效应的存在性及其机制，但并未阐明新型主体会怎样重构农地经营权的配置，是简单的经营权交换还是农地整体利用效率的提升？显然，与前者相比，后者具有更强的经济和现实意义。从概念上讲，农地流转根据所流转的农地类型可分为在耕农地的流转再配置和闲置农地的流转再利用两种形式，这两种形式的农地流转规模占总农地面积之比即农地整体流转率。其中，前者主要表现为农地从农业经营意愿较低或农业生产效率低的农户，流转到有较高农业经营意愿且农业生产效率高的农户或新型农业经营主体手中；后者主要表现为闲置甚至撂荒农地转出给其他农业经营主体再利用，从而在整体上扩大在耕农地规模，前者提高了单位土地的利用效率，后者提高了总农地面积中的农地利用率，两者都表现为农地利用率的提升，前者为集约型再配置，而后者为扩展型再利用。那么，新型主体是促进了在耕农地的流转再配置还是闲置农地的流转再利用？这一问题有助于解答新型主体能否解决农地闲置和撂荒。为回答该问题，本文从农地流转的概念出发，首先考察新型主体是否有助于提高农地整体流转率，并进一步区分为在耕农地的流转再配置效应和闲置农地的流转再利用效应。具体分析思路如下。第一，本文采用农户转出耕地面积与其总承包耕地面积之比来度量农地整体流转率，为避免在同一村庄内同一块土地被重复计算，只考虑耕地转出面积。表8 列（1）~表7 新型主体对外部中间要素投入和非农就业比例的影响新型主体× POST观测值R2( 1)Ln(外部中间要素投入)0.061*( 0.032)52200.047( 2)非农比例0.019*( 0.011)67300.053( 3)平原Ln(外部中间要素投入)0.151***( 0.046)23500.066( 4)非农就业比例0.011( 0.018)29180.068( 5)非平原Ln(外部中间要素投入)0.011( 0.046)28700.058( 6)非农就业比例0.039***( 0.015)38120.061注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应、省份—年份固定效应及表2 中列出的控制变量；（2）括号内为聚类到村庄的稳健标准误；（3）*** 、* 分别表示在1 % 、10% 的显著性水平上统计显著。表8 新型主体与农地配置模式新型主体×POST观测值R2( 1)农地流转率全样本0.020**( 0.008)72000.050( 2)平原0.030**( 0.015)31000.071( 3)非平原0.020**( 0.010)41000.047( 4)Ln(闲置耕地)全样本0.151( 0.355)2320.592( 5)平原- 1.010**( 0.422)1060.870( 6)非平原0.265( 0.512)1260.569( 7)农地流转率( 剔除有闲置耕地村庄)全样本0.106***( 0.025)12840.135( 8)平原0.160***( 0.039)8780.169( 9)非平原0.145***( 0.016)4060.180注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应、省份—年份固定效应，此外，列（1）~（3）和（7）~（9）控制了表2 中列出的变量，列（4）~（6）控制了所有村庄特征变量；（2）括号内为聚类到村庄的稳健标准误；（3）*** 、**分别表示在1 % 、5 % 的显著性水平上统计显著。- - 93（3）汇报了新型主体对农地整体流转率的影响，结果显示，新型主体可使农地整体流转率提高2 个百分点，且在5 % 的显著性水平上显著，同时，在平原地区和非平原地区，新型主体均具有显著的农地整体流转率提升效应，这与前文的实证结果一致。第二，本文利用村级层面的耕地闲置面积数据（该变量来源于CHFS 城乡社区治理调查数据）考察新型主体是否可通过减少闲置耕地面积而促进农地再利用。表8 列（4）~（6）的结果显示，整体而言，新型主体对耕地闲置面积的影响不显著，但分样本来看，在平原地区，新型主体显著降低了村庄层面的闲置耕地面积，而在非平原地区新型主体对闲置耕地面积不具有显著的影响，这与前文发现新型主体在平原地区能促进农户之间的农地流转，而在非平原地区促进农地流向新型主体并带动农民非农就业的结果一致，这表明，在非平原地区，当新型主体的农地需求小于农民非农就业后增加的农地供给时，便会在一定程度上导致农地闲置。第三，仅利用两轮调查中均没有闲置耕地的村庄样本再次考察新型主体对农地整体流转率的影响。这里的逻辑是，在排除对闲置耕地再利用的影响后，若新型主体仍具有农地整体流转率提升效应，则表明新型主体具有促进在耕农地重新配置的作用。表8 列（7）~（9）的结果显示，即使对于没有闲置耕地的村庄，新型主体依然显著提高了农地整体流转率，且在平原地区和非平原地区均十分显著，这表明新型主体在平原地区和非平原地区均具有促进在耕农地集约型再配置的效果。上述结果表明，新型主体能够通过促进在耕农地的流转再配置和闲置农地的流转再利用两种方式提高农地整体流转率，但农地整体流转率的提升是否带来更高的农地利用效率还有待分析。由于CHFS数据库中没有农地利用效率的相关数据，本文补充其它数据源进行分析。首先，利用浙江大学中国农村发展研究院和企研数据共同创建的中国涉农研究数据库（数据库网址：https ：//ccad.qiyandata.com/ ）构建2007~ 2019年区县层面新型主体数量面板数据ఐI4。中国涉农研究数据库详细记录了在全国工商行政管理部门登记注册的家庭农场、农民专业合作社和农业企业的成立时间（数据库中的3 类新型主体，94. 94% 成立于2007年及以后）、死亡时间（如果死亡）以及所在区县。其次，手工整理收集各省（自治区、直辖市）统计年鉴公布的区县层面的农作物播种面积和粮食播种面积数据，这两个指标在一些省（自治区、直辖市）缺失，目前只有福建、广西、海南、河南、吉林、江苏、宁夏、浙江、重庆九个省（自治区、直辖市）统计年鉴公布了这两个指标信息，且绝大多数年鉴从2012年开始公布，这些样本分布在我国的东南西北，既有山区、丘陵地区，也有平原地区，有一定代表性，逐一手工整理后获得这些省（自治区、直辖市）所辖区县2012~ 2019年的非平衡面板数据。最后，将上述两个数据在区县层面进行匹配可以分析新型主体数量对农作物播种面积和粮食播种面积的影响，进而回答新型主体是否有助于提高农地整体利用效率。表9 列（1）和列（4）报告了新型主体数量对农作物播种面积和粮食播种面积的影响，列（2）、（ 3）、（ 5）、（ 6）进一步考察了这一影响在区县地形起伏大和小的地区的差异（由于地形起伏度数据存在缺失，样本量会有所不同），地形起伏度大和小的划分相当于前文非平原和平原的划分ఐI5。列（1）~（3）的结果显示，新型主体数量每提高1 % ，农作物播种面积将显著提高0 . 029 % ，且在地形起伏度小的地区影响更大，这与前文发现新型主体能降低平原地区闲置耕地面积的结果一致。列（4）~（6）的结果表明，新型主体也能显著提高粮食播种面积，新型主体数量每提高1 % ，粮食播种面积将显著提高0 . 049 % ，这一效应在地形起伏度大和小的地区均显著，这与前文发现新型主体能显著提高平原地区和非平原地区农地整体流转率的结果一致。综上，新型主体在促进农地优化配置方面具有多重功效，既能促进在耕农地的流转再配置，也能促进闲置农地的流转再利用，农地整体流转率的提升进一步提高了农地整体利用效率。表9 新型主体与播种面积Ln(新型主体数量)观测值R2( 1)Ln(农作物播种面积)全样本0.029***( 0.010)30550.426( 2)地形起伏度大0.015( 0.019)14950.492( 3)地形起伏度小0.049***( 0.011)14910.388( 4)Ln(粮食播种面积)全样本0.049***( 0.009)44460.340( 5)地形起伏度大0.055***( 0.012)21710.449( 6)地形起伏度小0.046***( 0.012)21660.399注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应、省份—年份固定效应；（2）括号内为聚类到区县的稳健标准误；（3）***表示在1 % 的显著性水平上统计显著。如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 94《管理世界》2022年第2 期（五）各类新型主体农地流转效应的比较分析上文分析结果表明，新型主体总体上能显著提高农户出租土地的概率，而新型主体根据组织架构、经营模式及分配机制的差异可划分为专业大户、家庭农场、农民专业合作社和农业企业 4 种主体类型（黄祖辉、俞宁，2010），不同经营主体对农户土地出租决策的影响可能有所不同。首先，专业大户和家庭农场通常是由小农直接发展壮大而来，其形成过程能直接产生大量土地需求而促进农地向他们集中，与此同时，其专业化、规模化的农业生产模式可能对周边农户形成示范效应，从而也能促进小农之间的农地流转。另外，专业大户的规模通常小于家庭农场，因此，其直接拉动效应和间接带动效应也可能小于家庭农场。其次，农民专业合作社主要是提供农业生产经营相关社会化服务的互助性经济组织，这类主体自身的农地需求较小，但可能通过互助联合降低农业生产经营风险、提高农产品市场讨价还价能力激发出农户自身的农地需求，进而促进农地向种植大户集中。最后，农业企业多以初级农产品再加工为主要生产经营项目，其自身的农地需求一般较小，且其创造的非农就业机会可吸引本地小农从事非农业劳动，这同时也为小农兼业提供了便利，因此，农业企业对农地流转的直接拉动效应和间接带动效应可能均较弱。表10考察了不同新型主体农地出租带动效应的差异性。列（1）的结果显示，专业大户和家庭农场农地出租带动效应显著，分别可使农户出租土地的概率提高2 . 3 和8 . 8 个百分点，均至少在10% 的显著性水平上统计显著，而农民专业合作社和农业企业对农户出租土地没有显著影响。表10列（2）和（3）进一步考察了各类经营主体对小农将土地转出给不同对象的影响。估计结果显示，家庭农场和专业大户既显著促进了农地流向新型主体自身，也通过示范效应间接促进了农户将土地转出给其他小农。农民专业合作社主要促进农地在小农之间流转而非流向新型主体。农业企业对农地流转既不存在直接拉动效应，也不存在间接带动效应。这些证据表明，各类新型主体由于自身农地需求、对小农的示范效应以及组织架构的差异，产生了不同的农地流转效应。总体而言，培育和发展与农地挂钩的新型主体有助于提高农地流转市场活跃度，而建立以提供技术指导、信息咨询等服务为主要经营内容的纯服务型农民专业合作社对于促进农地流转也大有裨益。（六）新型主体促进农地流转的福利效应分析最后，本文从如下几个方面分析新型主体促进农地流转所产生的福利效应。第一，农地出租根据有无租金收益可分为有偿出租和无偿出租两种形式，无偿出租大多发生在分家、亲友间赠地等情景中，而有偿出租则表示农户会收取现金、实物、分红或其组合等约定形式的租金。如果新型主体主要促进农户有偿出租土地，则有助于增加农民财产性收入，切实提高农户福利。为此，本文依次考察了新型主体对有偿出租、无偿出租和农户土地租金收入的影响。其中，有偿出租和无偿出租均为哑变量，表示如果该事件发生则取值为1 ，否则取值为0 ；土地租金收入为农户去年出租土地收取的租金货币总额（含土地分红），实物租金按市价计算，该变量以2014年为基期进行物价调整。由表11的估计结果可知，新型主体主要促进农地有偿转出，并使农户土地租金收入显著提高20. 4 % 。由此可见，新型主体通过促进农地流转市场发展而为农户财产性收入的提高创造了可行路径。表10 各类新型主体的农地出租带动效应专业大户× POST家庭农场× POST农民专业合作社×POST农业企业× POST观测值R2( 1)土地出租0.023*( 0.012)0.088***( 0.022)- 0.012( 0.013)- 0.007( 0.021)72820.054( 2)出租给新型主体0.013*( 0.008)0.046***( 0.015)- 0.020**( 0.009)- 0.00004( 0.024)72820.022( 3)出租给农户0.013( 0.010)0.039**( 0.018)0.015( 0.011)- 0.018( 0.020)72820.040注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应、省份—年份固定效应及表2 中列出的控制变量；（2）括号内为聚类到村庄的稳健标准误；（3）*** 、**、* 分别表示在1 % 、5 % 、10% 的显著性水平上统计显著。表11 新型主体促进农地出租的福利效应分析新型主体× POSTLn(新型主体数量)观测值R2农户证据( 1)有偿转出0.032***( 0.010)72500.039( 2)无偿转出0.004( 0.006)72500.027( 3)Ln(土地租金)0.204***( 0.072)68060.036区县证据( 4)Ln(第一产业增加值)0.016***( 0.003)193890.880( 5)Ln(主要农作物产量)0.033***( 0.005)61530.402( 6)Ln(农村居民人均可支配收入)0.031***( 0.004)54190.967注：（1）所有模型均控制了个体固定效应、时间固定效应、省份—年份固定效应，列（1）~（3）控制了表2 中列出的控制变量；（2）列（1）~（3）中括号内为聚类到村庄的稳健标准误，列（4）~（6）中括号内为聚类到区县的稳健标准误；（3）*** 表示在1 % 的显著性水平上统计显著。- - 95第二，上述分析只是从农户的角度揭示了新型主体产生的福利，但农户福利并未包含新型主体自身创造的价值，从而难以度量新型主体带来的综合福利效果。为考察新型主体的综合福利效果，则需要从更加宏观的层面进行分析。为此，本文再次利用浙江大学中国农村发展研究院和企研数据共同创建的中国涉农研究数据库、《中国县域统计年鉴》以及各省（自治区、直辖市）统计年鉴公布的区县数据来回答新型主体带来的总体福利效果。其中，中国涉农研究数据库可以构建2007~ 2019年区县层面新型主体数量面板数据，《中国县域统计年鉴》包含1999~ 2019年第一产业增加值和主要农作物（粮食、油料和棉花）产量数据，福建、广西、海南、河南、贵州、湖北、吉林、江苏、内蒙、宁夏、山西、云南、重庆13个省（自治区、直辖市）的统计年鉴公布了所辖区县2012~ 2019年的农村居民人均可支配收入数据。根据区县编码将上述3 个数据集进行匹配可以分析新型主体对第一产业增加值、主要农作物产量和农村居民人均可支配收入的影响，进而回答新型主体带来的总体福利效果。表11列（4）~（6）的结果显示，新型主体数量每提高1 % ，第一产业增加值将增加0 . 016 % ，主要农作物（粮食、油料和棉花）产量将增加0 . 033 % ，农村居民人均可支配收入将增加0 . 031 % ，均在1 % 的显著性水平上统计显著。由此可见，新型主体通过促进农地流转提高了农地整体利用效率，这不仅提高了农户财产性收入，而且使得农业产出和农民整体收入均得到全面提升，这对于缩小城乡收入差距、实现乡村振兴具有重要的现实意义。六、结论与政策启示根据农地流转供求理论，农地流转的实现依赖于有效的农地供给和农地需求，而现有证据显示，缺乏有效需求是农地未能转出的首要原因，因此，创造有效需求将成为促进农地流转市场进一步发展的着力点。为此，本文使用CHFS在2015年和2017年搜集的微观面板数据，采用双重差分模型，实证考察了新兴的农地需求主体——新型主体能否有效创造农地需求进而促进农地流转。本文主要研究结论如下。首先，新型主体能使农户出租土地的概率提高约3 . 4 个百分点，相当于可使出租土地的农户比例提高约27. 89% 。进一步控制村庄特征、使用三期面板数据检验事前平行趋势假定、采用倾向匹配双重差分法以及排除逆向因果关系后，这一效应依然稳健。其次，影响机制分析结果表明，新型主体既能通过自身农地需求直接拉动农户出租土地，又能通过促进农户投资间接带动小农之间的农地流转。但农户的农地流转决策与务农比较收益有关，非平原地区规模经营、机械生产难度大，单位农业要素投入产出低，务农比较收益低，新型主体主要通过直接拉动效应和提供非农就业机会带动农户出租土地；而平原地区大规模、机械化耕作难度小，更易获取农业规模收益，务农比较收益高，新型主体主要通过示范效应带动农户租入土地并促进农地从小农向种植大户集中。再次，从各类经营主体的农地流转效应来看，家庭农场和专业大户能直接创造大量土地需求从而显著促进农地出租；农民专业合作社的互助联合能带动农户之间的农地流转，而农业企业自身农地需求小而暂不具有显著的农地流转效应。最后，本文发现新型主体通过促进农地流转提高了农地整体利用效率，这不仅提高了农户财产性收入，而且使得农业产出和农民整体收入均得到全面提升。综上，新型主体能成为促进农地流转进而提高农业生产率和农民收入的有效抓手。本文研究可总结出如下政策启示。第一，当前我国农地流转市场发展的瓶颈在于农地需求不足，而各类新型主体的兴起和发展不仅能直接创造大量土地需求，还能带动农户投资间接促进部分农户租入土地，从而直接或间接地创造了大量农地需求。因此，为进一步发展农地流转市场，可考虑培育和发展新型主体。第二，新型主体能通过直接拉动效应和间接带动效应促进农地流转，但务农比较收益低则以小农和新型主体之间的农地流转为主，而务农比较收益高则以小农之间的农地流转为主。因此，为更充分发挥新型主体促进农地流转的作用，各地可考虑结合当地务农收益情况，着力解决制约农户和新型主体之间或农户和农户之间农地经营权流转的潜在问题，比如，在非平原地区，为降低新型主体连片租入土地的搜寻和交易成本，可组织村庄农户统一流转土地给新型主体；而在平原地区，可为农业生产要素投入提供补贴，激励农户增加农业投入扩大生如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 96《管理世界》2022年第2 期产，激发出新的农地需求。第三，本文发现新型主体能提高农地整体利用率并进一步增加农业产出和农民收入。因此，就解决农地闲置撂荒、缩小城乡收入差距实现乡村振兴而言，可从培育和发展新型主体着手；同时，也应进一步规范农地经营权流转制度，比如防止流转农地掠夺性使用和非农化使用，切实保障农民土地财产权益，使农业、农村经济得以持续健康的发展。（作者单位：李江一，四川大学经济学院；秦范，北京大学经济学院）注释①数据来源于中华人民共和国农业农村部，网址：http ：//www.moa.gov.cn/govpublic/zcggs/202010/t 20201014_ 6354246 .htm 。②根据中华人民共和国自然资源部数据，截至2019年底，我国耕地面积19. 18亿亩。网址：http://www.mnr.gov.cn/dt/zb/ 2021/qggtdc/jiabin/ 。③在CHFS问卷中，有土地承包经营权的农户未出租土地的原因主要包括自家耕种、无人愿意承包、土地为主要收入来源（如没有其他收入来源，保留土地可领取补贴）、不懂如何流转（如不了解相关政策）、预计土地会升值、担心流转风险（如承包方不按约定支付租金，损害土地质量或不能按期收回）以及其它原因（主要是给亲友耕种或留以它用，也包括农地已荒废、被征收等原因）。④新型农业经营主体主要包括专业大户、家庭农场、农民专业合作社以及农业产业化龙头企业 4 种主体类型。专业大户包括专业种植户与养殖户，是以农业某一产业的专业化生产为主，初步实现规模经营的农户（陈春生，2007）。 家庭农场是指以家庭成员为主要劳动力，从事农业规模化、集约化、商品化生产经营，并以农业收入为家庭主要收入来源的新型农业经营主体（一般为企业法人），家庭农场进行申请和登记才能享受相关优惠和政策。农民专业合作社是指在农村家庭承包经营基础上，同类农产品的生产经营者或者同类农业生产经营服务的提供者、利用者，自愿联合、民主管理的互助性经济组织。农业产业化龙头企业是指采用现代企业经营方式，进行专业分工协作，从事商业性农业生产及其相关活动，并实行独立经营、自负盈亏的经济组织（楼栋、孔祥智，2013）。 如无特殊说明，后文“新型主体”均是“新型农业经营主体”的简称。⑤根据农业农村部统计资料，截至2020年上半年，全国家庭农场已超过100 万家，依法登记的农民合作社超过220 万家，县级以上龙头企业约9 万家。网址：http ：//www.moa.gov.cn/govpublic/zcggs/202010/t 20201014_ 6354246 .htm 。⑥本文以村庄是否有新型主体来划分实验组和对照组，因此估计得出的新型主体对农户农地流转决策的影响为意向处理效应（intent to treatment effect ，ITT ）。 另外，本文估计的是村庄是否有新型主体对本村农户农地流转决策的影响，但新型主体也可能影响地理邻近、经济关系密切的其它村庄农户的农地流转决策，这会低估新型主体的实际效应。但这一问题在本文中应该并不严重，因为CHFS在抽样设计时为保证样本代表性，通常以县城为中心抽选不同方向、相距较远的村庄样本，控制组农户受到新型主体影响的可能性较小。⑦需要注意的是，农户能出租土地的前提是拥有土地承包经营权，而是否租入土地则与是否有承包经营权无关。同时，中国家庭金融调查在问卷设计上，对没有耕地承包经营权的农户不再询问是否转出耕地经营权，但会继续询问是否转入耕地承包经营权。因此，定义土地出租变量时限定了农户有耕地承包经营权，而定义土地租入变量时则未加以限定，从而使得土地出租变量对应的样本量相较于土地租入变量对应的样本量要少。其中，土地出租变量对应307 个村庄样本和3641个农户样本，土地租入变量对应318 个村庄样本和5862个农户样本。而本文选取的318 个村庄样本和5867个农户样本为土地租入和土地出租变量对应样本的并集。⑧前定变量是指在新型主体形成之前已决定，不随时间而变化的变量。⑨国家统计局公布的城乡划分有7 大类，其中，111 表示主城区、112 表示城乡结合区、121 表示镇中心区、122 表示镇乡结合区、123 表示特殊区域、210 表示乡中心区、220 表示村庄。⑩虽然2013年的中国城乡社区治理调查并没有提供村庄是否有新型农业经营主体的相关信息，但在假设2015年没有新型主体的村庄在2013年也没有新型主体，则可以区分实验组和控制组农户并加以分析。ఐI1 本文所用样本中，自身是新型主体的农户占比1 . 38% ，其中，0 . 63% 是专业大户，0 . 20% 经营家庭农场，0 . 40% 加入农民专业合作社，0 . 16% 成立了农业企业。ఐI2 2013年、2015年和2017年三期追踪调查且相关特征变量不缺失的村庄样本共189 个，其中实验组村庄，即2013年和2015年都没有新型主体而2017年有新型主体形成的村庄有97个。ఐI3 在平原地区，新型主体带动农户将土地出租给其他小农的效应（0 . 047）大于其带动本村小农租入农地的效应（0 . 024）的原因是，新型主体可能促进了农地转向本村外的其他小农。ఐI4 需要说明的是，为防止数据泄露，中国涉农数据库只能在其远程安全桌面平台使用，而本文使用的中国家庭金融调查微观家庭和社区数据也只能在其安全桌面平台使用，因此，两个数据库无法交叉匹配使用。ఐI5 地形起伏度数据来源于游珍等（2018）构建的中国地形起伏度公里网格数据集。参考文献（1）曹建华、王红英、黄小梅：《农村土地流转的供求意愿及其流转效率的评价研究》，《 中国土地科学》，2007年第5 期。（2）陈春生：《中国农户的演化逻辑与分类》，《 农业经济问题》，2007年第11期。（3）陈飞、翟伟娟：《农户行为视角下农地流转诱因及其福利效应研究》，《 经济研究》，2015年第10期。（4）程令国、张晔、刘志彪：《农地确权促进了中国农村土地的流转吗？》，《管理世界》，2016年第1 期。（5）黄祖辉、俞宁：《新型农业经营主体：现状、约束与发展思路——以浙江省为例的分析》，《 中国农村经济》，2010年第10期。（6）贾俊雪、秦聪：《农村基层治理——专业协会与农户增收》，《 经济研究》，2019年第9 期。（7）李俊高、李萍：《我国农地撂荒及其分类治理——基于马克思地租理论的拓展分析》，《 财经科学》，2016年第12期。（8）楼栋、孔祥智：《新型农业经营主体的多维发展形式和现实观照》，《 改革》，2013年第2 期。- - 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Yifu.，1992，“ Rural Re ⁃forms and Agricultural Growth in Chi⁃附录随时间变化的变量村庄人口( 人)村庄党员数( 人)村庄居民用自来水= 1村庄居民用天然气或煤气= 1村庄有图书室= 1村庄有小学= 1村庄有银行= 1村庄5 年内突发过危机事件= 1村庄生态退化= 1前定变量村庄面积(km2)村干部男性= 1村干部出生年份村干部受教育年限( 年)无新型主体组2015(N= 137)均值1772.8548.450.530.200.800.480.030.040.5723.510.951964.7211.78标准差1456.0035.040.500.400.410.500.170.190.50128.700.228.692.602017(N= 137)均值1901.1147.260.500.260.830.430.040.040.56标准差1598.9731.660.500.440.380.500.190.190.50有新型主体组2015(N= 165)均值2225.8259.380.490.270.890.500.050.050.567.090.941966.1312.07标准差1480.2347.000.500.440.310.500.230.230.5012.660.248.532.642017(N= 165)均值2256.8860.730.590.350.900.520.040.050.56标准差1508.5641.980.490.480.310.500.190.220.50附表1 村庄特征变量统计分析注：表中数据由作者整理自2015年、2017年中国城乡社区治理调查数据。如何破解农地流转的需求困境？农业·农村·农民- - 98《管理世界》2022年第2 期na ”，The American Economic Review ，82（1），pp.34~ 51.（35）Macours，K. ，Janvry ，A. 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School of Economics, Sichuan University; b. School of Economics, Peking University)Abstract:The current restriction of farmland transfer in China is not the shortage of supply but the lack of demand. Therefore, thekey to further promote farmland transfer is to create effective demand. Using data from China Household Financial Survey (CHFS) in 2015,2017and difference-in-differences (DID) estimation strategy, this paper studies whether new agricultural operators can be the demand driv⁃er of farmland transfer. We find that new agricultural operators can not only pull smallholders to rent out land through their own demanddirectly, but drive farmland transfer among smallholders by promoting agricultural investment indirectly. However, smallholders' farmlandtransfer decision depends on the comparative return of farming. In non-plain areas, the comparative return of farming is low, and the directpulling effect is the main force, while in plain areas, indirect driving effect plays a major role since comparative return of farming is high.Among all kinds of new agricultural operators, family farms and specialized farms have significant pulling effect due to their large demandof land, and the mutual aid characteristics of agricultural cooperatives can promote farmland transfer among smallholders, while agriculturalenterprises have not had significant effect yet. Finally, we find that new agricultural operators can increase overall farmland utilization, agri ⁃cultural output and farmers' income. This study shows that developing new agricultural operators can be an effective way to solve the de ⁃mand dilemma of farmland transfer.Keywords: new agricultural operators; farmland transfer; comparative return; difference-in-differences附表2 倾向匹配平衡性检验匹配变量Ln(村庄人口)Ln(村庄党员数)村庄居民用自来水= 1村庄居民用天然气或煤气= 1村庄有图书室= 1村庄有小学= 1村庄有银行= 1村庄5 年内突发过危机事件= 1村庄生态退化= 1村庄是贫困村= 1村庄是农村行政村= 1村庄位于平原= 1村庄到乡( 镇) 政府距离(km)村庄到区( 县) 政府距离(km)Ln(村庄面积)村干部男性= 1村干部出生年份村干部受教育年限( 年)均值有新型主体组7.293.740.500.210.870.500.030.030.540.200.670.446.2926.101.400.951964.711.95无新型主体组7.363.820.520.200.850.490.040.020.510.240.630.476.3028.241.370.941965.712.22标准偏差(%)- 8.70- 10.80- 4.202.502.902.10- 5.205.006.30- 9.908.70- 6.30- 0.10- 3.802.404.5010.90- 10.30P 值0.540.440.770.860.840.890.700.650.670.490.550.671.000.540.860.760.460.46- - 99How to Overcome the Demand Dilemma of Farmland Transfer in China?Evidence from the Development of New Agricultural OperatorsLi Jiangyiaand Qin Fanb(a. School of Economics, Sichuan University; b. School of Economics, Peking University)Summary: Under the background of non-agricultural mobility of farmers, continuous improvement of agricultur⁃al production technology and a still large urban-rural income gap in China, promoting farmland transfer is an impor⁃tant way to raise the quality of rural development. Most of the existing studies suggested promoting land transfer fromthe supply side, but ignored that insufficient demand is the leading cause of failure to rent out farmland. Therefore, itis vital to stimulate the demand of farmland in land transfer market. In recent years, China has begun to implementrural revitalization by developing new agricultural operators, which are becoming main demanders of farmland. Howev⁃er, the research on how it affects farmland transfer is rare. Given that, this paper investigates the influence and mech⁃anism of new agricultural operators on farmland transfer, and answers whether it can be an effective way to solve thedemand dilemma of farmland transfer.To verify the above questions, firstly, we use micro panel data collected by CHFS in 2015and 2017to investi ⁃gate the effect of new agricultural operators on farmland transfer by difference-in-differences model, and then testthree theoretical mechanisms: self-demand, demonstration effect and non-agricultural employment creation. We alsocompare the different land transfer modes under different comparative benefits of farming and new agricultural opera⁃tors. Furthermore, using data from China Agriculture Research Database, we calculate the number of new agriculturaloperators for each county in different years, which can help analyze the influence of new agricultural operators on theoverall utilization rate of farmland, agricultural output and farmers' income.We find that new agricultural operators can not only pull smallholders to rent out land through their own de⁃mand directly, but drive land transfer among smallholders by promoting agricultural investment indirectly. However,smallholders' land transfer decision depends on the comparative return of farming. In non-plain areas, the compara⁃tive return of farming is low, and the direct pulling effect is the main force, while in plain areas, indirect driving ef⁃fect plays a major role since the comparative return of farming is high. Among all kinds of new agricultural operators,family farms and specialized farms have significant pulling effect due to their large demand of farmland, and the mu⁃tual aid characteristics of agricultural cooperatives can promote land transfer among smallholders, while agriculturalenterprises have not had significant effect yet. Finally, we find that new agricultural operators can increase overallfarmland utilization, agricultural output and farmers' income. This study shows that developing new agricultural opera⁃tors can be an effective way to solve the demand dilemma of land transfer.The innovations and contributions of this paper are as follows. Firstly, based on the supply and demand theoryof farmland transfer, this paper discusses the possible ways to promote land transfer from the demand side, which isan important supplement to the existing researches. Secondly, this paper tests the theoretical mechanisms about hownew agricultural operators influence farmland transfer in detail, and provides feasible solutions to the demand dilem⁃ma of farmland transfer. Thirdly, this paper compares the differential land transfer effect of different new agriculturaloperators, which provides useful reference for cultivating and developing new agricultural operators in different re⁃gions. Finally, this paper investigates the welfare effect brought by new agricultural operators, and thus provides effi⁃cient ways to increase agricultural productivity and farmers' income. The deficiency of this paper is that due to thelimitation of data, it has not fully analyzed the mechanism of different new agricultural operators in farmland transfermarket, which can be deeply explored by using higher quality data in the future.Keywords: new agricultural operators; farmland transfer; comparative return; difference-in-differencesJEL Classification: Q 12, Q 15, Q 18- - 6