農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)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(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川成都 610031)

土地是人類賴以生存的基礎(chǔ)，而農(nóng)地資源作為人類不可替代的自然資源基礎(chǔ)和生產(chǎn)要素，決定著一個國家和地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的蓬勃發(fā)展和城市化進(jìn)程的迅猛推進(jìn)，大量的農(nóng)地被征用征收，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)發(fā)生了由集體土地所有權(quán)到國有土地使用權(quán)單向的不可逆的變更。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1987～2004年，全國約有153萬hm2土地被征用征收。由于農(nóng)地資源不可再生、數(shù)量有限，因而代際間的農(nóng)地資源的公平分配與效率尤顯重要。從產(chǎn)權(quán)角度看，農(nóng)地資源代際利用效率問題也是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)合理配置問題，它有利于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移最優(yōu)數(shù)量，保證土地要素的投入既促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效益最大化，又確保農(nóng)地代際利用效率最大化。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中，研究者多采用規(guī)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(xiàn)率［11-13］進(jìn)行研究，少有研究土地代際配置效率損失的具體計(jì)算辦法。譚榮、曲福田［14］針對農(nóng)地非農(nóng)化過程中的代際與空間配置的效率與損失問題進(jìn)行了深入探討，他們基于代際配置理論模型，運(yùn)用C-D生產(chǎn)函數(shù)和供需直線，模擬符合代際、空間配置效率的農(nóng)地非農(nóng)化數(shù)量并測度其效率的損失。該文也基于代際配置最優(yōu)原理并運(yùn)用C-D生產(chǎn)函數(shù)，但采用了更為合理的邏輯斯蒂曲線模擬農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量的供需，旨在更好地判斷農(nóng)地代際配置效率的損失，為土地資源可持續(xù)利用提供相關(guān)依據(jù)。

文中的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移特指農(nóng)地由集體土地所有權(quán)向國有土地所有權(quán)的變更。

1 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)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(yōu)原則——資源利用的供給與需求數(shù)量相等，以此保證資源配置的均衡。首先需要計(jì)算農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移過程中的邊際凈收益。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移中的總凈收益是城市建設(shè)用地的邊際收益減去農(nóng)地邊際收益，再減去農(nóng)地的非市場價(jià)值，如 (1)式所示:

式中，MR凈表示農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的總凈收益，MRy3表示城市建設(shè)用地的邊際收益，MRx3表示農(nóng)地的邊際收益，MR非表示農(nóng)地的非市場價(jià)值。

根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)測算農(nóng)地和城市建設(shè)用地的邊際收益。生產(chǎn)函數(shù)的具體形式如(2)、(3)所示:

式中，X為第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，Y為第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，X1和Y1分別為第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)資本投入，X2和Y2分別為第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力投入，X3和Y3分別為第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)土地資源的投入。

對 (2)、(3)兩式中的農(nóng)用地和建設(shè)用地求取偏導(dǎo)數(shù)，從而求得農(nóng)地和建設(shè)用地的邊際凈收益，如(4)、(5)所示:

在求得以上參數(shù)值的基礎(chǔ)之上，可測算代際損失數(shù)量及配置效率，這需要以農(nóng)地和建設(shè)用地的邊際收益作為自變量，模擬農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的供需曲線。

在《農(nóng)地非農(nóng)化代際配置與農(nóng)地資源損失》［14］的研究中采用了供需直線模擬農(nóng)地非農(nóng)化的理想數(shù)量，供需數(shù)量呈直線無限延伸狀態(tài)，超越了農(nóng)用地初始數(shù)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(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的供需，如圖1所示。

邏輯斯蒂方程對產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的數(shù)量比例和邊際收益之間的關(guān)系用曲線描述，且農(nóng)地轉(zhuǎn)移數(shù)量有農(nóng)地初始數(shù)量約束，所以采用邏輯斯蒂曲線模擬產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移供需狀況更為合理。由此，設(shè)立農(nóng)用地的供給方程為:

建設(shè)用地的需求方程為:

圖1 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移供需logistic曲線

式中:f(gs)和f(hd)分別表示農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量與農(nóng)地和建設(shè)用地最大值的比例，gs和hd分別表示農(nóng)地和建設(shè)用地的邊際收益。

估計(jì)出a、b、c、d后，令農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量比例，通過與初始農(nóng)地?cái)?shù)量相乘，得出符合代際配置效率的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量，然后結(jié)合各時段農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移實(shí)際數(shù)量，就可計(jì)算各時段產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的代際配置過度損失數(shù)量及比例。

直接推羅克西簡直太難了。它的身體摩擦地板，爪子居然還抓著地板。但如果我把它放在一輛小車上，一切就迎刃而解了。

關(guān)于農(nóng)地的非市場價(jià)值，主要采用農(nóng)地的生態(tài)價(jià)值進(jìn)行替代。對樂至縣生態(tài)價(jià)值進(jìn)行過相關(guān)核算，價(jià)值超出了全縣GDP產(chǎn)值，對其進(jìn)行減除必然出現(xiàn)負(fù)值現(xiàn)象，所以該文對非市場價(jià)值進(jìn)行了忽略。

1.2 數(shù)據(jù)說明

方程中的數(shù)據(jù)來自樂至縣統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，x和y分別為GDP的第一和二、三產(chǎn)業(yè)數(shù)值;x1和y1分別為第一產(chǎn)業(yè)以及第二、三產(chǎn)業(yè)新增基本建設(shè)投資、新增更新改造投資和城鎮(zhèn)集體單位固定資產(chǎn)投資之和;勞動力投入x2和y2分別為第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量;x3為農(nóng)用地的面積，y3為城市建設(shè)用地面積。該文采用歷年耕地的減量作為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的實(shí)際數(shù)量，各項(xiàng)數(shù)據(jù)都統(tǒng)一為1990年的不變價(jià)格。

1.3 代際年限的劃分

由于土地?cái)?shù)據(jù)的可獲得性，該文將代際區(qū)間選擇為1989～2008年，并將該區(qū)間劃分為1989～1996年、1997～2003年和2004～2008年3個子區(qū)間。因?yàn)?989～1996年農(nóng)地利用處于活躍階段，1996年后國家制定了一系列農(nóng)地資源保護(hù)政策，且1996年是我國“九五”計(jì)劃實(shí)施的第一年，同時2004年后國家對于高效節(jié)約、集約利用土地政策實(shí)施力度的加大，對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的控制力度更高于往年。對上述三時段農(nóng)地利用代際效率的測度，可以評價(jià)各時段土地政策的執(zhí)行對農(nóng)地利用調(diào)控的效果，測度農(nóng)地利用代際配置效率［14］。

2 樂至縣農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量及效益損失測度

2.1 樂至縣農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的邊際凈收益

關(guān)于C-D生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計(jì)，曾采用多元線性回歸方法進(jìn)行估計(jì)，但是擬合出的彈性系數(shù)出現(xiàn)較大負(fù)值，不符合要素間的邏輯。所以，該文采用公式法估計(jì)參數(shù)，計(jì)算公式如下:

關(guān)于技術(shù)進(jìn)步系數(shù)采用以下公式:

以上求取參數(shù)的方法，不受生產(chǎn)要素量綱和數(shù)量級的影響，各指標(biāo)均以增長率形式出現(xiàn)，從而使估計(jì)結(jié)果基本上能反映經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系;求得的參數(shù)值具有較好的統(tǒng)計(jì)特性，對于揭示變量間關(guān)系的一般趨勢有較強(qiáng)的說服力［15］。關(guān)于C-D生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)計(jì)算結(jié)果如表1所示。

表1 第一和二、三產(chǎn)業(yè)C－D生產(chǎn)函數(shù)計(jì)算參數(shù)值

由此，得出關(guān)于第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)方程:

模型 (8)中的投資系數(shù)和模型 (9)中勞動力系數(shù)均呈現(xiàn)較小負(fù)值，是否推斷這兩項(xiàng)系數(shù)在數(shù)學(xué)意義上不具可行性?這兩項(xiàng)系數(shù)負(fù)值很小，且樂至縣主要依賴土地進(jìn)行各項(xiàng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)，要素間投入不均衡，第一產(chǎn)業(yè)依靠投資和第二、三產(chǎn)業(yè)依靠勞動力的貢獻(xiàn)不明顯，方程中各系數(shù)間的關(guān)系符合實(shí)際，且該文利用C-D方程來考察農(nóng)用地與建設(shè)用地對經(jīng)濟(jì)增長邊際貢獻(xiàn)，是求取同一計(jì)算尺度下的不同數(shù)值，符合該文研究需求。若強(qiáng)行對系數(shù)進(jìn)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(xiàng)系數(shù)基本可行。

根據(jù)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(dǎo)數(shù)，計(jì)算出農(nóng)用地和建設(shè)用地的邊際收益，再根據(jù)公式 (1)，可得出3時段農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移存在代際配置的效率損失，1989～1996時段產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量最多，1997～2003年時段次之，若減少2003年前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量，或轉(zhuǎn)移至2004～2008時段使用，可以達(dá)到農(nóng)地代際配置數(shù)量的帕累托改善。

表2 樂至縣3時段農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移邊際凈收益萬元/hm2

2.2 樂至縣農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的代際效率損失測度

根據(jù)上述計(jì)算結(jié)果，可以進(jìn)一步計(jì)算農(nóng)地代際配置損失數(shù)量與效率。方程 (6)、(7)中的參數(shù)a、b、c、d的估計(jì)采用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件中一元線性回歸方程處理。雖然對邏輯斯蒂方程進(jìn)行了回歸擬合，但是方程出現(xiàn)了異方差，所以還要采用加權(quán)最小二乘法對參數(shù)進(jìn)行重新估計(jì)，消除方程的異方差。

重新估計(jì)后，有關(guān)方程 (6)、 (7)的復(fù)相關(guān)系數(shù)R分別為0.949和0.863，判定系數(shù)R2分別是0.901和0.745，模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合 (F檢驗(yàn))及各變量的回歸系數(shù) (t檢驗(yàn))均達(dá)到極顯著水平，表明因變量與自變量的線性關(guān)系顯著。

圖2 樂至縣農(nóng)地3時段邊際年凈收益

由此得出農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的供給與需求方程:

令 (10)、(11)相等，求出供需均衡下的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移比例為:，與初始農(nóng)用地?cái)?shù)量12.371 8萬 (hm2/y)相乘，得出符合代際配置效率的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量是405.93(hm2/y)。結(jié)合歷年耕地的實(shí)際減量，可算出每一時段農(nóng)地代際損失平均數(shù)量及比例。

圖3 樂至縣農(nóng)地3時段損失平均數(shù)量

圖3、4反映出3時段農(nóng)地代際配置損失的數(shù)量與比例，其損失數(shù)量依次遞減，損失效率依次遞增，通過實(shí)際情況觀察，計(jì)算出的3時段的代際配置效率損失正好與實(shí)際情況相吻合。我國從1990年起普遍占用大量農(nóng)地進(jìn)行低效的開發(fā)區(qū)建設(shè)，四川省樂至縣也如此。國家在1996年后對開發(fā)區(qū)進(jìn)行清理整治，2004年后土地節(jié)約、集約利用政策的實(shí)施，低效的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移現(xiàn)象逐漸得以控制。但是上述農(nóng)地代際配置效率遞增并不意味著2003～2008年農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移效率損失呈現(xiàn)最優(yōu)，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(nóng)代際配置的效率損失，說明1996年后農(nóng)地保護(hù)政策有利于農(nóng)地代際配置效率的提高，但是并不能據(jù)此推斷2008年后可以提高農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移速度，2003～2008年時段是否是符合代際最優(yōu)配置，需要在更長時段后通過模型檢驗(yàn)。例如:在足夠長的時段內(nèi)發(fā)現(xiàn)2003～2008年相對于以后時段的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量過少，方可提高適當(dāng)?shù)霓D(zhuǎn)移速度，否則應(yīng)該繼續(xù)保持降低的態(tài)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(yīng)該至少保持現(xiàn)有農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移速度。在這種判斷標(biāo)準(zhǔn)下的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移策略，會使得農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量在最優(yōu)配置數(shù)量上下波動，但波動會逐漸向最優(yōu)數(shù)量收斂［14］。

圖4 樂至縣農(nóng)地3時段損失比例

3 討論

3.1 創(chuàng)新研究方法，構(gòu)建農(nóng)地代際配置模型

在現(xiàn)階段的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移過程中，合理選擇農(nóng)地代際配置數(shù)量是協(xié)調(diào)城市化用地需求與農(nóng)地保護(hù)矛盾的唯一辦法，同時也關(guān)系到土地資源的可持續(xù)利用。該文將目光集中在農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)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(fā)，創(chuàng)新性地引入邏輯斯蒂曲線模擬農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移中的最優(yōu)轉(zhuǎn)移數(shù)量，構(gòu)建農(nóng)地代際配置檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，測度農(nóng)地利用的代際效率。檢驗(yàn)過去代際配置效率可為未來農(nóng)地利用提供依據(jù)。該文研究揭示，通過不斷檢驗(yàn)和糾正，土地資源可以逐漸向符合代際配置最優(yōu)的利用逼近［14］。

3.2 運(yùn)用模型進(jìn)行測度，得出結(jié)論

該文運(yùn)用代際配置模型，對樂至縣1989～2008年間的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移的代際配置效率進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)這3時段農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量依次遞減，說明這20年代際配置存在數(shù)量損失，若減少1989～2003年期間的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量，或者將此期間的轉(zhuǎn)移數(shù)量留于2004～2008年時段使用，則可達(dá)到產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)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(nóng)地保護(hù)政策有利于代際配置效率的提高，但是測算結(jié)果并不揭示2008年時段后可以提高農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移速度，因?yàn)樾枰ㄟ^更長時段驗(yàn)證2004～2008年時段的代際配置是否符合最優(yōu)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(yīng)該保持現(xiàn)有轉(zhuǎn)移速度。在這種判斷標(biāo)準(zhǔn)下的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移策略，使農(nóng)地代際配置數(shù)量在最優(yōu)配置上下波動，但波動會向最優(yōu)數(shù)量逐漸收斂［14］。

3.3 相關(guān)政策建議

該文以四川省樂至縣農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量的代際配置為例，達(dá)到對我國農(nóng)地代際利用效率研究之目的。在現(xiàn)階段農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)量較大的情況下，對其進(jìn)行調(diào)控非常必要。未來時段的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移政策應(yīng)該進(jìn)一步控制轉(zhuǎn)移速度，同時，注意農(nóng)地代際數(shù)量配置的效率優(yōu)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(shí)現(xiàn)農(nóng)地資源的持續(xù)利用。

［1］但承龍.土地可持續(xù)利用規(guī)劃理論與方法.北京:經(jīng)濟(jì)管理出版社，2005:21～22

［2］李春暉，楊勤業(yè).環(huán)境代際公平判別模型及其應(yīng)用研究.地理科學(xué)進(jìn)展，2000，3(3):220～226

［3］畢秀水.自然資本代際配置研究——可持續(xù)發(fā)展的產(chǎn)權(quán)制度設(shè)計(jì).中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2004，20(8):112～116

［4］魏曉平.礦產(chǎn)資源代際配置的若干問題研究.中國礦業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào) (社會科學(xué)版)，2002，4(2):74～79

［5］紀(jì)玉山，李華主，李克.我國非可再生資源跨時期優(yōu)化配置問題研究.稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2008，28(6):36～39

［6］王曄，張慧芳.可持續(xù)發(fā)展的代際資源管理.經(jīng)濟(jì)問題，2005，24(6):21～24

［7］劉家順，李敏強(qiáng).論資源代際有效配置的運(yùn)行機(jī)制.河北學(xué)刊，2003，23(4):62～64

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

［9］舒基元，姜學(xué)民.代際財(cái)富均衡模型研究.中國人口.資源與環(huán)境，1996，9(3):24～27

［10］張慧芳，王曄.代際資源配置——可持續(xù)發(fā)展中的中心議題.科學(xué)·經(jīng)濟(jì)·社會，2007，25(1):32～36

［11］張穎，任若恩，黃薇.中國代際內(nèi)代際間貼現(xiàn)率的實(shí)驗(yàn)研究.金融研究，2008，39(3):164～175

［12］張豐.可持續(xù)發(fā)展中代際公平與折現(xiàn)率的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2002，14(3):61～34

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

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

［15］徐浪，馬丹.關(guān)于C-D生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計(jì).科技與管理，2001，12(4):58～60