土地流轉與農民收入變化研究

楊子 馬賢磊 諸培新 馬東

摘要

土地流轉作為我國農村土地制度改革的重點受到了廣泛的關注，但土地流轉能否顯著增加農民收入，達到改善農村內部收入差距的目的，現(xiàn)有研究并未得到一致結論。本文在文獻回顧和總結的基礎上，依據中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據，運用傾向值匹配（PSM）方法和基于回歸的夏普里值分解（Shapley Value）方法，從收入水平和收入差距兩個維度實證分析土地流轉對農民收入的影響。研究結果表明：①參與土地流轉能夠顯著提高農戶家庭收入水平。土地流轉使轉入戶家庭人均總收入和農業(yè)收入顯著提高18.18%和72.46%，并且大規(guī)模轉入的農戶人均總收入的增加程度顯著高于小規(guī)模轉入農戶，說明土地流轉存在規(guī)模效應。土地流轉對轉出戶的收入水平沒有顯著影響，可能的原因一方面由于土地流轉市場發(fā)育不完善，沒有顯化租金；另一方面勞動力轉移先于土地流轉，使土地流轉對農戶家庭勞動力的釋放作用不顯著。②土地流轉對農村內部收入差距的貢獻度為4.19%，排名第五，表明土地流轉不是造成農村內部收入差距拉大的主要原因。人力資本和村莊特征對農村內部收入差距影響較大。根據研究結論提出三點政策建議：第一，通過完善農地流轉市場，穩(wěn)定土地租金水平，使轉出戶獲得合理的租金收入；第二，促進農地適度規(guī)模經營，提高轉入戶農業(yè)經營收入，縮小農戶與非農經營戶之間的收入差距；第三，提高農戶就業(yè)競爭力，促進勞動力轉移，增加轉出戶非農務工收入。

關鍵詞土地流轉；農民收入；收入不平等；傾向值匹配；夏普里值

中圖分類號F303.3

文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）05-0111-10DOI：10.12062/cpre.20170338

改革開放以來，隨著家庭聯(lián)產承包經營責任制的實施，我國農村居民的收入整體提高。但是進入20世紀80年代中期，家庭聯(lián)產承包責任制改革效應逐漸下降，農民收入增長緩慢并呈現(xiàn)不穩(wěn)定和非持續(xù)性態(tài)勢，與之相伴的農村內部收入差距也在不斷擴大，農村居民的基尼系數(shù)從1978年的0.22上升到2011年的0.39，30年間增長超過了50%。高度平均的土地分配以及隨人口變動頻繁進行的行政性調整嚴重影響了地權穩(wěn)定性和耕作效率，阻礙農地適度規(guī)?；洜I和農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，農民收入增長緩慢，收入分配持續(xù)惡化。近年來，土地流轉作為一種新的土地資源配置方式得到快速推廣運用，也被政府部門和較多學者寄予厚望[1- 2]：希望通過土地流轉促進農地集中和規(guī)?；洜I，進而促進農業(yè)發(fā)展和農民增收，緩解收入差距。然而，現(xiàn)行政策體系下的土地流轉能否顯著增加農民收入，達到改善農村內部收入差距的目的，現(xiàn)有研究并未得到一致結論[3-6]。本文利用2010年中國家庭追蹤調査的數(shù)據，以農戶家庭收入水平為主要研究對象，探討參與土地流轉與農民增收、農民收入差距間的關系，驗證土地流轉對農戶家庭收入的影響，為土地流轉的收入效應研究提供新的證據，并將對完善和優(yōu)化土地流轉政策提供實證支撐。

1文獻回顧

土地流轉市場的發(fā)展和影響引起了眾多學者的關注，其中對土地流轉與土地利用效率、農戶收入及農戶間收入差距變動成為研究的重點之一。學者們對土地流轉的效率研究主要集中在分析土地市場在優(yōu)化生產要素配置[2，7]、提高農戶福利水平[8]方面的影響等方面，認為土地自由流轉促使土地資源從生產效率低的農戶手中流轉給生產效率高的農戶，產生邊際產出拉平效應[9]，提升了總的資源配置效率。〖JP+1〗Deininger & Jin[7]根據1997—1999年中國最窮的三個省的1 001個農戶樣本數(shù)據，運用OLS估計發(fā)現(xiàn)，土地市場化流轉能更好地促進土地生產績效的提高。從理論上來說，土地流轉作為土地行政調整的替代機制，只要是在依法自愿基礎上進行，就能夠優(yōu)化土地資源的配置效率，提高農業(yè)生產效率[10]，提高農戶福利水平。

土地流轉與農戶收入之間的關系也受到廣泛關注，研究結論也較為一致。Zhang利用浙江的調研數(shù)據估算出農戶土地面積增加1%可以增加0.79%的家庭農業(yè)收入[11]。Jin & Deininger[12]對2001—2004年中國9個農業(yè)大省的8 000個農戶數(shù)據進行OLS估計，分析了土地流轉對農戶人均收入分布的影響，研究結果表明不論是轉入還是轉出土地，農戶收入都有所增加。李慶海等[13]根據農業(yè)部農村固定觀察點2003—2009年10個省份817個農戶數(shù)據，利用Biprobit模型估計土地流轉的福利影響，研究發(fā)現(xiàn)土地流轉能夠提高農戶福利水平。此外，薛鳳蕊等[14]、李中[15]通過DID模型分別研究對比了內蒙古自治區(qū)鄂爾多斯市和湖南省邵陽市參與土地流轉農戶的收入變化，結果表明參與土地流轉的農戶收入水平明顯提高。這些研究說明，隨著土地流轉、農地經營規(guī)模擴大，土地利用效率提高，從而使土地流轉的收入效應得到發(fā)揮。但Khan的研究發(fā)現(xiàn)農戶土地經營面積的增加對農戶家庭收入的影響并不顯著，每增加一畝土地僅能為中國農戶家庭農業(yè)收入增收1.18元[16]。曹瑞芬等[5]利用湖北省313戶農戶調查數(shù)據，運用多元線性回歸模型估計土地流轉的收入效應，發(fā)現(xiàn)土地流轉能夠顯著提高轉入戶的收入水平，但對轉出戶家庭收入沒有顯著影響。

另一些學者關注了土地流轉能否改善農戶的收入分配公平，但研究結論之間存在較大不一致。Deininger & Jin認為，若土地市場是有效率的，年邁的或已經轉移到非農部門的農民能夠流轉土地獲得財產性收入，持續(xù)種田的農戶能夠擴大土地規(guī)模提高經營性收入，而這個收入與從事非農生產的農戶收入水平相當，那土地流轉將會緩解收入不平等[7]。與此結論相似的是Zhang[11]和韓菡等[6]等分別根據各自的農戶調查數(shù)據分析認為，土地流轉有利于改善農戶間收入不平等。但學者邢鸝等[17]和朱建軍等[3]等基于農戶調研的數(shù)據研究表明土地流轉加劇了農戶收入分配不平等。

〖JP+1〗由于不同研究中的農戶所處的區(qū)域社會經濟條件、土地流轉市場發(fā)育程度和政府干預手段的不一致，客觀上都會造成土地流轉對農戶收入影響的不一致。其次，農戶是否參與土地流轉存在自選擇問題，這導致土地流轉決策會受到一些無法觀測的變量影響?，F(xiàn)有的大多數(shù)測算土地流轉對農戶收入影響的研究沒有考慮到樣本農戶的自選擇問題，直接使用OLS估計方法易高估處理效應，也可能導致了研究結論的不一致。此外，在探討土地對農民收入差距的文獻中，大多研究僅將土地變量作為農戶的特征變量，較少文獻具體考察土地流轉作為關鍵變量對收入差距的影響，缺乏估計土地流轉對農民收入差距的貢獻度。

作為對已有文獻的補充，本文著重從收入水平和收入差距兩個維度分析土地流轉對農民收入的影響，運用樣本量較大和覆蓋范圍較廣的中國家庭追蹤調査（CFPS）數(shù)據，估計土地流轉的收入效應，驗證政府土地流轉政策是否存在偏誤，為政府進一步健全土地流轉制度提供實證支撐。與以往文獻不同，本文研究充分考慮到土地流轉的自選擇問題，首先，以反事實框架為分析依據，采用傾向值得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）將參與土地流轉戶與未流轉戶進行匹配，準確估計土地流轉對收入水平的影響；其次，運用基于回歸的夏普里值（Shapley Value）分解方法，設定農戶收入決定方程，估計土地流轉對農村收入差距的貢獻度。在研究方法上具有一定新意，在研究內容上也更為完整。

2模型設定與數(shù)據說明

2.1模型設定

（1）傾向值得分匹配。傾向得分匹配法是一種非參數(shù)法，該方法通過構建一個反事實框架，在解決選擇性偏差問題方面具有較強的可行性和科學性[4，18-20]。由于是否參與土地流轉是農戶自己決定的，存在樣本選擇偏差，若忽略該問題直接對方程進行估計，則會造成估計結果有偏。傾向得分匹配法能夠通過匹配再抽樣的方法使觀測數(shù)據盡可能接近隨機實驗數(shù)據，在最大程度上減少觀測數(shù)據的偏差，因此傾向得分匹配法可以更準確地估計土地流轉的凈收入效應。

本文假定農戶家庭收入水平是參與土地流轉以及協(xié)變量（控制變量）的函數(shù)：

根據Rosenbaum & Rubin定義的反事實分析框架，定義農戶i參與土地流轉的處理效應，即平均處理效應（Average treatment effect on the treated，ATT）：

其中，Y1i表示農戶i在參與土地流轉時的收入水平，Y0i表示農戶i不參與土地流轉的收入水平，ATT表示流轉戶參與與不參與流轉條件下的收入差值，即土地流轉對農戶收入水平的凈效應。然而如果農戶i參與土地流轉，則只可觀測到E（Y1|D=1），無法觀測到E（Y0|D=1），可以利用傾向得分匹配法構造E（Y0|D=1）的代替指標。

傾向得分匹配法的基本思路是：在未流轉農戶樣本（控制組）中找到某個樣本j，使樣本與流轉農戶樣本中（處理組）樣本除參與土地流轉情況不同外，其他特征盡可能相似，即兩個樣本具有可比性，因此可將兩個樣本的收入水平近似認為是同一個體的兩次不同實驗（參與和不參與土地流轉）結果，收入水平的差值則為土地流轉的凈收入效應。具體估計過程主要包括四步：第一，將農戶依照參與土地流轉與否分為處理組（D=1）和控制組（D=0）；第二，給定協(xié)變量Xi的條件下，估計每個樣本農戶選擇土地流轉的條件概率pi=p（Xi）=Prob（D=1|Xi），即傾向值得分；第三，找到控制組的某農戶j，使農戶j與處理組的某農戶i的可觀測變量取值盡可能相似，即Xi≈Xj。在理論上存在多種匹配方法，且匹配結果是漸進等價的，因此，本文選擇采用最近鄰匹配法。第四，根據匹配的樣本估計平均處理效應（ATT）。在使用傾向值得分匹配之前，要滿足兩個假定：①可忽略性假設。在控制了Xi后，農戶家庭收入水平將獨立于農戶是否參與土地流轉；②共同支撐假定。保證處理組農戶與控制組農戶的傾向得分取值范圍有相同的部分。當滿足了以上兩個假定后，也就是說匹配后未參與土地流轉的農戶收入E（Y0|D=0）可近似代替參與土地流轉農戶不參與土地流轉的收入E（Y0|D=1）。

（2）基于回歸的夏普里值分解。為了能夠量化土地流轉對農村內部收入不平等程度的貢獻，本文應用Shorrocks和Wan基于回歸的夏普里值分解方法[21]。該方法適用于任何收入決定函數(shù)和任何度量收入差距的指標，并且能夠很好地處理常數(shù)項和殘差項對收入差距的貢獻的問題。

首先，設定農戶收入決定方程，回歸方程具體形式如下：

其中，lnYi表示農戶家庭人均總收入的對數(shù)，Wi表示影響農戶家庭收入的自變量，是前文傾向值匹配的協(xié)變量Xi篩選后的變量，進行變量篩選主要是基于以下幾點原因：①造成農村收入差距的因素主要分為外部環(huán)境因素和家庭自身因素兩方面，主要有地理區(qū)位因素[22]、物質資本[23-24]、人力資本[25]、社會網絡資本[26]。前文傾向值匹配模型中自變量的選擇通常是用來篩選處理組和控制組的樣本，而收入決定方程不需要過多的控制變量；②由于使用的分解方法涉及許多輪的運算，每增加一個變量，程序的運算量將呈幾何級數(shù)增長，當變量超過10個時，由于運算量過大無法得到結果[26]，因此，為了簡化計算，在分解時的收入方程中僅選擇關鍵的自變量。

其次，將收入差距的計算指標運用到該方程的兩端，從而得出各自變量對于收入差距指標的貢獻度[27]。由于收入決定方程使用的是半對數(shù)模型，在分解時需要改寫收入變量Yi的決定方程，即方程兩邊取指數(shù)，得到待分解的方程為：

在收入差距的形成過程中，一個因素對于收入差距的貢獻主要取決于兩個方面：①該因素與收入差距的相關系數(shù)，即該因素對于收入的偏效應，在給定該因素的分布下，系數(shù)越大，該因素對收入差距的貢獻越大；②該因素自身的分布狀況，在給定該因素對收入的相關系數(shù)不變的情況下，它的分布越不平均，那么該變量對于收入差距的貢獻也更大，反之亦然。極端地講，當一個因素對收入的偏效應接近于0或者它的分布完全平等時，那么該因素對于收入差距的貢獻為零。

2.2數(shù)據來源

本文的研究數(shù)據來自于中國家庭追蹤調査（China Family Panel Studies，簡寫CFPS）。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，全國基線調査于2010年開展，通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據，反映了中國家庭的人口特征、收支情況、農業(yè)生產、經濟活動以及非經濟福利等變化。調查對象為中國25個省/市/自治區(qū)（不含香港、澳門、臺灣以及新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、海南?。┲械募彝艉蜆颖炯彝糁械乃屑彝コ蓡T，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。

本文的研究對象為農村家庭，剔除遺漏關鍵信息以及存在嚴重異常值的農戶家庭，經過復核整理，最終獲得有效農戶樣本5 226戶，樣本涵蓋了24個?。ㄖ陛犑校?，其中東部地區(qū)11個?。ㄖ陛犑校形鞑康貐^(qū)13個?。ㄖ陛犑校?。

3實證分析與結果

3.1基本描述統(tǒng)計

本文使用農戶家庭人均總收入、非農收入、農業(yè)生產純收入三個指標來表示農戶家庭收入水平和收入結構，將農戶分為未流轉農戶、流轉農戶、轉入戶與轉出戶四類進行家庭收入水平比較。如表1所示，參與土地流轉的農戶家庭收入水平高于未流轉農戶，流轉戶家庭人均總收入、非農收入、農業(yè)生產純收入較未流轉戶分別高0.15萬元、0.06萬元、0.31萬元。轉入戶家庭人均總收入均值為0.74萬元，農業(yè)生產純收入1.08萬元。轉入戶從土地流轉中獲得較高的農業(yè)收入，也使得轉入戶的家庭收入水平

高于其他類型農戶。非轉入戶的非農收入是家庭收入的重要來源，轉出戶有更多的非農就業(yè)機會，其家庭人均總收入要高于未流轉戶。但參與流轉農戶與未參與農戶的初始條件不完全相同，簡單直接對比不同類型農戶的收入情況是不準確的，無法避免“選擇偏差”，所以本文通過模型分析對該結果進行驗證。

3.2變量選取

本文選取的被解釋變量為農戶家庭人均總收入、非農收入、農業(yè)生產純收入，為更好地反映土地流轉對農戶家庭收入水平的影響，對因變量進行對數(shù)處理。關鍵變量為農戶家庭是否進行土地流轉，0表示未流轉土地，1表示流轉土地。根據模型設定以及可忽略性假設的要求，盡可能多的控制那些對農戶流轉土地決策以及農戶家庭收入水平產生影響的變量，并且這些變量不受是否參與土地流轉的影響[28]。本文共選擇三類變量：家庭主事者特征，包括農戶家庭經營決策者的年齡、性別、教育程度等；家庭特征，包括經營土地的面積、家庭規(guī)模、勞動力結構、家庭資產等；村莊特征，包括村莊人口規(guī)模、人均耕地面積、村級經濟水平、地形地貌、地區(qū)虛擬變量等，統(tǒng)稱為協(xié)變量，具

體變量描述見表2。

3.3土地流轉對農戶收入水平的影響

研究關注的被解釋變量為農戶家庭收入水平，通過農戶家庭人均總收入、非農收入、農業(yè)生產純收入衡量。為保證匹配質量，對模型進行了平衡性檢驗，檢驗結果表明模型很好的平衡了處理組和控制組的數(shù)據，在匹配后并無明顯差異，通過平衡性檢驗。表3給出了全樣本農戶進行傾向值得分匹配的估計結果。對全樣本農戶進行傾向得分匹配前，參與土地流轉與未參與土地流轉的農戶家庭人均總收入對數(shù)分別為8.513和8.267，兩者之間的差異為0.246，運用最近鄰匹配方法將控制組與處理組進行匹配，參與土地流轉的農戶家庭人均總收入為8.513，而未參與土地流轉的農戶家庭人均總收入為8.351，這表明在考慮了土地流轉的樣本選擇偏差問題后，土地流轉對農戶家庭收入水平的提高作用變小，兩者之間的差異為0.162，并在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這個差異為參與土地流轉的平均處理效應（ATT），表明參與土地流轉的農戶平均家庭人均總收入比未參與土地流轉的農戶高17.59%（exp（0.162）-1）。從不同收入類型來看，參與土地流轉的農戶家庭農業(yè)生產純收入比未流轉農戶高47.70%（exp（0.390）-1），但對非農收入的增加效應在統(tǒng)計意義上不顯著。

考察完全樣本，再將參與土地流轉的農戶家庭進一步細化為轉入和轉出土地的農戶家庭進行估計分析。不同農戶家庭在參與土地流轉后有不同收入增長路徑，轉入戶通過擴大生產規(guī)模、提高農地利用效率影響家庭收入水平，而工資水平、非農就業(yè)的競爭力和土地流轉的租金是影響轉出戶收入的主要因素。運用傾向值匹配估計這兩類家庭的收入效應是否一致，研究土地流轉對不同類型農戶的收入影響差異，估計結果見表4。

根據估計結果可知，土地轉入戶比未流轉戶的人均總收入平均提高了18.18%（exp（0.167）-1），并在1%的統(tǒng)計水平上顯著。從分項收入來看，土地轉入能夠使已參加土地流轉的農戶家庭農業(yè)生產純收入顯著增加約72.46%（exp（0.545）-1），對家庭非農收入的影響統(tǒng)計水平上不顯著。對轉出戶的分析結果表明，參與土地轉出后，農戶家庭人均總收入提高4.08%（exp（0.040）-1），非農收入增加28.02%（exp（0.247）-1），農業(yè)經營純收入減少10.52%（1-exp（0.010）），但在統(tǒng)計水平上未達到顯著。

通過對全樣本和不同農戶類型樣本的估計，從實證結果上證明了先前的理論研究結論[2-4，9-10，20]：土地流轉能夠顯著提高農戶的家庭收入水平。從不同類型農戶的估計結果來看，土地轉入能使農戶家庭人均總收入、農業(yè)經營純收入顯著提高。由于生產要素不可無限分割的特征，在狹小的土地規(guī)模下，勞動力、機械等主要生產要素不能得到有效的利用，降低了這些要素的使用效率[29]，因此，適度擴大土地經營規(guī)模獲取規(guī)模收益，可以達到增加經營者收入的目的。大量的實證經驗證明土地規(guī)模與糧食產出之間顯著相關，適度擴大土地規(guī)模能夠有效提高糧食產量[30-31]。農戶轉入土地后有效提高土地利用效率，有研究表明土地轉入戶的邊際土地生產率明顯高于未流轉戶，土地流轉增加了土地配置的效率，通過適度擴大農業(yè)生產經營規(guī)模，實現(xiàn)農業(yè)規(guī)模化和現(xiàn)代化經營，使土地資源的效益得以更充分的發(fā)揮，提高農戶家庭經營收入。土地轉入對非農收入的影響不顯著，這是由于土地轉入與非農勞動力雇傭市場的關系并不顯著相關[2]。

對轉出戶的分析結果表明，土地轉出雖然能夠增加農戶家庭收入水平，但影響并不顯著，可能的原因有兩點：一是盡管土地流轉市場發(fā)育進展很快，但仍有不少研究表明土地流轉市場并未發(fā)揮出全部潛力。Deininger & Jin的研究發(fā)現(xiàn)通過土地租賃市場的流轉總是伴隨著較高的交易成本[7]，調查數(shù)據顯示在20世紀90年代后期，近一半的土地流轉是口頭的、周期性的、無償?shù)腫12，32]，土地流轉中土地價值難以有效衡量，土地租金水平較低，這就導致在一定程度上，土地流轉對轉出戶家庭收入水平的影響不顯著。再有一個可能的原因是，在土地轉出前農村勞動力已進行初步轉移，土地轉出行為對農戶家庭非農勞動力的釋放作用不大。在城市化、工業(yè)化的發(fā)展中，有大批曾經從事農業(yè)生產的農村居民改變了生存方式，年輕且受教育程度好的勞動力已在外務工多年，因此，土地轉出對提高轉出戶家庭收入水平的影響效應不顯著。

前文已經證明土地流轉能夠顯著提高農戶家庭收入水平，但不同的流轉規(guī)模是否會造成不同的收入效應還需要進一步驗證。將轉入戶樣本按照轉入面積的中位數(shù)（3.95畝）劃分為大規(guī)模轉入戶樣本和小規(guī)模轉入戶樣本，分別進行傾向值得分匹配（由于樣本中土地轉出規(guī)模較小，土地轉出面積的中位數(shù)為2.15畝，未形成規(guī)模轉出效應，進行分組研究意義不大，故本文僅研究土地轉入規(guī)模分組）。對于大規(guī)模租入戶來說，參與土地流轉能夠顯著提高人均總收入21.17%（exp（0.192）-1），分項收入中，土地轉入會顯著減少非農收入55.12%（1-exp（0.439））、顯著增加農業(yè)經營純收入86.82%（exp（0.625）-1）。而小規(guī)模轉入戶參與土地流轉顯著提高人均總收入15.26%（exp（0.142）-1）、農業(yè)經營純收入31.00%（exp（0.270）-1），另外，土地轉入可提高小規(guī)模轉入戶家庭非農收入30.21%（exp（0.264）-1），但這部分效應在統(tǒng)計水平上未達到顯著。

估計結果表明，土地流轉對不同流轉規(guī)模農戶的收入效應影響存在差異。大規(guī)模轉入的農戶人均總收入的增加程度顯著高于小規(guī)模轉入農戶，差異主要來自于家庭農業(yè)經營純收入，大規(guī)模轉入戶農業(yè)經營純收入的增加程度是小規(guī)模轉入農戶的近3倍，這可能是因為土地轉入規(guī)模大的農戶更易達到規(guī)模經營，實現(xiàn)農業(yè)生產規(guī)?；同F(xiàn)代化，分攤生產的固定成本，得到更高的規(guī)模收益。而小規(guī)模轉入的農戶土地轉入規(guī)模小于3.95畝，經營規(guī)模較小，難以形成規(guī)?；a，導致收入的增加程度較小。從家庭非農收入來看，大規(guī)模轉入戶的家庭非農收入顯著減少，而小規(guī)模農戶的不顯著增加，可能的原因是，小規(guī)模轉入戶的家庭多以兼業(yè)農民為主，家庭的收入來源不僅依靠農業(yè)收入，非農部門經營收入也是家庭收入的重要部分，而轉入小規(guī)模的土地對農戶家庭增收作用較小。

3.4土地流轉對農民收入差距的影響

土地流轉的收入效應除了對收入水平的影響，還包括對收入差距的影響。本文應用基于回歸的夏普里值方法計算土地流轉對農民收入不平等的貢獻度，并通過變量排序對其重要性做出判斷。

首先對農民收入決定方程進行估計，估計結果見表5。在方程（1）中去掉本文所關心的土地流轉變量，用來作為基準方程，在方程（2）中將土地流轉變量再加入進來。通過對比可以發(fā)現(xiàn)，兩個方程的回歸結果基本沒有太大變化，方程（1）中在1%和5%顯著性水平下顯著的自變量在方程（2）中也在同樣的水平下顯著。對于本文關心的土地流轉變量，在方程（2）的估計結果中發(fā)現(xiàn)，在加入土地流轉變量后，方程中其他變量系數(shù)和顯著性都沒發(fā)生太大變化的前提下，使方程的R2提高，這說明在樣本家庭中，土地流轉對于收入決定具有顯著的正向作用。

從回歸結果來看，各因素對收入的影響方向與理論上的預期較為一致。土地流轉能夠顯著提高農戶收入。村莊特征中村莊經濟情況對農戶家庭人均總收入呈顯著正影響。家庭特征中，家庭規(guī)模越大，人均總收入越低，可能是由于收入水平相同的家庭，家庭規(guī)模大而撫養(yǎng)負擔更重，導致人均總收入降低。工資者比例變量在一定程度上反應了城市化比率，估計結果表明工資者比例變量與人均總收入水平呈正向影響，說明城市化有利于提高農戶家庭收入水平，這也較符合當前非農工資性收入普遍高于農業(yè)經營收入的現(xiàn)狀。在人力資本中，家庭主事者的教育程度對家庭收入水平呈顯著正向影響，教育年限越長，積累的人力資本越多，家庭收入水平越高；而家庭主事者的年齡對家庭收入水平影響顯著為負，可能是由于年齡較大的家庭決策者雖然生產經驗較豐富，但觀念在適應新時代方面相對困難，導致部分家庭決策不能提高農戶家庭收入。資本是收入函數(shù)中的重要變量，人均農業(yè)投資對家庭收入水平影響顯著為正。實物資本用農戶家庭人均土地面積衡量，土地作為農戶家庭重要的資產，對家庭收入水平的影響顯著為正。

在分解之前，對模型進行解釋程度檢驗，計算1減去殘差作用的比率為51.9%〖HT6〗①〖HT9.5SS〗，表明收入方程中的自變量能夠很好地解釋收入差距，從而保證了本文分解結果的可靠性。其次，根據上述收入決定方程的估計結果，在此基礎上利用夏普里值的框架分解出各個解釋變量對于農民收入差距的影響程度。表6列示了分解后的結果，每個變量的貢獻度為該變量對基尼系數(shù)的貢獻，按該貢獻度對各影響因素進行排名。首先考察本文的重點關注的土地流轉變量。分解結果表明土地流轉變量對農戶家庭收入差距的貢獻度排在第五名，為4.19%，這個結果表明，土地流轉不是造成農戶收入差距的關鍵變量?？赡艿脑蚴牵D出戶家庭擁有的土地規(guī)模有限，參與土地流轉的面積更小，大約只有2畝，而轉入戶土地流轉規(guī)模也較小，樣本中位數(shù)為3.95畝，未能形成農地經營的規(guī)模效應，因此土地流轉對農戶家庭收入差距的影響不顯著。

家庭主事者的教育程度、年齡合并為人力資本變量，這個因素導致的收入不平等占總不平等近40%，排名第一，表明人力資本因素對農村內部收入差距的重要影響。

估計結果顯示教育的貢獻度為17.93%，這與Morduch J和 Sicular T對中國的研究結果相似[33]。結果證明教育不平等會顯著拉大農村家庭收入差距。

代表村莊特征的兩個變量加總對農戶家庭收入不平等的貢獻率排名第二，貢獻度為20.96%，這個結果與許慶等[24]、趙劍治等[26]的研究結果相似。表示村莊特征的“地區(qū)虛擬變量”不僅捕捉到地理差異，還反映出由地理差異造成的經濟條件、政策、市場整合程度等方面對農村收入差距的影響。

人均資本投入變量對農村收入不平等的貢獻度為17.96%，排名第三，與萬廣華等[22]的研究結果相似，他們運用夏普里值分解得到資本對農村內部收入不平等的貢

獻比重達16%—24%。隨著農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展，農業(yè)部門的資本密集程度越來越高，資本分配不均對農戶家庭收入不平等的貢獻度也就較高。家庭特征對農戶收入差距貢獻度排名第四。家庭規(guī)模對農民收入不平等的貢獻度為12.62%，家庭人口越多，意味著負擔越重，人口負擔率越高，對農民收入不平等的貢獻度自然越大。

人均土地面積對農戶收入差距的貢獻度為3.47%，位列第五，說明農戶層面收入差距拉大的主要原因是人力資本而非土地等物質資本，與高夢滔等的研究較為相似[23]?？赡艿脑蚴峭恋卦谵r村內部是均分化程度較高，不同農戶之間的差異較小，導致土地流轉中因人均土地面積對家庭收入差距的貢獻度不高。

4結論及政策啟示

本文基于中國家庭追蹤調查數(shù)據，利用傾向值匹配方法分析土地流轉對農民收入的影響，在此基礎上基于回歸分析的夏普里值分解方法測算土地流轉對農村居民收入不平等的貢獻率，實證分析發(fā)現(xiàn)：①土地流轉存在收入效應，參與土地流轉的農戶比未流轉戶的人均總收入、農業(yè)收入顯著高17.59%、47.70%，但對非農收入的增加效應在統(tǒng)計意義上不顯著；②從不同類型農戶來看，土地流轉使轉入戶家庭人均總收入、農業(yè)收入顯著提高18.18%、72.46%，但土地流轉對轉出戶的收入水平沒有顯著影響。從不同流轉規(guī)模角度分析，大規(guī)模轉入的農戶人均總收入的增加程度顯著高于小規(guī)模轉入農戶；③土地流轉對農村內部收入差距的貢獻度為4.19%，排名第五，表明土地流轉不是造成農村內部收入差距的主要原因。人力資本和村莊特征對農村內部收入差距影響較大。

基于研究結論，可以得出如下政策含義：

（1）完善農地流轉市場，穩(wěn)定土地租金水平。土地流轉能夠顯著提高農戶家庭收入水平，說明促進土地流轉是增加農民收入的重要途徑。一個功能良好、流轉價格合理的土地流轉市場，能夠滿足期望放棄土地使用權以更好地轉移到非農部門的農戶需求，同時也能滿足期望擴大生產規(guī)模繼續(xù)從事農業(yè)的農戶要求。因此，發(fā)展功能完善的土地流轉市場仍是現(xiàn)階段的土地流轉政策的主要目標，應積極建立和完善鎮(zhèn)、縣、市、省四級聯(lián)網的流轉交易信息公開平臺，使土地流轉的供求雙方能便利地獲得所需信息，促進土地流轉。同時通過交易信息的公開，也有利于通過市場機制形成土地流轉價格，從而形成為供求雙方都能接受的合理價格，既使得轉出方獲得合理土地租金收入，也使得轉入方有正常的經營收入，從總體上增加參與流轉的農戶收入。

（2）促進農地適度規(guī)模經營，提高轉入戶農業(yè)經營收入。轉入土地的農戶大多具有豐富的農業(yè)生產經驗或技能，土地流轉后能夠形成規(guī)模效應，有效提高勞動和土地生產效率，推動農戶家庭收入增加。應通過完善農村金融市場，提供信貸優(yōu)惠政策，推動具有農業(yè)生產技能的農戶轉入土地；增加對種糧規(guī)模經營主體補貼，提高大戶種糧積極性；加強農田基礎設施建設，為農業(yè)規(guī)模化生產創(chuàng)造條件，增加農業(yè)規(guī)模經營收入，縮小農戶與非農經營戶之間的收入差距。

（3）提高農戶就業(yè)競爭力，促進農地轉出戶的勞動力轉移。轉讓土地經營權之后，農民在得到流轉租金的同時相應地減少了家庭農業(yè)經營收入。一般而言，土地租金收入會少于轉出戶家庭農業(yè)經營的減少額。此時，如果農戶外出務工不穩(wěn)定或質量不高，非農收入也相對較低，最終會導致轉出戶家庭總收入水平下降。反之，則農戶家庭收入可能會增加。目前農村非農收入已經成為了農戶家庭收入的主要來源，因此，單純的土地流轉租金對轉出戶家庭收入影響并不顯著。增加這類農戶家庭收入主要還是要靠提高其非農就業(yè)競爭力，增加其非農收入水平。因此，要通過針對性的職業(yè)培訓、就業(yè)推薦等政策來提高轉出戶家庭非農收入。年紀較大、不適合外出務工的農戶，一般具有相對豐富農業(yè)生產經驗，可由村社推薦至農業(yè)經營大戶或農業(yè)園區(qū)就業(yè)，成為農業(yè)勞動雇工；也可以由村社提供公益性崗位統(tǒng)一培訓，就地安置。

（編輯：王愛萍）

參考文獻（References）

[1]KIMURA S， OTSUKA K， SONOBE T， et al. Efficiency of land allocation through tenancy markets： evidence from China[J]. Economic development & cultural change， 2011，59（3）：485.

[2]HUANG J， GAO L， ROZELLE S. The effect of offfarm employment on the decisions of households to rent out and rent in cultivated land in China[J]. China agricultural economic review， 2012，4（1）：5-17.

[3]朱建軍， 胡繼連. 農地流轉對我國農民收入分配的影響研究——基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數(shù)據[J]. 南京農業(yè)大學學報（社會科學版）， 2015（3）：75-83. [ZHU Jianjun， HU Jilian. Analysis on the impact of farmland transfer on farmers income distribution： based on CHARLS data[J]. Journal of Nanjing Agricultural University（social sciences edition）， 2015（3）：75-83.]

[4]陳飛， 翟偉娟. 農戶行為視角下農地流轉誘因及其福利效應研究[J]. 經濟研究， 2015（10）：163-177. [CHEN Fei， ZHAI Weijuan. Land transfer incentive and welfare effect research from perspective of farmers behavior[J]. Economic research journal， 2015（10）：163-177.]

[5]曹瑞芬， 張安錄. 中部地區(qū)農地流轉經濟效益分析——基于湖北省27個村313戶農戶的調查[J]. 中國土地科學， 2015（9）：66-72. [CAO Ruifen， ZHANG Anlu. Analysis on economic benefits of farmland transfer in Central China： based on the survey of 313 peasant households of 27 villages in Hubei Province[J]. China land sciences， 2015（9）：66-72.]

[6]韓菡， 鐘甫寧. 勞動力流出后“剩余土地”流向對于當?shù)剞r民收入分配的影響[J]. 中國農村經濟， 2011（4）：18-25. [HAN Han， ZHONG Funing. Study on the distributional effects of labor force transfer and land transfer[J]. Chinese rural economy， 2011（4）：18-25.]

[7]DEININGER K， JIN S. The potential of land rental markets in the process of economic development： evidence from China[J]. Journal of development economics， 2005，78（1）：241-270.

[8]OTSUKA K， HAYAMI Y. Theories of share tenancy： a critical survey[J]. Economic development and cultural change， 1988，37（1）：31-68.

[9]姚洋. 中國農地制度：一個分析框架[J]. 中國社會科學， 2000（2）：54-65. [YAO Yang. The system of farmland in China： an analytical framework[J]. Social sciences in China， 2000（2）：54-65.]

[10]ZHANG Y， WANG X， GLAUBEN T， et al. The impact of land reallocation on technical efficiency： evidence from China[J]. Agricultural economics， 2011，42（4）：495-507.

[11]ZHANG Q F. Retreat from equality or advance towards effciency？ land markets and inequality in rural Zhejiang[J]. The China quarterly， 2008，195（1）：535-557.

[12]JIN S， DEININGER K. Land rental markets in the process of rural structural transformation： productivity and equity impacts from China[J]. Journal of comparative economics， 2009，37（4）：629-646.

[13]李慶海， 李銳， 王兆華. 農戶土地租賃行為及其福利效果[J]. 經濟學（季刊）， 2012（1）：269-288. [LI Qinghai， LI Rui， WANG Zhaohua. The land rental market and its welfare effects[J]. China economic quarterly， 2012（1）：269-288.]

[14]薛鳳蕊， 喬光華， 蘇日娜. 土地流轉對農民收益的效果評價——基于DID模型分析[J]. 中國農村觀察， 2011（2）：36-42.[XUE Fengrui， QIAO Guanghua， SU Rina. The effect of land transfer for farmers income：based on DID Model[J]. Chinese rural economy， 2011（2）：36-42.]

[15]李中. 農村土地流轉與農民收入——基于湖南邵陽市跟蹤調研數(shù)據的研究[J]. 經濟地理， 2013，33（5）：144-149.[ LI Zhong. Transfer of rural land and farmers income：based on the tracking research data in Shaoyang， Hunan[J]. Economic geography， 2013，33（5）：144-149.]

[16]KHAN A R. The determinants of household income in rural China[M]. UK： Palgrave Macmillan UK， 1993.

[17]邢鸝， 樊勝根， 羅小朋， 等. 中國西部地區(qū)農村內部不平等狀況研究——基于貴州住戶調查數(shù)據的分析[J]. 經濟學（季刊）， 2009（1）：325-346.[XING Li， FAN Shenggen， LUO Xiaopeng， et al. Inequality in western rural China：a household analysis in Guizhou Province[J]. China economic quarterly， 2009（1）：325-346.]

[18]MENDOLA M. Agricultural technology adoption and poverty reduction： a propensityscore matching analysis for rural Bangladesh[J]. Food policy， 2007（32）：372-393.

[19]BECERRIL J， ABDULAI A. The impact of improved maize varieties on poverty in Mexico：a propensity scorematching approach[J]. World development， 2010，38（7）：1024-1035.

[20]冒佩華， 徐驥. 農地制度、土地經營權流轉與農民收入增長[J]. 管理世界， 2015（5）：63-74. [MAO Peihua， XU Ji. Rural land system，land management right transfer and farmers income increase[J]. Management world， 2015（5）：63-74.]

[21]萬廣華. 經濟發(fā)展與收入不均等：方法和證據[M]. 上海： 上海人民出版社， 2006. [WAN Guanghua. Economic development and income inequality： methods and evidence[M]. Shanghai：Shanghai Peoples Press，2006.]

[22]萬廣華. 解釋中國農村區(qū)域間的收入不平等：一種基于回歸方程的分解方法[J]. 經濟研究， 2004（8）：117-127. [WAN Guanghua. Accounting for income inequality in rual China：a regression based approach[J]. Economic research journal， 2004（8）：117-127.]

[23]高夢滔， 姚洋. 農戶收入差距的微觀基礎：物質資本還是人力資本？[J]. 經濟研究， 2006（12）：71-80. [GAO Mengtao， YAO Yang. Which is the main reason for income inequality in rural China：physical assets or human capital [J]. Economic research journal， 2006（12）：71-80.]

[24]許慶， 田士超， 徐志剛， 等. 農地制度、土地細碎化與農民收入不平等[J]. 經濟研究， 2008（2）：83-92. [XU Qing， TIAN Shichao， XU Zhigang， et al. Rural land system， land fragmentation and farmers income inequality [J]. Economic research journal， 2008（2）：83-92.]

[25]萬廣華， 周章躍， 陸遷. 中國農村收入不平等：運用農戶數(shù)據的回歸分解[J]. 中國農村經濟， 2005（5）：4-11. [WAN Guanghua， ZHOU Zhangyue， LU Qian. Sources of income inequality among rural households[J]. Chinese rural economy， 2005（5）：4-11.]

[26]趙劍治， 陸銘. 關系對農村收入差距的貢獻及其地區(qū)差異——一項基于回歸的分解分析[J]. 經濟學（季刊）， 2010（1）：363-390. [ZHAO Jianzhi， LU Ming. The contribution of guanxi to income inequality in rural China and a crossregional comparison：a regression based decomposition[J]. China economic quarterly， 2010（1）：363-390.]

[27]SHORROCKS A， WAN G. Spatial decomposition of inequality[J]. Magnetic resonance in chemistry， 2004，48（2）：91-93.

[28]ROSENBAUM P R， RUBIN D B. Reducing bias in observational studies using subclassification on the propensity score[J]. Journal of the American Statistical Association， 1984，79：516-524.

[29]郭慶海. 土地適度規(guī)模經營尺度：效率抑或收入[J]. 農業(yè)經濟問題， 2014（7）：4-10. [GUO Qinghai. The measure of land proper scale management：efficiency or income [J]. Issues in agricultural economy， 2014（7）：4-10.]

[30]WAN G， CHENG E. Effects of land fragmentation and returns to scale in the Chinese farming sector[J]. Applied economics， 2001（33）：183-194.

[31]TAN S， HEERINK N， KUYVENHOVEN A， et al. Impact of land fragmentation on rice producers technical efficiency in southeast China[J]. Njas Wageningen journal of life sciences， 2010（57）：117-123.

[32]GAO L， HUANG J， ROZELLE S. Rental markets for cultivated land and agricultural investments in China[J]. Agricultural economics， 2012，43（4）：391-403.

[33]MORDUCH J， SICULAR T. Rethinking inequality decomposition：with evidence from rural China [J]. The economic journal， 2002，112（1）：93-106.

作者簡介：楊子，博士生，主要研究方向為土地經濟與政策、土地可持續(xù)利用管理。Email：yz_4@qq.com。

通訊作者：諸培新，博士，教授，博導，主要研究方向為土地經濟與政策、土地可持續(xù)利用管理。Email：zpx@njau.edu.cn。

基金項目：國家自然科學基金項目“政府主導下農地流轉對農戶收入不平等影響研究：作用機制與政策調控”（批準號：71373128）；高等學校博士學科點專項科研基金項目“政府主導下農地流轉對農戶收入分化影響研究：作用機制與政策調控”（批準號：20130097110037）；國家自然科學基金項目“農地流轉模式、流轉契約與農業(yè)規(guī)模經營模式組合：驅動力、績效與機制設計”（批準號：71373127）；國家自然科學基金青年基金“非正式制度視角下農地產權安全與投資激勵：作用機理及政策干預機制設計”（批準號：71603121）。