沈秋彤

【摘 要】本文基于改革開放以來農(nóng)民收入的特點(diǎn)提出農(nóng)地收益權(quán)的優(yōu)化路徑，深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革、增加政府支農(nóng)支出、提高征地補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)。以經(jīng)營(yíng)性收入為被解釋變量，糧食總產(chǎn)量和每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量為解釋變量進(jìn)行多遠(yuǎn)回歸分析，得出每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量對(duì)經(jīng)營(yíng)性凈收入的貢獻(xiàn)是非常顯著的。

【關(guān)鍵詞】農(nóng)民收入；多元回歸；農(nóng)地收益；產(chǎn)權(quán)制度改革

一、引言

近年來，隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快，集體農(nóng)地作為一種稀缺性資源與固定性資產(chǎn)，產(chǎn)生的收益尤為可觀，農(nóng)民集體農(nóng)地收益權(quán)愈加受到重視。但由于農(nóng)民的弱勢(shì)地位，其農(nóng)地收益并未得到充分地保證，往往被其它強(qiáng)主體所侵蝕或成為無謂損失[1]。

二、農(nóng)村居民收入變化特點(diǎn)

（一）收入水平持續(xù)穩(wěn)步提高。

2012-2014年農(nóng)村居民人均純收入達(dá)7916.6元、8895.5元和9892元，同比增13.46%、12.37%和11.2%。

（二）城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大。

近三年來2012、2013、2014年農(nóng)村居民人均純收入增速均高于該三年城鎮(zhèn)居民收入增速的12.63%、9.73%和9%。在總量上，1978年與2014年城鄉(xiāng)人均收入的絕對(duì)值差距從209.8元擴(kuò)大到19489元，城鄉(xiāng)收入比從2.57倍擴(kuò)大到2.97倍。

（三）區(qū)域收入差距仍然明顯。

江蘇、福建和浙江2014年農(nóng)村居民人均收入分別為14958.44元、12650.19元和19373.28元，明顯高于四川、貴州和云南的9347.74元、6671.22元和7456.13元。

三、農(nóng)地收益權(quán)優(yōu)化路徑分析

（一）深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革

當(dāng)前的農(nóng)地改革針對(duì)農(nóng)村“三塊地”（承包地、集體經(jīng)營(yíng)性建設(shè)用地、宅基地），讓土地權(quán)益釋放紅利，讓財(cái)產(chǎn)性收益給農(nóng)民帶來實(shí)惠。十八屆三中全會(huì)首次明確混合所有制經(jīng)濟(jì)是我國(guó)基本經(jīng)濟(jì)制度的重要實(shí)現(xiàn)形式。[2]

（二）增加政府支農(nóng)支出

本世紀(jì)初，工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，對(duì)農(nóng)業(yè)實(shí)施“四項(xiàng)補(bǔ)貼”。1978-1985年國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出年均增長(zhǎng)率為0.28%，1986-1991年年均增長(zhǎng)率為14.58%，1991-2014年年均增長(zhǎng)率為20.39%[3]。

（三）提高征地補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)

在土地出讓金收益大幅增加的同時(shí)，征地補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)并未相應(yīng)提高，由此說明農(nóng)民集體在土地收益分配中所占的比重呈下降趨勢(shì)。在土地收益分配中，中央和省級(jí)政府所占比例較少，市、縣級(jí)政府收益比例過大，農(nóng)民的補(bǔ)償與他們的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入和家庭生活支出相比普遍偏低，這種分配狀況既損害了收益分配的公平，也影響了資源配置的效率[4]。

四、實(shí)證分析

本文選擇了1994-2014年的3個(gè)相關(guān)變量：經(jīng)營(yíng)性凈收入-第一產(chǎn)業(yè)凈收入（元/人）、糧食總產(chǎn)量（千克/人）和每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量（公斤/人）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

對(duì)1994-2014年各時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，從時(shí)序圖可看出各序列呈指數(shù)上升趨勢(shì)，顯著非平穩(wěn)。使其對(duì)數(shù)化，記為lnOI、lnGOG、lnPOG。在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，需要檢查變量的平穩(wěn)性。使用ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)各序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在10%的顯著性水平下，均為一階單整變量，即lnOI～I(xiàn)（1），lnGOG～I(xiàn)（1），lnPOG～I(xiàn)（1）。

（二）各變量與農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入的格蘭杰因果關(guān)系。

因協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)只能對(duì)同階單整變量進(jìn)行檢驗(yàn)，以經(jīng)營(yíng)性凈收入中第一產(chǎn)業(yè)凈收入（OI）作為被解釋變量，其余變量糧食總產(chǎn)量（GOG）、每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量（POG）作為解釋變量，分析被解釋變量和解釋變量的格蘭杰因果關(guān)系可知糧食總產(chǎn)量（LNGOG）和每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量（LNPOG）是經(jīng)營(yíng)性凈收入中第一產(chǎn)業(yè)凈收入（LNOI）的格蘭杰原因。

根據(jù)E-G兩步法，以經(jīng)營(yíng)性凈收入中第一產(chǎn)業(yè)凈收入（LNOI）為被解釋變量，以糧食總產(chǎn)量（LNGOG）和每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量（LNPOG）為解釋變量做長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

第一步，協(xié)整回歸。用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)LNOI和LNGOG、LNPOG之間的方程，結(jié)果如表1。

得回歸方程：LNOI=5.593+2.176*LNPOG-2.397*LNGOG

第二步，對(duì)殘差并用進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在5%的顯著水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-2.683，小于臨界值-1.960，從而拒絕原假設(shè)，殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。由此可以判斷OI和POG、GOG之間存在協(xié)整關(guān)系，OI和POG、GOG有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由長(zhǎng)期均衡方程和LNPOG前面的系數(shù)可以看出，第一產(chǎn)業(yè)凈收入對(duì)每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量的彈性系數(shù)是2.176，即每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)凈收入增加2.176%，可見每個(gè)勞動(dòng)力平均糧食產(chǎn)量對(duì)經(jīng)營(yíng)性凈收入中第一產(chǎn)業(yè)凈收入的貢獻(xiàn)是非常顯著的。

五、總結(jié)及建議

優(yōu)化農(nóng)地收益權(quán)配置路徑：深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革。穩(wěn)定農(nóng)村土地承包關(guān)系，落實(shí)集體所有權(quán)，穩(wěn)定農(nóng)戶承包權(quán)，放活土地經(jīng)營(yíng)權(quán)，完善“三權(quán)分置”辦法，明確農(nóng)村土地承包關(guān)系長(zhǎng)久不變的具體規(guī)定。增加政府支農(nóng)支出。遏制不合理攤派。減輕農(nóng)民額外負(fù)擔(dān)，保證農(nóng)村合理的公共事業(yè)經(jīng)費(fèi)。提高征地補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)。

【參考文獻(xiàn)】

[1]羅紅云.中國(guó)農(nóng)村土地制度研究[M].上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2012.10-11

[2]單勝道，陳強(qiáng)，尤建新.農(nóng)村集體土地產(chǎn)權(quán)及其制度創(chuàng)新[M].北京：中國(guó)建筑工業(yè)出版社，2005.

[3]彭開麗.農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的社會(huì)福利效應(yīng)[D].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)2008

[4]徐唐奇.農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)中農(nóng)民集體福利問題研究[D].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)，2011.