供求视角下中国农地流转绩效的实证分析

时间:2022-09-01 10:08:19

供求视角下中国农地流转绩效的实证分析

【摘要】 三十年的中国农村改革,其农村土地制度初步得到有效的完善,在新的经济形势下,国家层面积极推动农村土地流转,鼓励各地加快土地流转的各项组织工作和流转速度。本研究在综合了国内外研究成果的的基础上,从供给与需求两方面因素分别对农地流转绩效指标进行回归分析,采用逐步回归的方法对较小的影响因素进行剔除,建立最优函数,并从农地供给与需求两方面提出结论与政策建议。

【关键词】 农地流转 供求视角 实证分析

随着我国经济发展,农村剩余劳动力流入城市,农村出现了普遍的劳动力不足,土地抛荒现象增多,自发的土地代耕、互换的形式客观上在探索着土地流转制度的发展。加快农村土地流转是提高农业生产要素自由流动程度的必由之路。

我国大部分学者对农村土地制度的研究,主要是对制约土地流转制度的因素进行论证分析,或通过对土地流转的参与主体,特别是对涉及到政府角度的,进行路径分析或者博弈分析并归纳完善土地制度的政策方向,为进一步推动农村土地流转提供理论参考。除此之外,由于前期土地流转的速度并不是非常高,对具体的数据统计方面不是非常的及时,自国家全面取消农业税费以及确立了农地流转制度的相关法规之后,农地流转规模得到快速提高。因此,对农地流转绩效的实证分析有待进一步加强。

一、农地供求影响因素选择与数据来源

假设可流转农地总量不变,农地流转比例值是在一定时期内通过市场需求者与供给者之间达成协议所流转的农村土地面积占农村可流转土地面积的百分比。农地流转比例是判定农地流转效率的直观因素,因此,研究农地流转绩效问题,需先从农地市场供求曲线的变化来判定农地流转比例是否有相应的提高,进而对影响农地流转比例变化的主要因素进行相关的实证分析。

根据国家农业部的数据及学者的统计研究结果整理,得出2000―2013年13年间全国年均农地流转比例。通过对农地流转的具体可量化的供求影响因素的了解,得出影响农地流转比例的供给变量包括:农村居民家庭平均每人纯收入(X1)、农村人均工资性收入(X2)、农村人均农业收入(X3)、国家三农支出(X4)、国家GDP增长率(X5);影响农地流转比例的需求因素包括:农村平均每户常住人口(Y1)、农产品生产资料价格指数(Y2)、农业各税(Y3)、谷物产量(Y4)、农用机械总动力(Y5)。数据来源:国家统计局1999―2014各年度统计年鉴。

二、影响农地供给各要素与农地流转比例关系的回归分析

对影响农地供给各要素与农地流转比例进行多元线性回归,并检验其显著性。用计量经济软件进行普通最小二乘估计模型,得出如下回归模型:

Log(Z)=5.73-12.17Log(X1)+6.95Log(X2)+6.42Log(X3)+0.31Log(X4)-1.06Log(X5)

(0.26) (-0.95) (0.95) (1.05) (0.16) (-1.02)

R2=0.912 F=10.392 D.W.=1.422

由于R2较大,且接近1,同时F=10.392>F0.05(5,6)=

5.05,故证明在5%的显著性水平下该模型拟合优度较高,且模型的线性关系显著成立,即农地流转比例变化的91.22%可由影响农地供给各要素来解释。但由于各要素X前参数估计值未能通过t检验,且X1、X5的估计值符号的经济意义不合理。故需对模型再进行逐步回归来修正,找出最简单的回归形式并逐步回归。

先分别对影响农地供给各要素进行回归:

(1)Log(Z)=-13.05+1.80Log(X1) (2)Log(Z)=-8.54+1.43Log(X2)

R2=0.8717 D.W.=0.94 R2=0.8651 D.W.=1.07

(3)Log(Z)=-15.30+2.4Log(X3) (4)Log(Z)=-5.53+

0.89Log(X4)

R2=0.8737 D.W.=0.99 R2=0.8775 D.W.=0.99

(5)Log(Z)=-0.95+1.1Log(X5)

R2=-0.0191 D.W.=0.38

可见,影响农地供给各要素中国家三农支出对农地流转比例变化影响最大,也符合实际,因此选(4)作为初始的回归模型。

再以X4为初始变量,逐步将各影响因素导入初始模型中,找出最佳回归模型,结果表明:当以X4为初始模型,逐步加入其他因素时,R2是下降的,即引入因素X1、X2、X3、X5,修正的拟合优度反而略有下降。同时都未能通过t检验,且X2、X5参数符号与经济意义不符。因此,最终的农地流转比例模型应是以Log(Z)=-5.53+0.89Log(X4)为最优,即国家三农支出量才是对农地流转比例变化的最重要因素。农村居民家庭平均每人纯收入、农村人均工资性收入及农村人均农业收入是农地流转的正相关因素,非最重要因素,而国家GDP增长率对农地流转比例的变化无多大相关性。

三、影响农地需求的各要素与农地流转比例的回归分析

对影响农地供给各要素与农地流转比例进行多元线性回归,并检验其显著性。用计量经济软件进行普通最小二乘估计模型,得出如下回归模型:

Log(Z)=-3.28-13.89Log(Y1)-0.13Log(Y2)+1.25Log(Y3)+7.48Log(Y4)-4.28Log(Y5)

(-0.06) (-0.61) (-0.07) (1.62) (1.06) (-1.10)

R2=0.9112 F=21.53 D.W.=2.02

由于R2较大,且接近1,同时F=121.53>F0.05(5,6)=

5.05,故证明在5%的显著性水平下该模型拟合优度较高,且模型的线性关系显著成立,即农地流转比例变化的91.12%可由影响农地需求各要素来解释。但由于各要素Y前参数估计值未能通过t检验,且Y2、Y5的估计值符号的经济意义不合理。故需对模型再进行逐步回归来修正,找出最简单的回归形式并进行逐步回归。

先分别对影响农地供给各要素进行回归:

(1)Log(Z)=49.0-33.76Log(Y1) (2)Log(Z)=-27.8+

6.33Log(Y2)

R2=0.9195 D.W.=1.66 R2=0.2129 D.W.=0.79

(3)Log(Z)=-5.3+0.99Log(Y3)

(4)Log(Z)=-85.9+10.24Log(Y4)

R2=0.9177 D.W.=1.51 R2=0.8345 D.W.=1.01

(5)Log(Z)=-34.1+3.2Log(Y5)

R2=0.8958 D.W.=1.09

可知,在影响农地需求各因素中农村平均每户常住人口对农地流转比例的影响最大,符合经济意义,故选Y1作为初始回归模型进行分析。

再以Y1为初始变量,逐步将个影响因素导入初始模型中,找出最佳回归模型,结果可知,当以Y1为初始模型逐步加入其他因素时,调整的R2有增有减。

引入因素Y2时,修正的拟合优度反而略有下降,同时Y2参数估计值未能通过t检验,所以剔除Y2;去掉Y2,引入Y3,拟合优度有所提高,同时可以看到参数估计值却未通过t检验,显著性水平不太高,但此时该变量在经济关系上对模型的作用是较大的,所以仍然不能简单地剔除Y3;引入Y4、Y5后,拟合优度都有所下降,同时也未通过t检验,且Y5前的参数估计值的符号与经济意义不符。

因此,Y2、Y4、Y5在最优模型中是需要剔除的,在影响农地需求各要素方面,最优函数为:Log(Z)=23.16-17.74Log(Y1)+0.48Log(Y3),即在影响农地需求各要素中农村平均每户常住人口与农业各税对农地流转比例的影响程度是最高的。

四、结论与政策建议

国家在农地流转参与主体中越来越扮演服务者的角色,国家要想提高农地流转比例,需要经过干预,提高农地流转供给量,同时不必要使农地流转需求量增长过快,所以提高供给、控制需求是当前政策的出发点。

通过以上分析,国家对于农地流转市场中的政策包括:第一,从影响农地供给主要因素着手,继续增加三农支出,同时为了有效控制需求膨胀,在农村科技水平方面,增加中小型农用机械,但在大型农用机械方面应逐步规划。第二,宏观上保持国家经济持续稳定是重中之重,同时没有必要强调GDP的增长速度对农地流转的影响。第三,从影响农地需求主要因素着手,减少农村居民平均每户常住人口对农地流转作用很大,结合实际,政府在现阶段需有效控制农村剩余劳动力向城市转移,避免农地流转需求过旺。第四,政府应充分利用农业各税对农地流转市场的调节作用,规范市场,有效控制农地流转需求,促进农地流转市场的有效竞争。第五,农产品生产资料价格指数对农地流转作用并不明显,所以保证农民人均收入的增长幅度大于农产品生产资料价格的增长幅度即可。

【参考文献】

[1] Coase・R:The Problem of Socail Cost[J].lawEeo.Oet,1960(3).

[2] 赵德起:中国农村土地产权制度效率的经济学分析[M].经济科学出版社,2010.

[3] 覃美英、程启智:农村土地使用权流转市场困境的成因探析[J].农业经济,2007(7).

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