福建省物流业与第三产业经济增长的长短期关系基于协整理论和误差修正模型检验.docx

福建省物流业与第三产业经济增长的长、短期关系基于协整理论和误差修正模型检验李新光1 ，黄安民2( 1 武夷学院 商学院，福建 武夷山 354300; 2 华侨大学 旅游学院，福建 泉州 362021 )摘要:运用协整理论定量研究福建省物流业发展与第三产业经济增长的互动关系，研究结果表明，福建物流业与第三产业经济增长之间存在一种长期稳定的协整关系; 同时通过建立误差修 正模型，分析其长、短期影响关系。在此基础上，提出完善基础设施等发展物流业的措施。 关键词:物流业; 第三产业; 协整理论; 误差修正模型中图分类号:F127文献标识码:A文章编号:1674 8425( 2011) 07 0049 06流业与经济发展的关系问题。如陈虎、杨勇攀11通过对四川攀枝花市的区域经济发展状况与物流 水平之间关系运用 Granger 因果关系检验及协整 分析加以研究，在此基础上，为地方的政策制定提 供建议。吴杰12利用计量经济学方法对广州市物 流业与区域经济发展进行了实证分析; 李虹13 运 用层次分析法分析了我国区域物流发展现状及其 对区域经济的影响; 田振中14 对河南省物流业发 展与经济增长关系进了实证分析; 张敏15 对惠州 物流业与经济发展作了相关性分析; 邵玲16 利用 单位根据检验对 FDI 与三大产业结构的关系进行 了研究; 邱冬阳17 运用单位根检验、Granger 因果 检验、协整、误差修正模型等方法对重庆市 19802008 年金融发展和产业结构升级的指标数据，进 行实证研究，系统分析了二者的内在联系。可见， 国内学者对其他省份物流业与经济发展的关系作 了许多的研究。可见，从现有文献资料来看，研究福建省物流 业的发展的情况可以分为两种: 一类学者集中运 用了定性分析方法，这类学者占有大多数; 第二类 是少部分学者运用定量分析的方法，但是大多都 是集中研究物流业与经济增长的关系。而重点对一、文献回顾与选题意义物流业对经济增长的贡献的研究成为学术界研究的重要议题。目前，已有相当一部分学者对 福建省物流业发展作了研究，如吴水森1 对福建 省物流发展与经济增长进行了协整分析，就物流 对经济增长的短期与长期作用得出了重要结论。 江恒2分析了区域经济与区域物流发展的辩证关 系，最后提出发展福建地区经济的相关建议; 陈晓 玥3对福建区域经济与区域物流关系进行了协整 分析，得出了福建省物流业与区域经济增长之间 的定量关系，并对模型进行了分析和解释; 陈由 谷4对福建区域物流平台 SWOT 发展战略进行了 探讨; 邱伟杰5 分析了“鼠标”时代的海西区物流 业发展的关系问题; 林小虾6 分析了福建省第三 方物流供应链能力战力匹配问题; 吴哲敏7 分析 了平潭建设对福建物流的增益作用; 刘丹8 分析 了福建省区域生鲜蔬果物流中心的构建; 周雄9 对福建现代农产口物流的发展进行了分 析; 李 权10分析了福建物流业发展面临的挑战与策略。另外，国内许多学者着重研究了其他省市物收稿日期:2010 11 12; 修回日期:2011 06 18作者简介:李新光( 1980) ，男，湖南娄底人，硕士，讲师，研究方向: 物流经济学等; 黄安民( 1964) ，男，湖北新洲 人，博士，教授，研究方向: 旅游、管理学等。重庆理工大学学报( 社会科学)http: / / cqlg jourserv com50第三产业与物流业发展关系进行研究的学者非常少，从国内目前的文献来看，仅有学者采取边际分 析与弹性分析方法分析了福建省物流业对第三产 业影响( 陈晓玥18 ) ，该文主要是运用了边际分析 与弹性分析的西方经济学方法。可是，福建省物 流业与第三产业发展之间到底存在一个怎样的关 系，这种关系的产生究竟是由什么原因导致，两者 在发展过程中是否存在一种长、短期的影响关系， 却付之阙如。由此看来，实证分析并准确把握物 流业与第三产业之间的发展关系具有重要的理论 和现实意义。据此，本文运用计量经济学的协整 理论及误差修正模型对第三产业与物流业的发展 关系进行定量分析，为推动第三产业与福建物流 业的发展制定决策提供一定的科学依据。长对第三产业经济增长的弹性。因此采用 XSC、LM 的 自 然 对 数 形 式，分 别 记 作 LNXSC、LNWL。本文采用的计量软件是 EVIEWS 6 0。( 二) 时间序列的单位根检验如果一个序列在成为稳定序列之前必须经过 d 次 差 分，那么这个序列称为 d 阶 单 整 ( integration) ，记为 I( d) 。在具体应用协整理论进 行时间序列分析时，首先必须检验被分析序列是 否同为 I( d) 序列，进而才能判别其协整性。很多 时间序列具有非平稳性的特征，如果事先不考虑 时间序列的平稳性而直接对非平稳性数据进行线形回归，很可能会出现“虚假回归”( Spurious Re- gression) ，即变量之间实际上并不存在任何线性关 系，但相关的检验又都很显著，从而导致这种回归 模型的结果毫无意义。判别变量时间序列的平稳 性检验又称“单位根检验”( Unit Root Test) ，其方 法通常有 DF 检验法、PP 检验法和 ADF 检验法。 由于大部分时间序列数据可能存在高度的自相 关，所以在实证中我们通常使用的单位根检验方 法是 ADF 检验，其模型为:模型( 无常数项、无趋势项) :m二、数据分析、模型建立与实证检验( 一) 数据分析与数据说明1 指标的选取( 1) 第三产业产值指标: 本文采用第三产业产 值来衡量福建省第三产业的发展程度，记为 SC。( 2) 区域物流能力发展的指标: 由于国内对于 物流的有关标准与统计方法的缺乏，在作物流统 计的时候无法查询一个专门物流产值指标。根据 国内许多学者的做法，本文选择福建省统计年鉴 中的“货物周转总量”作为衡量区域物流能力发展 水平的指标，记为 WL。2 数据的来源与处理( 1) 数据来源。本文选取了 19802009 年福 建省第三产业产值( SC) ，“货物周转总量”( WL) 的年度数据来对福建省第三产业与物流业的发展 之间关系进行实证研究，数据来源于福建省统计 局福建统计年鉴 2010。( 2) 处理。为了消除物价因素对第三产业产 值的影响，本文对福建省统计年鉴中的按当年价 格计算的第三产业原始数据作了处理，即以 1980 年不变价格为基础进行修正，得出新的数据来代 替第三产业的发展水平，记为 XSC; 货物周转量不 会受价格指数的影响，故不作修正。为得到平稳序列，分别对各个变量取自然对 数，这种变换能够消除变量之间的异方差性，并且 不改变变量之间的协整关系和短期调整模式，从而提高估计的可靠性; 同时，也便于考察物流业增yt = ( 1) yt 1 + i yt i + ti = 1模型( 有常数项、无趋势项) :myt = 1 + ( 1) yt 1 + i yt i + ti = 1模型( 有常数项、有趋势项) :yt = 1 + 2 t + ( 1) yt 1 +m i yt i + ti = 1其中 表示一阶差分，原假设为: H0 : = 1，即 yt 为非平稳序列; H1 : 1，即 yt 为平稳序列。 检验时从模型 开始，然后模型，模型，当检 验结果拒绝零假设，原序列不存在单位根，则为平 稳序列，停止检验。只要其中一个模型检验结果 拒绝零假设，就可以认为时间序列是稳定的。否 则，就不是稳定的。 其中滞后项 p 的选择 1。 从 LNXSC、LNWL 的趋势图( 见图 1 ) ，我们可以看出二组数据均明显存在上升趋势，这说明 LNXSC、 LNWL 的年时间序列数据都不是由稳定的随机过 程生成，因为它们明显不具有固定的期望值。因 此，在协整分析之前，我们先对变量进行单位根检 验( unit root test) ，检验变量是否平稳。只有同阶 单整的非平稳时间序列之间才可能存在协整关系( Cointegration) 。李新光，等: 福建省物流业与第三产业经济增长的长、短期关系51从表 1 可以看出，变量 WLt 、XSCt 、LNXSCt 和LNWLt 原时间序列的 ADF 统计值都大于 10% 的 临界值，因此，这三个序列都是非平稳的。而在其 一阶差分中，dLNWLt 三种形式的 ADF 值都小于相应水平的临界值，dLNXSCt 的( C，0，1 )( C，t，1 )检验形式的 ADF 值小于 1% 的临界值，可以拒绝原假设，所以，两个一阶差分序列都不存在单位 根，都是平稳的。因此，LNXSCt 和 LNWLt 时间序 列都是一阶单整，即 LNXSCt I( 1) ，LNWLt I( 1) 可以进行协整分析。图 1LNXSC，LNWL 趋势图表 1单位根检验表变量检验形式ADF 统计量大小比较ADF 检验临界值结论C，0，1C，t，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798*2 551 050WLt不平稳0 554 6470，0，13 433 708C，0，1C，t，10，0，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798*2 601 968XSCt1 649 510不平稳2 722 760C，0，1C，t，10，0，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798* 0 291 381LNWLt不平稳 2 756 4003 408 218C，0，1C，t，10，0，1 2 625 121* 3 225 334* 1 609 798* 1 014 204 2 063 4344 598 860LNXSCt不平稳C，0，1C，t，00，0，0 2 976 263 4 323 979 1 953 381 3 286 579 4 687 778 2 615 587dLNWLt平稳C，0，1C，t，10，0，1 3 699 871 4 339 330 1 609 571* 5 541 063 5 724 983 1 250 173dLNXSCt平稳注: X 检验形式( C，T，N) 分别表示含常数项，含常数项和趋势项，滞后阶数。* 表示在 10% 显著水平，表示在 5%显著水平，表示在 1% 显著水平。( 三) 协整检验虽然时间序列变量通常都是非平稳的，但是 在用传统的单方程线性回归方程研究某两个经济 变量的关系时，它们的某种线性组合却有可能是 平稳的。这就将有可能出现伪回归现象。为了克 服该现象的产生，我们必须对变量间的关系进行协整检验。本文采用 Engle 和 Granger 1987 年提出的 E G 两步法，检验 LNXSCt 和 LNWLt 之间是 否存在协整关系。如果它们是协整的，则它们之 间存在着一个长期稳定的均衡关系。第一步: 运用 OLS 法进行协整回归，分别得到 协整方程( 长期均衡方程) 。重庆理工大学学报( 社会科学)http: / / cqlg jourserv com52( 1)表 2 ADF 检验结果LNXSC = 1 792 908 375 01+ 1 095 198 69142* LNWL( 39 260 13) ( 0 000 0)T 值Prob 值( 10 296 88)( 0 000 0)C，0，0eC，t，00，0，0 3 689 194 4 323 979 平稳2 650 145 4 460 715 4 766 155 4 540 887R2 = 0 982158F = 1541 358Adj R2 = 0 981 521Prob( F-statistic) = 0 000 000D W = 0 729 957存在明显的正自相关性，故运用广义最小二 乘法进行修正:可见，残差序列 e 的三种形式的单位根检验统计量均小于显著性水平 1% 的临界值，从而可以 认为残差序列 e 是平稳的，即 e I( 0 ) 。表明变量 LNXSCt 和 LNWLt 之间存在协整关系，即物流业与 第三产业经济增长之间存在长期稳定的均衡关 系。这也证明上述长期均衡模型的变量选择是合 理的，回归系数具有经济意义。从协整方程( 2 ) 可 以看 出，货 物 周 转 总 量 ( 自 然 对 数 ) 的 系 数 为0 985 85，即货物周转总量关于第三产业 XSC 产 值的长期弹性为 0 985 85，说明从长期来看，货 物周转总量每增加 1 个百分点，XSC 产值便会增 加 0 985 85 个百分点。可见，货物周转总量与第 三产业之间是显著正相关关系，物流业的发展能 促进第三产业经济增长。令 = 1 DW = 1 0 729957= 0 635 +22GLNWLt = LNWLt 0 635* LNWLt ( 1)GLNXSCt = LNXSCt 0 635* LNXSCt ( 1)运用广义最小二乘法，得到修正后的协整方 程为:( 2)GLNXSCt = 0 390 078 927 658 + 0 985 852 317 123* GLNWLtT 值Prob 值( 3 037 330)( 0 005 2)( 18 172 10)( 0 000 0)Adj R2 = 0 921 618Prob( F-statistic) = 0 000 000R2 = 0 924 417F = 330 225 2D W = 1 673 901检 验:LM Test ( Obs * R-squared ) =LM( 四) 因果关系检验协整检验显示变量之间存在长期均衡关系， 但是变量之间是否具有因果关系，还需要进一步 检验。如果变量 x 有助于解释 y，即根据 y 的前期 值对 y 进行回归时，如果再加上 x 的前期值，能够 显著地增强回归的解释能力，则称 x 是 y 的 Grang- er 原因，否则称为非 Granger 原因。由表 3 可以得出，从长期来看，在 5% 的置信 水平下，不是论是对 LNXSC 与 LNWL，还是 XSC 和 WL 的检验，第三产业不是货物周转量的 Grang- er 原因，而 货 物周转量是第三产业经济增长的 Granger 原因。0 571 743 Prob( Obs* R-squared) = 0 751 4Heteroskedasticity 检 验: White t ( Obs * R-squared) = 0 698 319; Prob = 0 705 3由检验结果可知，修正后的协整方程不存在 异方差和自相关现象，协整模型效果良好。第二步: 检验上述回归方程残差序列的平稳 性。记( 2 ) 式回归方程残差为 e。协整关系存在 的一个重要条件就是协整回归方程的残差序列是 平稳的。若残差序列是平稳的，则变量之间的关 系是协整的。反之则不是协整的。所以必须对残 差序列的平稳性进行检验。检验方法也采用单位 根检验( ADF 检验) 。检验结果见表 2。表 3 变量的 Granger 因果关系检验结果零假设nF 统计量P 概率值LNXSC does not Granger Cause LNWL( 滞后期为 1)LNWL does not Granger Cause LNXSC( 滞后期为 1) XSC does not Granger Cause WL( 滞后期为 1) WL does not Granger Cause XSC( 滞后期为 1) XSC does not Granger Cause WL( 滞后期为 2) WL does not Granger Cause XSC( 滞后期为 2)293 183 100 086 1296 812 470 014 8293 723 420 064 62918 598 500 000 2282 295 280 123 3284 210 890 027 7李新光，等: 福建省物流业与第三产业经济增长的长、短期关系53( 五) 误差修正模型误差修正模型( ECM) 也是由 Engle 和 Granger 于 1987 年提出的，是一种具有特定形式的计量经 济模型。其基本思想是如果变量之间存在协整关 系，则表明这些变量之间存在着长期均衡的关系， 而这种长期均衡的关系是在短期波动过程的不断 调整下得以实现的。也就是说，大多数经济时间 序列具有长期的均衡关系是因为有一种调节机 制误差修正机制在起作用，防止了长期 均 衡关系出现较大的误 差。 既 然 LNXSCt 和的波动，这也符合事实，毕竟物流业只是第三产业中一个很小的部分。 误差修正项 ECMt 1 通过了1% 显著水平的检验，且误差修正项 ECMt 1 系数为 负，符合反向修正机制: 负的误差修正项系数表明 ECMt 1 的修正机制是当 ECMt 1 0 时，ECMt 1 对 D( GLNXSCt ) 有减小的作用; 反之，当 ECMt 1 0 时，ECMt 1 对D( GLNXSCt ) 有增加的作用。由式( 3) 可以看出，货物周转量关于第三产业 经济增长的短期弹性为 0 18，这说明从短期来看， 货物周转 量 每 增 加 1 个 百 分 点，GDP 便 会 增 加0. 18 个百分点。误差修正项系数为负，符合反向 修正机制，这反映了第三产业经济增长受货物周 转量影响的短期波动规律。误差修正项系数的大 小反映了短期偏离长期均衡的调整力度。误差修 正项系数估计值为 0 55，说明了货物周转量的 短期波动向长期均衡调整的力度为 55% ，这表明 若出现偏离长期均衡方程的情况，变量重新回归 到长期均衡方程的速度较快，长期稳定关系的失 衡对短期 LNXSC 的影响较大。之间存在协整关 系，我 们 可 以 建 立LNWLtD( GLNXSCt )D( GLNXSCt )如下:和 D( GLNWL) 的误差修正模 型。和 D ( GLNWLt ) 的误差修正模型 D( GLNXSCt)tPr | t |= 0 059 125 390 146 1 0 551 560 961 02* ECMt 1 4 261 7160 0003 3 549 6800 00190 250 261 880 958* D( GLNWLt 1) 0 247 763 886 097* D( GLNWLt 2)+ 1 892 5990 072 30 181 181 422 147* D( GLNWLt)1 694 5450 1049 2 2613700 034 5三、结论及分析( 3)根据以上实证分析，可以得到以下几点结论:( 1) 从协整分析可以看出，福建省第三产业发 展与货物周转量之间存在着长期均衡关系，货物 周转量增加促进了第三产业经济的增长，但其弹 性系数为 0 985 85，对第三产业的促进作用并不 明显，说明福建省物流业发展环境还不完善，对第 三产业经济增长的影响很小，这就要求福建物流 企业应转变观念，完善物流业发展所需要的环境 和基础设施。( 2) 从 Granger 因果检验结果来看，福建省第 三产业经济增长不是物流业发展的原因，这是因 为，运输网络的完善，物流供给能力的提高，将促 使物流辐射范围增大，促进物流业的发展，进而促 进 GDP 增长，而福建省交通、基础设施建、政策、金 融、投资、生产、土地、交通、税务等各方面环境还 有所欠缺，致使经济的增长无法有效地带动物流 供给能力的提高。而物流业的发展是第三产业经 济增长的 Granger 原因，认为物流业增长带动了福 建省第三产业的快速增长。因此，要把物流业的 发展放在更加重要的位置来考虑，把物流业作为 经济社会发展的重要产业来培育，充分认识物流业对第三产业发展的重要意义; 充分发挥物流业ECMt 1 = GLNXSCt 1 ( 0 390 0789 276 58 0 985 852 317 123* GLNWLt 1)R2 = 0 389 709 Adj R2 = 0 273 463F = 3 352 454 Prob( F-statistic) = 0 028 512Log likelihood = 42 873 59AIC = 2 913 353HQC = 2 843 683SC = 2 671 411DW = 2 161 801p( LM ( 1) ) 值 = 0 399 3;p( LM ( 2) ) 值 = 0 684 2;LM( 1)LM( 2)= 0 710 406= 0 759 073不存 在 自 相 关。 HeteroskedasticityTest: White =4. 945 501，Prob Chi-Square( 14) = 0 986 6，不存在异方差。该式考虑了物流周转量本期，误差项， 滞 后 一 期 及 滞 后 二 期 的 影 响， ECMt 1 、 D( GLNWLt 1 ) 、D ( GLNWLt 2 ) 等系数分别通过 1% ，10% ，5% 的检验，只有 D( GLNWL t ) 项勉强通过 10% 的检验。考虑到 F 统计量通过 5% 检验， 所以该误差修正模型各项系数显著通过总体性检 验，模型整体的对数似然函数值较大，AIC 与 SC 相当小，说明模型整体解释力较强; 但是模型的修 正 Adj R2 偏小，这说明模型的标准误差较大，这也说明了还有一些因素影响了第三产业经济增长重庆理工大学学报( 社会科学)http: / / cqlg jourserv com54对带动社会就业，增加第三产业产值，刺激消费的重要作用。通过发展物流产业，可以促进产业结 构的合理化。产业结构的合理化是以第三产业的 发展水平来衡量的，而物流产业是第三产业，它的 发展将带动交通运输业、商贸业、金融业、信息业 和旅游业等多种产业的发展，对第三产业的发展 起到积极的促进作用，使地区产业结构得到优化 升级，从而促进地区经济的发展。( 3) 从误差修正模型 来 看，在 短 期 内，当 期 GLNXSCt 除了受当期的 GLNWL t 的正向影响外， GLNWLt 对 GLNXSCt 短期平均弹性为 0. 18; 此外， 当期 GLNWL t 的还受到上两期货物周转量 GLN- WLt 1 、GLNWLt 2 的反向影响。误差修正项系数为 0. 55，它表示的是调整均衡偏差的幅度，即长期 均衡趋势误差修正项对均衡偏差的调整幅度为55% ，这表明若出现偏离长期均衡方程的情况，变 量重新回归到长期均衡方程的速度较慢其调整力 度比较显著，就是说，长期稳定关系的失衡对短期 第三产业的影响较大。此外，和长期相比，短期内 货物周转量对第三产业的弹性系数小于长期的弹 性系数; 过去两期物流产值对第三产业的短期弹 性明显大于其当期弹性，且两者符号相反，说明变 动方向并不一致，这表明福建省的物流业还处于 初级阶段，未形成一定的规模，因此，在短期内无 法推动第三产业的增长，反而对第三产业的增长 起了一定的阻碍作用。析J 漳州职业技术学院学报，2010( 1) : 38 41吴哲敏 论平潭岛建设对福建物流的增益作用J现代商贸工业，2010( 12) : 88 89刘丹 福建省区域生鲜蔬果物流中心的构建研究J 福州大学学报: 哲学社会科学版，2010 ( 2 ) : 51 55789 周雄 福建现代农产品物流发展的影响因素与对策J 中共福建省委党校学报，2009( 12) : 105 10910 李权 福建物流业发展面临的挑战与策略选择J宁德师专学报: 哲学社会科学版，2009( 3) : 23 2611 陈虎，杨勇攀 区域经济发展与物流能力因果关系的 实证检验J 统计与决策，2010( 9) : 90 9112 吴杰 广州物流业与区域经济发展实证分析J 产 业与科技论坛，2010( 5) : 54 5613 李虹 我国区域物流业发展现状及其对区域经济影 响的对策与分析以辽宁为例J 生产力研究，2010( 6) : 201 20214 田振中 河南省物流业发展与经济增长关系的实证 分析J 江苏商论，2010( 1) : 50 5215 张敏，李巧玲，刘学，等 惠州物流业与经济发展的相 关性分析J 惠州学院学报: 社会科学版，2010( 1) :36 4116 邵 玲 FDI 对中国产业结构转型影 响 的 实 证 分 析基于三大产业指标J 重庆理工大学学报: 社会科学，2011( 3) : 66 7017 邱冬阳，汤华然 金融发展与产业结构调整关系的实 证研究基于重庆的协整分析J 重庆理工大学 学报: 社会科学，2010( 10) : 36 4218 陈晓玥 福建省物流业对第三产业影响的经济学分 析J 黎明职业大学学报，2010( 2) : 31 3319 福建统计年鉴编委会 福建统计年鉴( 2009) M 北 京: 中国统计出版社，200920 中国统计年鉴编委会 中国统计年鉴( 2009) M 北 京: 中国统计出版社，200921 张晓峒 EVIEWS 使用指南与案例M 北京: 机械 工业出版社，2007( 2) : 222 260参考文献:1 吴水森 福建省物流发展与经济增长的协整分析J 广东财经职业学院学报，2007( 6) : 73 752汪恒 福建区域物流与区域经济的相关性研究J物流工程与管理，2009( 8) : 47 48陈晓玥 福建区域经济与区域物流关系的协整分析J 商业时代，2009( 5) : 26 27陈由谷 福建区域物流 SWOT 分析及发展战略选择J 中国储运，2004( 5) : 42 43345 邱伟杰，吴瑞花，廖桂容，等“鼠标”时代下的海西区物流业发展问题透视以主体省份福建为例J 物流工程与管理，2010( 6) : 32 346 林小虾 福建第三方物流供应链的能力战略匹配浅( 责任编辑 邝坦励)( 下转第 71 页)邵忠银: 农业适度规模经营中的土地流转问题的法律考量713李谦 百名村民状告政府强行流转土地建公园EB /OL http: / / news 163 com /10 /0409 /08 /63QK8L4C00011229 html张兴军 河南南阳发生毁麦种树事件，上百亩小麦被铲EB / OL http: / / news qq com / a /20100429 /002387 _2 htm7丁关良 农村土地承包经营权流转法律制度的现存问题与修正建议J 华侨大学学报: 哲学社会科学 版，2005( 1) : 65胡吕银 土地承包经营权流转的法律问题新探J甘肃政法学院学报，2004( 2) : 39王利明 物权法研究M 北京: 中国人民大学出版 社，2004: 4694895 王玉明，马国明 农民土地互换，切记不可戏言，河南汤阴县法院依法为实际承包户确权EB / OL ht- tp: / / news qq com / a /20081215 /002257 htm6 石胜尧 继承土地承包经营权法定流转新形式初探J 重庆文理学院学报: 社会科学版，2009( 5) 10 吴玉萍 土地承包经营权流转中存在的问题与法律建议J 政法论丛，2005( 2) : 49( 责任编辑 范义臣)Legal Thinking about Land Circulation Problem in Moderate-scaleOperation of AgricultureSHAO Zhong-yin( Faculty of Law，Anhui University of Finace Economics，Bengbu 233000，China)Abstract: The circulation of the contractual rights of land is the premise of moderate-scale operationof agriculture By legally thinking about the transfer ways and pa