農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)資本深化的實證研究*

李姍姍，匡遠配

(湖南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院，長沙 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—勞動比的上升”[1]。目前，我國農(nóng)業(yè)部門正在經(jīng)歷著一個由傳統(tǒng)勞動“過密型”生產(chǎn)方式向勞動節(jié)約型和資金密集型轉(zhuǎn)變的農(nóng)業(yè)資本深化過程[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題?？镞h配等[4](2016)認為農(nóng)業(yè)資本深化歸根結底是要素投入結構和使用效率問題。吳多廣[5](2017)認為農(nóng)業(yè)資本深化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟生產(chǎn)之間有著緊密關聯(lián)性，農(nóng)業(yè)資本深化是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的特點。在農(nóng)業(yè)勞動力向非農(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]等一些問題使依靠資本投入拉動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的動力明顯不足。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是包含了經(jīng)濟、社會、生態(tài)等的一種綜合效率，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有重要的促進作用[8]。謝文寶等[9](2017)認為通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)來合理配置資源，是實現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要手段。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的過程是農(nóng)地資源合理配置與再利用的過程，不僅影響農(nóng)業(yè)資本投入的數(shù)量而且還會影響農(nóng)業(yè)資本效率，因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有促進農(nóng)業(yè)資本深化的作用。2005—2015年全國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的速度呈現(xiàn)出加快的趨勢，從364.5萬hm2增長到4.468 3億hm2，增長約為12倍，截止2015年全國簽訂流轉(zhuǎn)合同總數(shù)就有4 235.3萬份，比2014年增長12.8%注數(shù)據(jù)來源《全國農(nóng)村經(jīng)濟情況統(tǒng)計資料》統(tǒng)計數(shù)據(jù)。目前，對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)資本深化影響的理論研究很少，加上農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易市場效率不高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進農(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)帶來的規(guī)模效應、勞動力的轉(zhuǎn)移效應、技術效應等對農(nóng)業(yè)資本要素是否達到帕累托改進的狀態(tài)？

1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(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)資本配置效率兩個方面，從效應視角分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)機制影響下農(nóng)業(yè)資本深化作用過程，分別是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效應對農(nóng)業(yè)資本增密的影響和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的投資效應對農(nóng)業(yè)資本配置效率的影響。農(nóng)地流轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)來源于2005—2014年的《全國農(nóng)村經(jīng)濟情況統(tǒng)計資料》，其他數(shù)據(jù)分別來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國住戶調(diào)查主要數(shù)據(jù)》《中國金融年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料。

1.1 模型構建

通過建立一個CD函數(shù)來說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(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—勞動比來代替，解釋變量為各地區(qū)財政支農(nóng)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例、大中型拖拉機數(shù)量、城鎮(zhèn)化率、人均GDP5個方面。構建計量經(jīng)濟模型：

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

(1)

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

1.2 指標選取和描述性統(tǒng)計

選取2005—2014年我國30個省級行政單位(港澳、臺、西藏地區(qū)未納入統(tǒng)計)的面板數(shù)據(jù)，變量說明及描述性統(tǒng)計特征如表1所示，解釋變量： ①各地區(qū)財政支農(nóng)(億元)(ASS)：指支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門的費用。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大中型拖拉機數(shù)量(臺)(JX)：指專門用于農(nóng)作物田間作業(yè)和以農(nóng)作物田間作業(yè)為主進行綜合利用的拖拉機。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人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(元)(PGDP)：總產(chǎn)出(即GDP總額，社會產(chǎn)品和服務的產(chǎn)出總額)/總?cè)丝凇?/p>

表1 模型中變量的描述性統(tǒng)計特征

變量名稱樣本量均值標準差最小值最大值農(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大中型拖拉機數(shù)量(臺)(JX)300115 855162 022 27 922 067城鎮(zhèn)化率(UR)30051.1614.2226.9089.60人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(元)(PGDP)30028 41818 3465 39490 797

表2 農(nóng)業(yè)資本增密受相關因素影響的模型估計結果

變量系數(shù)標準誤T統(tǒng)計量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-27.279???2.963-9.210.000 注:?、??和???分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著

1.3 模型檢驗

(1)平穩(wěn)性檢驗。運用stata12.0軟件，選用SIC準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數(shù)量lnJX存在單位根，進行一階差分后數(shù)據(jù)平穩(wěn)。未對估計結果構成顯著影響。

(2)Hausman檢驗：霍斯曼檢驗結果中的P值等于0表示拒絕原假設因而選擇固定效應模型。如表2所示，運用固定效應模型進行回歸分析結果。該文對農(nóng)業(yè)資本增密的相關因素模型進行了回歸，模型回歸的R2值為0.575，表明模型整體擬合效果較好。

1.4 結果分析

(1)農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例對農(nóng)業(yè)資本增密具有正相關關系。農(nóng)地流轉(zhuǎn)推動了農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營，培養(yǎng)了一批種養(yǎng)大戶，促進家庭農(nóng)場、農(nóng)地股份合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的出現(xiàn)，創(chuàng)新了農(nóng)業(yè)經(jīng)營形式，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的人才培養(yǎng)體系打下堅實的基礎。農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中促進了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化技術的推廣與運用，加速了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料在單位面積土地上的運作效率，農(nóng)戶、企業(yè)、合作社等在流轉(zhuǎn)土地上普遍使用生物化學技術大大提高了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率，彌補了勞動力非農(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)濟發(fā)展，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的“非糧化”和“非農(nóng)化”傾向往往是過度資本增密、資本深化的結果，沒有實現(xiàn)可持續(xù)的資金與技術的協(xié)同發(fā)展，結果是農(nóng)業(yè)增長僅僅體現(xiàn)在資本“堆積”上，沒有實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提高。

(2)財政支農(nóng)、城鎮(zhèn)化率、人均GDP與農(nóng)業(yè)資本增密存在正相關關系，這說明國家財政投入，農(nóng)民以及集體經(jīng)濟組織對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入擴大會引發(fā)農(nóng)業(yè)資本增密現(xiàn)象發(fā)生，在勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移情況下資金投入增加，每個勞動力將擁有更多的資本即農(nóng)業(yè)資本增密。2014年我國城鎮(zhèn)化率超過50%，農(nóng)業(yè)勞動力流出數(shù)量增加，農(nóng)業(yè)資本增密程度加深。人均GDP增長提高了農(nóng)戶的可支配收入，有更多的剩余資金可以用于投資，農(nóng)戶將有更多的資本拿來投資農(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)大中型拖拉機數(shù)量的指標與農(nóng)業(yè)資本增密呈負相關關系。雖然理論上，隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的增進，農(nóng)業(yè)機械總量與農(nóng)業(yè)資本增密趨勢是一致的。農(nóng)業(yè)機械總量指標對農(nóng)業(yè)資本增密卻起著反向的影響效應，原因可能是：①價格效應。隨著農(nóng)業(yè)機械工業(yè)水平的提高，大型農(nóng)機具的價格是逐年遞減的，因此，其承載的資本不是增密了而是疏密了。②替代效應。農(nóng)業(yè)技術進步有農(nóng)業(yè)機械化主導和生物技術主導兩個方向，因此影響農(nóng)業(yè)資本增密的過程中，農(nóng)業(yè)機械使用數(shù)量的提高和農(nóng)業(yè)生物技術之間有替代作用，農(nóng)業(yè)機械的使用可能導致生物技術運用的減少。由于農(nóng)業(yè)進入高成本時代，特別是農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)資料的價格上升很快。所以，生物技術應用的減少相對降低了農(nóng)業(yè)的資本密度。農(nóng)業(yè)機械對勞動力是有替代作用的，勞動的工資支出也相應減少，這也相對降低了農(nóng)業(yè)的資本密度。③平臺瓶頸效應。盡管農(nóng)地流轉(zhuǎn)在不斷加快，但“大國小農(nóng)”仍然是基本國情、農(nóng)情，戶均耕地規(guī)模過小的格局仍沒有根本改觀在相當長的一段時間里，小農(nóng)戶依然是中國農(nóng)業(yè)主流經(jīng)營主體(陳錫文， 2018； 徐振宇， 2015) 2016年農(nóng)戶經(jīng)營耕地0.67hm2以下的農(nóng)戶數(shù)超過80%，現(xiàn)代化、機械化、規(guī)?；咝мr(nóng)業(yè)仍任重道遠，因此，鑒于這種瓶頸效應的存在，農(nóng)業(yè)機械化帶來的資本增密必然是緩慢的。

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

2.1 模型構建

借鑒Jefferey Wurgler(1999)建立的模型，在估算農(nóng)業(yè)資本效率時選擇農(nóng)業(yè)固定資本形成總額與農(nóng)業(yè)增加值指標[10]。其中農(nóng)業(yè)增加值用農(nóng)林牧漁業(yè)增加值代替，為剔除價格變動的影響，對價格進行平減處理。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、市場化進程、經(jīng)濟發(fā)展水平、城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構、財政支農(nóng)6個方面考察農(nóng)業(yè)資本配置效率的影響因素。通過建立一個CD函數(shù)來說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)資本深化影響，構建計量經(jīng)濟模型：

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

(3)

式(3)中，i=1， 2， 3， 4，……T；j表示全國各個省份； 解釋變量分別為：經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化進程、城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構、農(nóng)地流轉(zhuǎn)比率、人力資本存量、財政支農(nóng)。α1表示常數(shù)項，Φ表示隨機干擾項。

2.2 指標選取和描述性統(tǒng)計

選取2005—2014年我國30個省級行政單位(省、自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)，變量說明及描述性統(tǒng)計特征如表3所示，解釋變量：(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(JS)：用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平。(2)市場化進程(SJ)：該文選擇樊綱等(2014)公布的2005—2014年的市場化指數(shù)[11](NERI 指數(shù))。(3)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構(%)(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)戶家庭勞動力人均受教育年限度量人力資本狀況。(6)財政支農(nóng)(億元)(CZ)：國家財政用于農(nóng)業(yè)支出的總額來衡量。

表3 模型中變量的描述性統(tǒng)計特征

變量名稱樣本量均值標準差最小值最大值農(nóng)業(yè)資本配置效率(Y)3001.915.30-35.6837.27經(jīng)濟發(fā)展水平(JS)3002.811.910.489.53市場化進程(SJ)3007.842.253.0914.45城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構(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財政支農(nóng)(CZ)300238.81183.2311.84899.31

2.3 模型檢驗

(1)平穩(wěn)性檢驗。運用stata12.0軟件，選用SIC準則選擇回歸方程的滯后階數(shù)， 6個變量之間是非同階單整的，經(jīng)濟發(fā)展水平存在單位根，在保持變量經(jīng)濟意義的前提下，對前面提出的模型進行修正(表4)。進行一階差分后數(shù)據(jù)平穩(wěn)，未對估計結果構成顯著影響。直接對原序列進行回歸。

表4 農(nóng)業(yè)資本配置效率影響因素序列平穩(wěn)性檢驗

指標/檢驗方法LLC檢驗IPS檢驗ADF-F檢驗單位根農(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)濟發(fā)展水平(JS)1.851(0.967 9)9.842(1.000 0)-1.92( 0.972 6)有市場化進程(SJ)-3.163(0.000 8)1.727(0.957 9)13.866(0.000 0)否城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構(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因素影響的模型估計

變量名稱系數(shù)標準誤T統(tǒng)計量P值常數(shù)項14.950???2.505.970.000市場化進程SJ11.139?5.1232.170.031二元經(jīng)濟結構程度(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財政支農(nóng)(CZ)-1.527?0.334-4.560.037經(jīng)濟發(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)計水平上顯著。經(jīng)濟發(fā)展水平(D.JS)表示一階差分后的統(tǒng)計量,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)規(guī)模比例(L.TG)表示滯后一期的統(tǒng)計量

(2)Hausman模型檢驗。在對部分指標進行處理時，將JS一階差分作為指標，同時對其余5個變量同階處理變?yōu)橥A單整，從而判斷各解釋變量之間是否存在協(xié)整關系。Kao檢驗其對應的P值均小于0.05，故可在5%水平上強烈拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，認為存在協(xié)整關系表明各變量之間存在著長期的均衡關系。Hausman檢驗值為0.590 3拒絕原假設是隨機效應模型，因而使用固定效應模型進行回歸(表5)。

2.4 結果分析

整體結果顯示，農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例、市場化進程和城鄉(xiāng)二元結構指標與農(nóng)業(yè)資本配置效率具有正向的影響效應。財政支農(nóng)指標對農(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)對農(nóng)業(yè)資本配置效率具有正向相關關系，農(nóng)戶進行土地流轉(zhuǎn)是有利于促進農(nóng)村的社會資本效率的提高，同時具有周期性、階段性，在第一階段的時候農(nóng)戶進行規(guī)模進行所獲得收益會對第二階段進行投資，這樣就符合了資本積累的原始意義，但長期來看，土地的供給是無彈性的，土地的價格在未來是持續(xù)上漲的，圍繞土地進行的經(jīng)濟活動成本也將會上漲，成本上升，農(nóng)民收益會受到影響。目前農(nóng)產(chǎn)品交易存在著嚴重的市場交易信息不對稱，導致農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易的非平等性[12]，加上農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場建設未完善，對農(nóng)業(yè)資本配置效率的貢獻不大。(2)財政支農(nóng)占財政支出比例的變動率對農(nóng)業(yè)資本配置效率變動具有反向作用，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)基礎設施中的資本投資存在無序、無效的情況。②財政支農(nóng)資金占財政支出比例的變動率所代表的經(jīng)濟意義與該比例本身的經(jīng)濟意義有一定的差別。

3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(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)濟效應和配置效應影響著農(nóng)業(yè)資本深化。朱強等(2011)認為流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的規(guī)模效率對農(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)模效應促進了要素之間的流動與重組，在土地流轉(zhuǎn)過程中激發(fā)農(nóng)戶進行土地整理以及增加農(nóng)業(yè)基礎設施的投入，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)通過形成一種分揀機制，將農(nóng)業(yè)內(nèi)部資源進行利用分配，實現(xiàn)土地、資金等要素的聯(lián)動，對農(nóng)業(yè)資本深化起到推拉效應。政府部門通過完善土地交易市場，減少土地流轉(zhuǎn)交易費用，有利于經(jīng)營主體增加固定資產(chǎn)投資。同時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的過程是土地向生產(chǎn)效率高的農(nóng)戶流轉(zhuǎn)，這些生產(chǎn)率高的農(nóng)戶提高了農(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，可以得到的結論是：農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)資本深化起到顯著地促進作用。結果分析如下：

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

(1)農(nóng)地流轉(zhuǎn)從規(guī)模和質(zhì)量兩個方面是有利于資本深化的，農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程本質(zhì)上是農(nóng)業(yè)資本增密的過程，因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)必然將推進農(nóng)業(yè)由勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變。農(nóng)地流轉(zhuǎn)擴大了農(nóng)戶耕地面積，短時間內(nèi)農(nóng)戶投入生產(chǎn)要素數(shù)量增加。特別是當土地得到規(guī)?；鬓D(zhuǎn)時，農(nóng)業(yè)資本是持續(xù)深化的。

(2)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(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)模效應和投資效應，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模化經(jīng)營的必要條件，但不是充要條件。一方面家庭戶均經(jīng)營耕地面積擴大使農(nóng)地邊際產(chǎn)出和農(nóng)地收益雙雙提高，有利于解決耕地細碎化問題，同時農(nóng)地流轉(zhuǎn)能進一步釋放大量的農(nóng)村勞動力，使資本和勞動力資源得到重新配置，進而影響農(nóng)業(yè)資本增密； 另一方面，農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中投入增加，技術、管理等現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素流動加快且其作用明顯增強，進而轉(zhuǎn)變現(xiàn)代化管理經(jīng)營模式來提高農(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)市場建設未完善，處在充分競爭性失衡與市場失靈并存的狀態(tài)之中[15]，導致農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易效率不高。非市場配置只能導致土地資源流向的無序，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)范導致農(nóng)地流轉(zhuǎn)的效率低。③農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率長期處于低水平發(fā)展致使農(nóng)業(yè)資本存在過剩的壓力[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。資本存在浪費和低效利用的現(xiàn)象。這也是農(nóng)地流轉(zhuǎn)并沒有促進農(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。