吳笑語， 蔣遠(yuǎn)勝

(四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川成都611130)

推動鄉(xiāng)村振興，實(shí)現(xiàn)共同富裕，努力實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，是實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的前提。“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略的推進(jìn)要遵循“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富?！边@20字綱領(lǐng)。其中，實(shí)現(xiàn)生活富裕是根本，即“三農(nóng)”工作的重中之重在于促進(jìn)農(nóng)民增收。而“共同富?！敝校辉４碇嗣袢罕妼Ω呱钏降淖非?，也代表著更進(jìn)一步的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，共同則意味著更加美好的生活是要更加公平地惠及全體人民群眾[1]。在追求生活水平不斷提高的前提下，全面推動共同富裕的實(shí)現(xiàn)，縮小城鄉(xiāng)之間、區(qū)域之間的差距，既要提升效率又要維護(hù)公平。

如圖1所示，從2013年到2020年，中國城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入呈逐年增長態(tài)勢，但城鄉(xiāng)居民收入差距卻呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢，要想實(shí)現(xiàn)共同富裕，就必須解決農(nóng)民增收問題。收入的增長依賴于生產(chǎn)要素投入的加大，而土地作為農(nóng)戶最重要的生產(chǎn)要素，不僅可以有效解決農(nóng)民就業(yè)問題，還發(fā)揮著社會保障的作用，是農(nóng)戶增加收入的重要源泉，因此如何有效配置土地資源也直接影響農(nóng)戶收入分配問題[2-3]。傳統(tǒng)小農(nóng)耕作方式可能導(dǎo)致土地細(xì)碎化、生產(chǎn)效率低下等問題，雖然國家的土地政策能夠在一定程度上遏制土地的頻繁調(diào)整及土地細(xì)碎化問題，但是農(nóng)村勞動力大規(guī)模流動帶來的遷移，也導(dǎo)致一些地區(qū)農(nóng)戶與承包地之間出現(xiàn)不匹配的情況，土地資源配置失衡，使得農(nóng)戶之間的收入呈現(xiàn)出分化趨勢[4-6]。為了克服這一弊端，土地制度從2005年開始調(diào)整，近年來更是啟動“三權(quán)分置”方案來促進(jìn)農(nóng)村土地有序流轉(zhuǎn)，同時通過引導(dǎo)以專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、合作社等為代表的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與土地流轉(zhuǎn)，從而實(shí)現(xiàn)適度化的規(guī)模經(jīng)營。土地流轉(zhuǎn)逐漸呈現(xiàn)出多元化、市場化、規(guī)?；内厔輀7]。一是許多農(nóng)民不再被局限在土地上，自由地進(jìn)入勞動力市場從事非農(nóng)職業(yè)，尋求非農(nóng)收入的增長；二是大量新型經(jīng)營主體通過土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)營，借助農(nóng)機(jī)服務(wù)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)收入的增長。過去十幾年里，中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)取得了快速的發(fā)展。據(jù)統(tǒng)計，全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積在2007年僅有4 266 666.67 hm2，到2016年底增長到3.14×107hm2，在總承包經(jīng)營耕地中的所占比例由不足5.0%上升至35.1%；同時流轉(zhuǎn)出耕地的農(nóng)戶也達(dá)到了6.788 9×107戶，達(dá)到總量的29.7%。伴隨著土地流轉(zhuǎn)的大量增加，農(nóng)業(yè)新型經(jīng)營主體先后涌現(xiàn)，大約8.77×105家家庭農(nóng)場、1.794×106家農(nóng)業(yè)合作社在承包他人土地后成立；全國已有超過30%的農(nóng)戶進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)，該比例在部分東部沿海發(fā)達(dá)省份甚至超過了50%[8]。隨著時間的推移，全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積比例與流轉(zhuǎn)出承包耕地的農(nóng)戶比例均呈現(xiàn)增長態(tài)勢，2019年分別達(dá)到了35.9%和33.3%[9]。在此背景下，農(nóng)業(yè)規(guī)?；同F(xiàn)代化水平得到了明顯提升，同時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源配置情況以及農(nóng)戶收入分化情況也得到明顯改善[10]。

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局。

實(shí)現(xiàn)共同富裕除了關(guān)注城鄉(xiāng)收入差距問題，還要關(guān)注不同農(nóng)村區(qū)域之間、不同農(nóng)村收入群體之間的收入差距狀況。圖1顯示2013-2020年中國農(nóng)村居民人均可支配收入從9 429.6元提高至17 131.0元，年均增長8.90%。然而依據(jù)《中國住戶年鑒》的分類標(biāo)準(zhǔn)，2000-2019年中國農(nóng)村20%高收入農(nóng)戶人均純收入增長4.32倍，而同期20%低收入農(nóng)戶僅增長3.31倍；2019年20%高收入農(nóng)戶人均可支配收入是20%低收入農(nóng)戶的10.35倍，相比2013年的7.41倍增速明顯提升[4,11]。土地流轉(zhuǎn)政策是為了實(shí)現(xiàn)土地和勞動力資源的最優(yōu)化配置，重塑農(nóng)村人地關(guān)系，拓展農(nóng)戶的收入來源，提高農(nóng)戶的家庭收入，能夠促使城鄉(xiāng)之間收入差距的縮小，有助于共同富裕的實(shí)現(xiàn)。但是，學(xué)者們對于土地市場(包括土地銷售和租賃市場)在土地使用和分配方面的效率及對促進(jìn)社會公平的作用上存在不同的研究結(jié)論[12]。就土地流轉(zhuǎn)而言，眾多學(xué)者從土地流轉(zhuǎn)對收入結(jié)構(gòu)、收入分配、農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、土地流轉(zhuǎn)的福利效應(yīng)以及減貧效應(yīng)等方面進(jìn)行了研究，但研究結(jié)論仍存在明顯爭議[13-15]。一部分學(xué)者認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)有利于促進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，也有利于農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，因而有助于提高農(nóng)戶家庭的收入或福利水平，是農(nóng)民是否愿意繼續(xù)進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的重要依據(jù)[5,16]。同時，部分學(xué)者研究認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)對不同農(nóng)戶收入的影響具有明顯差異，即流轉(zhuǎn)戶與未流轉(zhuǎn)戶、轉(zhuǎn)入戶與轉(zhuǎn)出戶之間的收入具有明顯的差異性[17]。一些學(xué)者研究結(jié)果表明土地的轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出都能夠增加農(nóng)民的收入[18-20]，其他研究者則認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)的雙方中只有一方能夠具有顯著的增收效應(yīng)[13,21-22]。此外，學(xué)者們還關(guān)注土地流轉(zhuǎn)對于不同收入來源的影響。另一部分學(xué)者從農(nóng)戶純收入、經(jīng)營性收入、工資性收入與土地租金收入等方面研究了土地流轉(zhuǎn)的影響[3,23-25]。有學(xué)者得出的結(jié)論是，農(nóng)戶的收入并沒有因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)而發(fā)生顯著的變化，甚至可能會受負(fù)向影響[26-28]。這主要是因?yàn)殡m然中國土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展較為迅速，但是土地流轉(zhuǎn)對土地資源配置的優(yōu)化作用有限，土地未能在市場作用下集中于生產(chǎn)效率更高的農(nóng)戶之手，農(nóng)村勞動力比較優(yōu)勢也得不到充分的發(fā)揮，同時也存在非農(nóng)務(wù)工、政府主導(dǎo)、土地市場資源配置扭曲等情況，因而在提高農(nóng)戶收入上存在一定障礙[29-31]。

此外，學(xué)者們還研究了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶間收入差距的影響。一些學(xué)者認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)有利于減緩農(nóng)村居民收入不平等程度；另一些學(xué)者持相反的觀點(diǎn)，認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)擴(kuò)大了農(nóng)戶之間的貧富差距[13,32]。基于上述分歧，學(xué)者們開始運(yùn)用多種方法對上述分歧進(jìn)行探究。一些學(xué)者借助反事實(shí)分析框架，采用模擬土地流轉(zhuǎn)前的基尼系數(shù)與實(shí)際情況相比較的方法來考察土地流轉(zhuǎn)前后農(nóng)戶的收入差距是否發(fā)生了變化。朱建軍等[33]、史常亮等[34]的研究結(jié)果表明，土地經(jīng)營權(quán)的集中更有利于高收入農(nóng)戶收入水平的提升，會拉大農(nóng)戶之間的收入差距。韓菡等[35]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、土地單位收益高的地區(qū)土地流轉(zhuǎn)會擴(kuò)大農(nóng)戶的收入差距，在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、土地單位收益低的地區(qū)土地流轉(zhuǎn)會縮小農(nóng)戶的收入差距。楊子等[20]估計了土地流轉(zhuǎn)對收入差距的邊際效應(yīng)，認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)沒有產(chǎn)生顯著的影響。這些結(jié)論產(chǎn)生差異的原因，可能是農(nóng)戶的異質(zhì)性和自選擇問題沒有得到足夠的重視和處理，這使得最終的計量結(jié)果產(chǎn)生了一定的偏差。為此，本研究在現(xiàn)有學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換(ESR)模型等方法研究土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶人均收入的影響及其收入效應(yīng)差異，為相關(guān)部門土地政策的制定和實(shí)施提供決策參考。

1 材料與方法

1.1 研究方法

1.1.1 研究假說

1.1.1.1 土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)戶收入增長的假說1 土地流轉(zhuǎn)主要是通過促使土地資源的優(yōu)化配置，將土地這一生產(chǎn)要素從生產(chǎn)效率較低的生產(chǎn)者手中轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)效率較高的生產(chǎn)者手中[36]。就土地轉(zhuǎn)入者而言，耕作土地面積增加，在規(guī)?；耐恋厣线M(jìn)行集約化經(jīng)營，在農(nóng)業(yè)機(jī)械的助力下提高耕作效率的同時，發(fā)揮勞動力、農(nóng)資物品等生產(chǎn)要素的作用，不僅能壓縮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和銷售的成本，還能實(shí)現(xiàn)促進(jìn)農(nóng)業(yè)收入水平的提升。就土地轉(zhuǎn)出者而言，不僅能夠獲取持續(xù)穩(wěn)定的租金收入，還能夠通過從事非農(nóng)職業(yè)獲取非農(nóng)收入，或者自主創(chuàng)業(yè)獲得經(jīng)營收入。因此，我們旨在驗(yàn)證如下假說：參與農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭平均收入水平顯著高于未參與農(nóng)戶。

1.1.1.2 土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)戶收入增長的假說2 基于農(nóng)戶在生產(chǎn)能力、要素稟賦上的差異，收入水平存在差異的農(nóng)戶從土地流轉(zhuǎn)中享受到的福利也是具有明顯差異[37]。對于低收入農(nóng)戶，從轉(zhuǎn)入的角度來看，他們在資金和技術(shù)上并沒有比較優(yōu)勢，因此沒有足夠的能力從土地流轉(zhuǎn)市場中轉(zhuǎn)入較多的土地來形成規(guī)?；?jīng)營；從轉(zhuǎn)出的角度來看，部分低收入農(nóng)戶將土地視為生活保障和養(yǎng)老保障的基礎(chǔ)，存在不愿轉(zhuǎn)出土地的現(xiàn)象。但是隨著現(xiàn)階段中國城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險的持續(xù)推廣以及家庭勞動力長期向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，部分低收入農(nóng)戶也傾向于通過土地轉(zhuǎn)出獲取持續(xù)穩(wěn)定的租金。對于高收入農(nóng)戶，從轉(zhuǎn)入的角度來看，他們在資金、技術(shù)以及社會資本上都有較為明顯的比較優(yōu)勢，有能力從土地流轉(zhuǎn)市場中轉(zhuǎn)入較多的土地來形成規(guī)?；?jīng)營，獲取更多的農(nóng)業(yè)收入；從轉(zhuǎn)出的角度來看，高收入農(nóng)戶在擺脫土地的束縛后，也有能力進(jìn)入非農(nóng)部門務(wù)工或經(jīng)營工商業(yè)，同樣能夠獲取更高從業(yè)收入。因此，我們提出如下假說：土地流轉(zhuǎn)更有利于最低收入和最高收入農(nóng)戶的收入增長，土地流轉(zhuǎn)對不同收入農(nóng)戶的影響呈U型。

1.1.2 模型構(gòu)建

1.1.2.1 內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸(ESR)模型 由于農(nóng)戶選擇是否參與土地流轉(zhuǎn)是一種自選擇行為，農(nóng)戶家庭的異質(zhì)性會導(dǎo)致不同家庭參與土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)具有明顯差異。具體來說，有些家庭參與土地流轉(zhuǎn)后收入得到較大提高，而有些家庭的收入?yún)s沒有發(fā)生較大變化。因此本研究選擇運(yùn)用ESR模型來修正因自選擇行為導(dǎo)致的偏差，并構(gòu)建土地流轉(zhuǎn)處理效應(yīng)的反事實(shí)分析框架驗(yàn)證參與土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入產(chǎn)生的影響[32,38]。

根據(jù)Maddala[39]的方法，首先建立農(nóng)戶是否參與農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的選擇方程：

Di*=Ziγ+μi

若Di*>0，則Di=1；否則Di=0

(1)

(1)式中，Di*為潛變量，Di=1表示農(nóng)戶i參與土地流轉(zhuǎn)，Di=0表示農(nóng)戶i未參與土地流轉(zhuǎn)；Zi為外生解釋變量向量，是影響農(nóng)戶決定是否參與土地流轉(zhuǎn)的一組解釋變量；μi為隨機(jī)誤差項。

那么參與和未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶收入結(jié)果方程為：

lnY1i=X1iβ1+ε1iifDi=1

(2-a)

lnY0i=X0iβ0+ε0iifDi=0

(2-b)

(2-a)與(2-b)式中，Y1i表示參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的家庭人均純收入，Y0i表示未參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的家庭人均純收入，X1i=X0i=Xi代表影響農(nóng)戶家庭收入的可觀測解釋變量，ε1i、ε0i是隨機(jī)誤差項。

基于選擇方程(1)計算得到的逆米爾斯比率λ及其協(xié)方差引入結(jié)果方程中解決由不可觀測因素導(dǎo)致的樣本選擇性偏差問題：

lnY1i=X1iβ1+σ1μλ1iifDi=1

(3-a)

lnY0i=X0iβ0+σ0μλ0iifDi=0

(3-b)

(3-a)與(3-b)式中，λ1i、λ0i表示觀測不到的農(nóng)戶能力或者偏好帶來的選擇差異，σ1μ=cov(ε1,μ)和σ0μ=cov(ε0,μ)表示選擇方程和結(jié)果方程誤差項的協(xié)方差。再通過完全信息極大似然法對選擇方程(1)和(3-a)式、(3-b)式進(jìn)行聯(lián)立方程估計[40]。可以得到流轉(zhuǎn)戶和未流轉(zhuǎn)戶的平均收入方程(4-a)式和(4-b)式，而模擬出的反事實(shí)平均收入方程為(4-c)式和(4-d)式：

E[lnY1i|Di=1]=X1iβ1+ρ1σ1λ1i

(4-a)

E[lnY0i|Di=0]=X0iβ0+ρ0σ0λ0i

(4-b)

E[lnY0i|Di=1]=X1iβ0+ρ0σ0λ1i

(4-c)

E[lnY1i|Di=0]=X0iβ1+ρ1σ1λ0i

(4-d)

實(shí)際參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶平均收入的平均處理效應(yīng)為方程(4-a)與方程(4-c)之差：

ATT=E[lnY1i|Di=1]-E[lnY0i|Di=1]=X1i(β1-β0)+λ1i(ρ1σ1-ρ0σ0)

(5-a)

實(shí)際未參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶平均收入的平均處理效應(yīng)為方程(4-d)與方程(4-b)之差：

ATU=E[lnY1i|Di=0]-E[lnY0i|Di=0]=X0i(β1-β0)+λ0i(ρ1σ1-ρ0σ0)

由于化工裝置現(xiàn)場的電磁噪聲環(huán)境十分復(fù)雜，電纜既會作為受擾對象吸收來自外界的電磁干擾，也可作為噪聲源將電磁噪聲輻射至周圍的線路和設(shè)備中。儀表電纜常采用對絞和屏蔽的方式來降低電磁干擾的影響。

(5-b)

1.1.2.2 無條件分位數(shù)處理效應(yīng)(UQTE) 模型與廣義分位數(shù)回歸(GQR)模型 運(yùn)用分位數(shù)處理效應(yīng)模型來估計土地流轉(zhuǎn)對位于不同收入點(diǎn)位上農(nóng)戶的異質(zhì)性影響。由于政策制定部門并不在意農(nóng)戶的個體特征差異，而是更關(guān)心土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入產(chǎn)生的邊際影響，因此本研究運(yùn)用無條件分位數(shù)處理效應(yīng)進(jìn)行估計[41-42]。無條件的處理效應(yīng)在進(jìn)行估計時，將處理變量和控制變量進(jìn)行區(qū)分，估計結(jié)果中自變量系數(shù)差別能夠解釋土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的影響，直接用于政策解釋。同時引入工具變量，解決農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的自選擇問題所導(dǎo)致的偏差[43]。

首先，假設(shè)農(nóng)戶收入是關(guān)于協(xié)變量X和土地流轉(zhuǎn)變量D的半對數(shù)線性函數(shù)：

lnYi=γτDi+Xiβτ+εi,Qεiτ=0

(6)

(6)式中，Qεiτ是不可觀測的隨機(jī)變量εi的τ分位數(shù)；γτ是在τ分位數(shù)上的分位數(shù)處理效應(yīng)。

進(jìn)一步根據(jù)Fr?lich等[44]的方法，τ分位數(shù)上的無條件分位數(shù)處理效應(yīng)為：

γτ=QY1τ-QY0τ

(7)

此時，在滿足共同支撐條件、給定協(xié)變量時，引入的是二值虛擬變量的工具變量：

(8)

(8)式中，有共同支撐0

廣義分位數(shù)回歸GQR屬于無條件分位數(shù)回歸技術(shù)，用其估計土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入處理效應(yīng)[43]：

(9)

其中，ρτ(Xi)=u(τ(X)-1),u<0。

1.2 數(shù)據(jù)來源與變量選取

采取2015年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。在數(shù)據(jù)處理過程中，首先選取農(nóng)村戶籍的農(nóng)戶樣本，然后根據(jù)研究目標(biāo)和CHFS問卷中的問題選取所需變量，其中包括涉及農(nóng)戶家庭收入、農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)戶個體及家庭特征的相關(guān)變量。經(jīng)過上述處理后，獲得有效樣本10 701份，樣本覆蓋全國28個省(區(qū)、市)。

變量選取方法：(1)結(jié)果變量Y，Y是農(nóng)戶家庭人均收入，回歸時采用自然對數(shù)lnY形式。(2)處理變量D，D是農(nóng)戶家庭是否參與土地流轉(zhuǎn)。在問卷中，對問題“您家是否轉(zhuǎn)入耕地”或“您家是否轉(zhuǎn)出耕地”選擇了“是”，即認(rèn)為該農(nóng)戶家庭在當(dāng)年進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)，賦值D=1；而這兩個問題同時選擇“否”的農(nóng)戶家庭沒有進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，賦值D=0。(3)工具變量V，選取的工具變量是“土地質(zhì)量”和“社會養(yǎng)老保險”。在問卷中，對問題“這塊耕地的土地質(zhì)量如何”，選取“一般”及以上的賦值土地質(zhì)量=1，選取“一般”以下的賦值土地質(zhì)量=0；對問題“目前參加的是下列哪種社會養(yǎng)老保險”，選取“都沒有”的賦值社會養(yǎng)老保險=0，選取除“都沒有”以外選項且“是否已開始領(lǐng)取”回答為“否”的賦值社會養(yǎng)老保險=1。(4)控制變量，具體包括家庭人均擁有的承包地面積、家庭勞動力比例、年齡、是否從事工商業(yè)、身體健康狀況以及區(qū)域虛擬變量。變量及其描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量及其描述性統(tǒng)計

2 結(jié)果與分析

2.1 內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸(ESR)模型估計結(jié)果

農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)選擇方程與家庭平均收入方程的估計結(jié)果見表2。在選擇方程的回歸結(jié)果中，家庭人均承包地面積對農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生了顯著的正向影響，家庭人均承包地面積越大的農(nóng)戶流轉(zhuǎn)的意愿越高。家庭勞動力比例越高的農(nóng)戶，流轉(zhuǎn)傾向越明顯，這可能是因?yàn)槿绻x擇土地轉(zhuǎn)入，家庭中更多的勞動力能夠方便進(jìn)行規(guī)?；募彝マr(nóng)場經(jīng)營，而如果選擇轉(zhuǎn)出，解放出來的多余勞動力也能夠開啟非農(nóng)職業(yè)來實(shí)現(xiàn)家庭增收。農(nóng)戶家庭是否從事工商業(yè)對他們參與土地流轉(zhuǎn)也有著顯著的正向影響，如果農(nóng)戶家中有穩(wěn)定的非農(nóng)收入，他們可以放棄對土地的依賴將土地轉(zhuǎn)出，也有經(jīng)營資本來轉(zhuǎn)入土地進(jìn)行擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模。農(nóng)戶家庭的土地質(zhì)量也對參與土地流轉(zhuǎn)有著顯著的正向作用，具體而言，質(zhì)量更好的土地更容易流轉(zhuǎn)出去，并且這類土地在市場上的價格也會相對更高一些。擁有社會養(yǎng)老保險的農(nóng)戶進(jìn)行流轉(zhuǎn)的幾率也會相對更大，未來可預(yù)期的養(yǎng)老手段能夠讓他們更加放心地將土地租出，也可以在養(yǎng)老無憂的前提下借助政策扶持來擴(kuò)大農(nóng)業(yè)規(guī)模?？梢钥闯觯Y源稟賦相對更優(yōu)的農(nóng)戶會更傾向于進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，原始的資本積累能夠幫助他們更好地進(jìn)入土地流轉(zhuǎn)市場，更加從容地作出選擇。

表2 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)選擇方程與家庭人均收入方程的估計結(jié)果

在收入方程的回歸結(jié)果中，家庭成員的年齡對土地未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的家庭人均收入有顯著負(fù)向影響。家庭人均承包地面積對土地流轉(zhuǎn)戶的家庭人均收入也有著顯著的負(fù)向作用，這可能是因?yàn)椴糠洲r(nóng)戶在轉(zhuǎn)入土地后并未能夠通過規(guī)模的擴(kuò)大和單位面積投入的減少來達(dá)到人均收入增加的目的，他們?nèi)匀恍枰诩夹g(shù)的運(yùn)用上得到提升。對于未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶來說，家庭勞動力比例越高，他們的家庭人均收入越高，這表明現(xiàn)階段的農(nóng)戶還是要依靠勞動力這一生產(chǎn)要素的投入來提高收入。家庭是否從事工商業(yè)以及家庭成員的身體健康狀況對于參與和未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均收入都有著顯著的正向影響，且對于土地未流轉(zhuǎn)戶的影響效果更大?？赡艿脑蛟谟?，對于土地未流轉(zhuǎn)戶，土地及其產(chǎn)出是家庭中重要的資源和財富，身體的健康與否直接關(guān)系著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和收入；同時，如果能夠有著其他穩(wěn)定的工商業(yè)收入，他們的人均收入會得到較大的提升。此外，rho0和rho1符號相反(rho0和rho1分別代表收入方程與選擇方程的相關(guān)系數(shù))，這意味著土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生更高收入的預(yù)期對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策有著影響[38]。

土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭人均收入的處理效應(yīng)估計結(jié)果表明，就進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶而言，土地流轉(zhuǎn)對他們的家庭人均收入的影響顯著為正，收入增加了70.6%，實(shí)際參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶人均收入的平均處理效應(yīng)(ATT)為0.534***(標(biāo)準(zhǔn)差0.252)；而那些沒有進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，假如進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，其家庭人均收入將增加86.8%，實(shí)際未參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶人均收入的平均處理效應(yīng)(ATU)為0.625***(標(biāo)準(zhǔn)差0.270)。所以，如果未進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶能夠在之后參與土地流轉(zhuǎn)，他們的收入也將得到較大的提升。

2.2 無條件分位數(shù)處理效應(yīng)UQTE模型估計結(jié)果

在0.1到0.9個不同收入分位點(diǎn)上，農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的處理效應(yīng)估計結(jié)果見表3。在采取了3種不同無條件分位回歸技術(shù)的情況下，我們得到了幾乎相同的趨勢：土地流轉(zhuǎn)對不同收入農(nóng)戶的收入效應(yīng)呈現(xiàn)U型，且對低收入階層的影響更大。土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)對低收入階層的影響效果更為明顯，在0.1分位點(diǎn)上達(dá)到最高值，這有助于他們縮小自身與中游收入階層農(nóng)戶間的差距；對于中游甚至中上游收入階層的農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的收入效應(yīng)是最小的；而對于高收入的農(nóng)戶階層，尤其是0.9分位點(diǎn)上的農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的收入效應(yīng)有所回升，雖然效應(yīng)不及0.1分位點(diǎn)上高，但是基于高收入農(nóng)戶的基礎(chǔ)收入，這將加劇他們與中游收入階層農(nóng)戶的差距。究其原因，當(dāng)前小農(nóng)戶的種植收入相對較低，而同時許多有著租地需求的地區(qū)由于供求關(guān)系地價則相對較高，一旦農(nóng)戶的土地能夠順利轉(zhuǎn)出，所獲取的穩(wěn)定租金相對可觀；而對于中游收入階層的農(nóng)戶，他們的原始資本積累不能夠幫助他們迅速擴(kuò)大土地規(guī)模，形成規(guī)模經(jīng)營，而轉(zhuǎn)出土地所獲取的租金相對他們的已有收入并不能拉開太大差距；對于高收入的農(nóng)戶，如果他們能夠轉(zhuǎn)入大量土地，開設(shè)家庭農(nóng)場或者合作社，形成具有特色的產(chǎn)業(yè)，能夠獲得較為可觀的收入。

表3 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的無條件處理效應(yīng)估計結(jié)果

不同收入的農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的處理效應(yīng)因地域差異而有所不同，農(nóng)戶的收入分配差距在地域上更加明顯。由表4可以看出，在東部和中部地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)對不同收入農(nóng)戶的收入效應(yīng)呈現(xiàn)U型，且對低收入階層農(nóng)戶的影響更大，但是在西部地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的收入效應(yīng)隨著農(nóng)戶收入的增加而減弱，這可能是西部地區(qū)復(fù)雜的地形地貌導(dǎo)致的。一方面，高收入的農(nóng)戶即使轉(zhuǎn)入大量土地也只能在少數(shù)的平整地塊使用機(jī)械耕作，因此在勞動力的投入上花費(fèi)較高，另一方面，這些土地還需要大量的資金投入來進(jìn)行平整等，這可能是導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)對高收入農(nóng)戶作用效果相對較小的原因。這也意味著，土地流轉(zhuǎn)政策對共同富裕的支持作用，在東部地區(qū)體現(xiàn)得更加明顯，但在中西部地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)對共同富裕的支撐作用相對較弱，但依然對共同富裕是有著顯著積極影響。

表4 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的廣義分位數(shù)回歸結(jié)果

2.3 ESR模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

同時使用普通最小二乘法(OLS)、兩階段最小二乘法(2SLS)、傾向得分匹配法(PSM)和赫克曼兩階段模型(Heckman)再次進(jìn)行回歸，選用同樣的控制變量和工具變量，以此作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5～表7所示。Heckman選擇方程的估計結(jié)果與ESR選擇方程的估計結(jié)果類似，家庭人均承包地面積對農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)有著顯著的負(fù)向影響，而家庭勞動力比例、是否從事工商業(yè)、土地質(zhì)量以及是否購買社會養(yǎng)老保險對農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)的有著顯著的正向影響。OLS、2SLS以及Heckman收入方程的估計結(jié)果與ESR收入方程的估計結(jié)果類似。總的來說，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶人均收入增加有著正向影響，年齡和家庭人均承包地面積對農(nóng)戶人均收入有著負(fù)向影響，而家庭勞動力比例、是否從事工商業(yè)和農(nóng)戶健康狀況對農(nóng)戶人均收入有著正向影響。表6中PSM估計結(jié)果也顯示土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶人均收入的影響顯著為正，沒有參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶假如能夠參與土地流轉(zhuǎn)，他們也能夠較大地提高收入。

表5 農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的OLS、2SLS估計結(jié)果

表6 農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的PSM估計結(jié)果

表7 農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的Heckman估計結(jié)果

3 結(jié)論與政策建議

本研究基于2015年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型分析了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭人均收入的影響，在此基礎(chǔ)上，基于無條件分位數(shù)處理效應(yīng)模型測算土地流轉(zhuǎn)對不同收入農(nóng)戶的收入效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果表明：(1)農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)能夠有效地提高家庭人均收入，土地流轉(zhuǎn)具有收入效應(yīng)，參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶比未流轉(zhuǎn)戶的人均收入顯著提高了70.6%。(2)不同收入的農(nóng)戶間土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)存在差異，土地流轉(zhuǎn)對于共同富裕的支持在不同收入群體的農(nóng)戶間也有著不同表現(xiàn)。收入較低的農(nóng)民通過土地流轉(zhuǎn)可以大幅增加收入，縮小與中等收入農(nóng)民的收入差距，但收入較高的農(nóng)民也可以通過土地流轉(zhuǎn)獲得更大的收入增長，這也會促使他們與中等收入農(nóng)民的收入差距拉大。即對于低收入的農(nóng)戶來說，土地流轉(zhuǎn)對共同富裕有著相對顯著的支持作用，而對于中等收入的農(nóng)戶來說，土地流轉(zhuǎn)雖然可能拉大他們與高收入農(nóng)戶的差距，但與低收入農(nóng)戶的差距相應(yīng)縮小?？梢哉f，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)在一定程度上促進(jìn)了農(nóng)村社會公平，對實(shí)現(xiàn)共同富裕有促進(jìn)作用。(3)對于位于東部、中部和西部的農(nóng)戶而言，不同收入水平的農(nóng)戶間土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)也是不同的。土地流轉(zhuǎn)政策對東部農(nóng)戶增收效果最好，對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶共同富裕的實(shí)現(xiàn)貢獻(xiàn)更大。

基于以上結(jié)論，為實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)，提出以下政策建議：(1)制定土地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策時，對中低收入農(nóng)戶、中西部地區(qū)農(nóng)戶予以一定的政策傾斜，讓中低收入農(nóng)戶，尤其是西部地區(qū)低收入農(nóng)戶，能夠放心地進(jìn)入土地流轉(zhuǎn)市場，從而防止與高收入及東部地區(qū)的農(nóng)戶群體拉開收入差距，保證土地流轉(zhuǎn)對生產(chǎn)效率提升的同時兼顧公平、共同富裕原則。(2)鼓勵中東部地區(qū)有租地需求的個人或集體到西部流轉(zhuǎn)土地，并根據(jù)其農(nóng)產(chǎn)品需求和西部特色進(jìn)行產(chǎn)業(yè)布局、產(chǎn)業(yè)升級，進(jìn)一步提升西部地區(qū)土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的收入增長，縮小東、西部地區(qū)收入差距。(3)鑒于轉(zhuǎn)入土地后的新型經(jīng)營主體需要大量的前期投入，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該給予一定的信貸優(yōu)惠政策，政府也應(yīng)該在經(jīng)濟(jì)、農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、銷售等方面給與一定的補(bǔ)貼。為轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶提供就業(yè)和進(jìn)一步增收的機(jī)會。(4)政府應(yīng)定期培訓(xùn)低收入農(nóng)戶，監(jiān)督其孩子接受教育，從而保障他們有終生學(xué)習(xí)、長期增收、豐富精神生活的能力，促進(jìn)物質(zhì)、精神的共同富裕。