农地流转对农业资本深化的实证研究*

李姗姗，匡远配

(湖南农业大学经济学院，长沙 410128)

0 引言

资本深化被定义为资本密集度(K/L)的提高，即“资本—劳动比的上升”[1]。目前，我国农业部门正在经历着一个由传统劳动“过密型”生产方式向劳动节约型和资金密集型转变的农业资本深化过程[2]。罗浩轩[3](2013)提出农业资本深化就其本质而言是要素投入数量与要素投入效率的问题。匡远配等[4](2016)认为农业资本深化归根结底是要素投入结构和使用效率问题。吴多广[5](2017)认为农业资本深化与农业经济生产之间有着紧密关联性，农业资本深化是现代农业发展的特点。在农业劳动力向非农产业转移的情况下，加快农业资本深化是提高农业劳动生产率的重要方式[6]。由于农业资本的获取渠道少、增值空间小以及农业资本利用率偏低[7]等一些问题使依靠资本投入拉动农村经济发展的动力明显不足。农地流转是包含了经济、社会、生态等的一种综合效率，对农业生产具有重要的促进作用[8]。谢文宝等[9](2017)认为通过农地流转来合理配置资源，是实现农村经济发展的重要手段。农地流转的过程是农地资源合理配置与再利用的过程，不仅影响农业资本投入的数量而且还会影响农业资本效率，因此，农地流转具有促进农业资本深化的作用。2005—2015年全国农地流转的速度呈现出加快的趋势，从364.5万hm2增长到4.468 3亿hm2，增长约为12倍，截止2015年全国签订流转合同总数就有4 235.3万份，比2014年增长12.8%注数据来源《全国农村经济情况统计资料》统计数据。目前，对于农地流转对农业资本深化影响的理论研究很少，加上农地流转交易市场效率不高，农地流转促进农业资本深化的效果不佳。鉴于此，引出了文章所要研究的核心：农地流转影响农业资本深化的程度大小？农地流转带来的规模效应、劳动力的转移效应、技术效应等对农业资本要素是否达到帕累托改进的状态？

1 农地流转对农业资本增密的影响

该文将农业资本深化分解为农业资本增密和农业资本配置效率两个方面，从效应视角分析农地流转机制影响下农业资本深化作用过程，分别是农地流转的规模效应对农业资本增密的影响和农地流转的投资效应对农业资本配置效率的影响。农地流转数据来源于2005—2014年的《全国农村经济情况统计资料》，其他数据分别来自《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国住户调查主要数据》《中国金融年鉴》《中国区域经济》《中国农业年鉴》的历年统计数据资料。

1.1 模型构建

通过建立一个CD函数来说明农地流转对农业资本增密影响。被解释变量农业资本增密(KL)用资本—劳动比来代替，解释变量为各地区财政支农、农地流转规模比例、大中型拖拉机数量、城镇化率、人均GDP5个方面。构建计量经济模型：

LnKLij=α0+α1lnASSij+α2lnSTij+α3lnJXij+α4lnURij+α5lnPGDPij+θij

(1)

式(1)中,KLij表示农业资本增密，i表示时间数据从2005—2014年，j表示全国30个地区，α0表示常数项，θij表示随机误差项。

1.2 指标选取和描述性统计

选取2005—2014年我国30个省级行政单位(港澳、台、西藏地区未纳入统计)的面板数据，变量说明及描述性统计特征如表1所示，解释变量： ①各地区财政支农(亿元)(ASS)：指支援农村生产支出、农林水利气象等部门的费用。②农地流转规模比例(%)：(ST)：农村家庭流转的耕地面积/总承包地面积。③大中型拖拉机数量(台)(JX)：指专门用于农作物田间作业和以农作物田间作业为主进行综合利用的拖拉机。④城镇化率(%)(UR)：用城市和城镇人口驻地聚集区人口占全部人口的百分比。⑤人均国内生产总值(元)(PGDP)：总产出(即GDP总额，社会产品和服务的产出总额)/总人口。

表1 模型中变量的描述性统计特征

变量名称样本量均值标准差最小值最大值农业资本增密(KL)3001 8062 4912032 018各地区财政支农(ASS)30023918312899农地流转规模比例(ST)30016.02.14.230.2071.45大中型拖拉机数量(台)(JX)300115 855162 022 27 922 067城镇化率(UR)30051.1614.2226.9089.60人均国内生产总值(元)(PGDP)30028 41818 3465 39490 797

表2 农业资本增密受相关因素影响的模型估计结果

变量系数标准误T统计量P值lnASS0.289∗∗0.0982.960.003lnST0.112∗0.0532.130.034lnJX-0.858∗0.192-4.470.047lnUR3.459∗∗∗0.6075.70 0.000lnPGDP3.887∗∗∗0.32112.140.000常数项-27.279∗∗∗2.963-9.210.000 注:∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著

1.3 模型检验

(1)平稳性检验。运用stata12.0软件，选用SIC准则选择回归方程的滞后阶数，只有解释变量大中型拖拉机数量lnJX存在单位根，进行一阶差分后数据平稳。未对估计结果构成显著影响。

(2)Hausman检验：霍斯曼检验结果中的P值等于0表示拒绝原假设因而选择固定效应模型。如表2所示，运用固定效应模型进行回归分析结果。该文对农业资本增密的相关因素模型进行了回归，模型回归的R2值为0.575，表明模型整体拟合效果较好。

1.4 结果分析

(1)农地流转规模比例对农业资本增密具有正相关关系。农地流转推动了农业的规模化经营，培养了一批种养大户，促进家庭农场、农地股份合作社等新型农业经营主体的出现，创新了农业经营形式，为现代农业的人才培养体系打下坚实的基础。农地流转过程中促进了农业现代化技术的推广与运用，加速了农业生产资料在单位面积土地上的运作效率，农户、企业、合作社等在流转土地上普遍使用生物化学技术大大提高了农业产出效率，弥补了劳动力非农就业转移的损失。但是低效率的农业资本增密现象阻碍农业经济发展，农地流转的“非粮化”和“非农化”倾向往往是过度资本增密、资本深化的结果，没有实现可持续的资金与技术的协同发展，结果是农业增长仅仅体现在资本“堆积”上，没有实现全要素生产率的提高。

(2)财政支农、城镇化率、人均GDP与农业资本增密存在正相关关系，这说明国家财政投入，农民以及集体经济组织对农业生产资料投入扩大会引发农业资本增密现象发生，在劳动力非农转移情况下资金投入增加，每个劳动力将拥有更多的资本即农业资本增密。2014年我国城镇化率超过50%，农业劳动力流出数量增加，农业资本增密程度加深。人均GDP增长提高了农户的可支配收入，有更多的剩余资金可以用于投资，农户将有更多的资本拿来投资农业生产，农业资本积累集聚，农业资本增密提高。

(3)大中型拖拉机数量的指标与农业资本增密呈负相关关系。虽然理论上，随着农地流转的增进，农业机械总量与农业资本增密趋势是一致的。农业机械总量指标对农业资本增密却起着反向的影响效应，原因可能是：①价格效应。随着农业机械工业水平的提高，大型农机具的价格是逐年递减的，因此，其承载的资本不是增密了而是疏密了。②替代效应。农业技术进步有农业机械化主导和生物技术主导两个方向，因此影响农业资本增密的过程中，农业机械使用数量的提高和农业生物技术之间有替代作用，农业机械的使用可能导致生物技术运用的减少。由于农业进入高成本时代，特别是农药、化肥等生产资料的价格上升很快。所以，生物技术应用的减少相对降低了农业的资本密度。农业机械对劳动力是有替代作用的，劳动的工资支出也相应减少，这也相对降低了农业的资本密度。③平台瓶颈效应。尽管农地流转在不断加快，但“大国小农”仍然是基本国情、农情，户均耕地规模过小的格局仍没有根本改观在相当长的一段时间里，小农户依然是中国农业主流经营主体(陈锡文， 2018； 徐振宇， 2015) 2016年农户经营耕地0.67hm2以下的农户数超过80%，现代化、机械化、规模化高效农业仍任重道远，因此，鉴于这种瓶颈效应的存在，农业机械化带来的资本增密必然是缓慢的。

2 农地流转对农业资本配置效率的影响

2.1 模型构建

借鉴Jefferey Wurgler(1999)建立的模型，在估算农业资本效率时选择农业固定资本形成总额与农业增加值指标[10]。其中农业增加值用农林牧渔业增加值代替，为剔除价格变动的影响，对价格进行平减处理。被解释变量为农业资本配置效率(Y)用农业固定资本形成总额与农业增加值比值来代替。

该文将从2005—2014年人力资本存量、农地流转比率、市场化进程、经济发展水平、城乡二元经济结构、财政支农6个方面考察农业资本配置效率的影响因素。通过建立一个CD函数来说明农地流转对农业资本深化影响，构建计量经济模型：

Yij=α1+β1JSij+β2SJij+β3EJij+β4TGij+β5RZij+β6CZij+φij

(3)

式(3)中，i=1， 2， 3， 4，……T；j表示全国各个省份； 解释变量分别为：经济发展水平、市场化进程、城乡二元经济结构、农地流转比率、人力资本存量、财政支农。α1表示常数项，Φ表示随机干扰项。

2.2 指标选取和描述性统计

选取2005—2014年我国30个省级行政单位(省、自治区、直辖市)的面板数据，变量说明及描述性统计特征如表3所示，解释变量：(1)经济发展水平(JS)：用人均国内生产总值衡量区域经济发展水平。(2)市场化进程(SJ)：该文选择樊纲等(2014)公布的2005—2014年的市场化指数[11](NERI 指数)。(3)城乡二元经济结构(%)(EJ)：该研究选择农村居民人均纯收入/城镇居民人均可支配收入比。(4)农地流转比率(%)(TG)：农村家庭流转的耕地面积/总承包地面积。(5)人力资本存量(RZ)：该文用农户家庭劳动力人均受教育年限度量人力资本状况。(6)财政支农(亿元)(CZ)：国家财政用于农业支出的总额来衡量。

表3 模型中变量的描述性统计特征

变量名称样本量均值标准差最小值最大值农业资本配置效率(Y)3001.915.30-35.6837.27经济发展水平(JS)3002.811.910.489.53市场化进程(SJ)3007.842.253.0914.45城乡二元经济结构(EJ)3000.350.060.220.54农地流转比率(TG)30016.0214.230.2071.45人力资本存量(RZ)3008.570.976.3812.03财政支农(CZ)300238.81183.2311.84899.31

2.3 模型检验

(1)平稳性检验。运用stata12.0软件，选用SIC准则选择回归方程的滞后阶数， 6个变量之间是非同阶单整的，经济发展水平存在单位根，在保持变量经济意义的前提下，对前面提出的模型进行修正(表4)。进行一阶差分后数据平稳，未对估计结果构成显著影响。直接对原序列进行回归。

表4 农业资本配置效率影响因素序列平稳性检验

指标/检验方法LLC检验IPS检验ADF-F检验单位根农业资本配置效率(Y)-6.831(0.000)-6.918(0.000 0)24.262(0.000 0)否经济发展水平(JS)1.851(0.967 9)9.842(1.000 0)-1.92( 0.972 6)有市场化进程(SJ)-3.163(0.000 8)1.727(0.957 9)13.866(0.000 0)否城乡二元经济结构(EJ)-2.456(0.007 0 )2.070(0.980 8)33.587(0.000 0)否农地流转比率(TG)-3.237(0.000 6)-2.309 (0.010 5)13.188(0.000 0)否人力资本存量(RZ)-5.414(0.000 0)4.457 (1.000 0)31.990(0.000 0)否财政支农(CZ)-10.836(0.000 0)-1.242( 0.107 2)29.072( 0.000 0)否一阶差分经济发展水平(HJS)-8.348(0.000 0)-2.886 (0.001 9)-1.920( 0.972 6)否

表5 农业资本配置效率受相关因素影响的模型估计

变量名称系数标准误T统计量P值常数项14.950∗∗∗2.505.970.000市场化进程SJ11.139∗5.1232.170.031二元经济结构程度(EJ)0.183∗4.1330.9650.040人力资本积累(RZ)-0.1950.265-0.740.462农地流转比例(L.TG)9.533∗4.8291.970.048财政支农(CZ)-1.527∗0.334-4.560.037经济发展水平(D.JS)-1.5291.450-1.050.293 注:∗和∗∗∗分别表示在10%和1%的统计水平上显著。经济发展水平(D.JS)表示一阶差分后的统计量,农村土地流转规模比例(L.TG)表示滞后一期的统计量

(2)Hausman模型检验。在对部分指标进行处理时，将JS一阶差分作为指标，同时对其余5个变量同阶处理变为同阶单整，从而判断各解释变量之间是否存在协整关系。Kao检验其对应的P值均小于0.05，故可在5%水平上强烈拒绝“不存在协整关系”的原假设，认为存在协整关系表明各变量之间存在着长期的均衡关系。Hausman检验值为0.590 3拒绝原假设是随机效应模型，因而使用固定效应模型进行回归(表5)。

2.4 结果分析

整体结果显示，农地流转比例、市场化进程和城乡二元结构指标与农业资本配置效率具有正向的影响效应。财政支农指标对农业资本配置效率具有反向影响。(1)在10%的水平上显著意味着农地流转对农业资本配置效率具有正向相关关系，农户进行土地流转是有利于促进农村的社会资本效率的提高，同时具有周期性、阶段性，在第一阶段的时候农户进行规模进行所获得收益会对第二阶段进行投资，这样就符合了资本积累的原始意义，但长期来看，土地的供给是无弹性的，土地的价格在未来是持续上涨的，围绕土地进行的经济活动成本也将会上涨，成本上升，农民收益会受到影响。目前农产品交易存在着严重的市场交易信息不对称，导致农地流转交易的非平等性[12]，加上农村土地流转市场建设未完善，对农业资本配置效率的贡献不大。(2)财政支农占财政支出比例的变动率对农业资本配置效率变动具有反向作用，考虑其原因：①政府支农资金投入到农业产业或者农业基础设施中的资本投资存在无序、无效的情况。②财政支农资金占财政支出比例的变动率所代表的经济意义与该比例本身的经济意义有一定的差别。

3 农地流转对农业资本深化的影响

如图1所示，农地流转的规模经济效应和配置效应影响着农业资本深化。朱强等(2011)认为流转产生的规模效率对农业增产、资本密集影响效果最大[13]。农地流转的规模效应促进了要素之间的流动与重组，在土地流转过程中激发农户进行土地整理以及增加农业基础设施的投入，催生新一轮的农业科技需求[14]使投入的资本数量短时间聚集致使农业资本增密现象发生； 农地流转通过形成一种分拣机制，将农业内部资源进行利用分配，实现土地、资金等要素的联动，对农业资本深化起到推拉效应。政府部门通过完善土地交易市场，减少土地流转交易费用，有利于经营主体增加固定资产投资。同时，农地流转的过程是土地向生产效率高的农户流转，这些生产率高的农户提高了农具、农资等要素产出效率，从而提高资源的配置效率。因此，可以得到的结论是：农地流转对农业资本深化起到显著地促进作用。结果分析如下：

图1 农地流转对农业资本深化的影响

(1)农地流转从规模和质量两个方面是有利于资本深化的，农地流转过程本质上是农业资本增密的过程，因此，农地流转必然将推进农业由劳动密集型向资本密集型转变。农地流转扩大了农户耕地面积，短时间内农户投入生产要素数量增加。特别是当土地得到规模化流转时，农业资本是持续深化的。

(2)农地流转对农业资本深化作用方向是正向的，有效率的农地流转才能产生规模效应和投资效应，农地流转是区域农业生产规模化经营的必要条件，但不是充要条件。一方面家庭户均经营耕地面积扩大使农地边际产出和农地收益双双提高，有利于解决耕地细碎化问题，同时农地流转能进一步释放大量的农村劳动力，使资本和劳动力资源得到重新配置，进而影响农业资本增密； 另一方面，农地流转过程中投入增加，技术、管理等现代化农业生产要素流动加快且其作用明显增强，进而转变现代化管理经营模式来提高农业了资本投资效率。

(3)影响效果不显著的主要原因是农地流转效率较低。①目前农地流转市场建设未完善，处在充分竞争性失衡与市场失灵并存的状态之中[15]，导致农地流转交易效率不高。非市场配置只能导致土地资源流向的无序，配置效率低下。②农村受血缘和地缘为依托的“差序格局”影响较大，农地流转多以口头协议为主，流转形式不规范导致农地流转的效率低。③农业全要素生产率长期处于低水平发展致使农业资本存在过剩的压力[16]，而现有的农业生产能力不足以消化大量资本，有效的农业资本存量形成不足，农业资本积累水平低。资本存在浪费和低效利用的现象。这也是农地流转并没有促进农业资本效率持续提高和农业资本深化的重要原因。