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摘要 土地是农业社会中小农户最重要的生产资料。在劳动力和资金等要素市场不够完善的情况下，参与土地流转成为小农获取土地以匹配家庭其他生产资料，从而提高其生计的重要途径。不过，鲜有研究揭示土地流转在多大程度上、并通过何种途径影响农户的效率，因而有学者主张应将土地转入能人之手。为了探究土地流转能否提高参与者的生产效率、提高多少以及如何提高，本研究依据416个牧户的实地调研数据，运用MetafrontierDEA方法，对资源平衡效应、能力效应和综合效应三种效应假说进行验证，分析草地流转市场对牧户技术效率的影响。结果显示：①从户主的年龄和受教育程度来看，草地转出户的能力确实低于转入户的能力，草地呈现出向能人聚集的现象。②相对于未参与草地流转的牧户而言，参与了草地流转，包括转入和转出的牧户技术效率显著提高（增幅2.75%）。③将参与草地流转的牧户细分发现，转入草地牧户和转出草地牧户的技术效率均显著高于未参与草地流转的牧户的技术效率（增幅分别为2.76%和3.36%），而转入户和转出户的技术效率差异并不显著。这表明，草地流转市场对牧户技术效率的提高主要来自“资源平衡”效应，即牧户通过转入草地来匹配家庭多余的劳动力、牲畜和打草机等生产性资产；或通过转出部分草地，使剩余草地与家庭中其他生产要素匹配，从而使牧户的各种家庭资源从“失配”状态调整到“适配”状态。而牧户能力的高低并没有显著影响效率，说明草地流转效应中，“能人”效应的作用有限。因此，在現有经营环境下，政策主要应规范和引导土地流转市场，促进参与者自愿进入土地市场以获得效率提升，而不必过于强调将土地转入能人之手。
关键词 草地流转；牧户效率；“能人”效应；“资源平衡”效应；MetafrontierDEA方法
中图分类号 F327.8 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2018）03-0076-10 DOI：10.12062/cpre.20171012
草原畜牧业是全球最可持续的食物生产体系之一[1]，也是干旱半干旱地区主要的土地利用方式和广大牧民的重要收入来源[2-4]。中国是世界上第二草地大国，拥有各类天然草原近4亿 hm2，占国土总面积的40%。草原养育了4 000万人口，是牧民的主要生计来源、畜牧业生产基地以及我国北方重要的生态屏障。历史上草原一直为社区牧民共享，畜牧业采取逐水草而居的游牧/半游牧方式。自1980年代初起，随着牲畜和草原双承包及其后“双权一制”在牧区的实施，草原畜牧业变成了以单家独户为主的经营方式。随之而来的问题是，原有畜牧业生产体系中“人（劳动力）—草（地）—（牲）畜—生产性资产”的配置被打破，加上之后的家庭细分，导致了牧户不同程度生产要素的失配。对于遵循生产要素匹配“木桶效应”的牧业而言，其生产水平的高低取决于这些要素中的短板。牧业生产要素的失配从不同程度上导致牧户生计水平的降低和牧业生产的效率损失。理论和经验研究表明，土地租赁市场能够通过调节土地与农户家庭的其他资源匹配，或将土地从经营能力较弱（lessable）的农户转移到经营能力较强（moreable）的农户手中，从而提高生产效率[5-8]。草地流转市场效果如何？是否也能提高牧户效率？提高多少？如何提高？研究这些问题意义重大，一是因为目前缺乏效率的牧业生产[9]使整个放牧系统深陷“维持生计—增加牲畜数量—草地退化—生计水平降低—增加牲畜”的恶性循环[10-11]。尽管政府采取了一系列草原生态治理措施和政策以减缓草原退化、恢复草原生态功能和改善牧民生计，但总的来说牧户收入改善和生态治理的效果差强人意[12-15]。二是因为草原牧业经营中存在的资源失配现象导致的后果可能比农区更为严重。相对于农业生产中“人—土地—其他生产要素” 的有机结合，牧业生产增加了“牲畜”这一关键要素。牧业生产中草地资源相对其他要素的不足，除不能使其与这些要素有效匹配，组成一个水平较高的“木桶”的之外，还可能由于牲畜在其上不断觅食游走导致“蹄灾”[16-17]。因此，对牧业生产而言，草地租赁市场成为牧户调节资源匹配、改善牧业生产从而提高生计水平的重要手段。而随着牧业生产的改善和牧民生计的提高，恶性循环有望被打破，草原生态环境可望得到恢复。但到目前为止，没有足够证据显示草地租赁能够提高牧业效率，更缺乏能够明确揭示土地流转市场对参与者效率影响机制及影响程度的研究。阐明草地流转市场对牧户技术效率的影响程度，特别是揭示草地租赁市场对效率影响的机制，有利于政策引导和规范草地流转市场的良性发展。为此，本文依据作者对内蒙古东部草原416个牧户的实地调研数据，运用MetafrontierDEA方法，分析了土地流转对参与者效率影响的途径或机制。
1 文献综述
土地是最重要的农业生产资料。了解土地流转市场的驱动力和福利影响对许多人多地少、以农为主的发展中国家而言，具有非凡的意义[18]。在金融市场缺乏、劳动力市场不完善（由于难于监督劳动投入的质量和数量等）以及其他要素市场发育不良的情况下，土地流转市场为那些缺乏土地但具有生产能力的农户提供生产的可能，也因此成为农户调节要素禀赋的最常用手段[7]。不过，遗憾的是，由于尚未发现牧区草地流转对牧户效率影响的研究，因此，本文从一般土地流转的驱动力、流转对效率的影响及其研究方法方面进行文献综述，并据此提出本文的研究假说。
1.1 土地流转的驱动力
有关家庭层面土地流转（租赁）驱动力的经验研究基本上建立在农户模型上[19-20]。主要的自变量和控制变量可以分为三类：一是农户特征，主要用来反映其经营能力，包括户主的基本情况（假定家庭的土地流转和其他与农业生产有关的行为主要由户主作出），如年龄、性别、受教育程度等，也可以是一个综合反映农户能力的指标[8，21]；二是家庭拥有的资源禀赋及其匹配状况，包括土地、劳动力和有关资产等；三是可能鼓励或制约农户参与土地流转市场的有关制度和政策环境，如土地产权的安全性、法律限制[22]以及土地流转的补贴政策等。 现有文献显示农户资源的“失配”和农户的经营能力是驱使其进入土地市场的关键[22-25]。如根据Holden and Ghubru[22]对埃塞俄比亚Tigray地区的研究，给定其他因素不变，拥有耕牛数量较多的家庭倾向于不租出土地，相反，土地资源较多的家庭则倾向于租出土地。在农户经营能力方面，男性劳动力较多以及户主受教育程度较高的家庭因更有能力经营农场而更倾向于不出租土地。Rahman[24]对孟加拉国的研究有类似的发现。自家耕地较多的农户，不倾向于租入但倾向于租出土地；而家庭拥有资产的情况正好相反，鼓励土地租入却不利于租出；家畜资产对农户参与土地流转市场的影响和其他家庭资产相同，但效果更为显著。
Jin and Jayne[8]对肯尼亚的研究也发现，经营能力强的农户更倾向与参与土地市场：租入户的年龄（55岁）显著小于未参与租赁户的（60岁），而受教育程度普遍高于未租户。不过，该研究没有发现家庭经营能力的综合指标（farming ability）在租入户、未租户和租出户之间有显著差异。家庭拥有的土地总面积和人均占有面积，租出者的显著高于未租户的，而租入者的恰好相反。新近对非洲撒哈拉地区的研究[25]再次证实了农户资源禀赋及匹配与农户经营能力对其参与土地流转市场的影响，如马拉维家庭土地拥有量较多的农户更愿意租出而不愿意租入土地，而成年人（用来代表劳动力）较多的家庭倾向于租入土地而不倾向于租出土地，户主的年龄（用来代表耕作经验）有完全相同的结果。赞比亚的情形与马拉维相似。
这说明，理性的农户很清楚如何将家庭资源的“木桶”保持在一个较为齐平的状态。在其他要素市场不完善时，他们通常将多余的土地租出，或租入适量的土地以匹配家庭现有的劳动力和资产，而当畜力和家庭其他资产较多时，则尽量保持家庭的土地数量能配上畜力的供应，以免淀积资本。同时，农户的能力差异也是推动其参与土地流转市场的关键。
1.2 土地流转与农业效率
自发参与的土地流转（租赁）具有促进效率和公平的双重作用[8，19]。主要原因在于，当非土地要素市场不完善时，土地市场起到了调配农户家庭土地和非土地资源的作用[5-6]；或在分配的土地偏离优化的经营规模时，土地市场可以通过将土地转移到生产能力更强的农户手中，从而提高生产总量和经济效率[26]。如Chamberlin & RickerGilbert[25]对非洲撒哈拉地区的研究发现，就全部样本而言，租入土地的农户福利提高，但租出土地却没有显著的福利影响。Jin & Jayne[8]对肯尼亚的研究发现，在不存在劳动力和其他要素市场时，土地租赁市场可使那些土地相对于劳动和其他要素不足的农户获得额外的土地，以匹配剩余的家庭劳动力和生产能力。在这种情况下，土地租赁市场不光促进农户效率的提高，也促进了公平。不过，在某些特定条件下，如在卢旺达[27]、布克纳法索[28]、印度[29]和埃塞俄比亚[23，30]，土地租赁市场也可能会使土地从贫地者手中转移到土地富有的农户手中，从而加剧土地的集中和转出土地户的贫困。
现有文献显示，早些时候的研究虽然探讨了土地租赁对农户效率的影响，但通常没有直接对效率进行比较。如Crookes & Lyne[31]通过比较租入者和租出者的投入和产出指标的差异来分析土地租赁对租出租入户效率和公平的影响；Deininger et al.[32]分析了农户的耕作能力对租入和租出土地的影响，发现如能将更多的土地提供给能力较强的农户，可发挥土地市场提高生产效率的功能。近期对菲律宾水稻农户的研究发现，土地租赁显著降低农户的技术效率，这在同类研究中这是个例外[33]。这可能跟菲律宾的土地政策有关。政策规定每個农户只能合法保留7 hm2自有土地，超出的面积分配给无地者或租赁出去等；陈训波[34]等分析了北京、上海和广东三省份农地流转对农户生产率的影响，发现农地流转降低农业技术效率，但能提高农业的规模效率，且规模效率的正效应大于技术效率的负效应，因而提高了农业生产率； 黄祖辉[21]等对江西稻农的研究显示，土地流转稻农的技术效率高于未流转的稻农。
多数研究表明，有效的土地流转市场可以提高农户效率，一方面因为农户会将闲置或利用不足的土地租给更为有效的农户，而不会选择放弃这一收入；另一方面，市场通过将土地从缺少与土地匹配的其他投入的家庭流向各项投入设备良好的家庭，允许其扩大土地规模从而提高效率。不过，土地流转究竟以何种途径影响参与者的效率，影响程度有多大依然有待明确。本文旨在就土地流转市场对参与者效率影响的机制方面做出一些努力。
1.3 研究方法及理论假说
文献中用来评价土地租赁对效率影响的方法主要有三类：①先测算出农户的效率，再用土地租赁的参与情况及其他自变量对效率值进行回归，看土地租赁变量对效率的影响。这又可以进一步区分为SFA一步法[21，33]和DEA加Tobit模型[34]。②将农户按其参与土地流转市场的情况分组，用生产函数估计土地市场对农户收入和农业产值等的影响[8，25]。③比较参与和未参与流转土地的农户的投入产出或收入状况，或从土地在不同特征农户中的流向推断流转市场对效率的影响[32，35]。虽然理论明确指出土地流转将土地从能力较弱者流向了能力较强者，或改善了参与市场的农户的资源匹配状况，但现有研究并未从方法上体现出这一结果。因此，需要找到一种合适的研究方法，使得参与流转的农户与没有介入土地市场的农户效率既能被测算，又可供比较，并且还能够据此揭示土地流转对牧户效率的影响机制或途径。
基于以上分析，给定现有的制度环境，在不考虑交易成本和不公平交易的情况下，本文提出以下三个研究假说：
假说1：参与土地流转有助于促进牧户的资源调配（R），即可使牧户将转入的土地和之前多余的非土地要素配合，补齐牧业生产“木桶”中的短板；或通过转出，将之前“木桶”上的长板截到尽量与其他要素齐平。本研究将这种效率的提升称为“资源平衡”效应（TER），并假定转入者的这一效应和转出者的相同，即TERin=TERout>0，因流转市场使得转入户和转出户的家庭资源都从“失配”趋于“适配”； 假说2：土地会从经营能力（A）较弱的牧户向经营能力较强的牧户流转，从而带来效率提高。在本研究中，这被称为“能人效应”（TEA）。假定相对于未参与草地流转的牧户，转入户的能力效应为TEAin，转出户的能力效应为TEAout，且TEAin>TEAout；
假说3：综合以上两种效应，只要牧户自愿参与土地流转市场，就可通过促进资源的合理调配和经营能力的发挥来提高其牧业经营效率。用TEinout表示参与草地流转（无论是转入还是转出）牧户的效率，TE表示未参与流转牧户的效率，有TEinout>TE。对于转入者来说，这一综合效率为TEin=TERin+TEAin；而对于转出者来说，这一综合效率为 TEout=TERout+TEAout。由于假定转入者的“能人”效应较转出者的大，即TEAin>Aout ，故TEin>TEAout。
2 分析框架
Metafrontier即共同前沿分析模型将用来验证以上三个假说，探讨牧户参与草地流转对效率的影响。效率估算基于生产理论和距离函数的概念，参照O’Donnell et al.，以下部分从共同前沿、牧户分组前沿及其技术效率和共同技术差距比几个方面来介绍Metafrointier理论模型[36]，并结合图示说明如何利用Metafrontier模型来估计草地流转对牧户效率的影响程度和影响方式。
2.1 共同前沿（Metafrontier）
用y和x分别代表牧户的真实产出和投入。共同技术集T（metatechnology set T）包含所有技术上可行的投入—产出组合，即：
与T相关的是投入和产出集。例如，对任何投入向量x，产出集可定义为：
产出集的边界为产出共同前沿。假定产出集满足Fre and Primont[37]的正则性特征，用产出共同距离函数代表技术，即：
该函数给出了一个牧户在既定的投入水平下可以产出的最大量。距离函数有与生俱来的产出集的正则性特征。当且仅当D（x，y）=1时，牧户的表现（x，y）可视为相对于共同前沿而言技术有效。
2.2 牧户分组前沿（Group frontiers）
假定每个牧户组具有自身可选的、代表其自身生产可能性前沿的技术集，这个技术集决定了其生产可能达到的高度。本研究中，我们分别将研究对象分成参与草地流转的牧户和没有介入流转的牧户两组，或者转入组、转出组和未租组。假定某组面临的资源和环境约束不允许该组的牧户从共同技术集T中选择全部技术上可行的投入—产出组合，但他们可以从该组自身的技术集中选择投入—产出组合：
如果将研究对象分成三个组，即k=1，2，3，图1显示了三组的单投入單产出生产可能性前沿。k组的前沿标记为k-k′并假定呈凸面分布，这三个组所特有的前沿包络了各组牧户所能生产的全部投入—产出组合。假定共同前沿也呈凸面分布，包络这三个组的前沿。
2.3 技术效率（Technical efficiency， TE）和共同技术比（Metatechnology ratios， MTR）
也就是说，代表了现有技术状态的共同前沿技术效率可以分解为k组的技术效率（代表现有的技术状态以及k组特有的自然、社会和经济环境）和k组的共同技术比（表明k组的前沿离共同前沿的远近）。
图1中G代表某个牧户的生产状况。若G为1组牧户，则其分组前沿效率值为TEk=OM/OB， 共同前沿效率值为TE=OM/OA，1组的共同技术比MTR=OB/OA。而如果G属于2组，则其分组前沿效率值、共同前沿效率值和2组的共同技术比分别为：
通过比较各组的平均共同前沿效率值，就可以知道每个组牧户效率水平的高低即他们的牧业生产表现情况。而通过比较各组的共同技术比，每个组所采用的技术状态也就一目了然。如，假定图1中G点分别代表两组牧户的平均牧业生产情况，那么，虽然2组的分组技术效率值高于1组，但1组的总体牧业生产水平高于2组，在投入相同的情况下，高出AB/OA。
3 数据来源及变量说明
本文数据来自于2011—2012年对内蒙古自治区两个重要的牧业盟市呼伦贝尔市和锡林郭勒盟的实地调研。呼伦贝尔和锡林郭勒草原类型多样，从东到西主要有草甸草原、典型草原、荒漠草原和沙地草原，涵盖了内蒙古的主要草地类型和1/3的草地总面积，以及内蒙古1/4的牧业生产。如2014年，呼伦贝尔市畜牧业总产值为93.7亿元，占全市第一产业比重的34%，占内蒙古自治区牧业总产值的7.8%；2015年锡林郭勒盟畜牧业总产值达到134.16亿元，占全盟农林牧业总产值比重70%，占内蒙古自治区牧业总产值的11.2%。无论从草地面积、草地类型和牧业生产的重要性方面，呼伦贝尔和锡林郭勒都是内蒙古较为典型的草原牧区。除锡林郭勒盟的阿巴嘎旗之外，这两个盟的所有12个纯牧业旗，即呼伦贝尔的陈巴尔虎旗、鄂温克旗、新巴尔虎左旗和新巴尔虎右旗，以及锡林郭勒盟的东乌珠穆沁旗、西乌珠穆沁旗、苏尼特左旗、苏尼特右旗、正蓝旗、正镶白旗、镶黄旗和锡林浩特市都被包括在调研之列。在满足代表性与随机性的前提下，调查采取分层随机抽样方式，依据牧户规模和草地面积大小，从每个牧业旗分别选取了2～7个牧业镇或苏木，每个乡镇或苏木抽取了3～4个嘎查，每个嘎查抽取4～8个牧户就其2011年牧业生产情况进行面对面访谈。所得适合本研究的有效问卷416份，其中，196份来自呼伦贝尔市的牧业四旗，另外的220份来自锡林郭勒盟的8个纯牧业旗。样本牧户特征见表1。
表1显示，户主平均年龄近45岁，初中毕业，多数人会说汉语。从牧业收入比重来看，样本牧户收入的74%来自牧业，这与纯牧区特征相符。家庭可用的劳动力为2，一般为夫妻二人。打草机等生产性资产投资接近2万元，年初存栏数为321个标准羊单位，与家庭承包的草场面积相近，平均不到1 hm2草地养活一个标准羊单位。有些超出承载力的规定，一般好的草原通常20亩草场养活一头标准羊。样本户参与草地流转较为活跃，总体而言，近47%即193户牧户参与了草场流转，其中2/3即129户参与了草场转入，1/3即70户参与了草场转出。值得一提的是，既参与转入草场又参与转出草场的有6户；未参与草场流转的牧户223户。 本文模型分析所用变量见表1的下面部分。进入DEA模型运算的变量有6个：①牧业收入，包括当年卖牲畜及其产品如牛奶、羊奶、牛皮、羊皮以及羊毛等的收入以及草场流转的收入；②机械投入，为牧户家庭机械如打草机、搂草机和拖拉机等的折旧费以及当年牧业生产消耗的燃油费。这部分如为租赁人家的话，则为租用机械设备的费用加上燃油费；③兽医兽药配种及其他相关投入；④草料投入，包括购买干草、饲料和添加剂等的费用；⑤劳动力投入，包括全年用于牧业生产的自家劳动力和雇佣劳动力；⑥牧户年初牲畜存栏量，按标准羊单位计算。折算标准为：1山羊=1绵羊=1标准羊，1牛=5标准羊，1马=6标准羊，1骆驼=7标准羊。转入户、未参与流转户和转入户的基本特征和牧业生产投入产出的描述性统计见表1。
4 结果与讨论
4.1 调研结果
表1呈现了基于一手调研数据的参与草场流转的牧户相对于未参与流转牧户的主要特征，即牧户在草地流转发生之前初始状态的家庭资源禀赋和人力资本状况。在一些经验中，农户的经营能力采用生产函数来估算，不过这一方法要求使用面板数据，而我们的数据为横截面数据，不支持这一方法，因此，根据文献综述和理论假说，我们选取了更为直观的户主年龄和受教育程度作为牧户经营能力的代理变量。用年初牲畜存栏量（标准羊单位）、牧户家庭拥有的生产性资产（如打草机、搂草机和拖拉机等）、家庭可用与牧业生产的劳动力人数以及家庭承包的草场面积来反映牧户家庭的资源禀赋，并用牧业收入比重来衡量牧户对牧业的依赖程度。结果显示，牧户的经营能力的确显著影响草地的流向。相对于未参与草地流转的牧户，转入草场的牧户户主显著年轻，而转出草场的牧户户主则显著年长，分别相差2.7和3.8岁。户主的受教育程度则呈现相反的趋势，即租入户的高于未租户的，而租出户的户主受教育程度显著低于未租户的，正好分别相差1年。从这两个指标来看，草地从年长而受教育程度低的牧户手中转移到年轻且文化程度更高的牧户手里。由于牧业经营是一件非常艰苦的活动，在目前单家独户的经营方式之下，每个牧户要独立承担接羔、放牧、剪毛、打草等多达数十种牧业生产活动，年长牧户较40岁出头的青壮年而言体能要差一些，而受教育程度高一些的牧户更有能力应对复杂的牧业生产活动。这两个指标似乎能够证实草地从经营能力较弱的家庭流向了经营能力较强的牧户，与诸多经验研究一致[8，21]。不过，这不能完全解释我们在调研中发现的既租入又租出土地的牧户。
另外，参与和未参与草地流转的牧户初始状态下家庭资源状况的差异显著。相对于非流转户而言，转入草地的牧户牲畜明显要多，而转出草地的牧户牲畜显著要少，家庭的生产性资产和可用劳动力也明显要少。例外的是，家庭承包的草场面积虽然3组牧户的平均数有预期的差异，但方差检验并不显著，这说明3组牧户在最初草地资源的持有方面基本相同。这是因为，草地在最初承包时是按照相同的原则如家庭人口和牲畜数量来分配的，每个家庭承包的草地较为均等。不过，每组牧户持有的其他资源量不同，要求匹配的草地资源也不等，使得草地流转得以在不同组牧户间流动。草地从经营能力较弱的牧户转移到能力较强的牧户手里，且从其他资源较贫乏的牧户转移到非土地资源相对富有的牧户手中，证实了许多经验研究的发现[8，22]。不过，我们并不能就此推断草地资源的这种流动会带来效率的提升，更无法得知提升了多少，且两种途径对于效率提升是否同等重要。
4.2 模型结果
为了验证第1部分提出的3个理论假说，我们对模型进行了设计。首先验证假说3的前一部分：只要牧户自愿参与草地流转市场，就可通过促进资源的合理调配和经营能力的发挥来提高其牧业经营效率，即TEinout>TE。模型设计如下：先将416个样本分为参与草地流转与未参与流转两组，然后对处理好的数据利用DEAP2.1软件以规模报酬不变的投入导向（inputoriented）模型进行技术效率的估计。分别得出参与组与未参与组的TEk，TE和MTR 值（表2）。表2中上部分为这两个组效率值和共同技术比的描述性统计，未参与草地流转组牧户的TE值为0.835，而参与了草地流转的牧户组，包括转入和转出户，TEinout值为0.858，表明参与组的整体牧业生产表现较未参与组的要好，即参与流转户的效率相对于未参与流转户而言技术效率提高了2.75%。为了验证这一初步结果在统计意义上的显著性，我们对这两组牧户的TE和MTR值进行了双样本异方差t检验（表3）。结果显示，相对于未参与草地流转的牧户，流转户有着更优的牧业表现和更佳的技术状态，两者都呈1%水平显著。这证实了参与土地流转可使牧户更有效地进行牧业生产。因此，假说3的第一部分得到了证实，TEinout>TE。
接着我们验证假说2，即牧户参与土地流转市场带来的效率提升是“能人”效应产生的（TEAin>TEAout）；假说1，“资源平衡”也发挥了一定的效应（TERin=TERout>0）；以及假说3的后一部分，即这两种效应的叠加，将使草地转入者的效率高于转出者的效率（TEin>TEout）。验证这些假说的模型设计如下：将416个样本分为转入、转出和未参与流转的牧户三组。按上文的程序对数据进行处理和各组技术效率的估计。三组的TEk，TE和MTR值的描述性统计见表2下面部分。可见，未参与草地流转组牧户的TE值为0.834，而参与了草地转入和转出的牧户组的值分别为TEin=0.857和TEout=0.863。转入组和转出组的共同前沿技術效率分别较未参与流转组提高了2.76%和3.36%。
双样本异方差t检验结果（表4）显示，相对于未参与流转户而言，转入户和转出户都有更优的牧业表现和更佳的技术状态，两者都呈1%水平显著。但转入户相对于转出户而言，效率差异却不显著，即TEin=TEout，即假说3（TEin>TEout）没有得到证实。由于TEin=TERin+TEAin，TEout=TERout+TEAout；又由于TERin=TERout，故TEAin=TEAout 即假说2（TEAin>TEAout）也没能得到证实。这说明，虽然转入户的能力要比转出户的强（表1），但在目前的经营环境下，其“能人”效应并未能发挥出来，土地流转对参与牧户效率的提升，主要在于“资源平衡”效应的贡献。即通过参与草地流转市场，牧户的资源组合状况得以改善，转入土地的家庭将之前土地资源的短板增高，使之与“木桶”上较高的牲畜、劳动力或机械等要素更有效地配合，而转出土地的家庭则由于将之前“木桶”上的草地长板截平，使之与其他非土地要素齐平。这样，假说1 （TERin=TERout>0） 就得到了证实。这一结果与Jin & Jayne[8]对肯尼亚土地市场研究的发现一致，他们运用生产函数测算得出，家庭经营能力的综合指标（farming ability）对土地租入户、未租户和租出户并无显著影响。 不同于Teklu and Lemi[38]对埃塞俄比亚的研究发现，即土地租赁市场没有起到调配资源比例的作用，我们的研究显示，草地流转更多的是通过调配牧户的资源，使之从参与流转之前的“失配” 趋向于流转之后的“适配”，从而带来效率的提升。这与Pender and Fafchamps[39]的发现一致，即参与土地租赁市场能够将农户的生产要素调配到合意的土地规模。遗憾的是，这是目前为止唯一一个证实土地租赁市场可以起到要素调配作用的正式研究，尽管使用的是一个土地租出的小样本案例。我们的研究为这一假说提供了一个强有力的案例支持。此外，这个研究还让我们有一个意外的发现：参与草地流转的牧户组整体技术状态值MTR（0.998）要高出未参与组的0.963，且转入组的技术状态0.984要高于转出组的0.976，而无论是转入组还是转出组，其技术状态都好于未参与流转组的0.962（表2）。双樣本异方差检验结果显示，所有的差异都呈1%水平显著（表3和表4）。这说明，参与草地流转还能够促进牧户对技术的采纳。
5 结论和建议
由于土地是农业社会生产者最为重要的生产要素和和生计来源，分析土地流转市场是否有助于提高其效率对农业社会来说非常重要。现有关于土地流转对效率影响的文献证实了：土地租赁市场能够提高效率，要么是由于土地从低能者流向了高能者，要么是改善了农户家庭资源的调配状况，或者两种作用兼而有之。但现有研究没有明确参与土地流转市场能在多大程度上提高参与者的效率，以及通过何种效应提高效率。这不利于提出具有针对性的政策建议。
本文将草场流转对效率的影响分解为两种效应：“资源平衡”效应和牧户的“能力”效应。利用作者对典型牧区的大样本牧户实地调研数据，运用可以比较不同组群生产效率的MetafrontierDEA分析方法，通过模型设计，探讨了参与草场流转市场对牧户效率的影响。研究发现，市场参与可以显著地提高牧户的技术效率。而效率提高的主要途径在于通过参与草地流转，牧户的资源得到调整，使其从参与流转之前的“失配”趋向于流转之后的“适配”。不过，研究意外发现，土地流转还能够促使参与者提升技术状态，从而提高地区的牧业生产率，这其中，土地转入户的贡献更大。
现有研究多建议将土地向种田能手流转（如黄祖辉等）[21]，以便提高效率。我们的这一研究发现，能力更强的牧户牧业生产表现并没有好于能力较弱的牧户，即研究没有证实牧户效率的提升是由于草地从能力较弱的经营者（转出户）转向能力较强的经营者（转入户）所致。这说明，在现有的经营环境下，“能人”效应暂时有限，关键是如何促进草地流转，实现资源优化配置。基于此，我们建议，目前情况下，土地不必强行向所谓的能人流动，而应让市场成为主导土地流转的力量，通过土地自发流转，使转入方和转出方原有“失配”的生产要素趋于“适配”，从而提高生产效率。政策需要做的是引导和规范土地自愿、有序地流转，促进土地流转市场的良性发育，这样不仅可以提高土地流转市场参与者的生产表现，还能够提升整个农业的技术状态和生产水平。不过，这仅是本案例的发现，这一研究结论是否能够得到推广，还有赖于将本文提出的研究方法运用到更广大的地区用更好的数据去检验。
参考文献（References）
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关键词 草地流转；牧户效率；“能人”效应；“资源平衡”效应；MetafrontierDEA方法
中图分类号 F327.8 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2018）03-0076-10 DOI：10.12062/cpre.20171012
草原畜牧业是全球最可持续的食物生产体系之一[1]，也是干旱半干旱地区主要的土地利用方式和广大牧民的重要收入来源[2-4]。中国是世界上第二草地大国，拥有各类天然草原近4亿 hm2，占国土总面积的40%。草原养育了4 000万人口，是牧民的主要生计来源、畜牧业生产基地以及我国北方重要的生态屏障。历史上草原一直为社区牧民共享，畜牧业采取逐水草而居的游牧/半游牧方式。自1980年代初起，随着牲畜和草原双承包及其后“双权一制”在牧区的实施，草原畜牧业变成了以单家独户为主的经营方式。随之而来的问题是，原有畜牧业生产体系中“人（劳动力）—草（地）—（牲）畜—生产性资产”的配置被打破，加上之后的家庭细分，导致了牧户不同程度生产要素的失配。对于遵循生产要素匹配“木桶效应”的牧业而言，其生产水平的高低取决于这些要素中的短板。牧业生产要素的失配从不同程度上导致牧户生计水平的降低和牧业生产的效率损失。理论和经验研究表明，土地租赁市场能够通过调节土地与农户家庭的其他资源匹配，或将土地从经营能力较弱（lessable）的农户转移到经营能力较强（moreable）的农户手中，从而提高生产效率[5-8]。草地流转市场效果如何？是否也能提高牧户效率？提高多少？如何提高？研究这些问题意义重大，一是因为目前缺乏效率的牧业生产[9]使整个放牧系统深陷“维持生计—增加牲畜数量—草地退化—生计水平降低—增加牲畜”的恶性循环[10-11]。尽管政府采取了一系列草原生态治理措施和政策以减缓草原退化、恢复草原生态功能和改善牧民生计，但总的来说牧户收入改善和生态治理的效果差强人意[12-15]。二是因为草原牧业经营中存在的资源失配现象导致的后果可能比农区更为严重。相对于农业生产中“人—土地—其他生产要素” 的有机结合，牧业生产增加了“牲畜”这一关键要素。牧业生产中草地资源相对其他要素的不足，除不能使其与这些要素有效匹配，组成一个水平较高的“木桶”的之外，还可能由于牲畜在其上不断觅食游走导致“蹄灾”[16-17]。因此，对牧业生产而言，草地租赁市场成为牧户调节资源匹配、改善牧业生产从而提高生计水平的重要手段。而随着牧业生产的改善和牧民生计的提高，恶性循环有望被打破，草原生态环境可望得到恢复。但到目前为止，没有足够证据显示草地租赁能够提高牧业效率，更缺乏能够明确揭示土地流转市场对参与者效率影响机制及影响程度的研究。阐明草地流转市场对牧户技术效率的影响程度，特别是揭示草地租赁市场对效率影响的机制，有利于政策引导和规范草地流转市场的良性发展。为此，本文依据作者对内蒙古东部草原416个牧户的实地调研数据，运用MetafrontierDEA方法，分析了土地流转对参与者效率影响的途径或机制。
1 文献综述
土地是最重要的农业生产资料。了解土地流转市场的驱动力和福利影响对许多人多地少、以农为主的发展中国家而言，具有非凡的意义[18]。在金融市场缺乏、劳动力市场不完善（由于难于监督劳动投入的质量和数量等）以及其他要素市场发育不良的情况下，土地流转市场为那些缺乏土地但具有生产能力的农户提供生产的可能，也因此成为农户调节要素禀赋的最常用手段[7]。不过，遗憾的是，由于尚未发现牧区草地流转对牧户效率影响的研究，因此，本文从一般土地流转的驱动力、流转对效率的影响及其研究方法方面进行文献综述，并据此提出本文的研究假说。
1.1 土地流转的驱动力
有关家庭层面土地流转（租赁）驱动力的经验研究基本上建立在农户模型上[19-20]。主要的自变量和控制变量可以分为三类：一是农户特征，主要用来反映其经营能力，包括户主的基本情况（假定家庭的土地流转和其他与农业生产有关的行为主要由户主作出），如年龄、性别、受教育程度等，也可以是一个综合反映农户能力的指标[8，21]；二是家庭拥有的资源禀赋及其匹配状况，包括土地、劳动力和有关资产等；三是可能鼓励或制约农户参与土地流转市场的有关制度和政策环境，如土地产权的安全性、法律限制[22]以及土地流转的补贴政策等。 现有文献显示农户资源的“失配”和农户的经营能力是驱使其进入土地市场的关键[22-25]。如根据Holden and Ghubru[22]对埃塞俄比亚Tigray地区的研究，给定其他因素不变，拥有耕牛数量较多的家庭倾向于不租出土地，相反，土地资源较多的家庭则倾向于租出土地。在农户经营能力方面，男性劳动力较多以及户主受教育程度较高的家庭因更有能力经营农场而更倾向于不出租土地。Rahman[24]对孟加拉国的研究有类似的发现。自家耕地较多的农户，不倾向于租入但倾向于租出土地；而家庭拥有资产的情况正好相反，鼓励土地租入却不利于租出；家畜资产对农户参与土地流转市场的影响和其他家庭资产相同，但效果更为显著。
Jin and Jayne[8]对肯尼亚的研究也发现，经营能力强的农户更倾向与参与土地市场：租入户的年龄（55岁）显著小于未参与租赁户的（60岁），而受教育程度普遍高于未租户。不过，该研究没有发现家庭经营能力的综合指标（farming ability）在租入户、未租户和租出户之间有显著差异。家庭拥有的土地总面积和人均占有面积，租出者的显著高于未租户的，而租入者的恰好相反。新近对非洲撒哈拉地区的研究[25]再次证实了农户资源禀赋及匹配与农户经营能力对其参与土地流转市场的影响，如马拉维家庭土地拥有量较多的农户更愿意租出而不愿意租入土地，而成年人（用来代表劳动力）较多的家庭倾向于租入土地而不倾向于租出土地，户主的年龄（用来代表耕作经验）有完全相同的结果。赞比亚的情形与马拉维相似。
这说明，理性的农户很清楚如何将家庭资源的“木桶”保持在一个较为齐平的状态。在其他要素市场不完善时，他们通常将多余的土地租出，或租入适量的土地以匹配家庭现有的劳动力和资产，而当畜力和家庭其他资产较多时，则尽量保持家庭的土地数量能配上畜力的供应，以免淀积资本。同时，农户的能力差异也是推动其参与土地流转市场的关键。
1.2 土地流转与农业效率
自发参与的土地流转（租赁）具有促进效率和公平的双重作用[8，19]。主要原因在于，当非土地要素市场不完善时，土地市场起到了调配农户家庭土地和非土地资源的作用[5-6]；或在分配的土地偏离优化的经营规模时，土地市场可以通过将土地转移到生产能力更强的农户手中，从而提高生产总量和经济效率[26]。如Chamberlin & RickerGilbert[25]对非洲撒哈拉地区的研究发现，就全部样本而言，租入土地的农户福利提高，但租出土地却没有显著的福利影响。Jin & Jayne[8]对肯尼亚的研究发现，在不存在劳动力和其他要素市场时，土地租赁市场可使那些土地相对于劳动和其他要素不足的农户获得额外的土地，以匹配剩余的家庭劳动力和生产能力。在这种情况下，土地租赁市场不光促进农户效率的提高，也促进了公平。不过，在某些特定条件下，如在卢旺达[27]、布克纳法索[28]、印度[29]和埃塞俄比亚[23，30]，土地租赁市场也可能会使土地从贫地者手中转移到土地富有的农户手中，从而加剧土地的集中和转出土地户的贫困。
现有文献显示，早些时候的研究虽然探讨了土地租赁对农户效率的影响，但通常没有直接对效率进行比较。如Crookes & Lyne[31]通过比较租入者和租出者的投入和产出指标的差异来分析土地租赁对租出租入户效率和公平的影响；Deininger et al.[32]分析了农户的耕作能力对租入和租出土地的影响，发现如能将更多的土地提供给能力较强的农户，可发挥土地市场提高生产效率的功能。近期对菲律宾水稻农户的研究发现，土地租赁显著降低农户的技术效率，这在同类研究中这是个例外[33]。这可能跟菲律宾的土地政策有关。政策规定每個农户只能合法保留7 hm2自有土地，超出的面积分配给无地者或租赁出去等；陈训波[34]等分析了北京、上海和广东三省份农地流转对农户生产率的影响，发现农地流转降低农业技术效率，但能提高农业的规模效率，且规模效率的正效应大于技术效率的负效应，因而提高了农业生产率； 黄祖辉[21]等对江西稻农的研究显示，土地流转稻农的技术效率高于未流转的稻农。
多数研究表明，有效的土地流转市场可以提高农户效率，一方面因为农户会将闲置或利用不足的土地租给更为有效的农户，而不会选择放弃这一收入；另一方面，市场通过将土地从缺少与土地匹配的其他投入的家庭流向各项投入设备良好的家庭，允许其扩大土地规模从而提高效率。不过，土地流转究竟以何种途径影响参与者的效率，影响程度有多大依然有待明确。本文旨在就土地流转市场对参与者效率影响的机制方面做出一些努力。
1.3 研究方法及理论假说
文献中用来评价土地租赁对效率影响的方法主要有三类：①先测算出农户的效率，再用土地租赁的参与情况及其他自变量对效率值进行回归，看土地租赁变量对效率的影响。这又可以进一步区分为SFA一步法[21，33]和DEA加Tobit模型[34]。②将农户按其参与土地流转市场的情况分组，用生产函数估计土地市场对农户收入和农业产值等的影响[8，25]。③比较参与和未参与流转土地的农户的投入产出或收入状况，或从土地在不同特征农户中的流向推断流转市场对效率的影响[32，35]。虽然理论明确指出土地流转将土地从能力较弱者流向了能力较强者，或改善了参与市场的农户的资源匹配状况，但现有研究并未从方法上体现出这一结果。因此，需要找到一种合适的研究方法，使得参与流转的农户与没有介入土地市场的农户效率既能被测算，又可供比较，并且还能够据此揭示土地流转对牧户效率的影响机制或途径。
基于以上分析，给定现有的制度环境，在不考虑交易成本和不公平交易的情况下，本文提出以下三个研究假说：
假说1：参与土地流转有助于促进牧户的资源调配（R），即可使牧户将转入的土地和之前多余的非土地要素配合，补齐牧业生产“木桶”中的短板；或通过转出，将之前“木桶”上的长板截到尽量与其他要素齐平。本研究将这种效率的提升称为“资源平衡”效应（TER），并假定转入者的这一效应和转出者的相同，即TERin=TERout>0，因流转市场使得转入户和转出户的家庭资源都从“失配”趋于“适配”； 假说2：土地会从经营能力（A）较弱的牧户向经营能力较强的牧户流转，从而带来效率提高。在本研究中，这被称为“能人效应”（TEA）。假定相对于未参与草地流转的牧户，转入户的能力效应为TEAin，转出户的能力效应为TEAout，且TEAin>TEAout；
假说3：综合以上两种效应，只要牧户自愿参与土地流转市场，就可通过促进资源的合理调配和经营能力的发挥来提高其牧业经营效率。用TEinout表示参与草地流转（无论是转入还是转出）牧户的效率，TE表示未参与流转牧户的效率，有TEinout>TE。对于转入者来说，这一综合效率为TEin=TERin+TEAin；而对于转出者来说，这一综合效率为 TEout=TERout+TEAout。由于假定转入者的“能人”效应较转出者的大，即TEAin>Aout ，故TEin>TEAout。
2 分析框架
Metafrontier即共同前沿分析模型将用来验证以上三个假说，探讨牧户参与草地流转对效率的影响。效率估算基于生产理论和距离函数的概念，参照O’Donnell et al.，以下部分从共同前沿、牧户分组前沿及其技术效率和共同技术差距比几个方面来介绍Metafrointier理论模型[36]，并结合图示说明如何利用Metafrontier模型来估计草地流转对牧户效率的影响程度和影响方式。
2.1 共同前沿（Metafrontier）
用y和x分别代表牧户的真实产出和投入。共同技术集T（metatechnology set T）包含所有技术上可行的投入—产出组合，即：
与T相关的是投入和产出集。例如，对任何投入向量x，产出集可定义为：
产出集的边界为产出共同前沿。假定产出集满足Fre and Primont[37]的正则性特征，用产出共同距离函数代表技术，即：
该函数给出了一个牧户在既定的投入水平下可以产出的最大量。距离函数有与生俱来的产出集的正则性特征。当且仅当D（x，y）=1时，牧户的表现（x，y）可视为相对于共同前沿而言技术有效。
2.2 牧户分组前沿（Group frontiers）
假定每个牧户组具有自身可选的、代表其自身生产可能性前沿的技术集，这个技术集决定了其生产可能达到的高度。本研究中，我们分别将研究对象分成参与草地流转的牧户和没有介入流转的牧户两组，或者转入组、转出组和未租组。假定某组面临的资源和环境约束不允许该组的牧户从共同技术集T中选择全部技术上可行的投入—产出组合，但他们可以从该组自身的技术集中选择投入—产出组合：
如果将研究对象分成三个组，即k=1，2，3，图1显示了三组的单投入單产出生产可能性前沿。k组的前沿标记为k-k′并假定呈凸面分布，这三个组所特有的前沿包络了各组牧户所能生产的全部投入—产出组合。假定共同前沿也呈凸面分布，包络这三个组的前沿。
2.3 技术效率（Technical efficiency， TE）和共同技术比（Metatechnology ratios， MTR）
也就是说，代表了现有技术状态的共同前沿技术效率可以分解为k组的技术效率（代表现有的技术状态以及k组特有的自然、社会和经济环境）和k组的共同技术比（表明k组的前沿离共同前沿的远近）。
图1中G代表某个牧户的生产状况。若G为1组牧户，则其分组前沿效率值为TEk=OM/OB， 共同前沿效率值为TE=OM/OA，1组的共同技术比MTR=OB/OA。而如果G属于2组，则其分组前沿效率值、共同前沿效率值和2组的共同技术比分别为：
通过比较各组的平均共同前沿效率值，就可以知道每个组牧户效率水平的高低即他们的牧业生产表现情况。而通过比较各组的共同技术比，每个组所采用的技术状态也就一目了然。如，假定图1中G点分别代表两组牧户的平均牧业生产情况，那么，虽然2组的分组技术效率值高于1组，但1组的总体牧业生产水平高于2组，在投入相同的情况下，高出AB/OA。
3 数据来源及变量说明
本文数据来自于2011—2012年对内蒙古自治区两个重要的牧业盟市呼伦贝尔市和锡林郭勒盟的实地调研。呼伦贝尔和锡林郭勒草原类型多样，从东到西主要有草甸草原、典型草原、荒漠草原和沙地草原，涵盖了内蒙古的主要草地类型和1/3的草地总面积，以及内蒙古1/4的牧业生产。如2014年，呼伦贝尔市畜牧业总产值为93.7亿元，占全市第一产业比重的34%，占内蒙古自治区牧业总产值的7.8%；2015年锡林郭勒盟畜牧业总产值达到134.16亿元，占全盟农林牧业总产值比重70%，占内蒙古自治区牧业总产值的11.2%。无论从草地面积、草地类型和牧业生产的重要性方面，呼伦贝尔和锡林郭勒都是内蒙古较为典型的草原牧区。除锡林郭勒盟的阿巴嘎旗之外，这两个盟的所有12个纯牧业旗，即呼伦贝尔的陈巴尔虎旗、鄂温克旗、新巴尔虎左旗和新巴尔虎右旗，以及锡林郭勒盟的东乌珠穆沁旗、西乌珠穆沁旗、苏尼特左旗、苏尼特右旗、正蓝旗、正镶白旗、镶黄旗和锡林浩特市都被包括在调研之列。在满足代表性与随机性的前提下，调查采取分层随机抽样方式，依据牧户规模和草地面积大小，从每个牧业旗分别选取了2～7个牧业镇或苏木，每个乡镇或苏木抽取了3～4个嘎查，每个嘎查抽取4～8个牧户就其2011年牧业生产情况进行面对面访谈。所得适合本研究的有效问卷416份，其中，196份来自呼伦贝尔市的牧业四旗，另外的220份来自锡林郭勒盟的8个纯牧业旗。样本牧户特征见表1。
表1显示，户主平均年龄近45岁，初中毕业，多数人会说汉语。从牧业收入比重来看，样本牧户收入的74%来自牧业，这与纯牧区特征相符。家庭可用的劳动力为2，一般为夫妻二人。打草机等生产性资产投资接近2万元，年初存栏数为321个标准羊单位，与家庭承包的草场面积相近，平均不到1 hm2草地养活一个标准羊单位。有些超出承载力的规定，一般好的草原通常20亩草场养活一头标准羊。样本户参与草地流转较为活跃，总体而言，近47%即193户牧户参与了草场流转，其中2/3即129户参与了草场转入，1/3即70户参与了草场转出。值得一提的是，既参与转入草场又参与转出草场的有6户；未参与草场流转的牧户223户。 本文模型分析所用变量见表1的下面部分。进入DEA模型运算的变量有6个：①牧业收入，包括当年卖牲畜及其产品如牛奶、羊奶、牛皮、羊皮以及羊毛等的收入以及草场流转的收入；②机械投入，为牧户家庭机械如打草机、搂草机和拖拉机等的折旧费以及当年牧业生产消耗的燃油费。这部分如为租赁人家的话，则为租用机械设备的费用加上燃油费；③兽医兽药配种及其他相关投入；④草料投入，包括购买干草、饲料和添加剂等的费用；⑤劳动力投入，包括全年用于牧业生产的自家劳动力和雇佣劳动力；⑥牧户年初牲畜存栏量，按标准羊单位计算。折算标准为：1山羊=1绵羊=1标准羊，1牛=5标准羊，1马=6标准羊，1骆驼=7标准羊。转入户、未参与流转户和转入户的基本特征和牧业生产投入产出的描述性统计见表1。
4 结果与讨论
4.1 调研结果
表1呈现了基于一手调研数据的参与草场流转的牧户相对于未参与流转牧户的主要特征，即牧户在草地流转发生之前初始状态的家庭资源禀赋和人力资本状况。在一些经验中，农户的经营能力采用生产函数来估算，不过这一方法要求使用面板数据，而我们的数据为横截面数据，不支持这一方法，因此，根据文献综述和理论假说，我们选取了更为直观的户主年龄和受教育程度作为牧户经营能力的代理变量。用年初牲畜存栏量（标准羊单位）、牧户家庭拥有的生产性资产（如打草机、搂草机和拖拉机等）、家庭可用与牧业生产的劳动力人数以及家庭承包的草场面积来反映牧户家庭的资源禀赋，并用牧业收入比重来衡量牧户对牧业的依赖程度。结果显示，牧户的经营能力的确显著影响草地的流向。相对于未参与草地流转的牧户，转入草场的牧户户主显著年轻，而转出草场的牧户户主则显著年长，分别相差2.7和3.8岁。户主的受教育程度则呈现相反的趋势，即租入户的高于未租户的，而租出户的户主受教育程度显著低于未租户的，正好分别相差1年。从这两个指标来看，草地从年长而受教育程度低的牧户手中转移到年轻且文化程度更高的牧户手里。由于牧业经营是一件非常艰苦的活动，在目前单家独户的经营方式之下，每个牧户要独立承担接羔、放牧、剪毛、打草等多达数十种牧业生产活动，年长牧户较40岁出头的青壮年而言体能要差一些，而受教育程度高一些的牧户更有能力应对复杂的牧业生产活动。这两个指标似乎能够证实草地从经营能力较弱的家庭流向了经营能力较强的牧户，与诸多经验研究一致[8，21]。不过，这不能完全解释我们在调研中发现的既租入又租出土地的牧户。
另外，参与和未参与草地流转的牧户初始状态下家庭资源状况的差异显著。相对于非流转户而言，转入草地的牧户牲畜明显要多，而转出草地的牧户牲畜显著要少，家庭的生产性资产和可用劳动力也明显要少。例外的是，家庭承包的草场面积虽然3组牧户的平均数有预期的差异，但方差检验并不显著，这说明3组牧户在最初草地资源的持有方面基本相同。这是因为，草地在最初承包时是按照相同的原则如家庭人口和牲畜数量来分配的，每个家庭承包的草地较为均等。不过，每组牧户持有的其他资源量不同，要求匹配的草地资源也不等，使得草地流转得以在不同组牧户间流动。草地从经营能力较弱的牧户转移到能力较强的牧户手里，且从其他资源较贫乏的牧户转移到非土地资源相对富有的牧户手中，证实了许多经验研究的发现[8，22]。不过，我们并不能就此推断草地资源的这种流动会带来效率的提升，更无法得知提升了多少，且两种途径对于效率提升是否同等重要。
4.2 模型结果
为了验证第1部分提出的3个理论假说，我们对模型进行了设计。首先验证假说3的前一部分：只要牧户自愿参与草地流转市场，就可通过促进资源的合理调配和经营能力的发挥来提高其牧业经营效率，即TEinout>TE。模型设计如下：先将416个样本分为参与草地流转与未参与流转两组，然后对处理好的数据利用DEAP2.1软件以规模报酬不变的投入导向（inputoriented）模型进行技术效率的估计。分别得出参与组与未参与组的TEk，TE和MTR 值（表2）。表2中上部分为这两个组效率值和共同技术比的描述性统计，未参与草地流转组牧户的TE值为0.835，而参与了草地流转的牧户组，包括转入和转出户，TEinout值为0.858，表明参与组的整体牧业生产表现较未参与组的要好，即参与流转户的效率相对于未参与流转户而言技术效率提高了2.75%。为了验证这一初步结果在统计意义上的显著性，我们对这两组牧户的TE和MTR值进行了双样本异方差t检验（表3）。结果显示，相对于未参与草地流转的牧户，流转户有着更优的牧业表现和更佳的技术状态，两者都呈1%水平显著。这证实了参与土地流转可使牧户更有效地进行牧业生产。因此，假说3的第一部分得到了证实，TEinout>TE。
接着我们验证假说2，即牧户参与土地流转市场带来的效率提升是“能人”效应产生的（TEAin>TEAout）；假说1，“资源平衡”也发挥了一定的效应（TERin=TERout>0）；以及假说3的后一部分，即这两种效应的叠加，将使草地转入者的效率高于转出者的效率（TEin>TEout）。验证这些假说的模型设计如下：将416个样本分为转入、转出和未参与流转的牧户三组。按上文的程序对数据进行处理和各组技术效率的估计。三组的TEk，TE和MTR值的描述性统计见表2下面部分。可见，未参与草地流转组牧户的TE值为0.834，而参与了草地转入和转出的牧户组的值分别为TEin=0.857和TEout=0.863。转入组和转出组的共同前沿技術效率分别较未参与流转组提高了2.76%和3.36%。
双样本异方差t检验结果（表4）显示，相对于未参与流转户而言，转入户和转出户都有更优的牧业表现和更佳的技术状态，两者都呈1%水平显著。但转入户相对于转出户而言，效率差异却不显著，即TEin=TEout，即假说3（TEin>TEout）没有得到证实。由于TEin=TERin+TEAin，TEout=TERout+TEAout；又由于TERin=TERout，故TEAin=TEAout 即假说2（TEAin>TEAout）也没能得到证实。这说明，虽然转入户的能力要比转出户的强（表1），但在目前的经营环境下，其“能人”效应并未能发挥出来，土地流转对参与牧户效率的提升，主要在于“资源平衡”效应的贡献。即通过参与草地流转市场，牧户的资源组合状况得以改善，转入土地的家庭将之前土地资源的短板增高，使之与“木桶”上较高的牲畜、劳动力或机械等要素更有效地配合，而转出土地的家庭则由于将之前“木桶”上的草地长板截平，使之与其他非土地要素齐平。这样，假说1 （TERin=TERout>0） 就得到了证实。这一结果与Jin & Jayne[8]对肯尼亚土地市场研究的发现一致，他们运用生产函数测算得出，家庭经营能力的综合指标（farming ability）对土地租入户、未租户和租出户并无显著影响。 不同于Teklu and Lemi[38]对埃塞俄比亚的研究发现，即土地租赁市场没有起到调配资源比例的作用，我们的研究显示，草地流转更多的是通过调配牧户的资源，使之从参与流转之前的“失配” 趋向于流转之后的“适配”，从而带来效率的提升。这与Pender and Fafchamps[39]的发现一致，即参与土地租赁市场能够将农户的生产要素调配到合意的土地规模。遗憾的是，这是目前为止唯一一个证实土地租赁市场可以起到要素调配作用的正式研究，尽管使用的是一个土地租出的小样本案例。我们的研究为这一假说提供了一个强有力的案例支持。此外，这个研究还让我们有一个意外的发现：参与草地流转的牧户组整体技术状态值MTR（0.998）要高出未参与组的0.963，且转入组的技术状态0.984要高于转出组的0.976，而无论是转入组还是转出组，其技术状态都好于未参与流转组的0.962（表2）。双樣本异方差检验结果显示，所有的差异都呈1%水平显著（表3和表4）。这说明，参与草地流转还能够促进牧户对技术的采纳。
5 结论和建议
由于土地是农业社会生产者最为重要的生产要素和和生计来源，分析土地流转市场是否有助于提高其效率对农业社会来说非常重要。现有关于土地流转对效率影响的文献证实了：土地租赁市场能够提高效率，要么是由于土地从低能者流向了高能者，要么是改善了农户家庭资源的调配状况，或者两种作用兼而有之。但现有研究没有明确参与土地流转市场能在多大程度上提高参与者的效率，以及通过何种效应提高效率。这不利于提出具有针对性的政策建议。
本文将草场流转对效率的影响分解为两种效应：“资源平衡”效应和牧户的“能力”效应。利用作者对典型牧区的大样本牧户实地调研数据，运用可以比较不同组群生产效率的MetafrontierDEA分析方法，通过模型设计，探讨了参与草场流转市场对牧户效率的影响。研究发现，市场参与可以显著地提高牧户的技术效率。而效率提高的主要途径在于通过参与草地流转，牧户的资源得到调整，使其从参与流转之前的“失配”趋向于流转之后的“适配”。不过，研究意外发现，土地流转还能够促使参与者提升技术状态，从而提高地区的牧业生产率，这其中，土地转入户的贡献更大。
现有研究多建议将土地向种田能手流转（如黄祖辉等）[21]，以便提高效率。我们的这一研究发现，能力更强的牧户牧业生产表现并没有好于能力较弱的牧户，即研究没有证实牧户效率的提升是由于草地从能力较弱的经营者（转出户）转向能力较强的经营者（转入户）所致。这说明，在现有的经营环境下，“能人”效应暂时有限，关键是如何促进草地流转，实现资源优化配置。基于此，我们建议，目前情况下，土地不必强行向所谓的能人流动，而应让市场成为主导土地流转的力量，通过土地自发流转，使转入方和转出方原有“失配”的生产要素趋于“适配”，从而提高生产效率。政策需要做的是引导和规范土地自愿、有序地流转，促进土地流转市场的良性发育，这样不仅可以提高土地流转市场参与者的生产表现，还能够提升整个农业的技术状态和生产水平。不过，这仅是本案例的发现，这一研究结论是否能够得到推广，还有赖于将本文提出的研究方法运用到更广大的地区用更好的数据去检验。
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