張莉琴 徐娜

摘要：利用全國(guó)農(nóng)村固定觀(guān)察點(diǎn)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit 和Tobit模型分析了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)土地行為的影響。研究表明：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼僅對(duì)非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的轉(zhuǎn)入行為有明顯抑制作用，但并不顯著影響糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的流轉(zhuǎn)行為;進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，糧食主產(chǎn)區(qū)中，補(bǔ)貼政策主要通過(guò)收入效應(yīng)和緩解流動(dòng)性約束影響農(nóng)戶(hù)的土地流轉(zhuǎn)行為，非糧食主產(chǎn)區(qū)中，補(bǔ)貼政策的收入效應(yīng)起主要作用。另外，戶(hù)主的外出就業(yè)時(shí)間也是影響農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)的重要因素，戶(hù)主外出就業(yè)時(shí)間越長(zhǎng)，農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的概率越低，轉(zhuǎn)出土地的概率越高。最后，提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼;土地流轉(zhuǎn);規(guī)模經(jīng)營(yíng);影響機(jī)理

中圖分類(lèi)號(hào)： F301文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1009-055X（2019）02-0014-10

doi：10.19366/j.cnki.1009-055X.2019.02.002

一、引言

黨的十九大報(bào)告指出，實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是決勝全面建成小康社會(huì)的重大歷史任務(wù)。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施，必須以完善產(chǎn)權(quán)制度和要素市場(chǎng)化配置為重點(diǎn)，在落實(shí)第二輪土地承包到期再延長(zhǎng)30年政策的基礎(chǔ)上，完善農(nóng)村承包地“三權(quán)分置”制度，通過(guò)土地要素市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)。由此看出，國(guó)家鼓勵(lì)土地流轉(zhuǎn)、適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)以發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的導(dǎo)向已經(jīng)十分明確。中央一號(hào)文件中也多次提出完善農(nóng)業(yè)支持保護(hù)制度，健全糧食主產(chǎn)區(qū)利益補(bǔ)償機(jī)制，提高補(bǔ)貼效能。目前，我國(guó)已形成了以“糧食直接補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼”為主要內(nèi)容的“農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼”，政策目標(biāo)也調(diào)整為支持耕地地力保護(hù)和糧食適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。那么，逐年增長(zhǎng)的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響究竟如何？對(duì)不同區(qū)域的農(nóng)戶(hù)的影響是否存在異質(zhì)性？

迄今，學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的討論頗多，但仍未形成共識(shí)。一方觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為現(xiàn)行的補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)有促進(jìn)作用。牟燕等通過(guò)理論模型分析得出，補(bǔ)貼政策的實(shí)施增加了土地流轉(zhuǎn)的可行性[1];Fujin等研究發(fā)現(xiàn)，存在流動(dòng)性約束的家庭獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼后會(huì)增加耕種面積[2]。另一方則認(rèn)為補(bǔ)貼政策對(duì)土地流轉(zhuǎn)并沒(méi)有影響。馮鋒、熊群芳等學(xué)者通過(guò)個(gè)案研究發(fā)現(xiàn)，普惠制的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策與當(dāng)?shù)赝恋亓鬓D(zhuǎn)情況不匹配[3，4];Stephen等使用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)得出了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)影響不明顯的結(jié)論[5];楊國(guó)強(qiáng)等利用江西省231個(gè)稻農(nóng)調(diào)查樣本數(shù)據(jù)實(shí)證研究的結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)稻農(nóng)流轉(zhuǎn)土地的影響不大[6]。甚至有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼非但不能激勵(lì)農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)土地，還會(huì)產(chǎn)生抑制作用，由于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)形成土地租金轉(zhuǎn)嫁，所以會(huì)使本來(lái)有意愿租入土地的農(nóng)戶(hù)降低租入的概率，同時(shí)土地出租者也因?yàn)橥恋刈饨鹕蠞q不愿意簽訂長(zhǎng)期的租賃合同[7-9];冀縣卿等利用江蘇等四省的調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼發(fā)放給實(shí)際種植者可以促進(jìn)農(nóng)地轉(zhuǎn)入，但是發(fā)給承包人不利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)，而調(diào)研樣本中僅有10%左右的農(nóng)地流入方獲得了補(bǔ)貼[10];王亞運(yùn)等使用HLM分層模型分析得出，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)不完善的情景下會(huì)抑制土地流轉(zhuǎn)[11]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)針對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的結(jié)論存在爭(zhēng)議，主要原因可歸結(jié)為以下幾點(diǎn)：首先，大多數(shù)研究都是基于個(gè)別省份或者個(gè)案分析，得出的結(jié)論只能反映局部特質(zhì)和現(xiàn)象，缺少代表全國(guó)范圍內(nèi)的隨機(jī)調(diào)研數(shù)據(jù)的研究;其次，不同糧食功能區(qū)不僅在糧食生產(chǎn)能力和土地資源稟賦方面存在差異，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)也各異，因而未區(qū)分不同糧食功能區(qū)差異得出的結(jié)論往往也似是而非。因此，本文嘗試?yán)萌珖?guó)農(nóng)村固定觀(guān)察點(diǎn)數(shù)據(jù)考察農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，從全國(guó)層面對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼效果形成更為客觀(guān)的認(rèn)識(shí)，回應(yīng)學(xué)術(shù)界既有爭(zhēng)論;同時(shí)，對(duì)比考察農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的地區(qū)異質(zhì)性，以期形成更有針對(duì)性的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，促進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)。

二、理論分析

我國(guó)大部分地區(qū)的農(nóng)業(yè)“三項(xiàng)補(bǔ)貼”是通過(guò)“一卡通”直接發(fā)放到農(nóng)戶(hù)賬戶(hù)，雖然政策文件大多規(guī)定補(bǔ)貼金額發(fā)放以糧食實(shí)際種植面積為依據(jù)，但由于執(zhí)行成本高且種植面積不易于核查，大部分地區(qū)是按照承包或計(jì)稅面積發(fā)放給農(nóng)戶(hù)。而現(xiàn)在的三項(xiàng)補(bǔ)貼改革已將“糧食直接補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼”合并為農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼，明確指出補(bǔ)貼依據(jù)可以是二輪承包耕地面積、計(jì)稅耕地面積、確權(quán)耕地面積或糧食種植面積等。不論是先前的補(bǔ)貼還是現(xiàn)行的農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼，看似都是給農(nóng)戶(hù)固定的與糧食生產(chǎn)無(wú)關(guān)的收入，即使如此，補(bǔ)貼資金也會(huì)通過(guò)收入增加改變農(nóng)戶(hù)的生產(chǎn)決策。況且大部分農(nóng)戶(hù)雖然分不清楚各項(xiàng)補(bǔ)貼的金額和發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，但卻清楚知道三項(xiàng)補(bǔ)貼是與土地或是糧食有關(guān)的，加之農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼明確撂荒地、改變用途等耕地不納入補(bǔ)貼范圍，也正是如此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可能會(huì)對(duì)土地決策的影響超過(guò)預(yù)期。

（一）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響分析

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼資金發(fā)放以承包或是計(jì)稅面積為依據(jù)，也就是說(shuō)農(nóng)戶(hù)獲得額外的直接與土地相關(guān)的固定收益，這表明了補(bǔ)貼資金會(huì)直接增加農(nóng)民收入[12]。因此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼主要可能通過(guò)以下幾種途徑改變農(nóng)戶(hù)的流轉(zhuǎn)行為：

第一是通過(guò)收入效應(yīng)。若農(nóng)戶(hù)將補(bǔ)貼資金僅視作一筆普通收入，補(bǔ)貼資金僅有收入效應(yīng)，隨著收入的增加，農(nóng)戶(hù)對(duì)閑暇的需求也會(huì)增加，因此農(nóng)戶(hù)可能減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給，不愿租入更多的土地，或是將多余的土地租出。

第二是通過(guò)替代效應(yīng)。當(dāng)農(nóng)戶(hù)將補(bǔ)貼視為與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有關(guān)的勞動(dòng)收入時(shí)，意味著補(bǔ)貼增加了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的邊際收益，此時(shí)補(bǔ)貼資金不僅有收入效應(yīng)，還具有替代效應(yīng)。替代效應(yīng)表現(xiàn)在農(nóng)戶(hù)會(huì)因?yàn)檗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)邊際收益的上升而增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，進(jìn)而可能會(huì)租入更多的土地，或是不愿意租出土地。

第三是通過(guò)緩解流動(dòng)性約束。補(bǔ)貼收入使有流動(dòng)性約束的農(nóng)戶(hù)可以更合理地安排自己的生產(chǎn)決策，比如農(nóng)戶(hù)之前因?yàn)橘Y金約束沒(méi)有達(dá)到最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模，獲得補(bǔ)貼后可能會(huì)租入土地，或是農(nóng)戶(hù)之前由于負(fù)擔(dān)不起農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)成本而將農(nóng)地租出，獲得補(bǔ)貼后則不愿意租出土地。

第四是通過(guò)財(cái)富效應(yīng)。補(bǔ)貼資金的財(cái)富效應(yīng)可能會(huì)改變農(nóng)戶(hù)的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而選擇更冒險(xiǎn)的決策，如擴(kuò)大規(guī)模、增加生產(chǎn)資料投入等，因此補(bǔ)貼可能會(huì)提高農(nóng)戶(hù)租入土地的可能性，減少農(nóng)戶(hù)租出土地的概率。

（二）其他可能影響土地流轉(zhuǎn)的因素

除卻農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼，土地流轉(zhuǎn)還會(huì)受到一些其他農(nóng)戶(hù)特征的影響，如戶(hù)主的基本特征、家庭勞動(dòng)力的數(shù)量、擁有的承包地面積及農(nóng)戶(hù)所在的村級(jí)特征。

戶(hù)主的特征可能會(huì)對(duì)土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響。例如相較于年紀(jì)輕的戶(hù)主，年紀(jì)較大的戶(hù)主進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性會(huì)略低，因此可能會(huì)租入較少的土地或者出租更多的土地[13];受教育程度更高的戶(hù)主可能會(huì)掌握更多的農(nóng)業(yè)新技術(shù)、擁有更先進(jìn)的管理理念，故可能會(huì)租入更多的土地?cái)U(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模[14]，但是也有可能受教育程度越高，外出就業(yè)機(jī)會(huì)亦會(huì)增加，所以會(huì)減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，租出土地;戶(hù)主是男性的農(nóng)戶(hù)可能為風(fēng)險(xiǎn)偏好者，愿意做出更冒險(xiǎn)的生產(chǎn)決策，可能會(huì)租入更多的土地以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模;戶(hù)主外出就業(yè)的時(shí)間也會(huì)影響土地流轉(zhuǎn)的情況，外出就業(yè)時(shí)間越多，參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時(shí)間就會(huì)變少，因此會(huì)更可能租出土地，而不太可能租入土地[15，16]。

土地流轉(zhuǎn)也會(huì)受到農(nóng)戶(hù)家庭特征的影響。例如家庭勞動(dòng)力數(shù)量多的農(nóng)戶(hù)可能傾向于租入更多的土地，家庭勞動(dòng)力少的農(nóng)戶(hù)可能會(huì)租出土地[17];擁有承包土地面積多的農(nóng)戶(hù)也許會(huì)易于租出土地，不太可能租入土地[18]。

農(nóng)戶(hù)所在村到公路干線(xiàn)的距離和地勢(shì)也是影響土地流轉(zhuǎn)的重要因素。農(nóng)戶(hù)所在村到公路干線(xiàn)的距離越遠(yuǎn)，交通越不便利，經(jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)，可能土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)越不太完善，流轉(zhuǎn)活動(dòng)越低迷;平原地區(qū)相較于丘陵和山區(qū)經(jīng)濟(jì)可能更適于規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，經(jīng)濟(jì)也較發(fā)達(dá)，土地市場(chǎng)更完善，農(nóng)戶(hù)更容易流轉(zhuǎn)土地。

①1畝=666.6平方米。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要使用2009年和2012年兩年的農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀(guān)察點(diǎn)山西、遼寧、浙江、安徽、江西、廣東、四川、云南、陜西9個(gè)?。▍^(qū)）的調(diào)查數(shù)據(jù)。表1為樣本農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)的基本情況。

橫向來(lái)看，以2009年為例，糧食主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶(hù)的比例明顯高于非主產(chǎn)區(qū)，分別為15.08%和11.82%，糧食主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶(hù)比例亦高于非主產(chǎn)區(qū)，分別為12.34%和10.41%，這表明糧食主產(chǎn)區(qū)的土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)更活躍;糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)平均轉(zhuǎn)入土地面積達(dá)到非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的兩倍之多，農(nóng)戶(hù)平均轉(zhuǎn)出土地面積也略高于非主產(chǎn)區(qū)，主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)入戶(hù)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模明顯大于轉(zhuǎn)出戶(hù)和無(wú)流轉(zhuǎn)農(nóng)戶(hù)，而非主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)入戶(hù)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模僅略大于無(wú)流轉(zhuǎn)農(nóng)戶(hù)，以上的信息說(shuō)明糧食主產(chǎn)區(qū)的規(guī)模化經(jīng)營(yíng)程度更高;糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)收入占總收入比重平均為31.50%，而非糧食主產(chǎn)區(qū)這一比例為25.02%，這意味著糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的收入更依賴(lài)于農(nóng)業(yè);從獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的情況看，主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)獲得補(bǔ)貼收入明顯高于非主產(chǎn)區(qū)，這應(yīng)該是由于土地稟賦和補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)的雙重差異而造成的。另外，糧食主產(chǎn)區(qū)的租金水平明顯低于非主產(chǎn)區(qū)，這可能是因?yàn)榧Z食主產(chǎn)區(qū)經(jīng)濟(jì)較為落后。

縱向來(lái)看，2009年到2012年，轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶(hù)比例與轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶(hù)比例均有增長(zhǎng);轉(zhuǎn)入戶(hù)、轉(zhuǎn)出戶(hù)、無(wú)流轉(zhuǎn)農(nóng)戶(hù)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模的變化較小;農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重在下降，由2009年的29.28%下降到2012年的25.87%;戶(hù)均補(bǔ)貼收入與租金都在增加，相較于2009年，2012年戶(hù)均補(bǔ)貼收入提高了100元左右，租金水平增加了40元左右。

（二）模型構(gòu)建

分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響主要需要考慮兩方面：首先，農(nóng)戶(hù)是否參與土地流轉(zhuǎn)（參與為1，不參與為0）;其次，農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)土地的實(shí)際面積（畝）。第二部分的理論分析中已經(jīng)提到除了補(bǔ)貼可能對(duì)土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響外，戶(hù)主的個(gè)人特征、家庭特征（如家庭總勞動(dòng)力數(shù)、承包地面積等）及所在村莊的特征等因素也會(huì)影響農(nóng)戶(hù)的土地流轉(zhuǎn)決策，兩類(lèi)回歸都用相同的解釋變量。因此，構(gòu)建以下模型分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響：

Lit=αi+β1sit+β2Xit+β3Rit+εit

式中，下標(biāo)i表示第i個(gè)農(nóng)戶(hù)，t代表年份2009和2012。Lit代表第i個(gè)農(nóng)戶(hù)t年的農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況，若參與流轉(zhuǎn)為1，不參與則為0;sit代表第i個(gè)農(nóng)戶(hù)t年獲得的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，這里使用除i農(nóng)戶(hù)以外村平均標(biāo)準(zhǔn)，以解決可能存在的統(tǒng)計(jì)誤差和內(nèi)生問(wèn)題，為剔除價(jià)格因素，以2012年為基期調(diào)整2009年;Xit代表一些可觀(guān)測(cè)到的農(nóng)戶(hù)特征的變量，包括戶(hù)主個(gè)人及家庭特征變量，主要為戶(hù)主年齡、性別、受教育程度、非農(nóng)就業(yè)時(shí)間、家庭總勞動(dòng)力數(shù)量、承包土地面積、農(nóng)戶(hù)的尋租能力等，這里將農(nóng)戶(hù)是否是干部戶(hù)作為農(nóng)戶(hù)尋租能力的代理變量;Rit表示農(nóng)戶(hù)所在村莊的特征，主要包括村莊到公路干線(xiàn)的距離、村莊地勢(shì);αi為常數(shù)項(xiàng)，βi為待估參數(shù)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

分析補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響時(shí)需要分兩部分，也需要使用不同的方法。針對(duì)第一部分關(guān)于是否參與土地流轉(zhuǎn)，由于是否參與流轉(zhuǎn)是二分變量，所以使用的方法為面板Logit模型，對(duì)土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出分別估計(jì)。第二部分補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)土地規(guī)模的影響，考慮到有農(nóng)戶(hù)并沒(méi)有參與土地流轉(zhuǎn)，為了得到一致估計(jì)，分析時(shí)采用面板Tobit模型[19]。值得注意的是，在進(jìn)行分析時(shí)候需要處理以下幾方面的問(wèn)題：首先是未觀(guān)測(cè)到的異質(zhì)性，一些無(wú)法觀(guān)測(cè)到的變量可能會(huì)影響土地流轉(zhuǎn)，因此遺漏類(lèi)似變量可能產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。針對(duì)此問(wèn)題，利用固定觀(guān)察點(diǎn)的跟蹤數(shù)據(jù)的優(yōu)勢(shì)，使用個(gè)體效應(yīng)模型，控制住不隨時(shí)間改變的農(nóng)戶(hù)特征變量。其次，是狀態(tài)依賴(lài)，也就是說(shuō)上一年是否參與到土地市場(chǎng)可能會(huì)影響下一年的決策，比如農(nóng)戶(hù)上一年花費(fèi)了時(shí)間和精力尋找到另一農(nóng)戶(hù)租入土地，并簽訂了合同，第二年他就會(huì)因?yàn)樾畔⑺褜ず驼勁械冉灰壮杀镜慕档屠^續(xù)租入土地。若想解決此問(wèn)題，模型中可考慮加入被解釋變量的滯后一期，本文使用本年初農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)農(nóng)地的狀態(tài)作為上年的代理變量。但是如此處理可能會(huì)引起另外一個(gè)問(wèn)題，那就是滯后一期的變量會(huì)與未觀(guān)測(cè)到的異質(zhì)性變量相關(guān)，這樣就不能滿(mǎn)足解釋變量嚴(yán)格外生的假定，產(chǎn)生了內(nèi)生性，由此可能導(dǎo)致滯后一期變量會(huì)被過(guò)高估計(jì)，而其他解釋變量的估計(jì)結(jié)果偏低。但本文中加入土地流轉(zhuǎn)滯后一期解釋變量后，其他解釋變量的系數(shù)變化甚微，則可以認(rèn)為并不存在前面提到的內(nèi)生性問(wèn)題，或者此問(wèn)題對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響可以忽略不計(jì)，故不做特殊處理限于篇幅，沒(méi)有加入滯后一期變量的結(jié)果，如需要可向作者索取。 。因此，最終的估計(jì)模型為：

Lit=αi+β1sit+β2Xit+β3Rit+β4Li（t-1）+εit

式中，Li（t-1）為農(nóng)戶(hù)上一期是否參與土地流轉(zhuǎn)，參與則為1，否則為0。

四、估計(jì)結(jié)果分析

（一）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響

表3列出了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)是否流轉(zhuǎn)土地的影響。從回歸結(jié)果中可以看出，模型運(yùn)行結(jié)果良好，多數(shù)解釋變量的系數(shù)符號(hào)和預(yù)期相吻合，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地有明顯抑制作用，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)越高，農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的概率會(huì)降低，轉(zhuǎn)入土地的面積也會(huì)減少。而農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出土地的影響不顯著。以模型1和模型3中結(jié)果為例，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的回歸系數(shù)分別為-0.016?8、-0.003?6，表明補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)每增加10元，農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的概率下降16.8%，轉(zhuǎn)入土地面積減少0.04畝。模型2和模型4中的結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出土地影響為正，但并未通過(guò)顯著性統(tǒng)計(jì)。結(jié)合第二部分中的理論分析推測(cè)，農(nóng)戶(hù)更多地將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼視為普通固定收入，通過(guò)收入效應(yīng)減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，增加閑暇，因此農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為。

此外，其他變量也會(huì)影響農(nóng)戶(hù)的土地流轉(zhuǎn)行為。研究結(jié)果顯示：戶(hù)主外出務(wù)工的時(shí)間會(huì)抑制土地轉(zhuǎn)入，促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出，這個(gè)結(jié)果不難理解，外出務(wù)工時(shí)間較長(zhǎng)的農(nóng)戶(hù)無(wú)力從事農(nóng)業(yè)，并且農(nóng)業(yè)勞動(dòng)成本也上升，必然更傾向轉(zhuǎn)出土地、減少土地轉(zhuǎn)入;上期租入或租出土地對(duì)當(dāng)期流轉(zhuǎn)決策影響顯著，表明存在之前提到的狀態(tài)依賴(lài);家庭承包土地面積會(huì)抑制土地轉(zhuǎn)入，促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出，一般而言，土地資源稟賦多的農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的意愿較低，會(huì)更愿意將土地轉(zhuǎn)出;家庭土地塊數(shù)增加了農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的可能性，減少了農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性，這可能是因?yàn)?，地塊數(shù)越多的農(nóng)戶(hù)，每塊土地的面積較小，不容易轉(zhuǎn)出，從而只能轉(zhuǎn)入土地增加土地連片的可能性;灌溉面積越多的農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的可能性增加，轉(zhuǎn)出土地的可能性降低，可能的解釋是，灌溉面積越多則意味著土地質(zhì)量越好，因此農(nóng)戶(hù)不太愿意將高質(zhì)量的土地轉(zhuǎn)出，反倒更愿意轉(zhuǎn)入更多的土地實(shí)現(xiàn)連片或?qū)I(yè)生產(chǎn);相較于非村干部戶(hù)，村干部戶(hù)轉(zhuǎn)出土地面積會(huì)增加，這也許就是因?yàn)榇甯刹繎?hù)有勢(shì)力且人脈資源豐富，租出土地的能力較強(qiáng)。

（二）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同地區(qū)土地流轉(zhuǎn)的影響

考慮到糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)不同，且兩類(lèi)地區(qū)農(nóng)戶(hù)看待農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的性質(zhì)也許不同，從而推測(cè)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)兩類(lèi)地區(qū)農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)的影響可能會(huì)存在差異，因此本文進(jìn)一步細(xì)致分析補(bǔ)貼的效果，表4列出了兩類(lèi)地區(qū)的估計(jì)結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)行為均未有顯著的作用，非糧食主產(chǎn)區(qū)中模型9和模型11中的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)負(fù)向顯著，這表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼不利于非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地，但對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的土地流轉(zhuǎn)沒(méi)有影響。邊際效應(yīng)的結(jié)果進(jìn)一步表明，在非糧食主產(chǎn)區(qū)，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)每增加10元，農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的概率下降39.6%，土地轉(zhuǎn)入面積減少0.04畝。

產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是非糧食主產(chǎn)區(qū)不具有糧食生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)，農(nóng)戶(hù)收入不依賴(lài)于農(nóng)業(yè)且補(bǔ)貼金額較少，他們僅僅把補(bǔ)貼資金當(dāng)作一小筆普通的非勞動(dòng)收入，從而補(bǔ)貼只會(huì)通過(guò)收入效應(yīng)減少勞動(dòng)時(shí)間，所以非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的可能性和轉(zhuǎn)入面積都會(huì)降低。而主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)明顯，農(nóng)戶(hù)家庭收入多依賴(lài)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)且補(bǔ)貼金額較多，他們更可能將補(bǔ)貼視為與土地相關(guān)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)收入，因此補(bǔ)貼會(huì)通過(guò)收入效應(yīng)和其他效應(yīng)同時(shí)作用，收入效應(yīng)會(huì)抑制農(nóng)戶(hù)租入土地，而其他效應(yīng)會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)租入土地，兩種效果會(huì)相互抵消。本文表1的描述性統(tǒng)計(jì)分析中，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)收入占比明顯高于非主產(chǎn)區(qū)，這表明糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴(lài)程度高于非主產(chǎn)區(qū)。

綜上，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)土地租入的抑制作用顯著，而對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)行為無(wú)明顯影響的原因可能在于，相對(duì)于糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)，非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)收入占總收入比重較低，對(duì)農(nóng)業(yè)依賴(lài)程度低且獲得的補(bǔ)貼金額也較少，因此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)此地區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭來(lái)說(shuō)更多表現(xiàn)為收入效應(yīng)，而對(duì)主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)呈現(xiàn)多種效應(yīng)。為進(jìn)一步驗(yàn)證這一機(jī)制，本文試圖分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的不同政策效應(yīng)，不僅有助于進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的作用機(jī)理，也可為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的實(shí)施和改革提供一定的依據(jù)及建議。首先，為了測(cè)度流動(dòng)性約束效應(yīng)，選取了農(nóng)戶(hù)是否有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性借款作為代理變量，若農(nóng)戶(hù)有生產(chǎn)型借款，則表明其面臨流動(dòng)性約束，流動(dòng)性約束變量則為1，反之則為0，補(bǔ)貼變量與流動(dòng)性約束變量的交互項(xiàng)則代表了流動(dòng)性約束效應(yīng);其次，分析財(cái)富效應(yīng)，若農(nóng)戶(hù)有家庭經(jīng)營(yíng)外的投資，則認(rèn)為此類(lèi)農(nóng)戶(hù)為風(fēng)險(xiǎn)偏好者，風(fēng)險(xiǎn)偏好變量記為1，否則為風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，記為0，同樣，補(bǔ)貼與風(fēng)險(xiǎn)偏好的交互項(xiàng)代表了補(bǔ)貼的財(cái)富效應(yīng);最后考慮到收入效應(yīng)和替代效應(yīng)很難在家庭內(nèi)觀(guān)察和分解，因此只能將剝離流動(dòng)性約束效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)后的補(bǔ)貼效果作為收入和替代的綜合效應(yīng)，具體結(jié)果如表5所示。

從表5中的結(jié)果可以看出，控制了其他兩類(lèi)效應(yīng)后，兩個(gè)地區(qū)的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)仍為負(fù)向顯著，這表明收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，也可以理解為補(bǔ)貼更多地體現(xiàn)為收入效應(yīng);另外，糧食主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)與流動(dòng)性約束的交互項(xiàng)在1%的水平上顯著，這意味著補(bǔ)貼會(huì)通過(guò)緩解農(nóng)戶(hù)的流動(dòng)性約束改變其土地流轉(zhuǎn)決策，存在流動(dòng)性約束的農(nóng)戶(hù)與沒(méi)有流動(dòng)性約束的農(nóng)戶(hù)相比，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)增加，轉(zhuǎn)入土地的概率增加，轉(zhuǎn)出土地的概率減少。由此說(shuō)明，對(duì)農(nóng)業(yè)依賴(lài)程度較高的糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的土地流轉(zhuǎn)決策會(huì)受到補(bǔ)貼收入效應(yīng)和流動(dòng)性約束效應(yīng)的共同影響，而補(bǔ)貼更多地通過(guò)收入效應(yīng)影響非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的流轉(zhuǎn)行為，印證了我們關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)與非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)行為影響異質(zhì)性的原因猜想。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

利用2006年和2012年的數(shù)據(jù)可以看出補(bǔ)貼資金對(duì)土地流轉(zhuǎn)的短期效應(yīng)，但考慮到補(bǔ)貼的滯后性，農(nóng)戶(hù)未能根據(jù)補(bǔ)貼收入的變化及時(shí)改變家庭經(jīng)營(yíng)策略，本文進(jìn)一步利用2006年和2012年的數(shù)據(jù)測(cè)算了補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的長(zhǎng)期影響，以驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。如表6所示，長(zhǎng)期來(lái)看，補(bǔ)貼仍然對(duì)土地租入有顯著抑制作用，而對(duì)土地租出沒(méi)有任何影響，與之前的估計(jì)結(jié)果較一致，除卻估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值較小。限于篇幅，這里不列出糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的長(zhǎng)期效應(yīng)模型，結(jié)果同樣穩(wěn)健。

五、結(jié)論與政策啟示

在實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)、促進(jìn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的背景下，研究覆蓋面甚廣的農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響具有重要理論的現(xiàn)實(shí)意義。本文基于安徽、江西、廣東、四川等9個(gè)?。▍^(qū)）固定觀(guān)察點(diǎn)面板數(shù)據(jù)，利用了Logit和Tobit模型分析了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響。

研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼未能如我們預(yù)期促進(jìn)農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)土地以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，反而對(duì)農(nóng)戶(hù)土地轉(zhuǎn)入行為具有明顯抑制作用，對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為未產(chǎn)生明顯影響。冀縣卿、錢(qián)忠好的研究結(jié)論也表明，近些年來(lái)在中央政府的努力推動(dòng)下，我國(guó)農(nóng)地分散經(jīng)營(yíng)的格局并未發(fā)生根本改變[20]。

從不同地區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果得出，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼僅對(duì)非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入行為有明顯的抑制作用，對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)無(wú)影響。進(jìn)一步的分析表明，補(bǔ)貼政策主要通過(guò)收入效應(yīng)和緩解流動(dòng)性約束共同影響糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的土地流轉(zhuǎn)行為，而在非糧食主產(chǎn)區(qū)，補(bǔ)貼政策的收入效應(yīng)起主導(dǎo)作用。為此，在著力推進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的進(jìn)程中首先要謹(jǐn)慎對(duì)待農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼帶來(lái)的收入效應(yīng)，政府應(yīng)該注意在不損害承包者獲得既得補(bǔ)貼的前提下，將增量農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼向糧食主產(chǎn)區(qū)的種糧大戶(hù)、家庭農(nóng)場(chǎng)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體傾斜，新增或加大土地流轉(zhuǎn)補(bǔ)貼力度，以促進(jìn)土地流入方轉(zhuǎn)入土地，從而解決補(bǔ)貼政策與土地流轉(zhuǎn)之間的沖突，提高農(nóng)業(yè)政策間的合力，減少可能存在的摩擦;其次，應(yīng)建立完善農(nóng)業(yè)擔(dān)保體系，鼓勵(lì)各地采取業(yè)務(wù)獎(jiǎng)補(bǔ)、稅收優(yōu)惠、擔(dān)保費(fèi)用補(bǔ)助等多種方式，擴(kuò)大信貸擔(dān)保貸款規(guī)模，以全面解決適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體面臨的流動(dòng)性約束。

此外，戶(hù)主的非農(nóng)就業(yè)時(shí)間也是影響農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)行為的重要因素，戶(hù)主外出就業(yè)時(shí)間越長(zhǎng)，農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的概率越低，轉(zhuǎn)出土地的概率越高。因此，各級(jí)政府應(yīng)因地制宜，制定相應(yīng)的務(wù)工鼓勵(lì)政策，并定期舉辦農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)技能培訓(xùn)，推動(dòng)農(nóng)戶(hù)外出務(wù)工，提高農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出土地的積極性，以期通過(guò)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移實(shí)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)，發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。

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The Impact of Agricultural Subsidy Policies on Land Transfer

—An Empirical Study Based on Data from Nine Provinces

in Rural Fixed Observation Points

ZHANG Li?qinXU Na

（College of Economics and Management， China Agricultural University， Beijing，100083， China）

Abstract： Based on the data of rural fixed observation points， we used Logit and Tobit models to analyze the impact of agricultural subsidies on farmers land transfer behavior. The results show that the agricultural subsidy has a significantly negative effect on the possibility and scale of farmland inflow in non?main grain producing areas. However， it does not affect the farmers land transfer in the main grain producing areas. Further research finds that the subsidy policy mainly affects farmers land transfer behavior in main grain producing areas by the income effect and the mitigation of liquidity constraints. In the non?main grain producing areas， the income effect of the subsidy policy plays a more important role. In addition， the time of working away from home of the head of household is also an important factor affecting the land transfer behavior. The longer the head of household goes to work， the lower probability that the farmer will transfer in the land， and the higher probability of renting out the land. Finally， this paper proposes some relevant policy recommendations.

Keywords： agricultural subsidies; farmland transfer; moderate?scale management; influence mechanism