黃祖輝 杜語

摘 要：提高中低收入農戶群體的收入水平是縮小居民收入差距、實現(xiàn)共同富裕的關鍵任務。利用CFPS 2018數(shù)據(jù)，使用基于RIF的ITE模型等計量方法進行分析研究發(fā)現(xiàn)：（1）土地流轉的增收效應具有非對稱性，轉出土地的中低收入農戶能顯著增收，但轉入土地的中低收入農戶增收不明顯;（2）東部和西部地區(qū)轉出土地的中低收入農戶收入增長顯著;（3）土地流轉（尤其是轉出）有助于縮小農戶間收入差距、優(yōu)化農戶群體的收入分配結構。實證結果穩(wěn)健地說明農戶土地流轉對實現(xiàn)農戶群體“提低擴中”目標具有積極意義，在此基礎上提出在西部和東中部欠發(fā)達農村地區(qū)，鼓勵和支持中低收入農戶流轉土地，以增加其兼業(yè)和非農收入等政策建議。

關鍵詞：土地流轉;收入分配;提低擴中;RIF回歸;處理效應

中圖分類號：F311? 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2022）06-0087-13

收稿日期：2022-04-25 DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2022.06.11

基金項目：國家自然科學基金國際（地區(qū)）合作交流項目（71861147002）

作者簡介：黃祖輝，男，浙江大學中國農村發(fā)展研究院首席專家，教授，博士生導師，主要研究方向為農業(yè)經(jīng)濟與農村發(fā)展、產業(yè)組織與制度安排。

引 言

自2004年中央一號文件再次聚焦“三農”問題以來，我國農民收入持續(xù)增長，到2021年時農村居民人均可支配收入達到了18 931元。但在農民總體收入增長的同時，也帶來了農民內部收入差距擴大的情況。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，我國農民群體中的高收入戶與低收入戶人均純收入差距由2003年的5 481元擴大到2020年的33 839元，農民內部的收入不平等問題日益突出。如果收入差距持續(xù)擴大并超過一定閾值，勢必會引起階層對立和社會不穩(wěn)定，不利于我國現(xiàn)代化的發(fā)展。為了解決這方面的問題，中國共產黨領導人民打贏了脫貧攻堅戰(zhàn)，并乘勝開啟鄉(xiāng)村振興新征程，同時要求鞏固拓展脫貧攻堅成果進而促進農民農村共同富裕。為順利施行這一系列舉措，除了需減輕工農城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡程度以外，還需改善農戶群體的收入分配結構，提升中低收入農戶的收入水平，繼而達到擴大中等收入群體規(guī)模的目標。

任何收入都會分解并歸之于生產資源的所有者，土地是農戶相對于其他人群所獨有的資源，因其承載著生存、就業(yè)以及社會保障等多重功能，被視為農民增收的重要依托。中國的改革從農村起步，而土地制度改革又是全面深化農村各項改革的核心。近年來，我國在農村土地歸農民集體所有的前提下，建立起長期穩(wěn)定的土地承包關系，并極具創(chuàng)新地實現(xiàn)了農地制度由“兩權分離”到“三權分置”的變遷，其目的是在穩(wěn)定農戶承包權的同時放活土地經(jīng)營權，推動土地有序流轉，以期實現(xiàn)農業(yè)規(guī)模經(jīng)營和農民收入增加。有數(shù)據(jù)顯示，截至2020年，全國農戶家庭承包地流轉面積達5 3218.92萬畝，約為2010年流轉面積的3倍，土地流轉規(guī)模不斷擴大，說明土地流轉是農村土地資源配置方式的演進方向。2021年3月1日，《農村土地承包經(jīng)營權流轉管理辦法》開始實施，該文件進一步健全了農村土地流轉交易規(guī)則，旨在提高農戶參與土地流轉的積極性，形成更加穩(wěn)定的農村土地流轉市場秩序，保障農戶持續(xù)增收，為全面推進鄉(xiāng)村振興注入活力。

從理論上看，“提低擴中”“提低擴中”指提高低收入群體收入、擴大中等收入群體規(guī)模以形成橄欖型收入分配格局，概言之，就是要促進中低收入群體增收，使該群體比高收入群體有更大的收入增幅，從而縮小收入差距、實現(xiàn)共同富裕。涉及收入分配問題，“提低”是基礎，“擴中”是目的，欲實現(xiàn)農戶收入分配結構的優(yōu)化，中低收入農戶持續(xù)增收是關鍵。從土地這個傳統(tǒng)生產要素的視角切入，符合微觀經(jīng)濟學的理論邏輯。從內容上看，學界研究收入分配中的貧富差距或收入極化問題主要集中在城鄉(xiāng)、區(qū)域及行業(yè)之間，對農民內部的收入分配狀況、尤其是對中低收入農民收入進行深入討論的研究相對較少，而探究土地流轉對中低收入農民增收效應的研究則更少。從方法上看，為研究流轉的收入分配效應，較常規(guī)的做法是直接圈定研究樣本然后進行均值回歸，該方法有一定針對性，但在選擇樣本時具有主觀性，不能真正區(qū)分流轉對不同收入水平人群增收效應的異質性。有學者利用條件分位數(shù)回歸來研究流轉對條件收入分布的影響，雖然該方法放松了OLS的分布假設，但其回歸系數(shù)是條件于協(xié)變量的，因此結果不具有明顯的經(jīng)濟意義或政策價值。近來，部分文章利用再中心化影響函數(shù)（RIF）回歸和分解對收入分配問題進行了討論，但將其用在土地流轉問題上的研究還較少。因此，本文將在前人研究的基礎上，使用更嚴謹?shù)姆椒?，對土地流轉與中低收入農民家庭的收入關系進行新的探索。

一、文獻綜述

從土地流轉對收入水平的影響來看，該方向研究較為成熟且成果豐碩。雖然有研究認為土地流轉對農民增收無顯著影響，甚至會產生負面效果，但主流觀點是農民收入會因流轉得到不同程度的提高。部分國外文獻對其進行了證實，如Deininger等構建了一個農戶參與土地租賃市場的理論模型，并運用貴州、湖南和云南三省貧困地區(qū)農戶調查數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)開展市場化土地流轉更能提高農業(yè)生產績效。此后，他們又用中國九個農業(yè)大省的農村調查樣本，發(fā)現(xiàn)轉出和轉入均對家庭福利有顯著提高。國內研究也為該觀點提供了有力證據(jù)。冒佩華等使用六省微觀調查數(shù)據(jù)，運用PSM方法發(fā)現(xiàn)農地流轉能顯著提高農戶收入，但增收效應具有“非對稱性”。夏玉蓮等運用與冒文相同的方法，利用五省調查數(shù)據(jù)探討土地流轉的減貧效應，得出推進流轉可以增加家庭收入的結論。雖然以上研究考慮了自選擇問題，但都沒有校正不可觀測因素的影響。周京奎等利用CFPS數(shù)據(jù)，采用工具變量法穩(wěn)健地證明了農地轉出顯著提升農村貧困戶收入的結論。

從土地流轉對收入分配的影響來看，該方向的研究方興未艾，所得結論“千差萬別”。總體而言，存在兩種觀點：一是流轉會產生“馬太效應”，即中低收入農民的增收效應不明顯或增收幅度低于高收入農民;二是流轉能縮小收入差距，即有助于中低收入群體大幅增收。就第一種觀點，林樂芬等對五個發(fā)展中國家的農地市場效應進行了評述，認為土地市場有助于土地資源的有效配置，但可能會犧牲小農的利益。除了國外的案例以外，我國學者也立足國內開展研究。朱建軍等基于CHARLS數(shù)據(jù)，通過PSM法發(fā)現(xiàn)流轉會顯著提高基尼系數(shù)，即流轉會擴大收入差距。雖然朱文能分析流轉對收入分配的總體情況，但無法深究對收入分布的影響狀況。郭君平等使用六省調查數(shù)據(jù)，運用分位數(shù)回歸檢驗了流轉對收入分布的影響，發(fā)現(xiàn)轉入促進了農戶增收，其中收入水平越高的農戶獲益愈大，而轉出僅使部分低收入戶增收，有一定縮小收入差距的作用。欒江等用分位數(shù)處理效應模型，利用農戶調查數(shù)據(jù)，得到了與郭文相似的結果。就第二種觀點，Keswell等以南非“土地再分配促進農業(yè)發(fā)展計劃（LRAD）”為背景，發(fā)現(xiàn)參與流轉能顯著促進貧困戶增收，且長期正效應明顯。ZHANG利用浙江農村調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)土地租賃市場能提高低收入農民收入、縮小收入差距。萬廣華等用中國農業(yè)部農研中心的調查數(shù)據(jù)做夏普利值分解，發(fā)現(xiàn)土地是減少收入不平等的唯一要素。除了用回歸分解的辦法探討流轉的收入分配效應外，韓菡等基于浙皖兩省四縣的調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)欠發(fā)達地區(qū)的“剩余土地”傾向于流向小農戶，進而可能縮小農民的收入差距。史常亮等利用八省的農戶數(shù)據(jù)，使用ESR模型進行分析，得出若提高非流轉戶參與流轉的比重、則收入差距會縮小的結論。

概言之，土地流轉對農戶增收效應的研究已趨于飽和，但流轉對農民群體收入分配的影響還未形成統(tǒng)一認識。一方面，不同研究選用的數(shù)據(jù)不同，有的具有全國代表性，有的僅具有地區(qū)代表性，故得到的結論不具有可比性;另一方面，研究方法選擇上的差異也導致了實證結果的差別?；谝陨嫌^點，本文細化了研究的目標群體，著重分析土地流轉對不同收入水平農戶，尤其是對中低收入農戶的影響，探討土地流轉（轉出或轉入）的中低收入農戶能否大幅增收的問題，這對農戶群體“提低擴中”、早日實現(xiàn)農民農村共同富裕具有重要現(xiàn)實意義。

二、理論分析

本部分借鑒Deininger等設計的土地租賃市場分析框架，對土地流轉的增收效應構造了一個簡單模型，并結合前人結論與現(xiàn)實情況，提出兩條假說。

假設農戶在二輪承包時從村集體處分得的土地為D，該家庭的勞動力要素為L（為簡化論證，暫不考慮其他要素）。在不存在農業(yè)勞動力市場的情況下，農戶家庭可在生產前根據(jù)預期對要素進行配置，假設用于農業(yè)生產的土地為D，從事農業(yè)生產的勞動力為L。那么用于流轉的土地有D=|D-D |，其中當絕對值內的符號為正時表示轉入，為負時表示轉出，為0時表示不參與流轉；不從事農業(yè)生產的勞動力有L=L-L。令農業(yè)生產函數(shù)為F（D，L），該函數(shù)一階偏導數(shù)大于0，二階偏導數(shù)小于0。另給定農產品市價p，從事非農生產的勞動力報酬w，從事農業(yè)生產在單位土地上的成本c，流轉的承包地單位租金r（r≥0），流轉雙方需上繳的單位土地中介費m（m≥0）。基于以上條件，流轉決策為最大化以下目標函數(shù)。

當決定轉出時：

由推導結果知，在農戶為理性且對未來擁有正常穩(wěn)定預期的情況下，當農業(yè)生產的邊際收益（pF）小于土地生產的邊際成本（c+m-r）時，會發(fā)生轉出行為；當農業(yè)生產的邊際收益（pF）大于土地生產的邊際成本（c+m+r）時，會發(fā)生轉入行為；當農業(yè)生產的邊際收益處于土地生產的兩個邊際成本之間時，不會發(fā)生流轉。理論上看，農戶參與流轉必定有助于增收以實現(xiàn)凈收入最大化，但不同流轉行為在現(xiàn)實中面臨的挑戰(zhàn)卻是不同的。一般而言，轉出所帶來的結果和做決策時的預期相差不大，轉入則存在諸多超出預期的不確定因素影響（如自然災害、規(guī)劃調整等），故實際結果可能使得式（4）的等號左側小于右側，即農業(yè)生產邊際收益小于土地生產邊際成本，這導致轉入并未實現(xiàn)凈收入最大化，說明轉入農戶增收存在不確定性?；谝陨嫌懻?，提出假說1。

假說1：土地流轉有助于農戶增收，其中土地轉出農戶的增收效應穩(wěn)定，土地轉入農戶的增收效應不確定。

近年來，我國不斷在法律法規(guī)和體制機制上對土地流轉活動進行規(guī)范，但非正式性仍是農村土地流轉的重要特征，其中“人情租”流轉是這種非正式性的主要表現(xiàn)形式。所謂“人情租”流轉，簡言之就是不收取或收取極少貨幣租金而發(fā)生的土地流轉現(xiàn)象。于高收入農戶而言，此類家庭一般具有較多青壯勞動力且農業(yè)生產不為收入主要來源，根據(jù)陳弈山等的研究，高收入農戶更可能采取“人情租”流轉;此外，高收入農戶的收入基數(shù)較大，因此推測參與土地流轉的高收入農戶收入增幅并不明顯。于中低收入農戶而言，大多處于“以地為生”的狀態(tài)，按照姚志等的觀點，若中低收入農戶決定流轉土地，將格外關注承包權的穩(wěn)定和直接的貨幣收入;另外，中低收入農戶在轉出土地后通過兼業(yè)或非農就業(yè)能獲得更加穩(wěn)定的收入，加之他們的收入基數(shù)較小，因此推測參與土地流轉的中低收入農戶收入增幅將更明顯。值得注意的是，以上討論主要針對土地轉出農戶，而不同收入水平土地轉入農戶的增收效應難以通過理論分析判斷。究其原因，相對于轉出農戶，轉入農戶面臨的不確定性更大。通過以上分析，得到假說2。

假說2：土地流轉有助于提升中低收入轉出農戶的收入水平，但對高收入農戶增收影響不大。

三、研究方法與數(shù)據(jù)變量

（一）實證模型

條件分位數(shù)回歸自1978年被Koenker和Basset提出以來，已得到廣泛使用，但該方法估計出的系數(shù)不滿足期望迭代法則，故很難對結果的經(jīng)濟意義做出合理解釋。此外有文獻通過模擬發(fā)現(xiàn)，條件分位數(shù)回歸的系數(shù)在分布兩端會出現(xiàn)較大偏誤?；谝陨显?，逐漸有文章使用基于再中心化影響函數(shù)（recentered influence function，RIF）的無條件分位數(shù)回歸來進行實證分析。RIF回歸因放松了獨立性假設，故能有效弱化由遺漏變量等引起的內生性問題。盡管有學者認為RIF回歸能估計無條件分位數(shù)處理效應，但仍有學者認為該方法對二元變量的估計會產生較大偏誤，且在系數(shù)解讀上存在差別。因此，本文使用Firpo和Pinto在RIF回歸基礎上拓展出的不平等處理效應（inequality treatment effect，ITE）方法。本質上講，可把它看做逆概率加權回歸調整（inverse probability weighting regression adjustment，IPWRA）模型的變體。

因為土地流轉決策存在非隨機性，即收入高低和流轉與否并非完全獨立，這將導致直接估計結果存在選擇性偏誤，所以在估計前，需要對樣本權重進行調整以克服依可觀測特征帶來的自選擇問題?？梢詫颖痉譃榱鬓D組（T=1）和未流轉組（T=0），然后用Probit模型計算出傾向得分（propensity score），隨后得到兩個組別的權重：

w（x）=P（T=1）P（T=1│X=x）（5）

w（x）=1-P（T=1）1-P（T=1│X=x）（6）

其中，P（T=1）為全樣本中流轉家庭的比例，P（T=1│X=x）為給定一系列可觀測特征后，觀測值為流轉的概率。此后，將權重代入對特征分布的求解中，可得流轉與未流轉組的擬合分布情況：

F^ =∫∈kF|X·w （x）·dF|T=k，k=0，1（7）

統(tǒng)計量v可直接估計，也可通過RIF進行估計：

v（F^ ）=∫∈kE［RIF{y，v（F^ ） }│X=x］·w^ （x）·dF|T=k（x），k=0，1（8）

以上過程叫做再加權調整（reweighting adjustment）。此后，可將其作為被解釋變量來估計處理效應（流轉帶來的影響）：

T×RIF{y，v（F^ ） }+（1-T）×RIF{y，v（F^） }=b+bT+∑ki=2bX+ε（9）

其中，F(xiàn)^ 和F^是分別對流轉組和未流轉組做加權調整后得到的擬合分布，b是處理效應。在實操中，建議引入控制變量X，這樣可以讓估計更有效率、系數(shù)解釋更加方便。

（二）數(shù)據(jù)和變量

本文沿襲前人的研究思路，運用CFPS 2018數(shù)據(jù)進行分析。CFPS是由北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）實施的全國性、綜合性的社會跟蹤調查項目，其分層多階段抽樣設計使得樣本能夠代表大約95%的中國人口。根據(jù)《民法典》和《農村土地承包法》的相關法條，結合高帆對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略視域下的農民分化問題的討論，按家庭經(jīng)濟問卷題項“不包含租用的土地，您家從集體分得以下哪些類型的土地”的回答來判斷是否為農戶本文所指農戶是依法取得農村土地承包經(jīng)營權的農村集體經(jīng)濟組織成員家庭，并不是具有農業(yè)戶口且居住在農村的家庭，作此界定的原因有二：一是前者在我國現(xiàn)行法律規(guī)定下更有合理性，二是CFPS的抽樣是城鄉(xiāng)一體的，如果僅對后者進行分析會導致樣本失真，同時也會對國家土地流轉政策產生誤讀。。對全部家庭樣本進行清理，剔除沒有承包地的家庭，合并家庭庫和個人庫的數(shù)據(jù)，再對剩下的家庭樣本做剔除極端值、異常值、缺失值等操作后，共得到4 980個樣本，其中參與流轉有1 461戶，占比約29.3%;轉出方有農戶952戶，占比約19.1%;轉入方有農戶509戶（不包括非農戶等其他經(jīng)營主體），占比約10.2%。

本文所用模型存在條件獨立性假設（CIA）的約束，因此需選擇足夠多的控制變量來使其成立。在整理歸納與農戶收入、土地流轉、CFPS相關的文獻后，按照家庭收入、流轉行為、家庭特征、經(jīng)濟來源、人力資本、物質資本、社會資源、制度環(huán)境、地理區(qū)位、決策因素等10個模塊，選擇了28個變量，其中家庭人均純收入對數(shù)為因變量，土地流轉、轉出、轉入為核心自變量，其余為控制變量。以上所有指標的含義和描述性統(tǒng)計結果列于表1中（決策因素僅在計算傾向得分時使用，不出現(xiàn)在收入方程中）。

本文將全部樣本分為流轉組和未流轉組，將流轉組又分為轉出組和轉入組，通過計算各組的家庭人均收入均值，發(fā)現(xiàn)未流轉組約為16 860.77元，流轉組約為18 644.69元，細化流轉行為后可知，轉出組約為20 198.27元，遠高于未流轉組的均值;然而轉入組僅約15 738.97元，略低于未流轉組均值。這種非條件均值的結果從數(shù)據(jù)上得到了和理論分析中假說1類似的結果，即流轉（轉出）和增收之間存在明顯正向變動關系。

本研究按家庭人均收入從小到大排列，將全部樣本分為4個收入組，其中下四分位數(shù)以下為低收入家庭，下四分位數(shù)到中位數(shù)之間為中低收入家庭，中位數(shù)到上四分位數(shù)之間為中高收入家庭，上四分位數(shù)以上為高收入家庭，各變量分組后的結果匯總在表2中。

根據(jù)表2知，以家庭人均收入均值為例，高收入組的均值（38 794.60元）約為低收入組（4 114.46元）的9倍多;從累積人均收入占比看，人均收入在中位數(shù)以下的農戶家庭累積占比不到20%，而中位數(shù)以上的農戶家庭累計占比超過了80%，該結果說明我國農戶間存在極大的收入不平衡，提高中低收入農民的收入水平進而縮小收入差距，是實現(xiàn)農民群體共同富?？滩蝗菥彽娜蝿?。由土地流轉的3個變量可知，中高收入和高收入農戶中參與土地流轉的比例更大（超過30%），而低收入和中低收入農戶家庭的土地流轉參與率則相對較低（約26%左右）。細分土地流轉類型后發(fā)現(xiàn)，在各收入?yún)^(qū)間，轉出土地的戶數(shù)比轉入土地的戶數(shù)多。通過分組對比發(fā)現(xiàn)，收入水平越高轉出土地的戶數(shù)越多，但高收入家庭轉入土地的戶數(shù)較少，這說明流轉（特別是轉出）的農戶數(shù)和人均收入水平呈同向變動關系，然而這并不能說明流轉對不同收入水平農戶增收的具體影響。對此，本研究將在后文作更深入的討論。

四、實證分析

（一）主回歸結果及分析

為探討土地流轉能否幫助中低收入農戶家庭增收以實現(xiàn)“提低擴中”的目標，本文將對數(shù)家庭人均收入對土地流轉變量進行回歸，同時控制其他特征變量，所得結果呈現(xiàn)在表3第3行中。

表3中列（1）為IPWRA 估計，列（2）到列（6）為基于RIF的無條件分位數(shù)處理效應估計。從列（1）知，土地流轉的回歸系數(shù)為0.09，即農戶參與土地流轉能夠使家庭人均收入提高約9%因土地流轉、土地轉出和土地轉入為虛擬變量，故在闡述他們的經(jīng)濟含義時，需要通過如下方法來計算：exp（回歸系數(shù)）-1。以此處為例，回歸系數(shù)為0.09，則流轉農戶的家庭收入能實現(xiàn)exp（0.09）-1≈9%的增長，下文若對經(jīng)濟含義進行解釋依然使用此方法，不再贅述。，該系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，說明土地流轉對農戶家庭存在增收效應，與假說1的判斷相符。從列（2）到列（6）可以發(fā)現(xiàn)土地流轉的系數(shù)呈現(xiàn)出遞減趨勢，對處于10%分位點上的農戶家庭來說，回歸系數(shù)為0.21，即流轉能實現(xiàn)約23%的收入增長，而在70%分位點回歸系數(shù)則下降到了0.01，在90%分位點的影響趨于0，從統(tǒng)計顯著性角度看，10%、30%和50%分位點的系數(shù)在5%的水平上顯著，而70%和90%分位點的系數(shù)則未通過顯著性檢驗，這一現(xiàn)象證明土地流轉能給中低收入的農戶家庭帶來明顯的增收效果，對高收入家庭則不存在顯著影響，該結果也說明了假說2的正確性。以0.075為步長從5%到95%分位點將流轉的系數(shù)作圖（圖1），發(fā)現(xiàn)在65%分位點以下的系數(shù)顯著不為零，且中位數(shù)以下的系數(shù)都在均值回歸系數(shù)之上，該結果再次證明參與流轉的中低收入農戶家庭增收效果明顯。綜上，本文認為參與土地流轉的農戶、尤其是中低收入農戶能實現(xiàn)收入的增長，因而贊同土地流轉對“提低擴中”具有積極意義的觀點。

將土地流轉分為轉出和轉入，對它們以相同的操作進行回歸，分別得到表3中的第4行和第5行。對比兩行數(shù)據(jù)可知，土地流轉的增收效應具有非對稱性（轉出增幅更明顯），該結論也印證了文獻綜述中前人研究的結論。

表3第4行是轉出的結果。根據(jù)列（1），土地轉出的系數(shù)為0.13且在1%的水平上顯著，說明轉出農戶能實現(xiàn)14%的人均收入增長，符合假說1的預期。從列（2）到列（6），在10%、30%和50%分位點處的回歸系數(shù)依次為0.20、0.21和0.17，即轉出農戶分別有約22%、23%和19%的收入增長，以上系數(shù)均在1%的水平上顯著，然而70%和90%分位點的系數(shù)則接近于零且未通過顯著性檢驗，因而本文認為，土地流轉能有效幫助轉出土地的中低收入農戶實現(xiàn)增收，但對轉出土地的高收入農戶影響不明顯，該結論也驗證了假說2的合理性。在描述性統(tǒng)計中發(fā)現(xiàn)，轉出土地的農戶往往是高收入而非中低收入，該現(xiàn)象在現(xiàn)實中也普遍存在。究其原因：中低收入農戶大多還處于“以地為生”的狀態(tài)，這類家庭自身稟賦條件處于劣勢，難以在非農領域找到合適的工作，離開了承包地會無事可做，因此即使轉出會增加收入，他們卻依然會選擇自己經(jīng)營;轉出的高收入農戶大多不靠土地來維持生計，他們能夠通過非農就業(yè)獲得較高且穩(wěn)定的收入，若存在轉出土地的機會，他們選擇轉出并不會對生活質量產生太大影響，所以往往轉出意愿比中低收入農戶更大。另外，相對于高收入農戶較大的收入基數(shù)而言，土地租金收入是偏小的，這也可以解釋為何轉出土地的高收入農戶收入增幅不明顯。將土地轉出的回歸系數(shù)按同樣的做法作圖得到（圖2），發(fā)現(xiàn)中低收入家庭的回歸系數(shù)顯著異于0且高于均值回歸的系數(shù)，該結果再次證明中低收入農戶轉出土地對“提低擴中”具有重要意義。

表3第5行是轉入的結果，列（1）系數(shù)為-0.08，說明在10%水平上轉入會導致約8%的收入縮減，列（2）到列（6）的數(shù)據(jù)表明5個代表性收入分位點的系數(shù)均不顯著，說明土地轉入農戶的增收效果不佳，該結論與理論分析部分的假說1和假說2相符。將土地轉入的估計系數(shù)按同樣的做法作圖得圖3，發(fā)現(xiàn)在各分位點上的系數(shù)均未通過5%的顯著性檢驗，且系數(shù)在0附近波動，未出現(xiàn)圖1和圖2中那樣隨分位點增大而遞減的趨勢，這再次說明土地轉入農戶不存在顯著的增收效果，土地轉入行為難以實現(xiàn)“提低擴中”的目標。

（二）異質性分析

將土地流轉變量按地區(qū)分為東部流轉、中部流轉和西部流轉，用這3個新變量替換土地流轉變量進行回歸，結果匯總在表4中。根據(jù)表4，在10%分位點處，中部流轉系數(shù)為0.18且在5%水平上顯著，西部流轉系數(shù)為0.30且在1%水平上顯著，說明中西部地區(qū)低收入農戶參與流轉能大幅增收;東部地區(qū)在30%和50%分位點處的系數(shù)分別為0.19和0.15，分別通過了5%和1%的顯著性檢驗，表明流轉能有效促進東部地區(qū)的中低收入和中等收入農戶家庭增收;在70%和90%分位點處，三大地區(qū)的回歸系數(shù)均不顯著且接近于零，說明對各地高收入農戶而言土地流轉帶來的收入增幅不明顯。

依據(jù)同樣的辦法，將轉出和轉入按照地區(qū)分組進行異質性分析，結果也匯總在表4中。根據(jù)表4，東部轉出在10%、30%、50%分位點處的回歸系數(shù)分別為0.22、0.26、0.24且都在1%水平上顯著，70%和90%分位點的系數(shù)分別為0.01和-0.07且不具有統(tǒng)計顯著性;西部轉出在10%、30%、50%分位點處的回歸系數(shù)分別為0.29、0.31、0.17且均顯著不為零，70%和90%分位點的系數(shù)分別為0.05和-0.07且均不顯著;中部轉出在5個代表性分位點上的系數(shù)均不顯著，且系數(shù)都遠遠小于東部和西部。從樣本比較分析，導致這一結果的主要原因是，中部地區(qū)轉出土地的農戶工資性收入比東部、西部低，且實際收入水平與未流轉土地農戶的收入水平接近，故回歸系數(shù)較低且不具有統(tǒng)計顯著性。綜上所述，東部和西部轉出土地的中低收入農戶增收明顯，而中部地區(qū)的轉出農戶增收效果不明顯。表4中分地區(qū)轉入的回歸系數(shù)均不具有統(tǒng)計顯著性，與主回歸結果相呼應，進一步說明了土地轉入對農民增收存在較大不確定性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文在均值回歸時使用了IPWRA模型，按慣例需要對它的重疊假設（overlap assumption）做檢驗。參照蔡榮等的做法，畫出傾向得分的密度圖，以圖4為例可以發(fā)現(xiàn)，傾向得分的密度函數(shù)存在大量重疊區(qū)域，且大部分傾向得分都在0～1之間，符合重疊假設檢驗，故前文估計結果是可靠的。

本研究將因變量由分位數(shù)替換為分位距（Q90-Q10，Q90-Q50）、基尼系數(shù)（Gini）和阿特金森指數(shù)（Atkinson），按照相同程序進行回歸，得到表5中的結果。由表5知，土地流轉和土地轉出的系數(shù)在4個回歸中都顯著為負，而土地轉入的系數(shù)則無統(tǒng)計顯著性，這說明參與流轉（尤其是轉出）能夠顯著縮小農戶收入差距、緩和農戶收入兩極分化、優(yōu)化農戶收入分配結構，間接表明了對中低收入農戶增收存在正面影響，對“提低擴中”目標的實現(xiàn)存在積極作用，證明了主回歸結果的穩(wěn)健性。

基于RIF的不平等處理效應（ITE）估計能削弱依可觀測因素導致的選擇性偏誤且具有雙重魯棒性，但為了讓結論更可靠，緩解不可觀測因素導致的內生性問題，本研究擬使用Frlich和Melly（FM）提出的含內生變量的無條件分位數(shù)處理效應模型。值得注意的是，F(xiàn)M法要求的工具變量只能是虛擬變量，這點和均值回歸所運用的兩階段最小二乘法（2SLS）略有不同。根據(jù)組織行為學的“群體效應理論”，個體行為往往受所在群體的影響，土地流轉作為一種決策行為，自然也會受所在社區(qū)土地流轉情況的影響。因此，本文沿襲前人研究土地流轉問題時的經(jīng)典思路，若樣本中同社區(qū)農戶家庭流轉比例高于0.5，說明該社區(qū)可能為高流轉率村莊，因此賦值為1，否則為0，由此得到符合FM法要求的工具變量，回歸結果見表6。

由表6知，估計得到的系數(shù)普遍變大，這說明未考慮不可觀測因素的回歸結果存在低估問題，和前人研究結果相似，進一步證明了土地流轉可以“提低擴中”的結論。根據(jù)表6，土地流轉對各收入水平的農戶都具有顯著的增收效應，尤其是對中低收入農戶有著更大貢獻;土地轉出的系數(shù)均顯著為正，說明土地轉出對轉出土地的農戶增收存在重要影響;土地轉入系數(shù)為負且30%分位點及以上顯著，表明轉入土地的中低收入農戶不存在增收效應。概言之，主回歸所得結論是穩(wěn)健的。

（四）進一步分析

描述性統(tǒng)計部分表明轉出家庭比未流轉家庭擁有更高的人均收入，實證分析部分也說明轉出能帶來收入的顯著增長，為探究轉出與未流轉人群在收入分布上產生差異的原因，本文參考楊丹等的做法，利用基于RIF回歸的OB分解來探討農戶群體在不同流轉行為下人均收入分布產生差異的原因。本研究選取了10%、30%、50%、70%、90%5個代表性分位點，分解結果見表7。

由表7知，5個分位點處的總差異均在1%水平上顯著，且50%及以下分位點的總差異比70%和90%分位點的總差異更大。就稟賦效應而言，70%和90%分位點的系數(shù)在5%水平上顯著，且對總差異的貢獻度較大（分別為61%、86%）;就系數(shù)效應而言，10%、30%和50%分位點的系數(shù)在1%水平上顯著，且對總差異的貢獻度較大（分別為127%、92%、83%）。轉出組和未流轉組的中低收入農戶家庭人均收入差距主要來自于系數(shù)效應，說明轉出家庭與未流轉家庭在要素稟賦上的差異并不大，但前者的要素回報率高于后者。本文認為，這是因為土地轉出后，農戶除了釋放出更多的勞動力、資金等要素外，還能投入更多精力到雇傭勞動等其他工作中，在拓寬增收渠道的同時提高了增收效率，從而實現(xiàn)了收入增長。轉出組和未流轉組的高收入農戶人均收入差距主要來自稟賦效應，說明收入的差異是人力資本、物質資本、社會資源等家庭自身特征差異導致的，而非要素回報率差異造成的。綜上，土地轉出對中低收入農戶實現(xiàn)增收意義更加重大。此外，表7中展示的模型設定偏誤和再加權偏誤都接近于0，且均不具有統(tǒng)計顯著性，故分解所得結果和分析所獲結論是可靠的。

為探究土地轉出對轉出土地農戶增收的機理，按收入來源將家庭純收入分為工資性收入、財產性收入、經(jīng)營性收入、轉移性收入和其他收入，并分別做人均和對數(shù)化處理，通過OLS、IPWRA和2SLS三種估計方法來分析增收渠道。其中，2SLS使用的工具變量除穩(wěn)健性檢驗中使用過的社區(qū)流轉水平這個虛擬變量外，還增加了海拔落差作為第二個工具變量，因為收入不可能反向影響自然界的地形，但地形卻會影響土地流轉的情況，這在劉新智等的研究中已有體現(xiàn)。此外，同時使用兩個工具變量，可進行過度識別約束檢驗，能夠從統(tǒng)計學方法上對工具變量的有效性進行判斷。在剔除缺失樣本后分別用三種方法進行估計，結果見表8。

由表8知，轉出對農戶的增收效應主要是通過財產性收入和工資性收入增長實現(xiàn)的。在表8列（2）中，轉出的系數(shù)在三種估計方式下均顯著為正，這說明轉出能夠有力促進農戶財產性收入增加。究其原因：第一，農戶通過出租土地可獲得一筆穩(wěn)定的租金收入;第二，因為土地已經(jīng)轉出，那么農戶可以把自己擁有的農機農具等其他生產資料一并出租從而得到租金;第三，因已轉出土地，故農民能減少對土地的投入，從而有更多資金投入到比土地回報率更高的地方，進而實現(xiàn)財產性收入的增長。另外，三種方法得出的系數(shù)都較大（均大于4），這是因為農戶家庭普遍的財產性收入基數(shù)較小，所以在發(fā)生土地轉出后，租金和其他投資帶來的財產性收入增幅就會非常明顯。對工資性收入而言，雖然OLS和IPWRA的系數(shù)不顯著，但在考慮不可觀測因素后，2SLS的估計系數(shù)為0.79且p值約為0.07，因此認為工資性收入增長也是土地流轉促進增收的途徑之一。得到該結果的原因也很容易理解：轉出土地后，農戶家庭能分配更多的勞動力去非農部門從事雇傭勞動，按目前我國的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，二三產的勞動回報率遠高于一產，加之雇傭勞動收入比農業(yè)經(jīng)營收入不確定性和不穩(wěn)定性要小，因此轉出土地引起農民家庭出現(xiàn)更多非農就業(yè)或者兼業(yè)現(xiàn)象，勢必會促進收入增長。經(jīng)營性收入、轉移性收入和其他收入的系數(shù)都較小且未通過顯著性檢驗。因此認為，轉出土地后農民從事個體經(jīng)營不存在明顯的收入增長，參與轉出也不會帶來補貼等政府對農戶的轉移支付性收入以及社會群體對農戶捐助性收入的增長。

最后根據(jù)2SLS的檢驗結果：（1）Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量為121.949，通過了識別不足檢驗;（2）Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量為118.877，遠大于Stock-Yogo提供的15%水平臨界值，通過了弱工具變量檢驗;（3）Hansen J統(tǒng)計量均在10%水平上不顯著，通過了工具變量的有效性檢驗;（4）Wu-Hausman F統(tǒng)計量在工資性收入、財產性收入和其他收入上顯著，說明這3個回歸內生性較強，用2SLS進行估計更可靠。以上檢驗說明結果是值得信服的。

通過前文論證已知，轉入土地對土地轉入農戶不存在明顯的增收效應，甚至在做穩(wěn)健性檢驗時對中高收入農戶還有負面影響，本文認為可能的因素如下：

1.規(guī)模經(jīng)營未最優(yōu)。根據(jù)2017年底發(fā)布的《第三次全國農業(yè)普查主要數(shù)據(jù)公報（第二號）》，我國農業(yè)經(jīng)營戶有20 743萬戶，但規(guī)模經(jīng)營戶僅398萬戶，占比不足2%，可見我國農村規(guī)模農業(yè)經(jīng)營戶極少、普通經(jīng)營農戶占絕對多數(shù)且經(jīng)營規(guī)模小而分散。本文所涉及的樣本中轉入土地的農戶雖然流入了土地，但流入的量可能未達到邊際效益最優(yōu)的經(jīng)營規(guī)模（過少或過多），這必然出現(xiàn)投入產出回報率不理想、甚至無利潤或虧損的情況。

2.產業(yè)鏈條不夠長。普通農戶的生產經(jīng)營主要集中在種養(yǎng)生產環(huán)節(jié)，沒有形成產加銷一條龍的產業(yè)化經(jīng)營，不僅得不到加工、銷售環(huán)節(jié)產生的增值利潤，還要面臨產前如農資漲價和產后如收購商壓價的雙重擠壓風險，這導致利潤空間收窄甚至沒有利潤，因此無明顯增收效應也是必然的。

3.機會成本增加。轉入土地需要支付流轉費，擴大經(jīng)營規(guī)模還要增加機械設備、灌溉設施、土地改良等長期投資，這些投入回收時間比較長，故失去了將這些資金投入到其他領域產生更多利潤的機會。在規(guī)模經(jīng)營不佳、產業(yè)鏈不長的情況下，機會成本增加進一步削弱了轉入的增收效應。

4.特色品種沒選對。農戶轉入土地一般是通過規(guī)模化經(jīng)營實現(xiàn)專業(yè)化生產進而促進收入提高，因此種養(yǎng)的品種非常關鍵。部分農戶對品種特性、市場行情等了解不清楚不全面，偏聽偏信、跟風盲從，沒有按自家和當?shù)氐谋容^優(yōu)勢選擇特色品種進行生產，因此無法取得更高的附加值亦在情理之中。

另外，在本研究的樣本中，近半數(shù)的轉入農戶有在城市工作生活的家庭成員，此類農戶往往以自家消費需求為目的轉入土地，以獲得更優(yōu)質的農產品和更優(yōu)越的農村生活體驗為主，不以增收為目的，因此在轉入無明顯增收效應的情況下也會轉入土地。這種現(xiàn)象在現(xiàn)實中也是正常且常見的，例如子女在外工作，家中老人則種養(yǎng)生態(tài)農產品來滿足自家對健康食品的需求。但是這種現(xiàn)象不太可能長期持續(xù)下去，因為一旦家中務農的勞動力因不可抗力退出生產，非農勞動力又不愿回歸土地，那么轉入土地的動機就會消失，部分家庭因此不僅不會再轉入土地，甚至會將自家的承包地租出或退出。由此來看，單純依靠小農戶來承接轉出的土地，不論是對促進農戶增收而言還是對推進土地流轉而言，都不能取得最佳效果。目前，國家正在加快構建新型農業(yè)經(jīng)營體系以實現(xiàn)小農戶和現(xiàn)代農業(yè)有機銜接，農業(yè)企業(yè)、合作社等主體轉入土地的規(guī)模在不斷增大，且擴大經(jīng)營規(guī)模的意愿較普通農戶更強烈，因此引導專業(yè)化集約化水平更高的新型經(jīng)營主體轉入土地來推動農業(yè)規(guī)?；?jīng)營，或許是未來實現(xiàn)承包地高效穩(wěn)定流轉、帶動小農戶共同發(fā)展的重要路徑。

五、結 論

本文利用CFPS 2018數(shù)據(jù)，在整理歸納前人研究成果并進行理論分析后，運用實證手段探討土地流轉能否促進農民家庭“提低擴中”的問題，得到如下結論：

1.運用逆概率加權回歸調整（IPWRA）的處理效應模型，發(fā)現(xiàn)土地流轉能夠促進農民增收。其中，轉出土地帶來的增收效應顯著，轉入土地則不存在增收效應。

2.運用基于RIF回歸的不平等處理效應模型，發(fā)現(xiàn)土地流轉能夠促進中低收入農戶增收，但對高收入農戶則無明顯影響。其中，土地轉出能夠有效促進轉出土地的中低收入農戶增收，但是對高收入農戶無明顯影響;土地轉入則對轉入土地的各收入水平農戶增收均無顯著影響。異質性分析中，將流轉、轉出、轉入變量分別按地區(qū)分組構造新變量，重新回歸后發(fā)現(xiàn)，中西部地區(qū)的低收入農戶參與流轉有利于增收，東部地區(qū)的中低收入農戶參與流轉有利于增收;東部和西部地區(qū)轉出土地的中低收入農戶增收效果顯著，中部地區(qū)不顯著;三大地區(qū)轉入土地的農戶都不存在明顯增收。穩(wěn)健性檢驗中，首先將分位數(shù)換為分位距、基尼系數(shù)和阿特金森指數(shù)，發(fā)現(xiàn)土地流轉尤其是轉出行為能夠縮小農民群體內部的收入差距、優(yōu)化收入分配結構;在考慮不可觀測因素導致的內生性問題后，運用含內生變量的無條件分位數(shù)處理效應模型得到了相似的結論。

3.對轉出家庭和未流轉家庭的收入分布進行基于RIF的OB分解，發(fā)現(xiàn)兩群體之間存在收入差距，對中低收入家庭而言主要是要素回報率不同導致的（系數(shù)效應），對高收入家庭而言主要是家庭要素稟賦差異導致的（稟賦效應），因此土地轉出對中低收入家庭增收具有更重要的意義。按農戶的收入來源進行分類，通過OLS、IPWRA、2SLS三種估計方法，探討了轉出對增收的影響機理，發(fā)現(xiàn)土地轉出農戶主要通過出租土地等生產資料、拓展資金投入領域和從事非農雇傭勞動等途徑來實現(xiàn)總體收入的增加。對土地轉入農戶不增收的原因進行了探究，認為規(guī)模經(jīng)營未最優(yōu)、產業(yè)鏈條不夠長、機會成本增加和特色品種沒選對等因素可能造成轉入農戶增收不顯著的現(xiàn)象。

基于本研究的結論，可以獲得如下三點政策啟示：

1.土地流轉能夠有效增加中低收入農戶的收入，是實現(xiàn)共同富裕和擴大中等收入群體的有效途徑，因此希望各級黨委政府、有志于共同富裕的參與者（企業(yè)事業(yè)單位和個人）可以引導、支持、鼓勵、幫助中低收入農戶流轉土地增加收入。特別是，在西部地區(qū)和東中部欠發(fā)達的農村地區(qū)，政府要加大力度鼓勵中低收入農民家庭轉出土地，讓更多低收入農戶的勞動力跳出土地就業(yè)，形成更多兼業(yè)或非農就業(yè)家庭進而實現(xiàn)收入的穩(wěn)定增長。

2.對于有轉出土地意愿的農戶，既要為他們實現(xiàn)兼業(yè)或非農就業(yè)提供幫助，也要保護好土地承包權的穩(wěn)定和流轉契約的穩(wěn)定，從而同時實現(xiàn)增收渠道拓寬和增收效率提高。一方面，要按照《中華人民共和國民法典》《中華人民共和國農村土地承包法》等法律規(guī)定，依法保護農民家庭的土地承包經(jīng)營權，充分保障農民家庭的流轉收益權，這在一定程度上起到了穩(wěn)定轉出戶財產性收入的作用，能夠讓愿意轉出土地的農戶更放心地參與流轉;另一方面，要大力開展農民職業(yè)技能培訓，可以將從事雇傭勞動的農民按照就業(yè)行業(yè)進行分類，然后通過現(xiàn)場教學和網(wǎng)絡教學相結合、集體培訓和分散培訓相結合的方式對農民進行職業(yè)技能培訓，提高技能水平，增加就業(yè)機會、就業(yè)競爭力和就業(yè)工資收入水平，實現(xiàn)土地轉出農戶工資性收入穩(wěn)定增長。

3.對于有意愿轉入土地從事農業(yè)生產的各類主體，政府需要營造更加穩(wěn)定的政策環(huán)境，加強農業(yè)基礎設施建設，支持發(fā)展特色優(yōu)勢產業(yè)，提供市場信息和先進實用的科技服務，給予更多的政策性補貼、金融支持和保險服務以降低風險，確保各類主體對轉入土地“能夠接、放心接、接了還想繼續(xù)接”，實現(xiàn)“轉的出、接的住、收入穩(wěn)、共同富”的目的。

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Does Farmland Transfer Help to Realize “Raising the Low and Expanding the Middle” Among Farmers？

HUANG Zuhui，DU Yu

（1.China Academy for Rural Development，Zhejiang University，Hangzhou 310058;2.School of Advanced Agricultural Sciences，Peking University，Beijing 100087，China）

Abstract：Improving the income of low-income farmers is key to narrow the income gap and achieve common prosperity in rural areas.Using CFPS2018 data and the ITE model based on RIF and other methods，it is found that：（1）the income-increasing effect of farmland transfer is asymmetric.The income of low-income farmers who transfer out of the land can increase significantly， but the income of low-income farmers who transfer in the land is not obvious.（2）The income of low-and middle-income farmers who transfer out of land in the eastern and western regions increase significantly.（3）Farmland transfer （especially transfer out） helps to narrow the income gap among farmers and optimize the income distribution structure of farmers.The empirical results show that farmland transfer is of positive significance to achieve the goal of “Raising the Low and Expanding the Middle” among farmers.After further discussing the impact mechanism，three policy implications are put forward.

Key words：farmland transfer;income distribution;raising the low and expanding the middle;IF regression;treatment effect

（責任編輯：楊峰）