史常亮

內(nèi)容提要：本文基于全國農(nóng)村固定觀察點調(diào)查數(shù)據(jù)，采用再中心化影響函數(shù)回歸方法,實證檢驗土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響。結(jié)果顯示，土地流轉(zhuǎn)顯著擴大了農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距，這一結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗及控制樣本選擇偏差條件下均成立。影響機制分析表明，收入水平高的農(nóng)戶擁有更高的土地流轉(zhuǎn)率，并能通過參與土地流轉(zhuǎn)獲取更高的收入增長，是土地流轉(zhuǎn)導(dǎo)致農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的兩個直接原因。進(jìn)一步地，利用基于回歸的夏普利值分解方法發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)能夠解釋整體收入差距的8.75%，貢獻(xiàn)程度在各種收入決定因素中僅次于村莊啞變量和教育；地區(qū)經(jīng)濟越發(fā)達(dá)，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的貢獻(xiàn)越大。因此，在考慮如何通過土地流轉(zhuǎn)增加農(nóng)戶收入時，有必要將問題的焦點從效率延伸到公平，注重對土地流轉(zhuǎn)中處于相對不利地位的低收入農(nóng)戶權(quán)益的保護(hù)。

一、問題提出

中國農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴大是一個不爭的事實。根據(jù)《中國住戶年鑒》數(shù)據(jù)，2000—2019年中國農(nóng)村20%高收入戶人均純收入(不變價，后同)增長4.32倍，而同期20%低收入戶人均純收入僅增長3.31倍。2000年，20%高收入戶人均純收入約是20%低收入戶的6.47倍，而到2019年，這一差距已擴大至8.46倍。另據(jù)《中國農(nóng)村家庭發(fā)展報告(2018)》披露，現(xiàn)階段中國農(nóng)村家庭總收入基尼系數(shù)整體呈上升趨勢，已由2011年的0.450增加至2017年的0.535，長期高于國際公認(rèn)的警戒線(0.4)[1]。不斷擴大的貧富差距不僅會帶來農(nóng)村貧困加劇、農(nóng)戶收入增長停滯、社會不穩(wěn)定等負(fù)面效應(yīng)，而且還會降低高增長所產(chǎn)生的福利，嚴(yán)重阻礙未來的經(jīng)濟增長。

圍繞中國農(nóng)村收入差距擴大的原因，已有研究主要從農(nóng)戶所擁有的物質(zhì)資本、人力資本、社會資本以及勞動力外出務(wù)工等方面進(jìn)行探索，而對“三農(nóng)”發(fā)展起著決定性作用的土地制度的影響則為大多數(shù)研究所忽視[2]。中國自實行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來，廣大農(nóng)村一直實行較為平等的土地均分制度，這在保障農(nóng)民基本生活需求的同時，也改善了農(nóng)村內(nèi)部的收入分配[3]。然而，隨著城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，中國農(nóng)村和農(nóng)業(yè)發(fā)展走到了人地關(guān)系調(diào)整的十字路口，作為繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制后農(nóng)村土地制度的又一次重大變革——土地流轉(zhuǎn)應(yīng)運而生[4]。根據(jù)《中國農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計年報(2019)》公布的數(shù)據(jù)，2019年全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積比例為35.9%，比2005年增加31.3個百分點[5]；流轉(zhuǎn)出承包耕地的農(nóng)戶比例為33.3%，比2009年增加18.9個百分點。土地流轉(zhuǎn)的日益活躍不僅重塑了農(nóng)村人地關(guān)系的新格局，改變了土地在農(nóng)戶間的原有分配結(jié)構(gòu)，而且重構(gòu)了農(nóng)民生計模式，給農(nóng)戶收入及收入分配狀況帶來了直接影響[6-7]。土地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)戶收入分配到底有何影響？是會擴大還是有助于縮小農(nóng)戶內(nèi)部的收入差距？土地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)戶收入差距的貢獻(xiàn)度究竟有多大？這些問題直接關(guān)系到當(dāng)前正在進(jìn)行的土地制度改革是否會惡化農(nóng)村收入分配關(guān)系。通過科學(xué)回答這些問題，將有助于進(jìn)一步深化對土地流轉(zhuǎn)作用的認(rèn)識，全面把握此次土地制度改革可能帶來的深遠(yuǎn)影響。

更為具體地，本文試圖回答以下兩個問題。一是目前進(jìn)行的土地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)戶內(nèi)部收入差距是否有影響及有何影響？二是如果有影響，其影響機制、影響程度如何？第一個問題已經(jīng)有一些學(xué)者進(jìn)行了研究，但結(jié)論并不一致。朱建軍和胡繼連(2015)、李成明等(2019)基于反事實分析框架發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)戶收入差距存在正向關(guān)系[8-9]。肖龍鐸和張兵(2017)使用村莊土地流轉(zhuǎn)規(guī)模對村莊基尼系數(shù)進(jìn)行回歸得到了同樣的結(jié)論[10]。然而，陶婧(2009)同樣運用反事實分析法得到土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)戶收入差距之間存在負(fù)向關(guān)系的結(jié)論[11]。韓菡和鐘甫寧(2011)發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的影響是不確定的，既可能擴大也可能縮小當(dāng)?shù)厥杖氩罹郲12]。針對第二個問題，除了史常亮等(2017)[6]、楊子等(2017)[13]的研究外幾乎沒有文獻(xiàn)涉及。前者使用Fields分解估計了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的貢獻(xiàn)，但是該分解方法嚴(yán)格受到收入方程形式和收入差距度量指標(biāo)的限制，而且常數(shù)項的貢獻(xiàn)在分解時也沒有得到很好的處理和解釋[14]。后者分解方法與本文相同，但缺陷是在分解時未對樣本選擇偏誤和內(nèi)生性偏差問題進(jìn)行處理。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)有三點。一是為深化認(rèn)識土地流轉(zhuǎn)影響提供了一個新的視角?，F(xiàn)有關(guān)于土地流轉(zhuǎn)作用的研究集中于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)戶收入方面，而探討土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入分配等深層經(jīng)濟社會問題影響的研究較少且結(jié)論不統(tǒng)一，本研究對這方面進(jìn)行了補充。二是從土地制度的角度分析農(nóng)戶收入不平等的成因，為收入分配理論研究提供了新的內(nèi)涵。土地制度創(chuàng)新始終是中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的主旋律之一。在某種意義上，土地制度對收入分配的影響可能比諸如物質(zhì)資本、人力資源稟賦、家庭特征等傳統(tǒng)經(jīng)濟因素還要深遠(yuǎn)。三是從土地流轉(zhuǎn)數(shù)量分布和土地流轉(zhuǎn)收益率變化兩個方面，分析土地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的具體機制，并在建立無偏估計的回歸模型的基礎(chǔ)上，采用基于回歸的夏普利值(Shapley value)分解方法考察土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的具體影響程度。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

(一)文獻(xiàn)綜述

對于中國大多數(shù)農(nóng)村來說，土地仍是農(nóng)民賴以生存的生活保障和收入的最主要來源，是“三農(nóng)”問題的核心，因此土地制度對于農(nóng)民收入及收入分配的影響不容忽視[2]。始于20世紀(jì)70年代末、80年代初的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制通過“均分到戶”的制度安排，保障了農(nóng)民的基本生活需求，也使得收入分配相對平等[15]。而土地流轉(zhuǎn)改變了原包產(chǎn)到戶時均分土地的格局，使土地分配由絕對平等轉(zhuǎn)為相對不平等，從而造成人均收入上的差異，給農(nóng)村收入分配帶來影響[3]。

現(xiàn)有關(guān)于土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入的文獻(xiàn)，基本都是在線性模型框架下分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入影響的均值效應(yīng)，認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)有助于提高普通農(nóng)戶收入水平，是促進(jìn)農(nóng)民增收的一個新途徑[16-17]。但是，絕對收入水平的提高并不代表土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入分配同樣有正的作用。如果參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶更多地來自那些本身就比較富裕的家庭，或者土地流轉(zhuǎn)后高收入農(nóng)戶的收入增長幅度高于低收入農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)就有可能擴大不同收入水平農(nóng)戶間的收入差距，從而加劇農(nóng)戶收入不平等的狀況。遺憾的是，目前只有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注到這一話題，且所得結(jié)論不盡一致。一種觀點認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)并不利于貧困農(nóng)戶，會惡化農(nóng)村收入差距[18]。這在朱建軍和胡繼連(2015)[8]、肖龍鐸和張兵(2017)[9]、李成明等(2019)[10]的經(jīng)驗研究中都得到了證據(jù)支持。與此形成對照的是，另一些研究提出，土地流轉(zhuǎn)使收入差距縮小。萬廣華等(2005)對決定中國農(nóng)村收入不平等因素的分解表明，土地是減少不平等的唯一因素，并認(rèn)為鼓勵土地在貧窮農(nóng)戶之間流轉(zhuǎn)將有利于加強這種影響[19]。陶婧(2009)對全國農(nóng)村固定觀察數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參加土地流轉(zhuǎn)市場的交易不僅增加了收入，而且改善了農(nóng)村的收入分配狀況[11]。介于這兩種對立觀點之間的是，李國祥(2009)認(rèn)為目前中國以確權(quán)和流轉(zhuǎn)市場為核心的農(nóng)村土地制度改革由于沒有改變農(nóng)村土地的公有制性質(zhì)，不會導(dǎo)致農(nóng)村土地的過分集中，也不會對農(nóng)村居民收入分配狀況產(chǎn)生實質(zhì)影響[20]。韓菡和鐘甫寧(2011)對土地流轉(zhuǎn)前后基尼系數(shù)變化的模擬發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入分配的影響因地而異。在經(jīng)濟發(fā)達(dá)、土地單位收益高的地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)擴大了當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的收入差距；而在經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)、土地單位收益低的地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)則有助于改善當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的收入分配狀況[12]。

與土地流轉(zhuǎn)的增收作用本身相比，這一作用在不同收入水平的農(nóng)戶之間如何變化是一個更為有趣也更具挑戰(zhàn)性的問題。近年來，已有文獻(xiàn)采用分位數(shù)回歸方法對土地流轉(zhuǎn)的異質(zhì)性收入效應(yīng)進(jìn)行估計，并由此推斷土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的影響。郭君平等(2018)使用分位數(shù)回歸方法發(fā)現(xiàn)，土地轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)隨著農(nóng)戶收入水平的提高而提高，在一定程度上具有導(dǎo)致農(nóng)戶收入差距擴大的“馬太效應(yīng)”；相較之下，土地轉(zhuǎn)出僅使部分低收入戶增收，有縮小收入差距之功能[7]。但是，正如邢春冰(2008)所指出的，由于傳統(tǒng)分位數(shù)回歸考察的是條件收入分位點而非無條件收入分位點[21]，單純依賴不同分位點的回歸系數(shù)差異就推斷認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)會擴大或者縮小農(nóng)戶收入差距，可能略顯倉促。鑒于此，史常亮(2019)轉(zhuǎn)而使用無條件分位數(shù)處理效應(yīng)模型進(jìn)行估計，結(jié)果顯示無論是土地轉(zhuǎn)入還是土地轉(zhuǎn)出，處于收入分布中、高端位置的農(nóng)戶從中的獲益都要高于處于收入分布低端位置的農(nóng)戶。土地流轉(zhuǎn)總體上擴大了其他收入階層農(nóng)戶與低收入階層農(nóng)戶之間的差距[22]。但同樣不足的是，該研究只是對不同收入水平的農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)差異做了比較，并沒有從數(shù)量角度回答土地流轉(zhuǎn)到底在多大程度上擴大了農(nóng)戶間的收入差距。

總體而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)基本贊同土地流轉(zhuǎn)能有效地增加農(nóng)戶的收入，但是對土地流轉(zhuǎn)收入分配效應(yīng)的認(rèn)知仍是模糊不清的。土地流轉(zhuǎn)究竟是會增加還是會減少農(nóng)戶收入不平等？土地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)戶收入差距的影響程度如何？在土地流轉(zhuǎn)趨勢越發(fā)明顯、越來越多的農(nóng)戶選擇參與土地流轉(zhuǎn)的背景下，重新審視二者之間的關(guān)系并對上述問題給予回應(yīng)，就顯得非常必要且具有緊迫性。

(二)理論分析

研究土地流轉(zhuǎn)與收入差距之間的關(guān)系可以從農(nóng)戶收入函數(shù)開始。參考張車偉(2006)[23]的研究，假定農(nóng)戶的收入完全由土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和其他個人或家庭特征所決定，這樣農(nóng)戶收入Yi就可以寫成土地流轉(zhuǎn)規(guī)模變量T的函數(shù)，即Yi=f(T)。為了得到收入差距(用收入的方差衡量)與土地流轉(zhuǎn)之間的關(guān)系，同時對收入函數(shù)兩端取方差：

Var(Yi)=δ2Var(Ti)

(1)

式(1)中，δ為土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)。理論上，如果土地市場是完全的，那么農(nóng)戶的土地稟賦對群體內(nèi)收入差距沒有影響[24]，此時δ為常數(shù)。但是，不完全的土地市場在發(fā)展中國家更為常見。當(dāng)土地市場不完全時，δ就可能不是一個常數(shù)，它可能還會隨地區(qū)、農(nóng)戶家庭的不同而發(fā)生變化。此時可以將收入函數(shù)改寫為：

Yi=φ[δτf(Ti)]

(2)

其中δτ為土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)變量。如果假定土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)之間是相互獨立的，且E(Ti)=μT和E(δτ)=μδ，則對式(2)兩端同時取方差就可以得到土地流轉(zhuǎn)和收入差距之間的關(guān)系式：

(3)

其中，μδ為土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的期望值，μT為土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的期望值。從式(3)不難看出，收入差距不僅取決于土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的均值μT和土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的均值μδ，而且還取決于土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的差異Var(Tiτ)和土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的差異Var(δτ)。因此，如果土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)為零，即δ=0，那么Var(Yi)=0，在這種情況下，收入差距和土地流轉(zhuǎn)之間不存在關(guān)系；如果土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)不為零，即δ≠0，且δ不是一個常數(shù)的情況下，則收入差距不僅和土地流轉(zhuǎn)規(guī)模及其差異存在關(guān)系，而且還與土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)大小及其差異有關(guān)。就前者而言，土地流轉(zhuǎn)區(qū)別于“土地均分”，所強調(diào)的土地資源再配置是以市場化手段為基礎(chǔ)，追求效率的“能者經(jīng)營田”，而不是公平的“耕者有其田”。因此，對不同農(nóng)戶而言，其所面臨的土地流轉(zhuǎn)市場機會是不均等的。特別是對于那些處于收入分布低端的貧弱農(nóng)戶，一方面，由于收入水平較低，面對日趨高漲的土地租金，他們一般沒有能力從市場中流轉(zhuǎn)到更多的土地；另一方面，相比于高收入農(nóng)戶，低收入家庭對于土地的依賴程度更高，轉(zhuǎn)出土地意味著家庭收入流的“喪失”，出于風(fēng)險的顧慮他們更不愿意轉(zhuǎn)出手中的土地[4,6]。因此，在土地流轉(zhuǎn)過程中，低收入農(nóng)戶更可能被“邊緣化”，導(dǎo)致要么被完全排除在土地流轉(zhuǎn)市場之外，要么實際流轉(zhuǎn)的土地數(shù)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于愿意流轉(zhuǎn)的水平。正是由于不同收入水平的農(nóng)戶面臨的土地流轉(zhuǎn)機會和土地流轉(zhuǎn)數(shù)量存在差異，進(jìn)而形成了群體內(nèi)的收入差距。

在給定土地流轉(zhuǎn)規(guī)模及其差異的情況下，收入差距由土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)及其差異所決定。不同農(nóng)戶間土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的差異程度越大，收入差距也越大。理論研究和經(jīng)驗研究表明，由于自身能力和要素稟賦的差異，不同收入水平的農(nóng)戶從土地流轉(zhuǎn)中得到的收益并不相同[7,22,25]。一方面，就土地轉(zhuǎn)入的角度而言，高收入農(nóng)戶由于經(jīng)濟水平相對較好，不僅更有能力承受高昂的土地租金，在土地流轉(zhuǎn)市場上更具有競價優(yōu)勢，而且因其內(nèi)在的人力資本水平以及市場信息獲取能力等方面的優(yōu)勢，他們在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中也更易采用新技術(shù)，從而可以獲得比低收入農(nóng)戶更高的經(jīng)營收益。另一方面，從土地轉(zhuǎn)出的角度看，相比于低收入農(nóng)戶，高收入家庭的抗風(fēng)險能力更強，在非農(nóng)就業(yè)市場上面臨的限制更小，這便于其通過土地流轉(zhuǎn)來優(yōu)化家庭資源(如土地、勞動力等)配置，從而既可以賺取一定的土地租金收入，又能夠最大限度地發(fā)揮自己在非農(nóng)領(lǐng)域的比較優(yōu)勢，獲得更多的非農(nóng)經(jīng)營和務(wù)工收入[9-10]。因此，土地流轉(zhuǎn)或許也能夠讓低收入農(nóng)戶獲得好處，然而它對高收入農(nóng)戶有更大的幫助，從而導(dǎo)致收入差距的擴大。

三、實證研究設(shè)計

(一)模型構(gòu)建與變量設(shè)定

本文采用菲爾波等(Firpo et al.，2009)[26]提出的再中心化影響函數(shù)(re-centered influence function，RIF)回歸方法，探討土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響。不同于一般的回歸方法，RIF回歸中的被解釋變量既可以是傳統(tǒng)意義上的收入水平，也可以是基于影響函數(shù)獲得的分位數(shù)以及方差、基尼系數(shù)等收入不平等統(tǒng)計量，能夠建立起不平等指數(shù)與其影響因素之間的直接聯(lián)系，從而可以從分布的角度直接考察土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的邊際影響。此外，相較于普通最小二乘法(OLS)回歸，RIF回歸還能夠有效弱化因遺漏變量等引起的內(nèi)生性問題，從而得到更穩(wěn)健可靠的估計結(jié)果(1)RIF回歸的程序運算中已默認(rèn)使用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，能夠有效避免異方差問題對估計結(jié)果的干擾。。與文獻(xiàn)通常的做法類似，本文使用基尼系數(shù)(2)這不僅僅是因為其應(yīng)用的廣泛性，還因為基尼系數(shù)不包含人為的福利評判標(biāo)準(zhǔn)，是不平等程度的一個相對客觀的度量，具有很直觀的經(jīng)濟含義，且不受樣本量的影響。來度量農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。其再中心化影響函數(shù)可以表示為：

RIF(y;vGini)=1+2μ-2R(FY)y-2μ-1{y[1-p(y)]+GL[p(y);FY]}

(4)

式(4)中，vGini為收入分布FY所對應(yīng)的基尼系數(shù)，μ為總體收入的期望，GL為廣義洛倫茲曲線，R為廣義洛倫茲曲線在[0，1]上的積分，p為收入分布，F(xiàn)Y對應(yīng)的不高于收入水平y(tǒng)的累積人口比例。

結(jié)合式(4)，為了估計得到土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響，在RIF回歸方法的框架下，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型：

Gini(Income)=δRent+βX+ε

(5)

式(5)中，Gini(Income)為農(nóng)戶家庭人均收入的基尼系數(shù)，用于衡量農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。Rent表示土地流轉(zhuǎn)面積，包括轉(zhuǎn)入面積和轉(zhuǎn)出面積。由于固定觀察點調(diào)查沒有涉及家庭農(nóng)場、合作社、企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，因此，在本文中農(nóng)戶既是唯一的土地流入方，也是唯一的土地流出方。δ刻畫了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響，是本文關(guān)注的核心參數(shù)。若δ顯著為正，說明土地流轉(zhuǎn)具有擴大收入差距的效應(yīng)。ε為隨機誤差項。

理論而言，影響收入的變量也將決定收入的不平等[19]。因此，除核心解釋變量Rent外，為減輕因遺漏變量而導(dǎo)致的估計偏差，本文還進(jìn)一步在式(5)中添加了一些已被廣泛證實對農(nóng)戶收入有重要影響的因素作為控制變量X，包括家庭特征、人力資本、物質(zhì)資本、社會資本和村莊特征五個方面。其中，家庭特征包括男性家庭成員比例、勞動力數(shù)量和外出務(wù)工勞動力比例三個變量(3)因為方程描述的是人均收入，同時控制了勞動力數(shù)量，所以家庭撫養(yǎng)比未納入模型中。；人力資本包括學(xué)校教育、培訓(xùn)和經(jīng)驗，分別由家庭成員平均受教育年限、家庭成員中接受過職業(yè)教育或技術(shù)培訓(xùn)者比例和家庭成員平均年齡(及其平方項)表示；物質(zhì)資本包括家庭占有的土地和農(nóng)業(yè)機械用具、廠房等有形生產(chǎn)要素，用農(nóng)戶所分得的承包地總面積和年末擁有的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值兩個變量來表征；社會資本包括是否為黨員干部戶和是否加入合作社兩個虛擬變量；村莊特征用一組虛擬變量來反映。變量(村莊虛擬變量未列)的具體定義與基本描述統(tǒng)計見表1。

表1 變量定義與基本描述統(tǒng)計

表1(續(xù))

(二)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于兩方面：一是農(nóng)業(yè)農(nóng)村部農(nóng)村經(jīng)濟研究中心的“農(nóng)村固定觀察點調(diào)查”，其包含全國除北京、天津、上海、浙江、海南、西藏和港澳臺外的25個省份186個村3 278個農(nóng)戶2015年的定點調(diào)查信息；二是課題組在此基礎(chǔ)上利用固定觀察點的網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行的回溯調(diào)查。因兩個調(diào)查針對的都是同一批農(nóng)戶，本文將其橫向合并在一起，形成本文研究使用的數(shù)據(jù)。根據(jù)研究設(shè)計，本文對這些匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行清理。首先，剔除同時轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出土地的樣本；其次，剔除數(shù)據(jù)前后矛盾和變量觀測值存在缺失的樣本；最后，考慮到如果樣本量太小，計算出的不平等指標(biāo)代表性會差，剔除樣本量不足10戶的村樣本。最終共有3 084戶農(nóng)戶樣本納入本文的分析，涵蓋全部25個省份169個觀察點村。數(shù)據(jù)具有較高的總體代表性。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報告了基準(zhǔn)模型的RIF回歸結(jié)果。其中，被解釋變量為農(nóng)戶家庭人均收入的基尼系數(shù)，回歸系數(shù)反映了各變量變化對該收入差距指標(biāo)的邊際影響。遵循“從簡單到復(fù)雜”的估計策略，本文在列(1)僅放入關(guān)鍵變量土地流轉(zhuǎn)面積；列(2)—列(5)在此基礎(chǔ)上依次加入家庭特征、人力資本、物質(zhì)資本和社會資本變量；列(6)為完整估計模型，進(jìn)一步加入村莊虛擬變量以控制那些不隨時間變化影響農(nóng)戶收入差距的村級因素。對比列(1)—列(6)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)面積的估計系數(shù)在所有模型中均為正，且都通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明，土地流轉(zhuǎn)具有擴大農(nóng)戶收入差距的效應(yīng)，且非常穩(wěn)健。

列(6)報告的控制變量方面，家庭成員平均受教育年限、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)數(shù)量和是否加入合作社的估計系數(shù)均顯著為正，表明這三種因素的增加將加劇農(nóng)戶間收入差距的擴大；而勞動力數(shù)量、外出務(wù)工勞動力比例和承包地面積的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著這三個因素有助于縮小農(nóng)戶間的收入差距。與甄小鵬和凌晨(2017)[27]的研究結(jié)論相左，本文結(jié)果表明，外出務(wù)工成為農(nóng)戶收入“均等化”的重要因素。這其實是可以理解的。因為隨著勞動力流動限制的解除和非農(nóng)就業(yè)市場的不斷完善，外出務(wù)工機會的增加將為更多貧困農(nóng)戶和低收入家庭提供就業(yè)和增收的途徑，從而有助于緩解農(nóng)戶內(nèi)部收入差距[28]。此外，本文還發(fā)現(xiàn)，參加合作社在一定程度上拉大了農(nóng)戶內(nèi)部的收入差距，這可能是因為合作社和普通農(nóng)戶之間的收入差距本身就很大；而承包地面積顯著減少了農(nóng)戶間的收入不平等，這與中國家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實行土地均分到戶的分配方式有關(guān)。

表2 土地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)戶收入差距的基準(zhǔn)估計結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文采用改變收入差距衡量指標(biāo)、區(qū)分土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出、更換被解釋變量、控制自選擇等一系列檢驗來確認(rèn)結(jié)論的穩(wěn)健性，結(jié)果見表3。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(1)用方差度量不平等。在不平等問題研究中，方差是除基尼系數(shù)外的另一個被廣泛使用的指標(biāo)。為了驗證實證結(jié)論對不平等度量指標(biāo)的穩(wěn)健性，本文改用家庭人均收入的對數(shù)方差來衡量農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。重新回歸結(jié)果見列(1)。其中，核心解釋變量土地流轉(zhuǎn)面積在1%水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，說明本文實證結(jié)論并沒有因收入差距度量方式的變化而發(fā)生改變。

(2)區(qū)分土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出。考慮到轉(zhuǎn)入土地的家庭和轉(zhuǎn)出土地的家庭在參與土地流轉(zhuǎn)后分別有著不同的收入增長路徑，其對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響也理應(yīng)有所不同。為了明確這種不同路徑的影響效應(yīng)，本文將土地流轉(zhuǎn)進(jìn)一步細(xì)化為土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出兩種情況。列(2)的估計結(jié)果顯示，無論是轉(zhuǎn)入土地還是轉(zhuǎn)出土地，均導(dǎo)致農(nóng)戶間收入差距的擴大。相比較而言，土地轉(zhuǎn)出具有更大、更顯著的收入差距擴大效應(yīng)。

(3)更換被解釋變量。與收入相比，消費更加穩(wěn)定，能夠更好地反映農(nóng)戶的福利狀況；并且比起收入數(shù)據(jù)，消費數(shù)據(jù)更真實和可靠，是衡量不平等的一個更準(zhǔn)確的度量。鑒于此，本文使用家庭支出數(shù)據(jù)作為計算收入差距的依據(jù)，并將被解釋變量由人均收入的基尼系數(shù)更換為人均支出的基尼系數(shù)。從列(3)可以看出，更換被解釋變量后，核心解釋變量土地流轉(zhuǎn)面積的估計系數(shù)依然顯著為正，并且數(shù)值變化不大，說明本文研究結(jié)論不會受到被解釋變量度量指標(biāo)的影響。

(4)控制自選擇。在現(xiàn)實中，參與土地流轉(zhuǎn)是農(nóng)戶的“自選擇”行為，這使得樣本數(shù)據(jù)中的流轉(zhuǎn)戶和非流轉(zhuǎn)戶劃分不再具有隨機性，并導(dǎo)致模型估計結(jié)果偏誤。本文同時使用傾向得分匹配法(propensity score matching，PSM)和控制函數(shù)法(control function，CF)對潛在的樣本選擇偏差進(jìn)行修正(4)對于截面數(shù)據(jù)，修正樣本選擇偏誤的常用方法包括工具變量兩階段最小二乘法(2SLS)、控制函數(shù)法(CF)和傾向得分匹配法(PSM)。其中，PSM方法的缺陷在于無法控制不可觀測因素帶來的隱性偏差。2SLS和CF的方法都要利用工具變量的信息，但相比于2SLS，CF法有以下兩個優(yōu)點：一是為判斷變量是否存在內(nèi)生性提供了一個直接檢驗；二是當(dāng)2SLS的模擬有一些不合意的特性時，CF方法可以適用于那些非線性模型[29]。因為本文使用RIF回歸方法進(jìn)行第二階段的估計，傳統(tǒng)的2SLS法并不適用，故采用CF法。。其中，PSM通過盡可能為每個流轉(zhuǎn)戶挑選一個傾向得分最相近的非流轉(zhuǎn)戶進(jìn)行匹配，來解決“依可觀測變量選擇”的自選擇效應(yīng)(5)具體步驟為：第一，以是否參與土地流轉(zhuǎn)為因變量，以家庭特征、人力資本、物質(zhì)資本、社會資本和村莊虛擬變量等為自變量，利用Logit模型計算傾向得分；第二，根據(jù)所計算的傾向得分值，對共同取值范圍內(nèi)的農(nóng)戶進(jìn)行無放回降序1：1最近鄰匹配，并剔除未能成功匹配的樣本；第三，基于匹配獲得的新樣本，使用RIF回歸方法重新對式(5)進(jìn)行估計。。而CF估計使用兩步法將不可觀測混淆變量歸入殘差，并通過在主方程中納入殘差來解決“依不可觀測變量選擇”帶來的內(nèi)生性偏差(6)本文中CF估計的主方程為式(5)。土地流轉(zhuǎn)控制函數(shù)為Rent=βZ+ω。其中，Z除了包含上述全部控制變量X外，還包含工具變量Yi。參考田勇(2019)[30]的研究，本文選取同一村莊內(nèi)其他樣本農(nóng)戶的平均土地轉(zhuǎn)入率(轉(zhuǎn)入土地面積/現(xiàn)有土地面積)和平均土地轉(zhuǎn)出率(轉(zhuǎn)出土地面積/原有土地面積)作為工具變量。本文先用OLS估計土地流轉(zhuǎn)方程，得到殘差T；再將Yi=f(T)代入式(5)并用RIF估計此式。。結(jié)果分別報告于列(4)、列(5)。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，控制選擇偏差后的土地流轉(zhuǎn)面積估計系數(shù)和顯著性并沒有發(fā)生實質(zhì)性改變。這表明即使考慮了樣本選擇偏誤，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距仍然起到顯著的擴大作用。

(三)影響機制分析

上述分析證實了土地流轉(zhuǎn)整體上將加劇農(nóng)戶內(nèi)部的收入差距。那么，土地流轉(zhuǎn)為什么會導(dǎo)致農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大呢？理論推導(dǎo)揭示，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的影響主要通過兩個渠道：其一，由于市場機會的不均等導(dǎo)致不同收入群體所擁有的土地流轉(zhuǎn)數(shù)量存在差異，進(jìn)而形成了群體內(nèi)的收入不平等；其二，由于群體間能力、要素稟賦等存在差異，導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)在不同收入群體間產(chǎn)生了不同的收入回報。為了更清楚地理解土地流轉(zhuǎn)是如何具體影響收入差距的，本文進(jìn)一步考察了不同收入水平農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)數(shù)量差異和土地流轉(zhuǎn)收益率情況。一方面，針對土地流轉(zhuǎn)數(shù)量的分布問題，本文依據(jù)人均收入對樣本農(nóng)戶由低到高按十等分進(jìn)行排序分組，然后計算每個分位區(qū)間農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)面積均值，結(jié)果見圖1(a)。圖中橫軸為10個分位區(qū)間，代表收入由低到高的10個家庭組，縱軸反映各組農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)面積的平均值。另一方面，針對土地流轉(zhuǎn)收益率的分布問題，本文以農(nóng)戶家庭人均收入為被解釋變量、以土地流轉(zhuǎn)面積和相關(guān)控制變量為解釋變量，通過在[0.01，0.99]分位點區(qū)間以0.01為步長進(jìn)行99次RIF無條件分位數(shù)回歸，得到不同收入分位點處土地流轉(zhuǎn)收益率的分布規(guī)律，結(jié)果見圖1(b)。圖中橫軸為收入分布的分位點，縱軸為邊際貢獻(xiàn)率，陰影代表95%置信區(qū)間，中間實線為土地流轉(zhuǎn)面積的RIF分位數(shù)回歸系數(shù)。

從土地流轉(zhuǎn)數(shù)量分布來看，如圖1(a)所示，總體上分位組越高，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)的土地數(shù)量相應(yīng)也越大，二者呈現(xiàn)出一種明顯的正相關(guān)關(guān)系。其中在第一分位組中，戶均流轉(zhuǎn)土地面積只有0.23畝；此后隨著收入水平的上升，這一數(shù)值逐步增加，到第五分位組時已達(dá)到0.78畝，是第一分位組的3.4倍；至第十分位組時，戶均流轉(zhuǎn)土地面積進(jìn)一步增加至3.39畝，是第一分位組的14.7倍。這些事實表明，總體上進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的是“富人”而非“窮人”，并且越富有的農(nóng)戶所流轉(zhuǎn)的土地數(shù)量也越多。從土地流轉(zhuǎn)收益率的分布看，圖1(b)顯示，隨著收入分位點增加，土地流轉(zhuǎn)面積的估計系數(shù)呈現(xiàn)出逐漸上升的趨勢，并且這一估計系數(shù)在不同分位點上均是顯著的，說明不同收入水平的農(nóng)戶并沒有平等地獲益于土地流轉(zhuǎn)，而是處于收入分布高端位置的農(nóng)戶從土地流轉(zhuǎn)中的獲益相對更大。結(jié)合之前的結(jié)論，這表明與高收入農(nóng)戶相比，低收入農(nóng)戶不僅流轉(zhuǎn)的土地數(shù)量最少，而且從土地流轉(zhuǎn)中的獲益也最小。也就是說，土地流轉(zhuǎn)不僅造成了村莊內(nèi)耕地資源配置的不平等，進(jìn)而加劇收入分配的不平等；而且還通過富者愈富的“馬太效應(yīng)”，對農(nóng)戶收入差距拉大產(chǎn)生了更大的助推作用(7)不同于傳統(tǒng)分位數(shù)回歸的結(jié)果只代表收入的條件分布，針對分位點的RIF回歸得到的是無條件分位回歸結(jié)果，因此系數(shù)差異可以用來刻畫土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的影響。。這從影響機制的角度進(jìn)一步證實了本文的結(jié)論。

圖1 不同收入分位點處土地流轉(zhuǎn)數(shù)量與收益率差異

五、進(jìn)一步討論：土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的貢獻(xiàn)分解

至此可以明確，目前進(jìn)行的土地流轉(zhuǎn)具有收入分配效應(yīng)，整體上會加大農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。隨之而來的另一個問題是，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的影響到底有多大？是否嚴(yán)重？基于回歸的夏普利值分解方法提供了解決這一問題的可操作性工具。該方法直接在常用回歸方程基礎(chǔ)上建立起分解不平等指標(biāo)的分析框架，能夠使所有不平等的決定因素都得到識別和量化。相比于史常亮等(2017)[6]使用的Fields分解，其優(yōu)勢體現(xiàn)在兩個方面：一是不依賴于所使用的不平等度量指標(biāo)，也不依賴于收入方程的函數(shù)形式；二是很好地處理了殘差項和常數(shù)項對收入差距的貢獻(xiàn)問題[14]。

在進(jìn)行夏普利值分解之前，需要首先對農(nóng)戶收入方程進(jìn)行回歸以得到各變量的系數(shù)估計值。由于農(nóng)戶是“自選擇”流轉(zhuǎn)土地，與前文的做法一致，本文引入PSM和CF方法來得到收入方程(8)按照文獻(xiàn)中的慣常做法，本文采用半對數(shù)形式的收入決定方程，這樣就可以不用考慮對常數(shù)項進(jìn)行分解的問題。的無偏估計。然后，將收入差距的計算指標(biāo)應(yīng)用到方程兩端，就可以對影響農(nóng)戶收入差距的諸多因素進(jìn)行分解，并據(jù)此考察各項因素對于收入差距的相對重要性。本文仍使用基尼系數(shù)作為反映農(nóng)戶收入差距的測量指標(biāo)，分解結(jié)果見表4、表5。因為夏普利值分解涉及許多輪的運算，變量的增加將導(dǎo)致運算量呈幾何級數(shù)增長。為了簡化運算，本文在分解時對部分變量加以合并(9)具體做法是：對于每個樣本個體，將待合并變量的樣本值乘以其估計系數(shù)并相加，從而構(gòu)成一項系數(shù)為1的新變量。這樣不僅能在不影響整個分解結(jié)果的前提下得到主要變量對收入差距的貢獻(xiàn)，而且減少了運算量，避免由于引入變量過多而無法得到有效分解結(jié)果的局面。。具體而言，本文將勞動力數(shù)量和外出務(wù)工勞動力比例合并成外出務(wù)工勞動力數(shù)量，將家庭成員平均年齡及其平方項合并為年齡因素，將是否黨員干部戶和是否加入合作社合并在一起稱為社會資本因素，將所有村莊虛擬變量合并為村莊效應(yīng)。最終，本文得到用于分解收入差距的11個變量(包括用于校正偏差的ω)。另外，考慮到在當(dāng)下中國農(nóng)村，發(fā)達(dá)地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育、土地流轉(zhuǎn)規(guī)模不平衡的現(xiàn)象依然突出。為了控制地區(qū)間這種差異對于土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入差距關(guān)系的內(nèi)生性影響，本文將全部樣本村莊按照人均收入中位數(shù)劃分為發(fā)達(dá)村莊和欠發(fā)達(dá)村莊，然后對兩組數(shù)據(jù)分別進(jìn)行夏普利值分解。結(jié)果一并報告于表4、表5。

在表4中，殘差影響代表了被模型排除在外的變量對收入差距的作用，其與收入基尼系數(shù)的比值反映了沒有被解釋的收入差距部分；而1減去這個比值就是被解釋的收入差距部分，反映了這個模型起作用的程度。計算發(fā)現(xiàn)，不管是在全樣本還是分地區(qū)樣本中，兩種方法下被解釋的收入差距部分都超過了50%，基于CF估計得到的全樣本模型和欠發(fā)達(dá)地區(qū)模型的解釋度更是達(dá)到72%以上，說明本文建立的收入方程中的自變量能夠很好地解釋收入差距，分解是有意義的。另外，雖然由于兩種方法使用的樣本不同(PSM匹配后用于分解的樣本為856個)，故計算的收入基尼系數(shù)存在出入，但仍能看到，經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)的基尼系數(shù)要普遍高于欠發(fā)達(dá)地區(qū)。這與現(xiàn)實情況也是吻合的。

表4 總收入差距和被解釋的比例

表5顯示了對收入基尼系數(shù)進(jìn)行夏普利值分解的結(jié)果。相比PSM，用控制函數(shù)的方法不僅可以修正樣本選擇偏差，而且能最大限度地消除能力等不可觀測因素引起的內(nèi)生性問題。在隨后的分析中本文重點關(guān)注基于CF估計的夏普利值分解結(jié)果。首先來看土地流轉(zhuǎn)變量。利用全樣本的分解表明，土地流轉(zhuǎn)因素對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距形成起到重要的解釋作用，可以解釋大約8.75%按基尼系數(shù)計算的收入差距，該作用僅次于村莊效應(yīng)(該變量包含信息最多)和家庭成員平均受教育年限。這表明，現(xiàn)階段土地流轉(zhuǎn)已成為中國農(nóng)村收入差距擴大的重要誘因，其影響甚至已超過文獻(xiàn)中關(guān)注的外出務(wù)工因素。進(jìn)一步分地區(qū)看，在經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)對收入差距的貢獻(xiàn)為12.91%，排在第三位；而在經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)，這一貢獻(xiàn)只有8.49%，排在第五位。根據(jù)夏普利值分解的原理，某因素對于收入差距的貢獻(xiàn)大小取決于該因素的回歸系數(shù)和自身分布狀況。在給定分布的條件下，回歸系數(shù)越大，該因素的貢獻(xiàn)就越大；而給定回歸系數(shù)，樣本值分布越不平均，貢獻(xiàn)則越大[31]。由于收入方程中土地流轉(zhuǎn)面積變量的估計系數(shù)在欠發(fā)達(dá)地區(qū)(0.022)大于發(fā)達(dá)地區(qū)(0.015)，因此，本文推斷土地流轉(zhuǎn)對收入差距的貢獻(xiàn)在發(fā)達(dá)地區(qū)比在欠發(fā)達(dá)地區(qū)高得多的原因是，該變量在發(fā)達(dá)地區(qū)樣本中的分布更不平均。結(jié)合之前發(fā)達(dá)地區(qū)收入基尼系數(shù)更高的事實，這印證了耕地資源配置的不均等將加劇收入分配的不平等[3]。

表5其他變量的分解也提供了非常有用的信息：(1)代表村莊效應(yīng)的虛擬變量對農(nóng)戶收入差距起著決定性的影響，在三組樣本中都排在第一位。該變量囊括了大量村際間不可觀測卻存在系統(tǒng)性差異的因素，比如制度文化、自然氣候、地理位置、基礎(chǔ)設(shè)施等。已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)這些因素在農(nóng)戶間的差異對收入差距的形成起到了非常重要的作用。(2)排名第二的是家庭成員平均受教育年限，且其影響在發(fā)達(dá)地區(qū)比在欠發(fā)達(dá)地區(qū)要大。這與趙劍治和陸銘(2010)[31]的分解結(jié)果一致，表明教育因素在農(nóng)戶收入差距形成中發(fā)揮著關(guān)鍵作用，并且越是市場化程度高的地區(qū)，這種影響越明顯。(3)另一個顯著的因素是承包地面積，解釋了全樣本中7.11%的收入差距，位居第四位。但有趣的是，該變量對發(fā)達(dá)地區(qū)收入差距的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于欠發(fā)達(dá)地區(qū)。本文認(rèn)為，這主要是因為該變量在欠發(fā)達(dá)地區(qū)對農(nóng)戶收入的偏效應(yīng)更大，即欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)戶更依賴于土地經(jīng)營收入。(4)外出務(wù)工勞動力數(shù)量對收入差距的影響也很大，其貢獻(xiàn)在全樣本中排在第五位，在發(fā)達(dá)地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)樣本中均排在第四位。這符合當(dāng)今農(nóng)村的現(xiàn)實。因為在中國農(nóng)村，尤其是一些自然條件惡劣、土地匱乏的貧困地區(qū)，外出務(wù)工對于家庭的收入至關(guān)重要。(5)家庭成員平均年齡、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)數(shù)量和社會資本因素對收入差距的相對影響都在2%～3%左右，并且其貢獻(xiàn)在發(fā)達(dá)地區(qū)均比在欠發(fā)達(dá)地區(qū)要大。與之相反，男性成員比例、受過職業(yè)教育或培訓(xùn)者比例對欠發(fā)達(dá)地區(qū)收入差距的貢獻(xiàn)要大于發(fā)達(dá)地區(qū)，反映出農(nóng)戶收入差距的決定因素在不同經(jīng)濟水平地區(qū)存在巨大差異。

表5 農(nóng)戶收入差距分解結(jié)果 /%

六、結(jié)論及政策含義

在“三權(quán)分置”背景下，未來農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模將持續(xù)擴大。在土地流轉(zhuǎn)過程中如何實現(xiàn)效率與公平的平衡，是亟待研究的關(guān)鍵問題。本文基于全國農(nóng)村固定觀察點調(diào)查數(shù)據(jù)，采用RIF回歸方法探究了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)顯著擴大了農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距，這一結(jié)論在改變收入差距度量指標(biāo)、區(qū)分土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出、更換被解釋變量以及利用傾向得分匹配法和控制函數(shù)法解決樣本選擇偏差后，都非常穩(wěn)健。影響機制分析表明，高收入農(nóng)戶擁有更高的土地流轉(zhuǎn)率，并能通過參與土地流轉(zhuǎn)獲取更高的收入增長，是土地流轉(zhuǎn)導(dǎo)致農(nóng)戶內(nèi)部收入差距惡化的兩個直接原因。進(jìn)一步地，利用基于回歸的夏普利值分解方法，本文估計發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的形成有著重要影響，能夠解釋按基尼系數(shù)計算的總體收入差距的8.75%，作用僅次于村莊啞變量(該變量盡可能多地囊括了影響農(nóng)戶收入差距的無法觀測因素)和教育，位居第三。本文還發(fā)現(xiàn)，在收入水平更高的發(fā)達(dá)地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的貢獻(xiàn)明顯更大。

需要說明的是，雖然本研究得出了土地流轉(zhuǎn)會擴大農(nóng)戶間收入差距的結(jié)論，卻并不意味著不鼓勵該制度的發(fā)展和完善。因為通過RIF無條件分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)給不同收入水平上的農(nóng)戶都帶來了好處，實現(xiàn)了農(nóng)戶的普遍增收，從絕對水平上改善了所有農(nóng)戶的福利。因此，推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)仍然是當(dāng)前促進(jìn)農(nóng)戶收入增長、進(jìn)而完善現(xiàn)有農(nóng)村土地制度的一個有效途徑。本文的研究表明，土地流轉(zhuǎn)之所以會加劇農(nóng)村內(nèi)部收入分配的不平等狀況，主要是因為高、低收入農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的機會不均等和從土地流轉(zhuǎn)中的獲益不均衡所致。因此，要想在繼續(xù)發(fā)展土地流轉(zhuǎn)制度、提高農(nóng)戶收入的前提下控制收入分配不平等的擴大，政府一方面需要加大對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的培育和完善力度，努力減少土地流轉(zhuǎn)過程中的各種非市場因素的限制，創(chuàng)造出良好的土地流轉(zhuǎn)基礎(chǔ)(如發(fā)展土地流轉(zhuǎn)中介服務(wù)機構(gòu)、取消對土地流轉(zhuǎn)的村級管制、鞏固完善土地確權(quán)登記頒證成果等)，并加快形成以土地流轉(zhuǎn)服務(wù)平臺為基礎(chǔ)的綜合性的土地流轉(zhuǎn)服務(wù)體系，降低土地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，使更多有意參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶能夠真正參與到土地流轉(zhuǎn)中來。另一方面，相關(guān)的制度設(shè)計應(yīng)有意識地向貧困地區(qū)和弱勢農(nóng)戶傾斜。對不具有土地流轉(zhuǎn)比較優(yōu)勢的低收入戶可以通過技術(shù)培訓(xùn)、提供土地流轉(zhuǎn)信貸支持和加大社會保障力度等方式，降低他們所面臨的土地流轉(zhuǎn)市場進(jìn)入門檻，助其參與市場流轉(zhuǎn)，確保他們能夠同樣有機會分享土地流轉(zhuǎn)帶來的好處，從而改善農(nóng)村的收入分配。