李?yuàn)檴櫍镞h(yuǎn)配

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，長(zhǎng)沙 410128)

0 引言

資本深化被定義為資本密集度(K/L)的提高，即“資本—?jiǎng)趧?dòng)比的上升”[1]。目前，我國(guó)農(nóng)業(yè)部門(mén)正在經(jīng)歷著一個(gè)由傳統(tǒng)勞動(dòng)“過(guò)密型”生產(chǎn)方式向勞動(dòng)節(jié)約型和資金密集型轉(zhuǎn)變的農(nóng)業(yè)資本深化過(guò)程[2]。羅浩軒[3](2013)提出農(nóng)業(yè)資本深化就其本質(zhì)而言是要素投入數(shù)量與要素投入效率的問(wèn)題。匡遠(yuǎn)配等[4](2016)認(rèn)為農(nóng)業(yè)資本深化歸根結(jié)底是要素投入結(jié)構(gòu)和使用效率問(wèn)題。吳多廣[5](2017)認(rèn)為農(nóng)業(yè)資本深化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)之間有著緊密關(guān)聯(lián)性，農(nóng)業(yè)資本深化是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的特點(diǎn)。在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的情況下，加快農(nóng)業(yè)資本深化是提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的重要方式[6]。由于農(nóng)業(yè)資本的獲取渠道少、增值空間小以及農(nóng)業(yè)資本利用率偏低[7]等一些問(wèn)題使依靠資本投入拉動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力明顯不足。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是包含了經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)等的一種綜合效率，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有重要的促進(jìn)作用[8]。謝文寶等[9](2017)認(rèn)為通過(guò)農(nóng)地流轉(zhuǎn)來(lái)合理配置資源，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的過(guò)程是農(nóng)地資源合理配置與再利用的過(guò)程，不僅影響農(nóng)業(yè)資本投入的數(shù)量而且還會(huì)影響農(nóng)業(yè)資本效率，因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有促進(jìn)農(nóng)業(yè)資本深化的作用。2005—2015年全國(guó)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的速度呈現(xiàn)出加快的趨勢(shì)，從364.5萬(wàn)hm2增長(zhǎng)到4.468 3億hm2，增長(zhǎng)約為12倍，截止2015年全國(guó)簽訂流轉(zhuǎn)合同總數(shù)就有4 235.3萬(wàn)份，比2014年增長(zhǎng)12.8%注數(shù)據(jù)來(lái)源《全國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)情況統(tǒng)計(jì)資料》統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。目前，對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本深化影響的理論研究很少，加上農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易市場(chǎng)效率不高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)業(yè)資本深化的效果不佳。鑒于此，引出了文章所要研究的核心：農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)業(yè)資本深化的程度大??？農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來(lái)的規(guī)模效應(yīng)、勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)等對(duì)農(nóng)業(yè)資本要素是否達(dá)到帕累托改進(jìn)的狀態(tài)？

1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本增密的影響

該文將農(nóng)業(yè)資本深化分解為農(nóng)業(yè)資本增密和農(nóng)業(yè)資本配置效率兩個(gè)方面，從效應(yīng)視角分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)機(jī)制影響下農(nóng)業(yè)資本深化作用過(guò)程，分別是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)資本增密的影響和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的投資效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)資本配置效率的影響。農(nóng)地流轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2014年的《全國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)情況統(tǒng)計(jì)資料》，其他數(shù)據(jù)分別來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)住戶(hù)調(diào)查主要數(shù)據(jù)》《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料。

1.1 模型構(gòu)建

通過(guò)建立一個(gè)CD函數(shù)來(lái)說(shuō)明農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本增密影響。被解釋變量農(nóng)業(yè)資本增密(KL)用資本—?jiǎng)趧?dòng)比來(lái)代替，解釋變量為各地區(qū)財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例、大中型拖拉機(jī)數(shù)量、城鎮(zhèn)化率、人均GDP5個(gè)方面。構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

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

(1)

式(1)中,KLij表示農(nóng)業(yè)資本增密，i表示時(shí)間數(shù)據(jù)從2005—2014年，j表示全國(guó)30個(gè)地區(qū)，α0表示常數(shù)項(xiàng)，θij表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.2 指標(biāo)選取和描述性統(tǒng)計(jì)

選取2005—2014年我國(guó)30個(gè)省級(jí)行政單位(港澳、臺(tái)、西藏地區(qū)未納入統(tǒng)計(jì))的面板數(shù)據(jù)，變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)特征如表1所示，解釋變量： ①各地區(qū)財(cái)政支農(nóng)(億元)(ASS)：指支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門(mén)的費(fèi)用。②農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例(%)：(ST)：農(nóng)村家庭流轉(zhuǎn)的耕地面積/總承包地面積。③大中型拖拉機(jī)數(shù)量(臺(tái))(JX)：指專(zhuān)門(mén)用于農(nóng)作物田間作業(yè)和以農(nóng)作物田間作業(yè)為主進(jìn)行綜合利用的拖拉機(jī)。④城鎮(zhèn)化率(%)(UR)：用城市和城鎮(zhèn)人口駐地聚集區(qū)人口占全部人口的百分比。⑤人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(元)(PGDP)：總產(chǎn)出(即GDP總額，社會(huì)產(chǎn)品和服務(wù)的產(chǎn)出總額)/總?cè)丝凇?/p>

表1 模型中變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

變量名稱(chēng)樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值農(nóng)業(yè)資本增密(KL)3001 8062 4912032 018各地區(qū)財(cái)政支農(nóng)(ASS)30023918312899農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例(ST)30016.02.14.230.2071.45大中型拖拉機(jī)數(shù)量(臺(tái))(JX)300115 855162 022 27 922 067城鎮(zhèn)化率(UR)30051.1614.2226.9089.60人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(元)(PGDP)30028 41818 3465 39490 797

表2 農(nóng)業(yè)資本增密受相關(guān)因素影響的模型估計(jì)結(jié)果

變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤T統(tǒng)計(jì)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常數(shù)項(xiàng)-27.279???2.963-9.210.000 注:?、??和???分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著

1.3 模型檢驗(yàn)

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用stata12.0軟件，選用SIC準(zhǔn)則選擇回歸方程的滯后階數(shù)，只有解釋變量大中型拖拉機(jī)數(shù)量lnJX存在單位根，進(jìn)行一階差分后數(shù)據(jù)平穩(wěn)。未對(duì)估計(jì)結(jié)果構(gòu)成顯著影響。

(2)Hausman檢驗(yàn)：霍斯曼檢驗(yàn)結(jié)果中的P值等于0表示拒絕原假設(shè)因而選擇固定效應(yīng)模型。如表2所示，運(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析結(jié)果。該文對(duì)農(nóng)業(yè)資本增密的相關(guān)因素模型進(jìn)行了回歸，模型回歸的R2值為0.575，表明模型整體擬合效果較好。

1.4 結(jié)果分析

(1)農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例對(duì)農(nóng)業(yè)資本增密具有正相關(guān)關(guān)系。農(nóng)地流轉(zhuǎn)推動(dòng)了農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營(yíng)，培養(yǎng)了一批種養(yǎng)大戶(hù)，促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)地股份合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的出現(xiàn)，創(chuàng)新了農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)形式，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的人才培養(yǎng)體系打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程中促進(jìn)了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化技術(shù)的推廣與運(yùn)用，加速了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料在單位面積土地上的運(yùn)作效率，農(nóng)戶(hù)、企業(yè)、合作社等在流轉(zhuǎn)土地上普遍使用生物化學(xué)技術(shù)大大提高了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率，彌補(bǔ)了勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的損失。但是低效率的農(nóng)業(yè)資本增密現(xiàn)象阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的“非糧化”和“非農(nóng)化”傾向往往是過(guò)度資本增密、資本深化的結(jié)果，沒(méi)有實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的資金與技術(shù)的協(xié)同發(fā)展，結(jié)果是農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)僅僅體現(xiàn)在資本“堆積”上，沒(méi)有實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提高。

(2)財(cái)政支農(nóng)、城鎮(zhèn)化率、人均GDP與農(nóng)業(yè)資本增密存在正相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明國(guó)家財(cái)政投入，農(nóng)民以及集體經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入擴(kuò)大會(huì)引發(fā)農(nóng)業(yè)資本增密現(xiàn)象發(fā)生，在勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移情況下資金投入增加，每個(gè)勞動(dòng)力將擁有更多的資本即農(nóng)業(yè)資本增密。2014年我國(guó)城鎮(zhèn)化率超過(guò)50%，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流出數(shù)量增加，農(nóng)業(yè)資本增密程度加深。人均GDP增長(zhǎng)提高了農(nóng)戶(hù)的可支配收入，有更多的剩余資金可以用于投資，農(nóng)戶(hù)將有更多的資本拿來(lái)投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)資本積累集聚，農(nóng)業(yè)資本增密提高。

(3)大中型拖拉機(jī)數(shù)量的指標(biāo)與農(nóng)業(yè)資本增密呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。雖然理論上，隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的增進(jìn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總量與農(nóng)業(yè)資本增密趨勢(shì)是一致的。農(nóng)業(yè)機(jī)械總量指標(biāo)對(duì)農(nóng)業(yè)資本增密卻起著反向的影響效應(yīng)，原因可能是：①價(jià)格效應(yīng)。隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械工業(yè)水平的提高，大型農(nóng)機(jī)具的價(jià)格是逐年遞減的，因此，其承載的資本不是增密了而是疏密了。②替代效應(yīng)。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步有農(nóng)業(yè)機(jī)械化主導(dǎo)和生物技術(shù)主導(dǎo)兩個(gè)方向，因此影響農(nóng)業(yè)資本增密的過(guò)程中，農(nóng)業(yè)機(jī)械使用數(shù)量的提高和農(nóng)業(yè)生物技術(shù)之間有替代作用，農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用可能導(dǎo)致生物技術(shù)運(yùn)用的減少。由于農(nóng)業(yè)進(jìn)入高成本時(shí)代，特別是農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)資料的價(jià)格上升很快。所以，生物技術(shù)應(yīng)用的減少相對(duì)降低了農(nóng)業(yè)的資本密度。農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)勞動(dòng)力是有替代作用的，勞動(dòng)的工資支出也相應(yīng)減少，這也相對(duì)降低了農(nóng)業(yè)的資本密度。③平臺(tái)瓶頸效應(yīng)。盡管農(nóng)地流轉(zhuǎn)在不斷加快，但“大國(guó)小農(nóng)”仍然是基本國(guó)情、農(nóng)情，戶(hù)均耕地規(guī)模過(guò)小的格局仍沒(méi)有根本改觀(guān)在相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)間里，小農(nóng)戶(hù)依然是中國(guó)農(nóng)業(yè)主流經(jīng)營(yíng)主體(陳錫文， 2018； 徐振宇， 2015) 2016年農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)耕地0.67hm2以下的農(nóng)戶(hù)數(shù)超過(guò)80%，現(xiàn)代化、機(jī)械化、規(guī)模化高效農(nóng)業(yè)仍任重道遠(yuǎn)，因此，鑒于這種瓶頸效應(yīng)的存在，農(nóng)業(yè)機(jī)械化帶來(lái)的資本增密必然是緩慢的。

2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本配置效率的影響

2.1 模型構(gòu)建

借鑒Jefferey Wurgler(1999)建立的模型，在估算農(nóng)業(yè)資本效率時(shí)選擇農(nóng)業(yè)固定資本形成總額與農(nóng)業(yè)增加值指標(biāo)[10]。其中農(nóng)業(yè)增加值用農(nóng)林牧漁業(yè)增加值代替，為剔除價(jià)格變動(dòng)的影響，對(duì)價(jià)格進(jìn)行平減處理。被解釋變量為農(nóng)業(yè)資本配置效率(Y)用農(nóng)業(yè)固定資本形成總額與農(nóng)業(yè)增加值比值來(lái)代替。

該文將從2005—2014年人力資本存量、農(nóng)地流轉(zhuǎn)比率、市場(chǎng)化進(jìn)程、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、財(cái)政支農(nóng)6個(gè)方面考察農(nóng)業(yè)資本配置效率的影響因素。通過(guò)建立一個(gè)CD函數(shù)來(lái)說(shuō)明農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本深化影響，構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

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

(3)

式(3)中，i=1， 2， 3， 4，……T；j表示全國(guó)各個(gè)省份； 解釋變量分別為：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)化進(jìn)程、城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)比率、人力資本存量、財(cái)政支農(nóng)。α1表示常數(shù)項(xiàng)，Φ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2.2 指標(biāo)選取和描述性統(tǒng)計(jì)

選取2005—2014年我國(guó)30個(gè)省級(jí)行政單位(省、自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)，變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)特征如表3所示，解釋變量：(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(JS)：用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。(2)市場(chǎng)化進(jìn)程(SJ)：該文選擇樊綱等(2014)公布的2005—2014年的市場(chǎng)化指數(shù)[11](NERI 指數(shù))。(3)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)(%)(EJ)：該研究選擇農(nóng)村居民人均純收入/城鎮(zhèn)居民人均可支配收入比。(4)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比率(%)(TG)：農(nóng)村家庭流轉(zhuǎn)的耕地面積/總承包地面積。(5)人力資本存量(RZ)：該文用農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力人均受教育年限度量人力資本狀況。(6)財(cái)政支農(nóng)(億元)(CZ)：國(guó)家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的總額來(lái)衡量。

表3 模型中變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

變量名稱(chēng)樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值農(nóng)業(yè)資本配置效率(Y)3001.915.30-35.6837.27經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(JS)3002.811.910.489.53市場(chǎng)化進(jìn)程(SJ)3007.842.253.0914.45城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)(EJ)3000.350.060.220.54農(nóng)地流轉(zhuǎn)比率(TG)30016.0214.230.2071.45人力資本存量(RZ)3008.570.976.3812.03財(cái)政支農(nóng)(CZ)300238.81183.2311.84899.31

2.3 模型檢驗(yàn)

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用stata12.0軟件，選用SIC準(zhǔn)則選擇回歸方程的滯后階數(shù)， 6個(gè)變量之間是非同階單整的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在單位根，在保持變量經(jīng)濟(jì)意義的前提下，對(duì)前面提出的模型進(jìn)行修正(表4)。進(jìn)行一階差分后數(shù)據(jù)平穩(wěn)，未對(duì)估計(jì)結(jié)果構(gòu)成顯著影響。直接對(duì)原序列進(jìn)行回歸。

表4 農(nóng)業(yè)資本配置效率影響因素序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

指標(biāo)/檢驗(yàn)方法LLC檢驗(yàn)IPS檢驗(yàn)ADF-F檢驗(yàn)單位根農(nóng)業(yè)資本配置效率(Y)-6.831(0.000)-6.918(0.000 0)24.262(0.000 0)否經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(JS)1.851(0.967 9)9.842(1.000 0)-1.92( 0.972 6)有市場(chǎng)化進(jìn)程(SJ)-3.163(0.000 8)1.727(0.957 9)13.866(0.000 0)否城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)(EJ)-2.456(0.007 0 )2.070(0.980 8)33.587(0.000 0)否農(nóng)地流轉(zhuǎn)比率(TG)-3.237(0.000 6)-2.309 (0.010 5)13.188(0.000 0)否人力資本存量(RZ)-5.414(0.000 0)4.457 (1.000 0)31.990(0.000 0)否財(cái)政支農(nóng)(CZ)-10.836(0.000 0)-1.242( 0.107 2)29.072( 0.000 0)否一階差分經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(HJS)-8.348(0.000 0)-2.886 (0.001 9)-1.920( 0.972 6)否

表5 農(nóng)業(yè)資本配置效率受相關(guān)因素影響的模型估計(jì)

變量名稱(chēng)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤T統(tǒng)計(jì)量P值常數(shù)項(xiàng)14.950???2.505.970.000市場(chǎng)化進(jìn)程SJ11.139?5.1232.170.031二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)程度(EJ)0.183?4.1330.9650.040人力資本積累(RZ)-0.1950.265-0.740.462農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例(L.TG)9.533?4.8291.970.048財(cái)政支農(nóng)(CZ)-1.527?0.334-4.560.037經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(D.JS)-1.5291.450-1.050.293 注:?和???分別表示在10%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(D.JS)表示一階差分后的統(tǒng)計(jì)量,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例(L.TG)表示滯后一期的統(tǒng)計(jì)量

(2)Hausman模型檢驗(yàn)。在對(duì)部分指標(biāo)進(jìn)行處理時(shí)，將JS一階差分作為指標(biāo)，同時(shí)對(duì)其余5個(gè)變量同階處理變?yōu)橥A單整，從而判斷各解釋變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Kao檢驗(yàn)其對(duì)應(yīng)的P值均小于0.05，故可在5%水平上強(qiáng)烈拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，認(rèn)為存在協(xié)整關(guān)系表明各變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。Hausman檢驗(yàn)值為0.590 3拒絕原假設(shè)是隨機(jī)效應(yīng)模型，因而使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸(表5)。

2.4 結(jié)果分析

整體結(jié)果顯示，農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例、市場(chǎng)化進(jìn)程和城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)指標(biāo)與農(nóng)業(yè)資本配置效率具有正向的影響效應(yīng)。財(cái)政支農(nóng)指標(biāo)對(duì)農(nóng)業(yè)資本配置效率具有反向影響。(1)在10%的水平上顯著意味著農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本配置效率具有正向相關(guān)關(guān)系，農(nóng)戶(hù)進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)是有利于促進(jìn)農(nóng)村的社會(huì)資本效率的提高，同時(shí)具有周期性、階段性，在第一階段的時(shí)候農(nóng)戶(hù)進(jìn)行規(guī)模進(jìn)行所獲得收益會(huì)對(duì)第二階段進(jìn)行投資，這樣就符合了資本積累的原始意義，但長(zhǎng)期來(lái)看，土地的供給是無(wú)彈性的，土地的價(jià)格在未來(lái)是持續(xù)上漲的，圍繞土地進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)成本也將會(huì)上漲，成本上升，農(nóng)民收益會(huì)受到影響。目前農(nóng)產(chǎn)品交易存在著嚴(yán)重的市場(chǎng)交易信息不對(duì)稱(chēng)，導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易的非平等性[12]，加上農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)建設(shè)未完善，對(duì)農(nóng)業(yè)資本配置效率的貢獻(xiàn)不大。(2)財(cái)政支農(nóng)占財(cái)政支出比例的變動(dòng)率對(duì)農(nóng)業(yè)資本配置效率變動(dòng)具有反向作用，考慮其原因：①政府支農(nóng)資金投入到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)或者農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施中的資本投資存在無(wú)序、無(wú)效的情況。②財(cái)政支農(nóng)資金占財(cái)政支出比例的變動(dòng)率所代表的經(jīng)濟(jì)意義與該比例本身的經(jīng)濟(jì)意義有一定的差別。

3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本深化的影響

如圖1所示，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和配置效應(yīng)影響著農(nóng)業(yè)資本深化。朱強(qiáng)等(2011)認(rèn)為流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的規(guī)模效率對(duì)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、資本密集影響效果最大[13]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效應(yīng)促進(jìn)了要素之間的流動(dòng)與重組，在土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中激發(fā)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行土地整理以及增加農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投入，催生新一輪的農(nóng)業(yè)科技需求[14]使投入的資本數(shù)量短時(shí)間聚集致使農(nóng)業(yè)資本增密現(xiàn)象發(fā)生； 農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過(guò)形成一種分揀機(jī)制，將農(nóng)業(yè)內(nèi)部資源進(jìn)行利用分配，實(shí)現(xiàn)土地、資金等要素的聯(lián)動(dòng)，對(duì)農(nóng)業(yè)資本深化起到推拉效應(yīng)。政府部門(mén)通過(guò)完善土地交易市場(chǎng)，減少土地流轉(zhuǎn)交易費(fèi)用，有利于經(jīng)營(yíng)主體增加固定資產(chǎn)投資。同時(shí)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的過(guò)程是土地向生產(chǎn)效率高的農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)，這些生產(chǎn)率高的農(nóng)戶(hù)提高了農(nóng)具、農(nóng)資等要素產(chǎn)出效率，從而提高資源的配置效率。因此，可以得到的結(jié)論是：農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本深化起到顯著地促進(jìn)作用。結(jié)果分析如下：

圖1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本深化的影響

(1)農(nóng)地流轉(zhuǎn)從規(guī)模和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面是有利于資本深化的，農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程本質(zhì)上是農(nóng)業(yè)資本增密的過(guò)程，因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)必然將推進(jìn)農(nóng)業(yè)由勞動(dòng)密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變。農(nóng)地流轉(zhuǎn)擴(kuò)大了農(nóng)戶(hù)耕地面積，短時(shí)間內(nèi)農(nóng)戶(hù)投入生產(chǎn)要素?cái)?shù)量增加。特別是當(dāng)土地得到規(guī)?；鬓D(zhuǎn)時(shí)，農(nóng)業(yè)資本是持續(xù)深化的。

(2)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本深化作用方向是正向的，有效率的農(nóng)地流轉(zhuǎn)才能產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)和投資效應(yīng)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)的必要條件，但不是充要條件。一方面家庭戶(hù)均經(jīng)營(yíng)耕地面積擴(kuò)大使農(nóng)地邊際產(chǎn)出和農(nóng)地收益雙雙提高，有利于解決耕地細(xì)碎化問(wèn)題，同時(shí)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能進(jìn)一步釋放大量的農(nóng)村勞動(dòng)力，使資本和勞動(dòng)力資源得到重新配置，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)資本增密； 另一方面，農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程中投入增加，技術(shù)、管理等現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素流動(dòng)加快且其作用明顯增強(qiáng)，進(jìn)而轉(zhuǎn)變現(xiàn)代化管理經(jīng)營(yíng)模式來(lái)提高農(nóng)業(yè)了資本投資效率。

(3)影響效果不顯著的主要原因是農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率較低。①目前農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)建設(shè)未完善，處在充分競(jìng)爭(zhēng)性失衡與市場(chǎng)失靈并存的狀態(tài)之中[15]，導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易效率不高。非市場(chǎng)配置只能導(dǎo)致土地資源流向的無(wú)序，配置效率低下。②農(nóng)村受血緣和地緣為依托的“差序格局”影響較大，農(nóng)地流轉(zhuǎn)多以口頭協(xié)議為主，流轉(zhuǎn)形式不規(guī)范導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)的效率低。③農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率長(zhǎng)期處于低水平發(fā)展致使農(nóng)業(yè)資本存在過(guò)剩的壓力[16]，而現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力不足以消化大量資本，有效的農(nóng)業(yè)資本存量形成不足，農(nóng)業(yè)資本積累水平低。資本存在浪費(fèi)和低效利用的現(xiàn)象。這也是農(nóng)地流轉(zhuǎn)并沒(méi)有促進(jìn)農(nóng)業(yè)資本效率持續(xù)提高和農(nóng)業(yè)資本深化的重要原因。