陳思羽羅必良（華南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東廣州510642）

?

農(nóng)業(yè)要素市場發(fā)育程度的區(qū)際比較

陳思羽羅必良
（華南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東廣州510642）

［摘要］文章利用全國九省區(qū)農(nóng)戶問卷數(shù)據(jù)對農(nóng)業(yè)要素市場的發(fā)育程度進行測度與比較。通過對農(nóng)業(yè)土地、勞動力、資金三大要素市場發(fā)育機理的闡釋，構建市場化測度指標，并采用層次分析法和模糊數(shù)學方法進行定量分析。結果表明：總體而言，農(nóng)業(yè)勞動力市場的發(fā)育程度相對較高，農(nóng)地要素市場居其次，而信貸市場則發(fā)育遲緩。各省區(qū)間的要素市場化存在區(qū)際不平衡。同一省區(qū)內各要素的市場發(fā)育水平亦不平衡，匹配程度相對較低。文章認為，強化農(nóng)業(yè)信貸市場發(fā)育，對推進農(nóng)業(yè)要素市場市場化進程具有重要意義。

［關鍵詞］農(nóng)地要素市場；勞動力要素市場；信貸要素市場；發(fā)育程度

一、引言

實踐證明，以社會主義市場經(jīng)濟為導向的改革取得了巨大的成功，市場化改革有效地推進了資源配置效率的改善［1］。所謂市場化，從宏觀的角度來說，是指從計劃配置資源、分配剩余轉變到由市場配置和分配，即由市場供求來協(xié)調交易［2］，其本質就是經(jīng)濟自由化，實現(xiàn)從強制和干預到自由交易的轉變［3］。從微觀層次上看，就是指以政府與其他經(jīng)濟當事人之間的命令服從來實現(xiàn)資源配置的方式轉變?yōu)槠降热碎g的自愿交易［4］。由此，有關市場化進程及其測度問題備受學者們關注。

在此背景下，由于過低的農(nóng)民收入一直制約著內需，已有文獻進一步關注到農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的市場化進程，其中，農(nóng)產(chǎn)品的市場化程度是多數(shù)研究的重點。而對農(nóng)業(yè)要素市場的發(fā)育，僅部分學者提出了初步的定性測度。比如，采用“轉包、轉讓的土地占比”這一指標作為土地的市場化指數(shù)。采用“從事有工資報酬的農(nóng)村勞動力占比”和“勞動者報酬收入占農(nóng)民純收入”兩項指標衡量勞動力市場化程度［5］?；蛘卟捎谩稗D移出的農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量”反映農(nóng)業(yè)勞動力市場的發(fā)育程度。以及用“固定資產(chǎn)投入中集體、個人及外資投資額的比重”來反映農(nóng)業(yè)資金市場化程度等［2］。

鑒于中國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展緩慢就在于要素資源配置不合理［6］，因此有必要通過要素市場的發(fā)育來改善資源的配置效率。本文通過梳理農(nóng)村土地、勞動力、資金三要素市場的內在發(fā)育機制，并結合農(nóng)戶問卷，試圖構建具備內在邏輯的農(nóng)業(yè)要素市場化測度指標，定量刻畫現(xiàn)階段中國農(nóng)業(yè)經(jīng)營中的要素市場的發(fā)育程度，并進一步進行區(qū)際比較，以期為中國農(nóng)業(yè)要素市場的進一步發(fā)育與改革提供經(jīng)驗借鑒。

二、三大要素市場：發(fā)育機理與指標選取

（一）農(nóng)地要素市場

在土地集體所有的背景下，改革初期為了兼顧均分，依據(jù)人地關系頻繁地調整土地成為普遍的選擇［7］。一方面，隨著人口地不斷增長，土地愈加變得小規(guī)模，分散化，并不斷地固化“小而散”格局；另一方面，不斷地土地調整導致產(chǎn)權的不穩(wěn)定，制約了對農(nóng)業(yè)的長期經(jīng)營與投資。由此，加快農(nóng)地要素的市場化，推進農(nóng)地的流轉與集中，改善土地經(jīng)營的規(guī)模經(jīng)濟性，成為了現(xiàn)行政策的基本導向。

一方面，制度變革及其環(huán)境的變化，為農(nóng)地要素的市場化提供了可能性：（1）制度的演進。一是隨著“承包期間，發(fā)包方不得調整承包地”①2002年全國人大通過的《中華人民共和國農(nóng)村土地承包地法》第27條明確指出“承包期間，發(fā)包方不得調整承包地”?！霸鋈瞬辉龅?，減人不減地”等產(chǎn)權制度的穩(wěn)定性強化，改善了農(nóng)地經(jīng)營主體的產(chǎn)權預期；二是在所有權、承包權、經(jīng)營權三權分離以及農(nóng)地流轉政策大力激勵的背景下，農(nóng)地經(jīng)營權流轉的市場化才有了可能。（2）環(huán)境的變化。一是隨著工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的快速推進，引發(fā)了農(nóng)業(yè)勞動力向農(nóng)業(yè)外部轉移，有效緩解了緊張的人地關系；二是農(nóng)戶收入的結構性轉換尤其是非農(nóng)收入的快速增加，大大降低了農(nóng)民對土地的依附程度。兩者均為農(nóng)戶退出承包經(jīng)營權并促成農(nóng)地經(jīng)營權的市場化流轉提供了可能。

另一方面，潛在收入空間為農(nóng)地流轉及其市場化發(fā)育提供了必然性［8］。其一，農(nóng)地流轉可以降低耕地的零分碎割帶來的效率損失［9］［10］。其二，農(nóng)地流轉有助于實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，降低勞動成本［11］，對農(nóng)戶不僅具有資源配置效應、邊際產(chǎn)出拉平效應，而且還具有交易收益效應［12］［13］。其三，通過農(nóng)地流轉提高農(nóng)業(yè)的規(guī)模化經(jīng)營程度，從而有利于農(nóng)產(chǎn)品質量安全的控制［14］。其四，已有研究表明，農(nóng)戶土地流入面積每增加10%，家庭年人均收入將增加0．6%，年人均消費將增加0．16%。同時，農(nóng)地流轉也能改善農(nóng)戶家庭就業(yè)結構，農(nóng)戶每流入1畝土地，非農(nóng)就業(yè)率就降低0．79個百分點；農(nóng)戶每流出1畝土地，非農(nóng)就業(yè)率則提高5．84個百分點［15］。

在所有權、承包權與經(jīng)營權三權分置的前提下，農(nóng)地流轉在本質上表現(xiàn)為農(nóng)地經(jīng)營權的流轉，因此，農(nóng)地要素市場發(fā)育也表征為農(nóng)地經(jīng)營權流轉市場發(fā)育。根據(jù)現(xiàn)有文獻對農(nóng)地經(jīng)營權流轉市場發(fā)育程度的測度，通常從“量”的維度來測度，包括流轉面積和流轉價格［16］，或者將具體流轉形式的流轉面積乘以對應的權重來表達市場的發(fā)育程度［17］等。本文采用“土地流出發(fā)生率”來衡量土地流轉的市場化程度。

本文將進一步考察市場化的“質”的指標。（1）考慮到農(nóng)戶農(nóng)地流轉普遍存在的“關系化”特征（即農(nóng)地流轉大多發(fā)生于親友鄰居之間），本文選擇了流轉對象的社會化、流轉價格的市場化等測度指標。（2）由于市場化表現(xiàn)為經(jīng)濟主體能夠從自身利益最大化出發(fā)自主決策，即其流轉方式從原先政府、集體強制轉變到自主協(xié)商流轉，也是土地流轉市場的市場化水平變高的表現(xiàn)［3］，因此可采用“流轉方式的自由化”測度。（3）市場化必然會引致契約化［18］，因此，“簽定土地流轉合同”、“承諾流轉期限1年以上”這兩項指標能夠近似反映土地流轉市場化程度的穩(wěn)定性和正式性［19］。由此，本文采用“流轉合同類型（沒有簽訂合同、口頭合同、書面合同）”及“合同簽訂的流轉期限”來衡量土地流轉市場化程度的穩(wěn)定和正式性；同時考慮到產(chǎn)權的穩(wěn)定是市場發(fā)育的基礎條件與重要特征，本文亦采用現(xiàn)階段的確權執(zhí)行情況來測度農(nóng)地要素市場的發(fā)育程度。

（二）農(nóng)業(yè)勞動力要素市場

農(nóng)地要素市場的健康發(fā)育，必然會帶來農(nóng)地的流轉與集中。對于那些實施農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的主體而言，要素投入的匹配就成為了必然的選擇。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營可以包含多種農(nóng)事活動。但隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大，如果所有的農(nóng)事活動均由一個經(jīng)營主體獨自處理，那么現(xiàn)場處理的復雜性及其多樣性，必定超出農(nóng)戶的勞動行為能力。由此，農(nóng)業(yè)勞動力要素市場的發(fā)育成為必然：

第一，雇工經(jīng)營勢必成為基本的選擇，由此會催生農(nóng)業(yè)雇工市場的發(fā)育。

第二，農(nóng)業(yè)勞動的監(jiān)督困難與考核成本的約束，必然約束雇工市場的發(fā)育，進而會抑制農(nóng)地要素市場。因此，采用機械替代勞動力成為了最恰當?shù)倪x擇。

第三，但是，機械投資具有顯著的資產(chǎn)專用性特征，一旦投入就具有難以“打撈”的“沉淀成本”的性質。于是，農(nóng)民便很有可能由購買機械轉換為向市場購買中間品服務，從而將家庭經(jīng)營卷入社會化分工并擴展其效率邊界。從橫向上來說，生產(chǎn)經(jīng)營權可以分割為經(jīng)營決策權（生產(chǎn)什么、生產(chǎn)多少）與生產(chǎn)處置權（如何生產(chǎn)）。從縱向上而言，農(nóng)事活動及其生產(chǎn)環(huán)節(jié)則可進行不同形式的細分，從而形成精細化、知識化和專業(yè)化的多樣性服務。而農(nóng)業(yè)的專業(yè)化服務不僅僅包括生產(chǎn)性服務、技術性服務、營銷服務，還包括處置決策服務等。例如，水稻的育秧活動是可以獨立分離的，能夠由專業(yè)化的育秧服務組織提供。整地、栽插、病蟲害防治、收割等生產(chǎn)環(huán)節(jié)亦可向專業(yè)化的服務組織外包。因此，經(jīng)營權細分為不同的服務主體進入農(nóng)業(yè)提供了可能性，代耕代種、聯(lián)耕聯(lián)種、土地托管等各種專業(yè)化規(guī)模化服務［20］。因此，生產(chǎn)環(huán)節(jié)的細分與勞動分工，必然會催生農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場、職業(yè)經(jīng)理人市場的發(fā)育。

可見，測度勞動力要素市場的發(fā)育程度，需要衡量農(nóng)業(yè)雇工市場、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場、職業(yè)經(jīng)理人市場三類市場各自的發(fā)育程度。而已有研究僅僅對農(nóng)業(yè)雇工市場的市場化水平進行測度，顯然是不夠的。

首先，從要素的流轉量和流轉價格的角度，本文采用“勞動力流動發(fā)生率”及“勞動力價格”來衡量農(nóng)業(yè)雇工市場化程度。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場和職業(yè)經(jīng)理人市場只需測算社會化服務使用量占比即可，因為其價格本身就是市場價格不需要考慮。

其次，從要素的流轉途徑的角度，勞動力流動途徑的市場化也是衡量要素市場發(fā)育程度的重要方面。本文采用“參與農(nóng)民勞務輸出協(xié)會的農(nóng)戶占比”及“參與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)協(xié)會的農(nóng)戶占比”來衡量農(nóng)業(yè)雇工市場的流動途徑的市場化。另外，采用“農(nóng)機具和設施的來源（自家擁有、和其他人共同擁有、個體戶提供、農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)服務隊）占比”及“參與農(nóng)民專業(yè)技術協(xié)會的農(nóng)戶占比”來表達農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的市場化程度。

最后，基于要素市場的規(guī)范性考量，本文采用“打工的人簽訂勞動合同占比多少”及“收購合同的簽訂情況”來反映勞動力市場的契約化程度。

（三）農(nóng)業(yè)信貸要素市場

農(nóng)地要素市場的擴展、農(nóng)地與勞動力市場的匹配，能夠有效推進農(nóng)地的規(guī)模經(jīng)營。其中，規(guī)模擴大所決定的直接投資以及購買服務所引發(fā)的迂回投資，都必然要求信貸要素市場的發(fā)育與之匹配。本文分別考察正規(guī)金融市場、民間借貸市場以及私人借貸市場的發(fā)育程度。

首先，從要素的流轉量的角度，本文采用“向銀行借款”來測度信貸市場的交易量。

其次，從要素的流轉途徑的角度，借貸渠道的市場化是本文測度信貸要素市場發(fā)育程度的關鍵指標。本文采用“不同渠道借錢用于投資農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶占比”“私人借款的不同來源（親朋好友、本村農(nóng)戶、其他私人、合會、錢莊、農(nóng)民金融互助組、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)）占比”來衡量信貸市場的發(fā)育程度。

最后，基于要素市場的規(guī)范性考量，本文采用“是否簽訂借據(jù)”來反映信貸市場的規(guī)范性。

基于上述原因，結合農(nóng)戶問卷數(shù)據(jù)的可獲性，本文構建農(nóng)業(yè)三大要素市市場化程度的測度指標（見表1）。

三、評估方法：模糊數(shù)學方法與層次分析法

（一）模糊數(shù)學方法構建的基本步驟

1．確定環(huán)節(jié)評價指標體系U＝｛U1，U2，…Un｝，往往在描述某個維度Ui有s個元素，即用Ui＝｛Ui1，Ui2，…UiS｝來表示，i＝1，2，…n，且滿足條件：

表1　　農(nóng)業(yè)要素市場的測度指標體系

2．確定農(nóng)業(yè)要素市場的發(fā)育程度為5個等級的數(shù)值［21］。計算得到各地區(qū)每個指標的最高水平、平均水平及最低水平，分別作為最好值、一般值和最差值，取最高水平與平均水平的中間值得較好值，在平均水平與最低水平之間取中間值得較差值。

3．確定環(huán)節(jié)評語集V＝｛v1，v2，…vm｝。本文的評語共有以下五類：“最低＝1；較低＝2；一般＝3；較高＝4；最高＝5”。

4．確定模糊變換矩陣。

首先，確定各地每項指標在5個等級上的隸屬度，所組成的矩陣即為Ri。確定的原則是將各指標的實際數(shù)值與5個等級水平進行比較，實際值越接近某一水平，就賦予其較高的隸屬度；越遠離某一水平，所賦隸屬度就越小。設分別指在最高、較高、一般、較低和最低上隸屬度，則確定ri（i＝1，2，3，4，5）的具體方法是：

（1）當較高值＜實際數(shù)值＜最高值時

r1＝0．9×（實際值－較高值）／（最高值－較高值）；r2＝0．9×（最高值－實際值）／（最高值－較高值）；r3＝0．1；r4＝0；r5＝0。

（2）當一般值＜實際數(shù)值＜較高值時

r1＝0．1；r2＝0．8×（實際值－一般值）／（較高值－一般值）；r3＝0．8×（較高值－實際值）／（較高值－一般值）；r4＝0．1；r5＝0。

（3）當較低值＜實際數(shù)值＜一般值時

r1＝0；r2＝0．1；r3＝0．8×（實際值－較低值）／（一般值－較低值）；r4＝0．8×（一般值－實際值）／（一般值－較低值）；r5＝0．1。

（4）當最低值＜實際數(shù)值＜較低值時

r1＝0；r2＝0；r3＝0．1；r4＝0．9×（實際值－最低值）／（較低值－最低值）；r5＝0．9×（較低值－實際值）／（較低值－最低值）。

（5）當某項指標的實際值與最高、較高、一般、較低和最低中的任意一個水平值相等時，在相應等級上的隸屬度取1，在其他等級上的隸屬度都取0。

（二）AHP方法構建的基本步驟

1．建立尺度標度。依據(jù)Ui中所有指標兩兩之間比較，得到如表2所示1－9分的尺度標度。

表2　1－9分尺度標度的意義

注：“—”在此不作為除法，而是元素之間的比較符號。

4．判斷矩陣的一致性檢驗。判斷矩陣的一致性檢驗公式為CR＝CI／RI，其中CI為一致性檢驗標準，，RI為平均隨機一致性指標。若CR＜0．1，一般認為的一致性是可以接受的，且W可以作為Ui中元素的權重。

（三）綜合權重測算

1．對每一個Ui，分別作出綜合決策。由：

可以得出維度為s的向量，根據(jù)最大隸屬原則，由最大的元素值作為對該Ui的評價，并且根據(jù)評語集V判斷其評價等級。

2．對于某一個Ui的最終權重，利用綜合決策向量與評語集的乘積得到，即：

（四）測量方法的評價

AHP與模糊綜合評價法相結合的評價方法適用性較強，能把定性因素定量化。相較于其他方法，例如求取平均值，熵值法，變異系數(shù)法等，主觀賦權法更加具備科學的表達，所得出的結果也更趨科學化，更有經(jīng)濟意義。在較于以往的AHP與模糊綜合評價法相結合的評價方法，本文作出小小的修改，根據(jù)指標頻數(shù)的大小確定排名，克服指標權數(shù)人為制定的缺陷，避免主觀隨意性問題。同時，采用該方法需要注意的問題，主要來源于評價對象的指標信息考慮是否全面，有可能影響最終結果。

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

課題組于2014年12月至2015年4月在全國范圍內農(nóng)戶進行抽樣調查，抽樣標準為，先利用2012年度《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)，選取全國31省的總人口、人均GDP、耕地面積、耕地面積比重（耕地面積占省區(qū)國土土地面積的比重）、農(nóng)業(yè)人口占省區(qū)總人口比重、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占省區(qū)GDP的比重等六個指標進行聚類分析，同時考慮到中國大陸七大地理分區(qū)，按類型最終選定的省區(qū)為廣東、貴州、河南、江蘇、江西、遼寧、寧夏、山西、四川九??；隨后，依然按照六個指標對各省縣域進行聚類，各省區(qū)分別選擇6個縣域，共計54個縣域，采用隨機抽樣入戶調查，共發(fā)放2800份問卷，其中，滿足本項研究的有效問卷共2704份。

（二）測評方法

1．先確定全國九省農(nóng)地要素市場發(fā)育程度的五個等級數(shù)值，作評判標準，如表3所示。

2．計算模糊變換矩陣R土地，廣東。根據(jù)問卷結果統(tǒng)計分析，將廣東省的農(nóng)地要素市場的實際值與全國九省農(nóng)地要素市場發(fā)育程度的五個等級數(shù)值進行比較計算，得到的各個隸屬度（如表4）就組成了廣東省農(nóng)地要素市場的模糊變換矩陣Ri。

表3　全國9省農(nóng)地要素市場發(fā)育程度的五個等級數(shù)值　單位：%

表4　廣東省各項指標在5個等級上的隸屬度

3．構建判斷矩陣計算權重。利用排名構建判斷矩陣，得到：

將其導入Matlab中并且調用AHP工具包計算得到各指標權重：

4．綜合評價測算。通過上述兩步計算的結果得到的評價矩陣和指標權重，可以利用式（1）和式（2）計算廣東省的農(nóng)地要素市場的評價以及廣東省農(nóng)地要素市場的綜合得分，得到：

綜合得分＝2．6092

其中，B土地，廣東＝（0．0157，0．0849，0．4766，0．3385，0．0843）表示有1．57%的農(nóng)戶數(shù)據(jù)顯示廣東省土地流轉市場化程度是很低的，8．49%的農(nóng)戶數(shù)據(jù)表明廣東省土地流轉市場化程度是較低的，47．66%的農(nóng)戶數(shù)據(jù)表明廣東省土地流轉市場化程度是處于一般水平的，而有42．28%的農(nóng)戶數(shù)據(jù)表明廣東省土地流轉市場化程度是高于一般程度的。根據(jù)最大隸屬原則，判定廣東省農(nóng)地要素市場的發(fā)育程度具有一般的屬性，且最終得分是2．6092。

（三）測算結果

如前所述，九省三市場與廣東省農(nóng)地要素市場的計算方法一致，通過測評后，結果如表5：

表5　　全國9省3市場與評價集的隸屬關系

表6　9省3市場的發(fā)育程度權重得分

表5中各省的排列是按照2014年各省的GDP排名進行排列的，其中最左邊為九省中GDP排名第一的省。根據(jù)表5分析可得：

1．全國九省中江西省、山西省、貴州省的農(nóng)地要素市場發(fā)育程度表達為較低，其余省份都為一般。很顯然，GDP較高的省份的農(nóng)地要素市場發(fā)育程度相對較高，其可能原因是，一方面大多農(nóng)戶都從農(nóng)業(yè)中走出來從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，大量的閑置土地自然促使土地流轉的交易量，即“人動”帶動“地動”。另一方面“量”發(fā)育到一定程度，自然也會帶動“質”的發(fā)育，包括對流轉形式的規(guī)范化、流轉方式的自由化、流轉期限的穩(wěn)定性、流轉價格等各方面的發(fā)育。以廣東省農(nóng)地要素市場來看，測度“量”的指標權重只占到了33．13%，剩余67%都是測度有關農(nóng)地要素市場“質”的，其中“流轉合同的規(guī)范化”的指標權重最高，為15．72%，其次是轉出方式的自由化。也就是說“質”對農(nóng)地要素市場的測度起著更重要的作用，但“質”又是在一定“量”上才能更好地，更具規(guī)模地發(fā)育起來。

另外，土地流轉的決定因素有很多，包括農(nóng)戶的流轉意愿、土地自然稟賦等，不單只是閑置的土地量。比如寧夏，其農(nóng)地要素市場發(fā)育程度之所以較高于江西、山西、貴州的農(nóng)地要素市場發(fā)育程度，是因為寧夏銀北地區(qū)實行農(nóng)村土地信用社制，農(nóng)戶參與土地信用社后，轉入土地和轉出土地的信息便集中到一起，節(jié)約了“借地方”和“貸地方”搜集成本，成為了土地流轉的主要推動力量［22］。

2．從各省看其勞動力市場的發(fā)育程度，都呈現(xiàn)為一般的評價。在（1）中有講到“人動”帶動“地動”，自然勞動力市場的發(fā)育程度應普遍不低于農(nóng)地要素市場的發(fā)育。但同時，現(xiàn)如今的勞動力市場不是單純的農(nóng)業(yè)雇工市場，還包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場及職業(yè)經(jīng)理人市場，而這類市場發(fā)育除了受到資金的限制，還受到該類服務供給市場的限制。顯然目前這類服務供給主體很少，自然地服務供給市場的發(fā)育程度也就很低。所以也應注意到，勞動力市場發(fā)育程度低于農(nóng)地要素市場的合理性。

3．從各省看其信貸市場的發(fā)育程度，各省的發(fā)育狀況參差不齊，但總體上略低于農(nóng)地要素市場與勞動力市場的發(fā)育程度。其中，屬遼寧省的信貸市場發(fā)育程度為最低評價。一方面，信貸市場，尤其是正規(guī)金融市場相較于農(nóng)地要素市場，勞動力市場，其發(fā)育得較遲緩；另一方面，農(nóng)戶缺乏合格的抵押產(chǎn)品，以至嚴重阻礙了農(nóng)內的信貸流動，抑制農(nóng)內信貸市場的發(fā)育。

另外，表5的結果是評價各省的三大要素市場的發(fā)育程度狀況，僅僅作為一種判斷，不能完全替代后續(xù)計量模型研究的權重設置。為了完成這一項工作，需要計算每個省不同要素市場發(fā)育程度的權重得分，結果如表6，根據(jù)表6分析可得：

（1）從橫向看，在農(nóng)地要素市場中，只有江蘇省（3．3268）、河南?。?．2529）、遼寧?。?．2545）的農(nóng)地要素市場化程度是高于3分的，剩余的省份得分都略低于3分，表示其市場化程度略低于一般水平，且整個農(nóng)地要素市場的平均得分為2．7458。而勞動力市場的發(fā)育程度的平均得分為2．7878，其中遼寧?。?．1866）得分最高。而信貸市場中，只有寧夏（3．1701）的得分是高于3分，略高于一般水平，而信貸市場的平均得分僅為2．5217。因此，從全國范圍看，勞動力市場的發(fā)育程度略高于農(nóng)地要素市場的發(fā)育程度，而農(nóng)地要素市場的發(fā)育程度又高于信貸市場的發(fā)育程度。

（2）從縱向看，各省各要素市場發(fā)育不平衡。比較江蘇省的農(nóng)地要素市場（3．3268）與江西省農(nóng)地要素市場（2．1296）的得分，相差1．1972，相差程度在一個單位以上，算是較大的差距了。類似地，觀測勞動力市場與信貸市場的極差值，分別為0．7890和1．1346，也是存在不可忽視的差距。

（3）通過標準差可以進一步觀測到同個省的三個市場的匹配度狀況。例如，廣東省相較于其他省份，三個要素市場發(fā)育程度的標準差最小，表明匹配度為最高，而遼寧省雖然其農(nóng)地要素市場和勞動力市場發(fā)育程度均高于一般水平，但其信貸市場的發(fā)育程度很低，明顯地存在“短板效應”。

五、結論與建議

1．縱觀各省份的農(nóng)業(yè)要素市場，其市場化進程非常不平衡。從農(nóng)地要素市場看，江蘇省的得分排名為第一，其次為遼寧省和河南省，其發(fā)育程度都在一般（3分）以上；而剩余省份的市場發(fā)育程度的得分均在一般以下，尤其是江西省的得分在2．13左右，接近于較差這一等級。從勞動力要素市場看，遼寧省的得分最高，且僅遼寧省的市場發(fā)育程度達到3分以上；剩余省份的市場發(fā)育程度得分均低于3分，其中貴州省（2．40）的得分最低，與遼寧?。?．20）差距較大。從信貸要素市場看，僅寧夏省的市場發(fā)育得分在3分以上，達到一般水平；其余省份都低于一般水平，尤其是四川?。?．03）的得分與寧夏?。?．17）的得分，相差一個單位以上，差距非常明顯。

因此，要提高全國的農(nóng)業(yè)要素市場的市場化水平，就必須要加大對農(nóng)業(yè)要素市場發(fā)育程度較弱的省份的改革力度。此外，同一省份的不同要素市場間的發(fā)育進程也并不一致，每個省針對自己的薄弱要素市場需制定不同的改革方案，以此更好地推進要素市場化改革。

2．從全國范圍看，勞動力市場的發(fā)育程度略高于農(nóng)地要素市場的發(fā)育程度，而農(nóng)地要素市場的發(fā)育程度又高于信貸市場的發(fā)育程度。然而，農(nóng)地要素市場與勞動力市場的進一步發(fā)育，離不開資金的投入。因此，信貸市場的發(fā)育遲緩，會成為制約土地流轉和勞動力市場化的瓶頸。可以認為，農(nóng)業(yè)信貸市場的發(fā)育具有更為重要的市場化比較優(yōu)勢。因為，土地要素具有位置固定的特點，其流轉空間及其交易規(guī)模受到天然限制；大規(guī)模的勞動力遷徙不僅受到戶籍政策的限制，而且農(nóng)民的就業(yè)能力及其村莊文化所決定的交易費用，均會構成農(nóng)業(yè)勞動力市場發(fā)育的重要約束。顯然，相對來說農(nóng)業(yè)資金具有良好的流動性和操作性［23］。因此，強化農(nóng)業(yè)信貸市場的發(fā)育，對于推進農(nóng)業(yè)要素的市場化進程具有重要的政策意義。

參考文獻

［1］樊綱，王小魯，馬光榮．中國市場化進程對經(jīng)濟增長的貢獻［J］．經(jīng)濟研究，2011，（9）：4－16．

［2］陳宗勝，陳勝．中國農(nóng)業(yè)市場化進程測度［J］．經(jīng)濟學家，1999，（3）：110－118．

［3］錢忠好，牟燕．中國土地市場化水平：測度及分析［J］．管理世界，2012，（7）：67－75，95．

［4］盛洪．市場化的條件、限度和形式［J］．經(jīng)濟研究，1992，（11）：71－79．

［5］習近平．論中國農(nóng)村市場化進程測度［J］．經(jīng)濟學動態(tài)，2001，（11）：11－17．

［6］陳錫文．資源配置與中國農(nóng)村發(fā)展［J］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2004，（1）：4－9．

［7］李尚蒲，羅必良．農(nóng)地調整的內在機理及其影響因素分析［J］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2015，（3）：18－33．

［8］羅必良，何應龍，汪沙，尤娜莉．土

地承包經(jīng)營權：農(nóng)戶退出意愿及其影響因素分析——基于廣東省的農(nóng)戶問卷［J］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012，（06）：4－19．

［9］Wan，G．H．a(chǎn)nd Cheng，E．J．：Effects of Land Fragmentation and Returns to Scale in the Chinese Farming Sector，Applied Economics，2001，33（2）：183－194．

［10］Van Dijk，T．Scenarios of Central European Land Fragmentation，Land Use Policy，2003，20（2）：149－158．

［11］陳欣欣，史清華，等．不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)地效益的比較及其演變趨勢分析［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2000，（12）：6－9．

［12］姚洋．農(nóng)地制度與農(nóng)業(yè)績效的實證研究［J］．中國農(nóng)村觀察，1998，（6）：3－12．

［13］姚洋．集體決策下的誘導性制度變遷——中國農(nóng)村地權穩(wěn)定性演化的實證分析［J］．中國農(nóng)村觀察，2000，（2）：11－19，80．

［14］汪普慶，周德翼，呂志軒．農(nóng)產(chǎn)品供應鏈的組織模式與食品安全［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2009，（3）：8－12，110．

［15］胡初枝，黃賢金，張力軍．農(nóng)戶農(nóng)地流轉的福利經(jīng)濟效果分析——基于農(nóng)戶調查的分析［J］．經(jīng)濟問題探索，2008，（1）：184－186．

［16］鐘太洋，黃賢金，陳志剛，陳逸，張麗君．區(qū)域農(nóng)地市場發(fā)育對農(nóng)業(yè)商品化的影響——基于農(nóng)戶層次的分析［J］．經(jīng)濟地理，2009，（3）：461－465，488．

［17］許恒周，金晶．農(nóng)地流轉市場發(fā)育對農(nóng)民養(yǎng)老保障模式選擇的影響分析——基于有序Probit模型的估計［J］．資源科學，2011，（8）：1578－1583．

［18］熊清華，聶元飛．中國市場化改革的社會學底蘊［J］．管理世界，1998，（4）：25－28．

［19］洪建國，楊鋼橋．生產(chǎn)要素市場發(fā)育與農(nóng)戶生產(chǎn)行為決策——基于江漢平原與太湖平原的農(nóng)戶調查［J］．華中農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2012，（2）：23－28．

［20］羅必良．農(nóng)業(yè)經(jīng)營制度的理論軌跡及其方向創(chuàng)新：川省個案［J］．改革，2014，（2）：96－112．

［21］中國農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所．國家農(nóng)業(yè)政策分析平臺與決策支持系統(tǒng)——農(nóng)業(yè)經(jīng)濟計量模型分析與應用［M］．北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，2008：790－794．

［22］張會萍，倪全學，楊紹艷．土地流轉的影響因素分析——基于寧夏銀北地區(qū)平羅縣樣本農(nóng)戶的調查［J］．農(nóng)村經(jīng)濟，2011，（1）：17－20．

［23］傅晨．中國農(nóng)業(yè)改革與發(fā)展前沿研究［M］．北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，2013：321－322．

（責任編輯：管仲）

［作者簡介］陳思羽（1991－），女，浙江紹興人，碩士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟；羅必良（1962－），男，湖北監(jiān)立人，教授，博士生導師，教育部長江學者，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與制度經(jīng)濟。

［基金項目］國家自然科學基金重點項目（項目編號：71333004）；教育部創(chuàng)新團隊發(fā)展計劃（項目編號：IRT－14R17）。