土地生产率与农场规模相关性
的经济学研究
周
阳
430019）
（武汉市社会科学院武汉
摘要：土地生产率和农场规模之间的关系是发展经济学中一个尚未完全破解的谜题。迄今为止，国内外已有大量的文献讨论二者之间是否存在反向关系，以及解释这种反向关系产生的原因。在新古典经济学的理论框架下，土地生产率与农场规模之间是不相关的，但现实中却发现了大量奇特的反向关系，对此的分析和解释大体可分为五类：第一，土地市场、劳动力市场、保险市场等存在市场不完全；第二，信息不对称引发的道德风险和监督成本；第三，忽略了土壤质量、天气条件等基于地块特征的相关变量；第四，忽略了基于农民技能的变量；第五，统计和测量误差。我国粮食安全始终是头等大事，分散、均田的小规模土地经营方式向土地适度规模经营转变是一个长期的过程，有必要对于二者之间关系的基本规律进行深入研究，为政策制定提供依据。
关键词：土地生产率中图分类号：F301
农场规模
反向关系
规模经营
文献综述
文献标识码：A
文章编号：1004-0730(2010)11-0044-
06
土地生产率和农场规模之间的关系是发展经农场规模通常指农场拥有的总土地种植面积或者播种面积，两者之间的差异是未耕种处于轮休状态的土地面积；土地生产率通常用每单位土地产出的总价值来表示。迄今为止，国内外已有大量的文献讨论两者之间的关系。不管是实证检验还是理论推导，都围绕着二者之间是否存在反向关系（IR ，Inverse Relationship ），以及解释这种反向关系
[1]
产生的原因展开。Chayanov （1926）第一个发现了
续至今，研究者在非洲、亚洲、欧洲和拉丁美洲等
通俗来讲，IR 意味着，随着农场土地面积增加，单位土地产出可能会下降。这一经验规律对那些想要进行土地改革，减少土地集中，并期待以此来改善农业效率的发展中国家，具有重要的政策意义。因为，如果小规模农场比大规模农场更有效率的话，那么把后者的土地重新分配给前者将增加总的农业产出，获取更多食物，同时还能减少资产和收入的不平等。中国在改革开放之初，取消了生产队集体劳动的农业生产方式，广泛推行农村家庭联产承包责任制，实现了1978～1984年年均5.9%的种植业增长，增速超出之前1倍以上。Lin
[3]
（1992）认为从生产队到农村家庭联产承包责任
济学中一个尚未完全破解的谜题。在这一主题中，地均发现了这种反向关系。
在俄国农业中中小农场单位种植面积的产出更
[2]
多，但直到1960年代Sen （1962）才首次用现代经
44
济学方法论述了印度农业中二者之间具有显著的反向关系。此后，对这种反向关系的争论和验证持
制的制度变革贡献了1978～1984年产出增长的（y/s，亩均产出）与农场规模（s ，土地面积）之间是46.89%，是第一大来源。这个改革实例似乎反证了相互独立的。方程(3)两边同时取对数，有：
上述IR 确实存在，但IR 经验规律背后的理论支Ln(y )=β0+β1·Ln(a)+ε
（4）
撑仍然需要进一步探究。尤其在我国，粮食安全始终是头等大事，农业生产到底应该规模化经营、适其中，β0=1n(λ) 1，β1=。因此，新
度规模经营还是保持家庭联产承包责任制现状，古典分析加上一系列假设条件，土地生产率与农仍然争论不休。由于缺乏我国农业中IR 是否存场规模之间理论上不存在IR ，即，在估计方程（5）在，以及IR 产生根源的基础研究，并不能得出明时，
确的结论。本文试图对国内外关于这个主题的研究作一全面的综述，梳理研究思路。
Ln(S
)=β0+β1·Ln(a)+β2·Lns+ε（5）
β2的估计值应该无偏且等于零，a 中有关农一、新古典经济学的理论框架
场效率的外生不可选择的决定性因素（如天气、土壤、个人能力等）与农场规模无关。如果在分析中目前，理论和实证研究基本遵循新古典经济省略Ln(a)项，
则意味着农民面临着同样的土地、技学的理论框架，以Cobb-Douglas 生产函数为起点，术、能力和要素价格等。
建立如下的方程式（1）：
然而在现实中却发现了大量奇特的IR ，这与Y=A·S α·K β·L γ·exp(ε)
（1）
理论所揭示的完全相反。于是，一个难题就摆在研其中，
Y 为总产出，S 为种植面积，K 为非劳动究者的面前———
到底是新古典的理论框架本身存投入量，L 为劳动投入量，A 为技术因素（代表可观在问题，还是现实中的IR 关系值得怀疑。
察的农户和土地特征，以及与不同村庄、年份、作物生长相联系的特殊效应），ε为误差项。转化为二、经验研究的结论差异
货币形式的方程（2），如下：
y=a·s α·k β·l γ·exp(ε)
（2）
经验研究表明，土地生产率和农场规模之间其中，y=Y·p ，k=K·r ，l=L·w ，a=A ·p 的关系在发达国家是DR(directrelationship) ，而在r α
·w γ
发展中国家是IR 。这主要是因为，在发达国家的农p 、r 和w 分别为Y 、K 和L 的价格。
业生产中，资本要素相比劳动要素更加重要，而大在竞争性的环境下，如果没有外部性，而且规农场在借贷和管理物质资本方面具有较低的交易模报酬不变（α=1-β-γ，有大量文献在不同国家费用优势。相反，在发展中国家的农业生产中，劳都估计出的农业生产基本是规模报酬不变的），对动相对于资本更加重要，而小农场在激励劳动者于特定的种植面积，农民的行为将是通过选择投和监督劳动者成本方面具有优势。
入来最大化其期望利润。即，如下式：
Sen （1962、1964）[4]
通过对印度农业部门的实
max E[a·S α
β
γ
证研究表明，随着农场规模的扩大，以全要素生产k,l
·K ·l ·exp(ε)-k-l]
通过拉格朗日一阶求导，得到最优投入l *和率度量的农业生产效率提高，而单位土地产出水
r *
，并带入方程（2）中，有：
平则下降。Berry and Cline （1976）[5]
回顾了有关农场
y 规模和生产率的早期经验证据和经济计量问题，
=（λa) 1exp(ε)
（3）
并计算了许多国家小农场对大农场的生产率比值其中，λ=ββ·γγ·[E(exp(ε))]β+γ
（该指数在巴西东北部为5.63，在巴基斯坦Punjab 可见，在新古典的理论框架下，土地生产率
省是2.74，在马来西亚Muda 为1.48）。
但也有研究
45
也给出了相反的结论，Sen （1964）首先对自己研究的数据基础和结论表示了怀疑，Rudra （1968）用农场管理数据进一步支持了Sen 的怀疑。Cornia （1985）利用15个发展中国家的数据对农场规模和要素投入、产出以及劳动生产率之间关系的分秘鲁和泰国，农场规模和农业析表明，在孟加拉、生产率之间呈正相关系。Deolalikar （1981）则发现在较高技术水平条件下IR 不成立。Huffman 和Evenson （2001）认为，在美国农业中，农场规模和生产率正相关或者不相关。[6]也有文献倾向于适度
[7]规模最有效率的结论。Hall&LeVeen（1978）对美
本选择问题，也非村庄效应的错误辨识，而是生产模式差异导致的（小农场具有非利润最大化行为，使用更多的单位投入，超过了市场上利润最大化
[12]
所限定的最优水平）。Bhalla and Roy （1988）利用
特有的印度农户肥料需求调查数据，加入灌溉比土壤质量变量（分土壤质地、土壤颜色和例变量、
土壤深度三类）和农场地块变量，认为正确计量外生土地质量之后，IR 减弱甚至消失。Benjamin
[13]（1995）用来自爪哇的调查数据，用OLS 、GLS 和
固定效应模型等方法分别估计了总产出价值与总土地面积、大米产出和收获面积、劳动投入和收获面积，以及利润和收获面积之间的线性关系，结果利润和收获面积之间的系数最接近1（最小0.94，
[14]最大0.97）。Assuncao and Braido （2007）用基于地
国加利福尼亚农业的研究发现，中型农场在成本节约方面表现最突出，要素比节约劳动的技术对
[8]
经济效率的贡献更大；Hoque （1988）同样发现孟
加拉的农场最佳规模为7英亩，小于7英亩时农场规模和效率之间正相关，大于7英亩时农场规模和效率之间负相关。
三、计量分析的方法差异
早期的IR 研究主要单纯检验土地生产率和农场规模之间，或者单位土地劳动投入与农场规模之间的两两关系，较少涉及其它的控制变量。
[9]Bardhan （1973）用印度农场调查数据把每英亩作
块特征的数据分析出IR 与未观察到的地块特征有关，而非家户特征。而且他们分地块数量特征、家户劳动力特征、种植结构特征进行了深入分析。但其中的疑问是家户的种植面积与土地生产率正相关，而地块种植面积与土地生产率负相关。
[15]
Barrett （2009）用来自马达加斯加的独特精确土
壤质量数据分析IR ，结果表明市场不完全对IR 只有很小影响，忽略的土壤质量变量则完全没有影响。
四、原因解释的异同
大量的文献对于IR 产生的原因进行了分析和解释，大体可分为五大类。
第一，土地市场、劳动力市场、保险市场等存
[16]在不完全要素市场。Sen （1962）、Carter （1984）等
物产出总价值对净播种面积回归，结果有三个区域的系数显著为负，有四个区域不显著异于零（接近0的负值，其中一个区域的某年份系数出现接
[10]
。Ghose （1976）用印度两个区域数近0的正值）
据，不仅做了二者的回归，而且将劳动投入强度（每英亩日劳动投入）、物质投入强度（肥料和化肥价值/净播种面积）和灌溉比例分别对净播种面积回归，还分农民类型、分区域、分时间段分析，结果认为小农场使用更多的单位劳动，土地更多灌溉，使用更多肥料，从而比大农场获得更多的单位产出。
认为，当劳动力市场存在大量剩余劳动力时，如果劳动力市场不完全导致农民真实劳动成本的影子价格与市场工资价格不同，如果土地租赁市场失灵阻止土地细分，那么将导致小规模的家庭农场的投入强度更高，从而产生反向关系。Barret
[17]
后续的研究开始逐步加入更多的控制变量。（1996）等认为保险市场不完全也可能产生反向[11]
Deolalikar （1981）加入了工资、土地价值两个独特
46
关系。不完全的保险市场妨碍完全的农业风险规避，土地市场失灵阻止小农增加种植面积，
此时，
的变量，认为IR 不是基于农民文化素养的有偏样
小农经受着食物安全压力，自然在自己的土地上论较多，而对于其IR 基本规律的争论相对较少。
过度使用生产投入。
1987年，江苏省进行土地适度规模经营和农第二，信息不对称引发的道德风险和监督成
业现代化建设试验，表明大体一个农业劳动力要本。Feder （1985）[18]
等指出由于大农场比小农场使
获得与农村其它行业劳力相当或略高的收入，他用更多的租赁劳动，在不完全监督下工资劳动者所必须经营的和能够有效经营的土地数量为15
比家庭劳动力更易于
“开小差”，所以大农场比小亩到25亩较适宜。[21]任治君（1995）[22]
认为，农业规
农场低效。大土地所有者最优的土地-劳动比较模经营与增加单位面积产量是两回事，在我国农高，以减少对劳动力的监督成本；而小规模农场仅业增产的压力下，提高单位面积产量是主要途径，使用家庭劳动力，家庭成员具有较强的工作激励，不可能走欧美各国发展大农场的道路，而只能走
监督和激励问题最小，易于过量的投入家庭劳动。
家庭小农场的道路。张光辉（1996）[23]
则认为，农业
第三，忽略了土壤质量、天气条件等基于地块规模经营与提高单产并行不悖，通过采用新品种、特征的相关变量。特定的地块特征往往是农民的施用化肥和推进机械化能够提高单产。然而，我国私人信息，且影响到种植面积、种植结构的决定
的现实是农户平均经营规模仅0.42公顷，与美国（Benjamin 1995；Lamb 2003）[19]
。土地质量通常难以
农场的195.2公顷、西欧各国18～69公顷、印度用变量来完全描述，农民也可能对天气条件和其2.9公顷、日本1.4公顷和韩国1.2公顷相比太分它冲击具有私人信息。如果土壤质量与作物产出散。是否推动规模经营，既不能依靠国外样本估计正相关但与地块或农场面积负相关（也许由于土的IR 规律，也不能仅仅看到发达国家规模化农业地需求增加导致高产土地被过多分割），分析者又的结果，需要用我国的数据进行基础研究，分析之缺少关于土壤质量的精确数据（如土壤营养），那后再下结论。
么估计方程中土壤质量变量的缺失会使估计系数也有一些学者已经着手研究我国农业中农场
有偏，从而产生特殊的反向关系。而且差的土地或规模与土地生产率之间的关系。Brandt （1985）[24]主
不利的冲击往往与大面积耕种选择的粗放低效型要回顾了中国东北战前（1930S ）的农场规模、生产生产模式相联系。
率和要素市场之间的关系。Benjamin and Brandt
第四，忽略了基于农民技能的变量。Assuncao
（2002）[25]
把中国农业中农场规模与生产率之间的
and Ghatak （2003）[20]
指出，在一个规模报酬不变和
反向关系归因于地方政府土地分配政策和不平均
劳动力市场完全的环境中，存在着一个范围，使得的非农工作机会。Chen （2005）[26]使用1990S 末农村
小规模农场对熟练农民有利可图而对非熟练农民经济研究中心（RCRE ）进行的中国农户调查面板却无利可图，农民技能的异质性和自我选择将产数据，检验了在平均农场规模较小且技术变动十生反向关系。
分轻微的中国农业中农场规模与生产率之间的关第五，统计和测量误差。Lamb （2003）指出，如系，结果使用工具变量后IR 基本消失（弱负相
果在接受调查时，较小地块或农场所有者考虑到关）。辛良杰等（2009）[27]用吉林省的农户调查数据
声望等因素，倾向于系统地高报他们的农场或地检验IR ，结果表明农户经营规模小于30亩时IR 块面积，那么面积测量误差也有可能导致反向关不明显，但超过30亩时IR 显著负相关，因此建议系。
20亩以下的农户进行土地流转，适度规模经营。
综上所述，IR 规律研究持续时间长达半个世五、我国文献对相关问题的争论
纪之久，其间各国农业发展已有较大进步，各个研究者使用的数据、研究方法也不尽相同，因而所得总体而言，我国学者对于农业规模经营的争
出的结论也多种多样。在我国，分散、
均田的小规
47
模土地经营方式向土地适度规模经营转变必然是一个长期的过程，我们需要进一步充分研究在我国IR 规律的具体表现，为政策制定提供依据。因此，需要进行必要的调查研究，搜集基于地块信息和农户信息的特定数据，运用区域水平、村庄水农户水平和地块水平的数据具体分析，运用更平、
多更精确地控制变量回归，以期得到满意的结论。
Journal of Development Studies . 1976.
[11]Deolalikar A. B. The inverse relationship be-tween productivit y and farm size:a test using regional data from India. American Journal of Agricultural E-
conomics . 1981:275～279.
[12]Surjit S. Bhalla and Prannoy R oy. Mis-Specifi-cation in Farm Productivity Analysis:The R ole of Land Quality. Oxford Economic Papers . 1988(03):55～73.
注释：
[13]Dwayne Benjamin. Can Unobserved Land Quality Explain the Inverse Productivity R elation-ship. Development Economics 1995:46～51. [14]Assuncao and H. B. Braido. Testing House-hold-Specific Explanations for the Inverse Produc-tivity R elationship. American Agricultureal Eco-
[1]Chayanov A. V. The theory of peasant economy . Madison:Universityof Wisconsin Press. 1926. [2]Sen A. K. An Aspect of Indian Agriculture. Eco-
nomic Weekly . 1962:243～266.
[3]Lin Justin Yifu. Collectivisation and China ’s a-gricultural crisis in 1959～1961. Journal of Political
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[15]Barrett. R econsidering conventional Explana-tions of the Inverse Pr oductivi-Size R elationship.
Economy . 1990:1687～1737.
[4]Sen A. K. Size of holding and productivity. Eco-
nomic Weekly . 1964:323～326.
[5]Berry R. A and Cline W. R. Agrarian structure
World Development :2009.01.
[16]Carter M. R. Identification of the inverse rela-tionship between farm size and productivity:An em-pirical analysis of peasant agricultural production.
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[7]Hall B. F. and LeVeen E. P. Farm Size and Eco-nomic Efficiency:The Case of California. American
Oxford Economic Papers . 1984:131～145.
[17]Barrett C. B. On price risk and the inverse farm size and productivity relationship. Journal of Devel-
op ment Economics . 1996(02):193～215.
[18]Feder G. The relation between farm size and farm productivity:The role of family labor, supervi-sion and credit constraints. Journal of Development
Journal of Agricultural Economics. 1978(11):589～600.
[8]Hoque A. Farm Size and Economic-Allocative Efficiency in Bangladesh Agriculture. Applied Eco-
Economics . 1985:297～313.
[19]Lamb R. L. Inverse productivity:Land quality, labor markets, and measurement error. Journal of
nomics . 1988(10):1353～1368.
[9]Bardhan P. B. Size. Productivity and R eturns to Scale:An Analysis of Farm-Level Data in Indian A-griculture. Journal of Political Economy . 1973:
Development Economics . 2003(01):71～95. [20]Assuncao and M. Ghatak. Can Unobserved Heterogeneity in Farmer Ability Explain the Inverse R elationship between Farm Size and Productivity?
48
1370～1386.
[10]Ajit Kumar Ghose. Farm Size and Land Produc-tivity in Indian Agriculture:A R eappraisal. The
Economics Letters . 2003:189～194.
《
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[24]Brandt L. Chinese-Agriculture and the Interna-[5]杨家驺：《关于美国农场规模问题的研究》，《农tional Economy, 1870～1930S:AR eassessment. Ex-
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[2]孟繁琪：《我国农业规模经济的前景与土地制度
（责任编校：日晟
）
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土地生产率与农场规模相关性
的经济学研究
周
阳
430019）
（武汉市社会科学院武汉
摘要：土地生产率和农场规模之间的关系是发展经济学中一个尚未完全破解的谜题。迄今为止，国内外已有大量的文献讨论二者之间是否存在反向关系，以及解释这种反向关系产生的原因。在新古典经济学的理论框架下，土地生产率与农场规模之间是不相关的，但现实中却发现了大量奇特的反向关系，对此的分析和解释大体可分为五类：第一，土地市场、劳动力市场、保险市场等存在市场不完全；第二，信息不对称引发的道德风险和监督成本；第三，忽略了土壤质量、天气条件等基于地块特征的相关变量；第四，忽略了基于农民技能的变量；第五，统计和测量误差。我国粮食安全始终是头等大事，分散、均田的小规模土地经营方式向土地适度规模经营转变是一个长期的过程，有必要对于二者之间关系的基本规律进行深入研究，为政策制定提供依据。
关键词：土地生产率中图分类号：F301
农场规模
反向关系
规模经营
文献综述
文献标识码：A
文章编号：1004-0730(2010)11-0044-
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土地生产率和农场规模之间的关系是发展经农场规模通常指农场拥有的总土地种植面积或者播种面积，两者之间的差异是未耕种处于轮休状态的土地面积；土地生产率通常用每单位土地产出的总价值来表示。迄今为止，国内外已有大量的文献讨论两者之间的关系。不管是实证检验还是理论推导，都围绕着二者之间是否存在反向关系（IR ，Inverse Relationship ），以及解释这种反向关系
[1]
产生的原因展开。Chayanov （1926）第一个发现了
续至今，研究者在非洲、亚洲、欧洲和拉丁美洲等
通俗来讲，IR 意味着，随着农场土地面积增加，单位土地产出可能会下降。这一经验规律对那些想要进行土地改革，减少土地集中，并期待以此来改善农业效率的发展中国家，具有重要的政策意义。因为，如果小规模农场比大规模农场更有效率的话，那么把后者的土地重新分配给前者将增加总的农业产出，获取更多食物，同时还能减少资产和收入的不平等。中国在改革开放之初，取消了生产队集体劳动的农业生产方式，广泛推行农村家庭联产承包责任制，实现了1978～1984年年均5.9%的种植业增长，增速超出之前1倍以上。Lin
[3]
（1992）认为从生产队到农村家庭联产承包责任
济学中一个尚未完全破解的谜题。在这一主题中，地均发现了这种反向关系。
在俄国农业中中小农场单位种植面积的产出更
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多，但直到1960年代Sen （1962）才首次用现代经
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济学方法论述了印度农业中二者之间具有显著的反向关系。此后，对这种反向关系的争论和验证持
制的制度变革贡献了1978～1984年产出增长的（y/s，亩均产出）与农场规模（s ，土地面积）之间是46.89%，是第一大来源。这个改革实例似乎反证了相互独立的。方程(3)两边同时取对数，有：
上述IR 确实存在，但IR 经验规律背后的理论支Ln(y )=β0+β1·Ln(a)+ε
（4）
撑仍然需要进一步探究。尤其在我国，粮食安全始终是头等大事，农业生产到底应该规模化经营、适其中，β0=1n(λ) 1，β1=。因此，新
度规模经营还是保持家庭联产承包责任制现状，古典分析加上一系列假设条件，土地生产率与农仍然争论不休。由于缺乏我国农业中IR 是否存场规模之间理论上不存在IR ，即，在估计方程（5）在，以及IR 产生根源的基础研究，并不能得出明时，
确的结论。本文试图对国内外关于这个主题的研究作一全面的综述，梳理研究思路。
Ln(S
)=β0+β1·Ln(a)+β2·Lns+ε（5）
β2的估计值应该无偏且等于零，a 中有关农一、新古典经济学的理论框架
场效率的外生不可选择的决定性因素（如天气、土壤、个人能力等）与农场规模无关。如果在分析中目前，理论和实证研究基本遵循新古典经济省略Ln(a)项，
则意味着农民面临着同样的土地、技学的理论框架，以Cobb-Douglas 生产函数为起点，术、能力和要素价格等。
建立如下的方程式（1）：
然而在现实中却发现了大量奇特的IR ，这与Y=A·S α·K β·L γ·exp(ε)
（1）
理论所揭示的完全相反。于是，一个难题就摆在研其中，
Y 为总产出，S 为种植面积，K 为非劳动究者的面前———
到底是新古典的理论框架本身存投入量，L 为劳动投入量，A 为技术因素（代表可观在问题，还是现实中的IR 关系值得怀疑。
察的农户和土地特征，以及与不同村庄、年份、作物生长相联系的特殊效应），ε为误差项。转化为二、经验研究的结论差异
货币形式的方程（2），如下：
y=a·s α·k β·l γ·exp(ε)
（2）
经验研究表明，土地生产率和农场规模之间其中，y=Y·p ，k=K·r ，l=L·w ，a=A ·p 的关系在发达国家是DR(directrelationship) ，而在r α
·w γ
发展中国家是IR 。这主要是因为，在发达国家的农p 、r 和w 分别为Y 、K 和L 的价格。
业生产中，资本要素相比劳动要素更加重要，而大在竞争性的环境下，如果没有外部性，而且规农场在借贷和管理物质资本方面具有较低的交易模报酬不变（α=1-β-γ，有大量文献在不同国家费用优势。相反，在发展中国家的农业生产中，劳都估计出的农业生产基本是规模报酬不变的），对动相对于资本更加重要，而小农场在激励劳动者于特定的种植面积，农民的行为将是通过选择投和监督劳动者成本方面具有优势。
入来最大化其期望利润。即，如下式：
Sen （1962、1964）[4]
通过对印度农业部门的实
max E[a·S α
β
γ
证研究表明，随着农场规模的扩大，以全要素生产k,l
·K ·l ·exp(ε)-k-l]
通过拉格朗日一阶求导，得到最优投入l *和率度量的农业生产效率提高，而单位土地产出水
r *
，并带入方程（2）中，有：
平则下降。Berry and Cline （1976）[5]
回顾了有关农场
y 规模和生产率的早期经验证据和经济计量问题，
=（λa) 1exp(ε)
（3）
并计算了许多国家小农场对大农场的生产率比值其中，λ=ββ·γγ·[E(exp(ε))]β+γ
（该指数在巴西东北部为5.63，在巴基斯坦Punjab 可见，在新古典的理论框架下，土地生产率
省是2.74，在马来西亚Muda 为1.48）。
但也有研究
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也给出了相反的结论，Sen （1964）首先对自己研究的数据基础和结论表示了怀疑，Rudra （1968）用农场管理数据进一步支持了Sen 的怀疑。Cornia （1985）利用15个发展中国家的数据对农场规模和要素投入、产出以及劳动生产率之间关系的分秘鲁和泰国，农场规模和农业析表明，在孟加拉、生产率之间呈正相关系。Deolalikar （1981）则发现在较高技术水平条件下IR 不成立。Huffman 和Evenson （2001）认为，在美国农业中，农场规模和生产率正相关或者不相关。[6]也有文献倾向于适度
[7]规模最有效率的结论。Hall&LeVeen（1978）对美
本选择问题，也非村庄效应的错误辨识，而是生产模式差异导致的（小农场具有非利润最大化行为，使用更多的单位投入，超过了市场上利润最大化
[12]
所限定的最优水平）。Bhalla and Roy （1988）利用
特有的印度农户肥料需求调查数据，加入灌溉比土壤质量变量（分土壤质地、土壤颜色和例变量、
土壤深度三类）和农场地块变量，认为正确计量外生土地质量之后，IR 减弱甚至消失。Benjamin
[13]（1995）用来自爪哇的调查数据，用OLS 、GLS 和
固定效应模型等方法分别估计了总产出价值与总土地面积、大米产出和收获面积、劳动投入和收获面积，以及利润和收获面积之间的线性关系，结果利润和收获面积之间的系数最接近1（最小0.94，
[14]最大0.97）。Assuncao and Braido （2007）用基于地
国加利福尼亚农业的研究发现，中型农场在成本节约方面表现最突出，要素比节约劳动的技术对
[8]
经济效率的贡献更大；Hoque （1988）同样发现孟
加拉的农场最佳规模为7英亩，小于7英亩时农场规模和效率之间正相关，大于7英亩时农场规模和效率之间负相关。
三、计量分析的方法差异
早期的IR 研究主要单纯检验土地生产率和农场规模之间，或者单位土地劳动投入与农场规模之间的两两关系，较少涉及其它的控制变量。
[9]Bardhan （1973）用印度农场调查数据把每英亩作
块特征的数据分析出IR 与未观察到的地块特征有关，而非家户特征。而且他们分地块数量特征、家户劳动力特征、种植结构特征进行了深入分析。但其中的疑问是家户的种植面积与土地生产率正相关，而地块种植面积与土地生产率负相关。
[15]
Barrett （2009）用来自马达加斯加的独特精确土
壤质量数据分析IR ，结果表明市场不完全对IR 只有很小影响，忽略的土壤质量变量则完全没有影响。
四、原因解释的异同
大量的文献对于IR 产生的原因进行了分析和解释，大体可分为五大类。
第一，土地市场、劳动力市场、保险市场等存
[16]在不完全要素市场。Sen （1962）、Carter （1984）等
物产出总价值对净播种面积回归，结果有三个区域的系数显著为负，有四个区域不显著异于零（接近0的负值，其中一个区域的某年份系数出现接
[10]
。Ghose （1976）用印度两个区域数近0的正值）
据，不仅做了二者的回归，而且将劳动投入强度（每英亩日劳动投入）、物质投入强度（肥料和化肥价值/净播种面积）和灌溉比例分别对净播种面积回归，还分农民类型、分区域、分时间段分析，结果认为小农场使用更多的单位劳动，土地更多灌溉，使用更多肥料，从而比大农场获得更多的单位产出。
认为，当劳动力市场存在大量剩余劳动力时，如果劳动力市场不完全导致农民真实劳动成本的影子价格与市场工资价格不同，如果土地租赁市场失灵阻止土地细分，那么将导致小规模的家庭农场的投入强度更高，从而产生反向关系。Barret
[17]
后续的研究开始逐步加入更多的控制变量。（1996）等认为保险市场不完全也可能产生反向[11]
Deolalikar （1981）加入了工资、土地价值两个独特
46
关系。不完全的保险市场妨碍完全的农业风险规避，土地市场失灵阻止小农增加种植面积，
此时，
的变量，认为IR 不是基于农民文化素养的有偏样
小农经受着食物安全压力，自然在自己的土地上论较多，而对于其IR 基本规律的争论相对较少。
过度使用生产投入。
1987年，江苏省进行土地适度规模经营和农第二，信息不对称引发的道德风险和监督成
业现代化建设试验，表明大体一个农业劳动力要本。Feder （1985）[18]
等指出由于大农场比小农场使
获得与农村其它行业劳力相当或略高的收入，他用更多的租赁劳动，在不完全监督下工资劳动者所必须经营的和能够有效经营的土地数量为15
比家庭劳动力更易于
“开小差”，所以大农场比小亩到25亩较适宜。[21]任治君（1995）[22]
认为，农业规
农场低效。大土地所有者最优的土地-劳动比较模经营与增加单位面积产量是两回事，在我国农高，以减少对劳动力的监督成本；而小规模农场仅业增产的压力下，提高单位面积产量是主要途径，使用家庭劳动力，家庭成员具有较强的工作激励，不可能走欧美各国发展大农场的道路，而只能走
监督和激励问题最小，易于过量的投入家庭劳动。
家庭小农场的道路。张光辉（1996）[23]
则认为，农业
第三，忽略了土壤质量、天气条件等基于地块规模经营与提高单产并行不悖，通过采用新品种、特征的相关变量。特定的地块特征往往是农民的施用化肥和推进机械化能够提高单产。然而，我国私人信息，且影响到种植面积、种植结构的决定
的现实是农户平均经营规模仅0.42公顷，与美国（Benjamin 1995；Lamb 2003）[19]
。土地质量通常难以
农场的195.2公顷、西欧各国18～69公顷、印度用变量来完全描述，农民也可能对天气条件和其2.9公顷、日本1.4公顷和韩国1.2公顷相比太分它冲击具有私人信息。如果土壤质量与作物产出散。是否推动规模经营，既不能依靠国外样本估计正相关但与地块或农场面积负相关（也许由于土的IR 规律，也不能仅仅看到发达国家规模化农业地需求增加导致高产土地被过多分割），分析者又的结果，需要用我国的数据进行基础研究，分析之缺少关于土壤质量的精确数据（如土壤营养），那后再下结论。
么估计方程中土壤质量变量的缺失会使估计系数也有一些学者已经着手研究我国农业中农场
有偏，从而产生特殊的反向关系。而且差的土地或规模与土地生产率之间的关系。Brandt （1985）[24]主
不利的冲击往往与大面积耕种选择的粗放低效型要回顾了中国东北战前（1930S ）的农场规模、生产生产模式相联系。
率和要素市场之间的关系。Benjamin and Brandt
第四，忽略了基于农民技能的变量。Assuncao
（2002）[25]
把中国农业中农场规模与生产率之间的
and Ghatak （2003）[20]
指出，在一个规模报酬不变和
反向关系归因于地方政府土地分配政策和不平均
劳动力市场完全的环境中，存在着一个范围，使得的非农工作机会。Chen （2005）[26]使用1990S 末农村
小规模农场对熟练农民有利可图而对非熟练农民经济研究中心（RCRE ）进行的中国农户调查面板却无利可图，农民技能的异质性和自我选择将产数据，检验了在平均农场规模较小且技术变动十生反向关系。
分轻微的中国农业中农场规模与生产率之间的关第五，统计和测量误差。Lamb （2003）指出，如系，结果使用工具变量后IR 基本消失（弱负相
果在接受调查时，较小地块或农场所有者考虑到关）。辛良杰等（2009）[27]用吉林省的农户调查数据
声望等因素，倾向于系统地高报他们的农场或地检验IR ，结果表明农户经营规模小于30亩时IR 块面积，那么面积测量误差也有可能导致反向关不明显，但超过30亩时IR 显著负相关，因此建议系。
20亩以下的农户进行土地流转，适度规模经营。
综上所述，IR 规律研究持续时间长达半个世五、我国文献对相关问题的争论
纪之久，其间各国农业发展已有较大进步，各个研究者使用的数据、研究方法也不尽相同，因而所得总体而言，我国学者对于农业规模经营的争
出的结论也多种多样。在我国，分散、
均田的小规
47
模土地经营方式向土地适度规模经营转变必然是一个长期的过程，我们需要进一步充分研究在我国IR 规律的具体表现，为政策制定提供依据。因此，需要进行必要的调查研究，搜集基于地块信息和农户信息的特定数据，运用区域水平、村庄水农户水平和地块水平的数据具体分析，运用更平、
多更精确地控制变量回归，以期得到满意的结论。
Journal of Development Studies . 1976.
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注释：
[13]Dwayne Benjamin. Can Unobserved Land Quality Explain the Inverse Productivity R elation-ship. Development Economics 1995:46～51. [14]Assuncao and H. B. Braido. Testing House-hold-Specific Explanations for the Inverse Produc-tivity R elationship. American Agricultureal Eco-
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