農地產權轉移中的代際配置損失測度——以四川省樂至縣為例

苑 莉

(西南交通大學經濟管理學院，四川成都 610031)

土地是人類賴以生存的基礎，而農地資源作為人類不可替代的自然資源基礎和生產要素，決定著一個國家和地區社會經濟的可持續發展。隨著我國社會經濟的蓬勃發展和城市化進程的迅猛推進，大量的農地被征用征收，農地產權發生了由集體土地所有權到國有土地使用權單向的不可逆的變更。據統計，1987～2004年，全國約有153萬hm2土地被征用征收。由于農地資源不可再生、數量有限，因而代際間的農地資源的公平分配與效率尤顯重要。從產權角度看，農地資源代際利用效率問題也是農地產權合理配置問題，它有利于農地產權配置于土地代際效率的用途之上［1］。因此，急需研究代際間的農地產權轉移最優數量，保證土地要素的投入既促進經濟增長的效益最大化，又確保農地代際利用效率最大化。

現有文獻中，研究者多采用規范分析方法研究代際配置理論［2-7］，并針對代際均衡配置模型［8-10］以及代際折現率［11-13］進行研究，少有研究土地代際配置效率損失的具體計算辦法。譚榮、曲福田［14］針對農地非農化過程中的代際與空間配置的效率與損失問題進行了深入探討，他們基于代際配置理論模型，運用C-D生產函數和供需直線，模擬符合代際、空間配置效率的農地非農化數量并測度其效率的損失。該文也基于代際配置最優原理并運用C-D生產函數，但采用了更為合理的邏輯斯蒂曲線模擬農地產權轉移數量的供需，旨在更好地判斷農地代際配置效率的損失，為土地資源可持續利用提供相關依據。

文中的農地產權轉移特指農地由集體土地所有權向國有土地所有權的變更。

1 農地產權轉移代際損失測度模型的概述

1.1 研究方法與模型

該文遵循資源配置最優原則——資源利用的供給與需求數量相等，以此保證資源配置的均衡。首先需要計算農地產權轉移過程中的邊際凈收益。農地產權轉移中的總凈收益是城市建設用地的邊際收益減去農地邊際收益，再減去農地的非市場價值，如 (1)式所示:

式中，MR凈表示農地產權轉移的總凈收益，MRy3表示城市建設用地的邊際收益，MRx3表示農地的邊際收益，MR非表示農地的非市場價值。

根據C-D生產函數測算農地和城市建設用地的邊際收益。生產函數的具體形式如(2)、(3)所示:

式中，X為第一產業的產值，Y為第二、三產業的產值，X1和Y1分別為第一產業和第二、三產業資本投入，X2和Y2分別為第一產業和第二、三產業勞動力投入，X3和Y3分別為第一產業和第二、三產業土地資源的投入。

對 (2)、(3)兩式中的農用地和建設用地求取偏導數，從而求得農地和建設用地的邊際凈收益，如(4)、(5)所示:

在求得以上參數值的基礎之上，可測算代際損失數量及配置效率，這需要以農地和建設用地的邊際收益作為自變量，模擬農地產權轉移的供需曲線。

在《農地非農化代際配置與農地資源損失》［14］的研究中采用了供需直線模擬農地非農化的理想數量，供需數量呈直線無限延伸狀態，超越了農用地初始數量的約束，且直線模擬供需造成了擬合偏差。因此，該文采用更為合理的邏輯斯蒂曲線模擬產權轉移的供需，如圖1所示。

邏輯斯蒂方程對產權轉移的數量比例和邊際收益之間的關系用曲線描述，且農地轉移數量有農地初始數量約束，所以采用邏輯斯蒂曲線模擬產權轉移供需狀況更為合理。由此，設立農用地的供給方程為:

建設用地的需求方程為:

圖1 農地產權轉移供需logistic曲線

式中:f(gs)和f(hd)分別表示農地產權轉移數量與農地和建設用地最大值的比例，gs和hd分別表示農地和建設用地的邊際收益。

估計出a、b、c、d后，令農地產權轉移的供給與需求邊際凈效益相等，可以得到符合代際配置效率的農地產權轉移數量比例，通過與初始農地數量相乘，得出符合代際配置效率的農地產權轉移數量，然后結合各時段農地產權轉移實際數量，就可計算各時段產權轉移的代際配置過度損失數量及比例。

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關于農地的非市場價值，主要采用農地的生態價值進行替代。對樂至縣生態價值進行過相關核算，價值超出了全縣GDP產值，對其進行減除必然出現負值現象，所以該文對非市場價值進行了忽略。

1.2 數據說明

方程中的數據來自樂至縣統計數據，x和y分別為GDP的第一和二、三產業數值;x1和y1分別為第一產業以及第二、三產業新增基本建設投資、新增更新改造投資和城鎮集體單位固定資產投資之和;勞動力投入x2和y2分別為第一產業和第二、三產業從業人員數量;x3為農用地的面積，y3為城市建設用地面積。該文采用歷年耕地的減量作為農地產權轉移的實際數量，各項數據都統一為1990年的不變價格。

1.3 代際年限的劃分

由于土地數據的可獲得性，該文將代際區間選擇為1989～2008年，并將該區間劃分為1989～1996年、1997～2003年和2004～2008年3個子區間。因為1989～1996年農地利用處于活躍階段，1996年后國家制定了一系列農地資源保護政策，且1996年是我國“九五”計劃實施的第一年，同時2004年后國家對于高效節約、集約利用土地政策實施力度的加大，對農地產權轉移的控制力度更高于往年。對上述三時段農地利用代際效率的測度，可以評價各時段土地政策的執行對農地利用調控的效果，測度農地利用代際配置效率［14］。

2 樂至縣農地產權轉移數量及效益損失測度

2.1 樂至縣農地產權轉移的邊際凈收益

關于C-D生產函數的參數估計，曾采用多元線性回歸方法進行估計，但是擬合出的彈性系數出現較大負值，不符合要素間的邏輯。所以，該文采用公式法估計參數，計算公式如下:

關于技術進步系數采用以下公式:

以上求取參數的方法，不受生產要素量綱和數量級的影響，各指標均以增長率形式出現，從而使估計結果基本上能反映經濟變量之間的關系;求得的參數值具有較好的統計特性，對于揭示變量間關系的一般趨勢有較強的說服力［15］。關于C-D生產函數的參數計算結果如表1所示。

表1 第一和二、三產業C－D生產函數計算參數值

由此，得出關于第一產業和第二、三產業的生產函數方程:

模型 (8)中的投資系數和模型 (9)中勞動力系數均呈現較小負值，是否推斷這兩項系數在數學意義上不具可行性?這兩項系數負值很小，且樂至縣主要依賴土地進行各項產業生產，要素間投入不均衡，第一產業依靠投資和第二、三產業依靠勞動力的貢獻不明顯，方程中各系數間的關系符合實際，且該文利用C-D方程來考察農用地與建設用地對經濟增長邊際貢獻，是求取同一計算尺度下的不同數值，符合該文研究需求。若強行對系數進行修正，反而影響方程本身的邏輯性與正確性。因此，上述各項系數基本可行。

根據上述求出的C-D方程 (8)、(9)，利用公式 (4)、(5)求解土地投入的偏導數，計算出農用地和建設用地的邊際收益，再根據公式 (1)，可得出3時段農地產權轉移的邊際凈收益，如表2所示。

從以上邊際凈收益圖表中可以看出，1989～1996年時段的農地產權轉移的邊際收益小于1997～2003年和2004～2008年時段，1997～2003年小于2004～2008年時段。說明這20年農地產權轉移存在代際配置的效率損失，1989～1996時段產權轉移數量最多，1997～2003年時段次之，若減少2003年前農地產權轉移數量，或轉移至2004～2008時段使用，可以達到農地代際配置數量的帕累托改善。

表2 樂至縣3時段農地產權轉移邊際凈收益萬元/hm2

2.2 樂至縣農地產權轉移的代際效率損失測度

根據上述計算結果，可以進一步計算農地代際配置損失數量與效率。方程 (6)、(7)中的參數a、b、c、d的估計采用SPSS統計軟件中一元線性回歸方程處理。雖然對邏輯斯蒂方程進行了回歸擬合，但是方程出現了異方差，所以還要采用加權最小二乘法對參數進行重新估計，消除方程的異方差。

重新估計后，有關方程 (6)、 (7)的復相關系數R分別為0.949和0.863，判定系數R2分別是0.901和0.745，模型對樣本數據的擬合 (F檢驗)及各變量的回歸系數 (t檢驗)均達到極顯著水平，表明因變量與自變量的線性關系顯著。

圖2 樂至縣農地3時段邊際年凈收益

由此得出農地產權轉移的供給與需求方程:

令 (10)、(11)相等，求出供需均衡下的農地產權轉移比例為:，與初始農用地數量12.371 8萬 (hm2/y)相乘，得出符合代際配置效率的農地產權轉移數量是405.93(hm2/y)。結合歷年耕地的實際減量，可算出每一時段農地代際損失平均數量及比例。

圖3 樂至縣農地3時段損失平均數量

圖3、4反映出3時段農地代際配置損失的數量與比例，其損失數量依次遞減，損失效率依次遞增，通過實際情況觀察，計算出的3時段的代際配置效率損失正好與實際情況相吻合。我國從1990年起普遍占用大量農地進行低效的開發區建設，四川省樂至縣也如此。國家在1996年后對開發區進行清理整治，2004年后土地節約、集約利用政策的實施，低效的農地產權轉移現象逐漸得以控制。但是上述農地代際配置效率遞增并不意味著2003～2008年農地產權轉移效率損失呈現最優，只能說明1989～1996年相對于1997～2003年和2004～2008年時段，以及1997～2003年相對于2004～2008年時段存在著農代際配置的效率損失，說明1996年后農地保護政策有利于農地代際配置效率的提高，但是并不能據此推斷2008年后可以提高農地產權轉移速度，2003～2008年時段是否是符合代際最優配置，需要在更長時段后通過模型檢驗。例如:在足夠長的時段內發現2003～2008年相對于以后時段的農地產權轉移數量過少，方可提高適當的轉移速度，否則應該繼續保持降低的態勢。所以，即使2004～2008年時段相對于1989～2003年時段代際配置效率提高了，應該至少保持現有農地產權轉移速度。在這種判斷標準下的農地產權轉移策略，會使得農地產權轉移數量在最優配置數量上下波動，但波動會逐漸向最優數量收斂［14］。

圖4 樂至縣農地3時段損失比例

3 討論

3.1 創新研究方法，構建農地代際配置模型

在現階段的農地產權轉移過程中，合理選擇農地代際配置數量是協調城市化用地需求與農地保護矛盾的唯一辦法，同時也關系到土地資源的可持續利用。該文將目光集中在農地產權轉移數量是否符合代際配置效率的問題上，從資源代際配置的基本原理出發，創新性地引入邏輯斯蒂曲線模擬農地產權轉移中的最優轉移數量，構建農地代際配置檢驗模型，測度農地利用的代際效率。檢驗過去代際配置效率可為未來農地利用提供依據。該文研究揭示，通過不斷檢驗和糾正，土地資源可以逐漸向符合代際配置最優的利用逼近［14］。

3.2 運用模型進行測度，得出結論

該文運用代際配置模型，對樂至縣1989～2008年間的農地產權轉移的代際配置效率進行了檢驗，發現這3時段農地產權轉移數量依次遞減，說明這20年代際配置存在數量損失，若減少1989～2003年期間的農地產權轉移數量，或者將此期間的轉移數量留于2004～2008年時段使用，則可達到產權轉移數量配置的帕累托改善。

同時，3時段平均效率損失分別是30%、7.3%和-30%，說明1996年后農地保護政策有利于代際配置效率的提高，但是測算結果并不揭示2008年時段后可以提高農地產權轉移速度，因為需要通過更長時段驗證2004～2008年時段的代際配置是否符合最優狀況，所以即使2004～2008年時段的代際配置效率相對有所提高，但至少也應該保持現有轉移速度。在這種判斷標準下的農地產權轉移策略，使農地代際配置數量在最優配置上下波動，但波動會向最優數量逐漸收斂［14］。

3.3 相關政策建議

該文以四川省樂至縣農地產權轉移數量的代際配置為例，達到對我國農地代際利用效率研究之目的。在現階段農地產權轉移數量較大的情況下，對其進行調控非常必要。未來時段的農地產權轉移政策應該進一步控制轉移速度，同時，注意農地代際數量配置的效率優化，控制效率損失，增加代際利用效率，通過合理的代際配置，實現農地資源的持續利用。

［1］但承龍.土地可持續利用規劃理論與方法.北京:經濟管理出版社，2005:21～22

［2］李春暉，楊勤業.環境代際公平判別模型及其應用研究.地理科學進展，2000，3(3):220～226

［3］畢秀水.自然資本代際配置研究——可持續發展的產權制度設計.中國工業經濟，2004，20(8):112～116

［4］魏曉平.礦產資源代際配置的若干問題研究.中國礦業大學學報 (社會科學版)，2002，4(2):74～79

［5］紀玉山，李華主，李克.我國非可再生資源跨時期優化配置問題研究.稅務與經濟，2008，28(6):36～39

［6］王曄，張慧芳.可持續發展的代際資源管理.經濟問題，2005，24(6):21～24

［7］劉家順，李敏強.論資源代際有效配置的運行機制.河北學刊，2003，23(4):62～64

［8］楊崢.自然資源代際轉移模型研究.中國人口.資源與環境，1997，25(1):32～34

［9］舒基元，姜學民.代際財富均衡模型研究.中國人口.資源與環境，1996，9(3):24～27

［10］張慧芳，王曄.代際資源配置——可持續發展中的中心議題.科學·經濟·社會，2007，25(1):32～36

［11］張穎，任若恩，黃薇.中國代際內代際間貼現率的實驗研究.金融研究，2008，39(3):164～175

［12］張豐.可持續發展中代際公平與折現率的經濟學分析.經濟科學，2002，14(3):61～34

［13］趙景柱.社會折現率與代際公平性分析.環境科學，1995，16(5):87～88

［14］譚榮，曲福田.農地非農化代際配置與農地資源損失.中國人口.資源與環境，2007，17(3):28～34

［15］徐浪，馬丹.關于C-D生產函數的參數估計.科技與管理，2001，12(4):58～60