河南省農地流轉影響因素之實證研究

摘要：在全國穩步推進農村土地流轉的進程中，河南農地流轉也呈現逐步推進之勢。對河南土地流轉現狀調研后發現，河南農地流轉在全國范圍來看還是比較滯后的。采用實證分析方法，分析影響農地流轉進程的各種因素，從而針對關鍵因素提出相應的對策，以更好地推動河南農地流轉進程。

關鍵詞：農地流轉；現狀；影響因素；實證研究

中圖分類號：F301.11；F321.1 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）03-0710-04

1 河南省農村土地流轉現狀

《農村土地承包法》頒布實施以來，土地流轉在河南各地普遍展開。1990年代以來，土地流轉逐步進入穩定推廣時期，全省也積極響應國家政策，探索引導農民進行土地承包經營權流轉，有力地促進了農業生產經營方式的轉變，農業組織化程度也明顯提高。全省農村土地流轉取得明顯進展，其中以信陽、焦作、鄭州、周口、平頂山、商丘較為典型[1]。通過課題組的調研，我們初步掌握了全省農地流轉的現狀。

一是流轉進程逐漸加快。我們的調研數據顯示，2005年全省土地流轉僅有14萬hm2，截至2010年，全省土地流轉面積已達78.2萬hm2，占家庭承包經營土地面積的12.04%。以南陽市方城縣兩個鄉鎮為例，2010年這兩個鄉鎮共有76個行政村，家庭承包耕地總面積12 311 hm2，承包農戶數32 623戶；土地流轉面積660 hm2，占總承包耕地面積的5.36%，流轉出土地的農戶數4 370戶。所調查的6個村，家庭承包耕地總面積816 hm2，承包農戶數2 663戶，土地流轉面積68.4 hm2，流轉出土地的農戶數314戶，分別占兩個鄉鎮上述4項指標的6.6%、8.2%、10.4%、7.2%。自2002年以來，周口市農村流轉土地面積平均每年以近3 300 hm2的速度遞增。截至2008年底，周口市累計流轉土地面積7.7萬hm2，占全市耕地總面積的9.97%；參與流轉的農戶18.1萬戶，占全市農戶總數的7.4%。二是流轉對象呈多元化趨勢。除純農戶之間的流轉外，工商企業、農業龍頭企業、合作組織、專業大戶等規模經營主體作為受讓方參與流轉越來越常見，在整體流轉中占比達30%。三是流轉形式多樣化。除了法律明確的轉包、出租、轉讓、互換等形式外，有些地方還出現了股份合作等形式。江灣村“土地銀行”成為河南省探索土地流轉的一個縮影和亮點。

然而，如果將河南省土地流轉速度與其他省份相比，尤其是與沿海及南方地區省份相比，就會看到巨大的差距。研究發現，河南省農地流轉市場處于萌芽階段，市場發育較為緩慢，整體流轉水平低下。非正式的關系網絡在農地流轉中起著重要作用，農地流轉的市場價格還沒有反映出擁有土地權利的價值。農村土地利用率不高甚至撂荒，且數量呈逐年上升之勢。流轉水平低下的原因都有哪些？到底哪些因素對農地流轉起決定性作用？把握哪些關鍵點可以加速農地流轉？針對這些問題，下面擬結合統計年鑒相關數據加以實證研究。

2 河南農地流轉影響因素之實證研究

2.1 數據收集整理

針對影響河南省農地流轉的因素進行深入分析，結果表明影響農地流轉的因素有很多，考慮數據的可得性以及河南省農村土地流轉現狀，選取1978-2009年河南省農地流轉面積（Y）及影響流轉規模的一些因素[2]，如農民收入增長率（X1）、農村人口增長率（X2）、 城鎮化率（X3）、市民化率（X4）、農業支出 （X5）、農業生產效率（X6）、農民平均受教育年限（X7）、農業現代化水平（X8）、河南省二三產業的產值在GDP中的比重（X9）、農民二三產業從業率（X10）、財政缺口（X11）為研究對象，數據來源于《2010河南統計年鑒》和《新中國60年統計資料匯編》。

2.2 多重共線性檢驗

在線性回歸模型中，如設計矩陣的列向量之間有近似線性關系，則稱設計矩陣或線性回歸模型存在多重共線性。它會導致回歸系數的最小二乘估計性質變壞。因此，我們首先運用相關系數矩陣診斷法建立了所有指標之間的相關矩陣，結果發現，X3與X4之間的相關系數非常接近于1，X6與X8之間的相關系數接近0.98，X4與X8、X6與X11之間相關系數達近0.99（表1），這是因為這些指標之間從經濟社會機制上來講，是相互影響和作用的，指標有較強的相關性，如：市民化率與城鎮化率具有高度線性相關度；農業生產效率與農業現代化水平是高度一致的，農業現代化水平越高，生產效率一定越高；農業支出越大，財政缺口也越大。因此，綜合考慮和篩選，為了避免多重共線性對模型效果的影響，我們決定剔除X4、X6、X11這3個指標，保留其他指標。

2.3 時間序列的單位根檢驗

協整概念是在20世紀80年代由恩格爾—格蘭杰提出的，協整的基本思想認為，盡管兩個或兩個以上變量中的每一個都是非平穩的，但是它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平穩的變量。根據經濟計量學理論，如果對非平穩的時間序列采用普通最小二乘法來建立模型進行回歸可能會導致錯誤的結果，也就是時間序列的高度相關僅是因為兩者同時隨時有向上或向下變動的趨勢，并沒有真正的聯系，這被稱作“偽回歸”，從而導致各種統計檢驗毫無意義。所以首先需要對每個變量進行平穩性檢驗，然后再進行回歸。在計量經濟學方法中，對時間序列進行單位根檢驗時，常用的方法有DF檢驗法、ADF檢驗法及PP檢驗法。本文運用Eviews 6.0對序列進行ADF檢驗，檢驗結果見表2。

在對原序列及一階差分后協整檢驗時發現，部分序列存在單位根，是不平穩的；而對它們進行二次差分后檢驗結果如表2所示，根據ADF檢驗的結果各序列都能拒絕存在單位根的假設，是平穩的序列，滿足進行回歸分析的條件。

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

為了使模型的準確性更高，我們在回歸前先進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，以確定我們選取的解釋變量的可靠性。Granger因果關系檢驗是檢驗經濟變量之間因果聯系常用的計量經濟學方法，我們采用Granger因果關系檢驗分別對被解釋變量與各解釋變量之間進行因果檢驗，結果顯示（表3），X2與Y之間的因果關系不明顯（結論均是在5%的顯著性水平下得出的）。因此，進而決定將X2剔除，不進入回歸模型。

究其原因，一是農村人口數量上的變化不大，且單純人口數量的改變對于農地流轉的作用也不顯著；二是農村教育水平低下，農民的思想觀念落后，難以加速農地流轉。

2.5 回歸分析

由于數據的自然對數不改變原來的協整關系，并使其趨勢線性化，減少數據間的數值差距，消除時間序列中存在的異方差，所以對所有序列的數據進行自然對數變換。使用最小二乘法進行回歸估計得到表4。

得到回歸方程如下，

ln（Y）=-28.364 477 12+0.046 105 219 13*ln（X1）+3.468 832 223*ln（X3）-0.368 703 438 3*ln（X5）+3.617 650 309*ln（X7）+3.943 914 101*ln（X8）+3.269 882 024*ln（X9）+1.615 964 735*ln（X10）

從上面的結果看，方程的擬合優度較好（R2=0.912 915），說明方程自變量對因變量的解釋能力較強，從Prob（t-statistic）的值（0.000 031）看方程顯著水平也非常高。從D-W值看序列無明顯相關性，結果比較理想。具體看各個解釋變量，無論從Prob（t-statistic）值還是從回歸方程中各指標的系數值，都可以明顯地判斷出，X3、X7、X8、X9、X10對Y具有較好的解釋能力，且對Y的作用大小依次為X8、X7、X3、X9、X10，而X1、X5解釋能力有些遜色。

3 實證結果分析及結論

3.1 結果分析

從回歸模型的結果來看，X8即農業現代化水平的解釋能力最強。這說明，土地流轉是建立在農業可以規?；?、機械化大生產的基礎之上的。如果農村承包地零散、或意見不統一而無法實現成片流轉，就無法開展農業現代化生產，土地流轉的可能性也將降低；同時，如果可以實現土地集中，但農業基礎設施無法配套，或實現現代化生產的成本過高，那么同樣會降低流轉土地的成功性。所以，要想加速土地流轉，國家應加大對農村公共產品的投入，完善農業基礎設施。

X7即農民平均受教育年限對土地流轉的作用其次。如果生產設施對于土地規?；洜I是便利的，那么，隨著農民受教育水平的提高，農民的思想意識得到很大的提高，科學生產觀、效率觀、發展的眼光都會加速農地流轉。同時，素質的提高又可以提高他們的謀生能力，從而減小對土地的依賴，一部分受教育程度較高者將自愿放棄土地，離開農村，進入城鎮生活。因此，教育是加速農地流轉的內在動力。相關研究均提出，農地流轉不暢的最大障礙就是農民自身對土地的依賴。所以，加強對農民的教育與培訓是實現農地加速流轉的關鍵。

X9即二三產業的產值在GDP中的比重、X3即城鎮化率、X10即農民二三產業就業率這3個因素對于農地流轉同樣發揮著重要的作用。這3個因素實際上都反應了同一個問題，即農村剩余勞動力的轉移程度。影響農地流轉除了農業現代化水平和農民平均受教育年限兩個重要因素外，如何有效地轉移土地上過剩的農民成為加速農地流轉的關鍵環節。只有把剩余勞動力從土地上解放出來，土地才會集中到剩下的少數人手中。二三產業比重尤其是第三產業的比重已成為衡量一個社會現代化水平的重要標志，二三產業比重越大，經濟越發達，就業機會越多，吸納勞動力的能力越強，城鎮化率也越高。如果農民愿意并有能力從事非農產業，非農就業率也將越高，農村剩余勞動力轉移越順暢，農村土地的流轉也將水到渠成。因此，要想加速農地流轉，城鎮經濟發展是強勁的推動力量。

農民收入增長率的解釋能力一般。這是因為，農民的收入來源有非農生產收入，也有依靠科學種田的收入增加。如果依靠財政支農使農民的農業收入增加，那么農民反而會更加依賴土地而無法加速農地流轉。因此，農業支出對土地流轉規模的影響表現為負相關。農業支出如果主要用在對單個農戶的補貼上，那么農民流轉土地的積極性就會下降。所以，政府對農業的支出雖然年年增長，但要想加速農地流轉，應主要用在什么方面是個值得深思的問題。

3.2 結論

通過以上分析可知，農業現代化水平、教育、農村剩余勞動力轉移水平是影響河南省農地流轉速度的3個決定性因素。

河南省土地流轉的趨勢見圖1。從圖1可以清楚地看到，河南省農地流轉在1985-1995年間出現過加速階段，2000年前后由于國家政策收緊，土地流轉近乎停滯；自2005年以后，又開始加速，但目前由于各種因素的制約，一些關鍵障礙無法突破，土地流轉規模無法迅速增長，河南農地流轉處于一個僵持期。如果不采取有效措施，土地流轉將停滯下去。

4 對策及建議

綜上所述，只有把握以下幾個方面，才能使河南省農地流轉成加速突破式增長。

4.1 加強農業基礎設施建設

政府應進一步加大對農村交通、水利、電力、通訊等的投入，為農村土地規模經營提供良好的發展環境[3]。要在支農資金中安排農村土地流轉專項資金，鼓勵通過農村土地流轉促進農業規模經營和產業發展。通過財政貼息的辦法，激勵金融機構加強對農業發展的金融支持。促進河南省土地規模經營和農業的區域化布局、專業化生產、集約化經營、市場化運作機制的形成。增加對土地的科技和資金投入，適應發展優質、高產、高效農業的要求，提高土地的產出率和勞動生產率，提高農業用地效益，從而增強土地的吸引力，引來更多的單位和個人參與土地流轉。

4.2 加大對農民的教育培訓

文化程度與土地流轉有正相關性。文化程度越高的農民，流轉農地的愿望越強烈。因此，要大力推進農村教育現代化，千方百計優化教育布局，改善辦學條件，提高師資水平，強化素質教育，確保農家子弟受到良好的教育。同時，要加強對農民的職業技能培訓。有了較高的文化基礎，再加上通過參加職業技能培訓和自身努力，掌握一技之長，農村外出勞動力將從“兼業農民”變為“專業工人”，成為穩定的城市產業工人的組成部分，或通過自主創業，成為二、三產業的企業主。在家經營農地的農民，將因為土地流轉適度提高經營規模，成為有文化、懂技術、會經營的專業農民、創業農民，成為農業經濟的市場主體和領軍人物。

4.3 加快城鎮化和農民市民化

從當前河南省的實際情況來看，河南是一個發展中的大省，全省近1億人口中，有70%在農村，這是河南省“三農問題”的根本所在，也是河南省人口城市化進程緩慢的一個重要原因[4]。城鎮化、土地流轉與解決農村剩余勞動力三者之間相互聯系、相互促進、共同發展。城鎮化的發展會導致大量的農村勞動力向城鎮轉移；農村的穩定與發展是影響經濟發展的決定性因素，農村剩余勞動力的轉移，將是21世紀河南省經濟可持續發展的最大制約因素；而城鎮化正是實現農村工業化的最佳途徑，也是農村剩余勞動力轉移的主渠道。所以必須抓住以中原城市群的建設和發展為中心的城鎮化發展的有利契機，積極推進農村城鎮化進程，完善城鎮基礎設施，增強城鎮對農村人口和產業的吸引能力，加快農村人口向城鎮轉移，推動農民離鄉離土；大力發展農村二、三產業，促進鄉鎮企業的復蘇與發展，增加農民收入來源，擴大非農收入在農民總收入中所占的比例，減少農民在經濟上對土地的依賴。

參考文獻：

[1] 高 雅.河南省農村土地流轉模式探析[J].河南農業科學，2011， 40（2）：1-4.

[2] 潘錦云，汪時珍.制約農地流轉效率提升的因素研究——基于安徽省兩鎮農地流轉的典型調查分析[J].河南社會科學，2011， 19（1）：143-146.

[3] 李從國.河南省欠發達農區土地流轉調查與對策研究[J].安徽農業科學，2010，38（21）：11577-11579.

[4] 喬俊峰.河南省農村土地流轉影響因素探析[J].地域研究與開發，2011，30（2）：149-151.