農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)

郭君平 曲頌 夏英 呂開宇

摘要

基于我國(guó)東中部6省1 604戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，本文采用分位數(shù)回歸模型，從轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出視角實(shí)證分析、比較了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)和收入分配效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果顯示：總體上，農(nóng)地轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)顯著，但農(nóng)地轉(zhuǎn)出無(wú)此效應(yīng)。分區(qū)域考察，農(nóng)地流轉(zhuǎn)拉大了東部與中部地區(qū)農(nóng)戶間的收入差距。其中，東部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出均有顯著增收效應(yīng)，且后者遠(yuǎn)大于前者；中部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)明顯，但農(nóng)地轉(zhuǎn)出卻有顯著的“減收”效應(yīng)。從不同收入階層來(lái)看，農(nóng)地轉(zhuǎn)入促進(jìn)了貧困戶及低收入戶至部分高收入戶增收，其中收入水平越高的農(nóng)戶獲益愈大；相較之下，農(nóng)地轉(zhuǎn)出僅使部分低收入戶增收，有一定縮小收入差距功能。更進(jìn)一步，東部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入可使除中高收入組農(nóng)戶以外的其他農(nóng)戶增收，農(nóng)地轉(zhuǎn)出則可使除貧困戶和部分低收入組農(nóng)戶以外的其他農(nóng)戶增收，此兩種流轉(zhuǎn)類型均會(huì)擴(kuò)大農(nóng)戶收入差距。中部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入可使所有農(nóng)戶增收，但同時(shí)加劇了收入不平等；與之不同，農(nóng)地轉(zhuǎn)出能使低收入組農(nóng)戶增收，也可使部分高收入組農(nóng)戶“減收”，因而比較利于減少貧富差距。據(jù)此，決策當(dāng)局應(yīng)當(dāng)著力消除各種非市場(chǎng)因素限制，構(gòu)建功能良好的土地租賃市場(chǎng)，發(fā)揮價(jià)格機(jī)制、競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制、供求機(jī)制以及法律保障機(jī)制在農(nóng)地配置中的主導(dǎo)作用，推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式更加市場(chǎng)化、規(guī)范化；同時(shí)，完善土地流轉(zhuǎn)中租金和期限的確定機(jī)制，減少交易成本，提高收入分配的均衡性，保護(hù)農(nóng)戶（尤其是貧困戶）在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的短期和中長(zhǎng)期利益；此外，多渠道擴(kuò)大農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，并提高其非農(nóng)就業(yè)能力。

關(guān)鍵詞 農(nóng)地流轉(zhuǎn)；轉(zhuǎn)入規(guī)模；轉(zhuǎn)出規(guī)模；收入分配；分位數(shù)回歸

中圖分類號(hào) F321.1；F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2018）05-0160-10 DOI：10.12062/cpre.20180124

我國(guó)土地資源稀缺且流動(dòng)性差，人多地少矛盾突出，要妥善解決土地經(jīng)營(yíng)的公平與效率問(wèn)題，必須建立健全土地市場(chǎng)化流轉(zhuǎn)機(jī)制，提高土地資源配置和使用效率，國(guó)家為此出臺(tái)了一系列有力的扶持政策。早在1984 年，中央“一號(hào)文件”就開始鼓勵(lì)農(nóng)地向種田能手集中。2001年中共中央《關(guān)于做好農(nóng)戶承包地使用權(quán)流轉(zhuǎn)工作的通知》、2007年黨的十七大報(bào)告、2008年黨的十七屆三中全會(huì)通過(guò)的《中共中央關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問(wèn)題的決定》以及2011—2016年連續(xù)6年的中央“一號(hào)文件”均對(duì)土地流轉(zhuǎn)進(jìn)行鼓勵(lì)和指導(dǎo)。這些政策對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、鄉(xiāng)村治理影響巨大，被賦予了諸多使命，諸如優(yōu)化農(nóng)用地空間布局、實(shí)現(xiàn)集中連片種植、推動(dòng)土地向業(yè)主或大戶適度集中、調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)“三個(gè)體系”、提升農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)力、促進(jìn)農(nóng)地資產(chǎn)資本化以及拓寬農(nóng)戶增收渠道等。此中，促農(nóng)增收最為重要，主要通過(guò)規(guī)模經(jīng)營(yíng)效應(yīng)、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)等路徑實(shí)現(xiàn)。目前，農(nóng)地流轉(zhuǎn)正逐漸成為廣大農(nóng)民積累原始資本的新形式。從轉(zhuǎn)出戶角度看，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的財(cái)產(chǎn)性收入效應(yīng)可分為直接和間接兩種。其中，直接效應(yīng)是指農(nóng)地流轉(zhuǎn)能為轉(zhuǎn)出戶帶來(lái)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)轉(zhuǎn)讓收入，間接效應(yīng)是指農(nóng)地流轉(zhuǎn)益于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門和城市部門就業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶工資性與經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。從轉(zhuǎn)入戶角度看，普通農(nóng)戶、種養(yǎng)大戶和家庭農(nóng)場(chǎng)通過(guò)流轉(zhuǎn)獲取相對(duì)集中的土地，在不同程度實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)集約化、規(guī)模化、專業(yè)化或標(biāo)準(zhǔn)化發(fā)展，進(jìn)而帶來(lái)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)。近年，不少地區(qū)在堅(jiān)持家庭承包經(jīng)營(yíng)基本政策不變和保障農(nóng)戶土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的前提下，積極創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)模式，通過(guò)土地出租、土地入股、土地轉(zhuǎn)包、土地信托等形式組建農(nóng)村專業(yè)合作社或農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化企業(yè)等方式鼓勵(lì)農(nóng)村土地合理、規(guī)范、有序、適度流轉(zhuǎn)，取得了一定成效。但是，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的流向和規(guī)模對(duì)農(nóng)戶（含貧困戶）的收入及其分配產(chǎn)生怎樣影響？程度如何？區(qū)域差異是否明顯等逐漸成為政界、學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題，兼具理論和實(shí)踐意義。這亦是本研究的“出發(fā)點(diǎn)”和 “著力點(diǎn)”。

1 文獻(xiàn)綜述

目前，學(xué)界基于不同方法、材料和視角對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)、收入分配效應(yīng)及其機(jī)理機(jī)制進(jìn)行了探索性研究，盡管既有相關(guān)文獻(xiàn)為數(shù)不多，但所得結(jié)論并不完全相同，甚或在某些方面“千差萬(wàn)別”。

其一，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)（機(jī)制）方面。主要有三種代表性觀點(diǎn)：一是農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)減少農(nóng)民收入，但存在形式和地區(qū)差異。例如，姜松和王釗[1]認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)及其各種形式（出租除外）對(duì)農(nóng)民增收均具有顯著負(fù)向效應(yīng)且具有空間差異。二是農(nóng)地流轉(zhuǎn)沒有增收效果，或貧困農(nóng)戶無(wú)法從農(nóng)地租賃市場(chǎng)中獲益[2]。三是農(nóng)地流轉(zhuǎn)能促進(jìn)農(nóng)戶增收，但是否存在群體差異尚無(wú)定論。許恒周和郭玉燕[3]基于協(xié)整方法分析后，認(rèn)為農(nóng)民非農(nóng)收入與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間呈長(zhǎng)期均衡關(guān)系（雙向因果關(guān)系），但短期存在波動(dòng)，而且早期農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民非農(nóng)收入的影響較弱。薛鳳蕊等[4]和李中[5]先后運(yùn)用雙重差分模型的研究表明，土地流轉(zhuǎn)可顯著增加農(nóng)戶人均年純收入，其中土地流轉(zhuǎn)后務(wù)工和出租土地收入對(duì)參與戶人均年純收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)75%且有一定穩(wěn)定性和持續(xù)性。陳剛[6]將《農(nóng)村土地承包法》的實(shí)施作為一次沖擊實(shí)驗(yàn)，以此評(píng)估土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)的影響，結(jié)果顯示，建立在穩(wěn)定承包權(quán)基礎(chǔ)上的土地流轉(zhuǎn)可顯著增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入和純收入。韓嘯等[7]指出，土地流轉(zhuǎn)對(duì)轉(zhuǎn)入戶收入有正向影響，而對(duì)轉(zhuǎn)出戶收入影響并不顯著。而李慶海等[8]驗(yàn)證了租出抑或租入土地均會(huì)增加農(nóng)戶純收入。更進(jìn)一步，陳飛和翟偉娟[9]利用傾向值匹配法的研究證實(shí)，租入和租出土地均有利于提升農(nóng)戶收入并降低貧困發(fā)生率，但福利效應(yīng)在不同家庭組之間差異顯著；其中，土地租入戶的凈收入效應(yīng)依次來(lái)源于耕地規(guī)模擴(kuò)大、技術(shù)效率提高和中間投入增加；租出戶的凈收入效應(yīng)主要來(lái)源于非農(nóng)收入增加，部分源于土地租金。王象永等[10]發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)可大幅增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入，其中九成普通農(nóng)戶受益于此，且規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶收入增長(zhǎng)明顯。劉遠(yuǎn)風(fēng)[11]得出土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)了農(nóng)民增收，但其收入效應(yīng)多源自土地財(cái)產(chǎn)實(shí)現(xiàn)機(jī)制和勞動(dòng)分工優(yōu)化機(jī)制的判斷。

中國(guó)人口·資源與環(huán)境 2018年 第5期

其二，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)方面。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)會(huì)導(dǎo)致收入不平等。例如，林樂(lè)芬和王軍[12]認(rèn)為土地買賣可能會(huì)犧牲小農(nóng)利益，導(dǎo)致農(nóng)戶貧富差距拉大。朱建軍和胡繼連[13]根據(jù)反事實(shí)分析框架，評(píng)估了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入和收入分配的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地租入和租出均能促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)，而且農(nóng)地流轉(zhuǎn)一定程度上加劇了農(nóng)民收入的不平等。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于縮小收入差距。例如，萬(wàn)廣華等[14]通過(guò)實(shí)證分析指出，土地是減少農(nóng)村收入不平等的唯一因素，但其影響作用較小，因此為加強(qiáng)此種影響，政策制定者需鼓勵(lì)貧困農(nóng)民流轉(zhuǎn)土地。Zhang[15]研究認(rèn)為，土地租賃市場(chǎng)降低了農(nóng)村收入不平等，不僅可提高即將陷入收入底層農(nóng)民的收入，也能緩解非農(nóng)就業(yè)造成的收入差距。高欣等[16]運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析法、多元線性回歸模型和基尼系數(shù)測(cè)算法，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)有效增加了參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均總收入，且轉(zhuǎn)出戶家庭人均收入的增長(zhǎng)幅度高于轉(zhuǎn)入戶。不僅如此，轉(zhuǎn)出土地后因家庭財(cái)富和人力資本水平差異逐漸明顯而使轉(zhuǎn)出戶的收入差距擴(kuò)大；相反，轉(zhuǎn)入土地后農(nóng)戶家庭實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)和生產(chǎn)效益的增值，使轉(zhuǎn)入戶的收入差距縮小。韓菡和鐘甫寧[17]以基尼系數(shù)分析了不同地區(qū)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民收入分配的影響。結(jié)果表明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、土地單位收益高的地區(qū)，土地傾向于流轉(zhuǎn)到高收入農(nóng)戶手中，可能會(huì)擴(kuò)大當(dāng)?shù)剞r(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)，低收入農(nóng)戶更易獲得土地轉(zhuǎn)入的機(jī)會(huì)，當(dāng)?shù)氐氖杖敕峙錉顩r會(huì)得到改善。

通過(guò)以上文獻(xiàn)梳理可知：在研究方法上，對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)，一部分學(xué)者利用傾向值匹配、雙重差分法及格蘭杰因果關(guān)系等因果關(guān)系法分析，另一部分學(xué)者運(yùn)用相關(guān)（或偏相關(guān)）關(guān)系法分析，如線性回歸模型；對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)，學(xué)者基本都利用基尼系數(shù)進(jìn)行測(cè)算；此外，相關(guān)案例分析多局限于土地流轉(zhuǎn)前后的收入差別，而未能區(qū)分土地流轉(zhuǎn)與地方經(jīng)濟(jì)決策、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)布局變更對(duì)農(nóng)戶收入及收入分配的影響。在研究?jī)?nèi)容上，既有研究側(cè)重討論土地流轉(zhuǎn)促農(nóng)增收的表現(xiàn)、原因和條件，而忽視土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)（或扶貧效應(yīng)）的內(nèi)在機(jī)制及土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中其他經(jīng)濟(jì)社會(huì)要素對(duì)農(nóng)民（尤其是貧困農(nóng)民）收入的作用機(jī)理。在主要結(jié)論或觀點(diǎn)上，學(xué)界目前尚未形成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)，且“分歧”（或爭(zhēng)論）大于“共識(shí)”，有待進(jìn)一步深入研究積累更多資料。在調(diào)查樣本上，代表性文獻(xiàn)中所用樣本量都不大，且調(diào)查區(qū)域覆蓋范圍小，多數(shù)具有較強(qiáng)的地域局限性。

眾所周知，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的總體目標(biāo)是追求社會(huì)福利最大化及實(shí)現(xiàn)公平與效率的統(tǒng)一，但我國(guó)農(nóng)村區(qū)域廣袤，經(jīng)濟(jì)水平、種植業(yè)類型差異明顯，在區(qū)域差異化背景下，不同地區(qū)土地流轉(zhuǎn)對(duì)轉(zhuǎn)出戶與轉(zhuǎn)入戶收入的影響或同或異。鑒于此，本文利用東中部6省1 604戶農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，基于微觀分析模型，探究農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模對(duì)轉(zhuǎn)入戶與轉(zhuǎn)出戶的收入效應(yīng)、收入分配效應(yīng)及其區(qū)域差異性，以期為地方優(yōu)化資源（土地和勞動(dòng)力）配置效率、推動(dòng)農(nóng)地有序流轉(zhuǎn)、促進(jìn)農(nóng)民整體增收以及繁榮農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)等提供理論依據(jù)?？傮w上，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：①一改過(guò)去常用方法，嘗試將分位數(shù)回歸法用于估計(jì)土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶收入分配效應(yīng)；②從土地流轉(zhuǎn)的扶貧效應(yīng)出發(fā)，將土地轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出規(guī)模對(duì)貧困戶的收入影響納入實(shí)證研究范疇，并以之作為其他按收入十等分農(nóng)戶情況的對(duì)照。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、理論框架及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

分析數(shù)據(jù)源自中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院科技創(chuàng)新工程課題組于2015年6月—9月在全國(guó)六省開展的農(nóng)村實(shí)地調(diào)研。具體而言，在12個(gè)整省開展土地確權(quán)的省區(qū)中選取4個(gè)省份，即山東、江蘇、河南、吉林；另外擇定2個(gè)非整省確權(quán)省份（浙江和黑龍江）。調(diào)查過(guò)程中采取分層隨機(jī)抽樣選取樣本村，即每個(gè)省抽取3或4個(gè)縣，根據(jù)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離縣城的遠(yuǎn)近，從每個(gè)縣選取2或3個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）抽取2或3個(gè)行政村，每個(gè)行政村隨機(jī)走訪10～15農(nóng)戶，共回收問(wèn)卷1 630份，在剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的問(wèn)卷后，最終獲得有效樣本1 604戶農(nóng)戶，有效率為984%。本次調(diào)查對(duì)象為家庭事務(wù)的決策者，熟知土地經(jīng)營(yíng)狀況，調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶家庭基本信息、農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)情況、土地承包與流轉(zhuǎn)狀況、土地產(chǎn)權(quán)情況等。調(diào)研樣本的土地流轉(zhuǎn)均發(fā)生在普通農(nóng)戶之間，以及普通農(nóng)戶與種養(yǎng)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)業(yè)合作社等（不含企業(yè)等其他經(jīng)濟(jì)實(shí)體）之間。如表1所示，發(fā)生土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶共1 120戶，約占總樣本的70%，其中，土地轉(zhuǎn)入戶882戶，占總樣本的5499%；土地轉(zhuǎn)出戶338戶，占總樣本的2107%；土地轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出兼具戶100戶，僅占總樣本的623%（為實(shí)現(xiàn)土地集中連片經(jīng)營(yíng)，將分散細(xì)碎的自有土地轉(zhuǎn)出，同時(shí)在自家相對(duì)完整的地塊附近轉(zhuǎn)入他人土地）。為簡(jiǎn)化分析和更易于達(dá)到研究目標(biāo)，本文不對(duì)小樣本的土地轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出兼具戶作過(guò)多處理和討論，因此后文進(jìn)行推斷性統(tǒng)計(jì)和實(shí)證計(jì)量分析時(shí)只考察土地純轉(zhuǎn)入（轉(zhuǎn)出）戶。

2.2 理論框架和研究方法

文中所探討的土地流轉(zhuǎn)是指土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)（使用權(quán)）的流轉(zhuǎn)，即擁有土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的農(nóng)戶將土地經(jīng)營(yíng)權(quán)轉(zhuǎn)讓給其他農(nóng)戶、經(jīng)濟(jì)組織或?qū)嶓w，包括轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出雙向流動(dòng)。土地流轉(zhuǎn)過(guò)程只有同時(shí)滿足以下兩個(gè)條件才有可能發(fā)生：一是當(dāng)非農(nóng)生產(chǎn)的預(yù)期收益與土地租金之和超過(guò)自身耕種土地所得收益時(shí)，兼業(yè)農(nóng)戶才愿轉(zhuǎn)出土地；二是當(dāng)專業(yè)農(nóng)戶的土地經(jīng)營(yíng)收益超過(guò)耕種土地的機(jī)會(huì)成本與土地租金之和，才會(huì)轉(zhuǎn)入土地[9]。農(nóng)戶收入在相當(dāng)程度上取決于土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模，而土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模引致的農(nóng)戶收入差距是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入差距的重要組成部分。具體而言，如果農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后留下的“剩余土地”流向具備比較豐裕資金和人力資本的生產(chǎn)大戶，那么農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入差距將會(huì)擴(kuò)大；反之，如果“剩余土地”流向缺乏資金和人力資本的小農(nóng)戶，那么農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入差距可能減小。而且，不同地區(qū)農(nóng)村土地流向的差別也將導(dǎo)致農(nóng)戶收入差距變化各異[17]。更進(jìn)一步，從土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)的影響來(lái)考察，在正式制度下，土地流轉(zhuǎn)不僅可通過(guò)減少土地細(xì)碎化、擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模增加農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入，也可通過(guò)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、土地流轉(zhuǎn)補(bǔ)貼分別增加農(nóng)戶工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入，還可通過(guò)土地轉(zhuǎn)讓、征用補(bǔ)償以及房屋出租、出售、拆遷補(bǔ)償?shù)仍黾愚r(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入；但在非正式契約關(guān)系下，土地流轉(zhuǎn)因具有短期性、隨意性和不穩(wěn)定性特點(diǎn)而不利于農(nóng)戶收入持續(xù)增長(zhǎng)[18]。

表1 樣本分布情況

Tab.1 List of samples distribution

本文擬采用分位數(shù)回歸估計(jì)家庭農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模對(duì)不同階層農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的邊際貢獻(xiàn)。依據(jù)高夢(mèng)滔和姚洋[19]的研究成果可知，如果農(nóng)地轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出規(guī)模對(duì)于低收入人群收入的邊際貢獻(xiàn)大于中等收入人群和高收入人群，則這種農(nóng)地轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出規(guī)模具有的作用就是減輕收入差距，反之則是擴(kuò)大收入差距。線性回歸模型是一種簡(jiǎn)單的均值回歸，旨在考察自變量對(duì)因變量的條件期望E（y|x）的影響，但其無(wú)法揭示自變量x對(duì)整個(gè)條件分布y|x的影響。與之不同，分位數(shù)回歸模型可提供條件分布y|x的全部信息。分位數(shù)回歸法（quantile regression）最早由Koenker & Bassett[20]提出并進(jìn)行了系統(tǒng)研究，其思想是對(duì)普通最小二乘法的擴(kuò)展，用多個(gè)分位函數(shù)來(lái)估計(jì)整體模型。理論上，分位數(shù)回歸是依據(jù)因變量的條件分布來(lái)擬合自變量的回歸方法。假設(shè)條件分布y|x的總體q分位數(shù)yq（x）是x的線性函數(shù)，即：

yq（xi）=x′i βq

（1）

其中，βq被稱為“q分位數(shù)的回歸系數(shù)”，其估計(jì)量β^q可由以下最小化問(wèn)題來(lái)定義：

minβq ∑ni：yi≥X′i βqq|yi-x′i βq|+

∑ni：yi

（2）

相較普通最小二乘估計(jì)而言，分位數(shù)回歸法有以下優(yōu)勢(shì)：一是不要求很強(qiáng)的分布假設(shè)，在隨機(jī)擾動(dòng)非正態(tài)分布的情況下，其估計(jì)量更有效；二是尤其適合具有異方差的模型；三是估計(jì)量不易受奇異值影響而更穩(wěn)健可靠；四是對(duì)條件分布刻畫更細(xì)致，不僅能給出條件分布的大體特征，而且不同分位點(diǎn)下的參數(shù)估計(jì)可能有深入探討的意義[21]。因此，慮及分位數(shù)回歸估計(jì)能夠精確描述解釋變量對(duì)于被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，本文將農(nóng)戶家庭人均年純收入作為因變量，將農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模、轉(zhuǎn)出規(guī)模及其他影響因素作為自變量，建立如下分位數(shù)回歸模型：

Qτ[Income|X]=β0，τ+β1，τTransin+β2，τTransout+

∑βi，τCV+ετ

（3）

式中，Qτ[Income|X]為研究關(guān)注的結(jié)果變量，代指農(nóng)戶在τ分位數(shù)上的人均年純收入，主要由工資性收入（本地或外地務(wù)工）、家庭經(jīng)營(yíng)性收入（種養(yǎng)殖或自營(yíng)工商業(yè)）、轉(zhuǎn)移性收入（政府種糧補(bǔ)貼等）以及財(cái)產(chǎn)性收入等構(gòu)成；Transin是農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模；Transout為農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模，均是本文考察的核心自變量；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β0τ系常數(shù)項(xiàng)，β1τ、β2τ依次是對(duì)兩核心自變量進(jìn)行參數(shù)估計(jì)的第τ個(gè)分位數(shù)的系數(shù)；CV為其他控制變量（根據(jù)國(guó)內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究和實(shí)地調(diào)研情況選?。饕☉舴寝r(nóng)就業(yè)人數(shù)占比、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育年限、戶耕地面積以及地理區(qū)位等。

其中：①家庭非農(nóng)就業(yè)人數(shù)占比的大小在較大程度上決定了農(nóng)戶收入的高低[18]。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快，農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)象更加普遍，非農(nóng)就業(yè)因能帶給農(nóng)民更多的單位時(shí)間凈收益而具有促農(nóng)增收作用。②是否干部戶。一方面，干部身份在一定程度能代表較高的素質(zhì)；另一方面，是否干部戶可作為表達(dá)社會(huì)資本的關(guān)鍵因素之一。③家庭撫養(yǎng)比一般對(duì)中低收入農(nóng)戶的人均年純收入有更強(qiáng)的抑制作用。④耕地面積是制約農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的根本因素之一，農(nóng)戶耕地面積增多，既可得到土地規(guī)模效應(yīng)，也可獲得更多農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和出租土地收入[5]。但同時(shí)，在某種程度上固化了農(nóng)民對(duì)土地的依賴性，以致勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移受阻和非農(nóng)收入下降。⑤戶主性別。通常以男性為戶主的家庭人均年純收入高于以女性為戶主的家庭，尤其對(duì)中低收入農(nóng)戶而言，以男性為戶主可明顯促進(jìn)家庭人均年純收入的增加。⑥戶主年齡對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響可能呈現(xiàn)多重效應(yīng)：一是戶主年齡越大，過(guò)去分得的土地越多，相應(yīng)的流轉(zhuǎn)租金也越多；二是戶主隨著年齡變大在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策上越保守，抑或因個(gè)體技術(shù)型貶值和經(jīng)濟(jì)性貶值而致使非農(nóng)收入下降[16]；三是年齡的增長(zhǎng)或帶來(lái)工作經(jīng)驗(yàn)的增加（學(xué)習(xí)曲線），進(jìn)而促使農(nóng)戶諸種收入相應(yīng)提高。⑦戶主受教育年限越長(zhǎng)，適應(yīng)社會(huì)能力越強(qiáng)，越易接受先進(jìn)理念技術(shù)或向技術(shù)型、管理型崗位轉(zhuǎn)移，以獲得更多收入[9]。⑧地理區(qū)位。不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡，土地流轉(zhuǎn)差異明顯。相比東部地區(qū)，中部地區(qū)畝均地租收入更少，且農(nóng)村人口數(shù)量大，農(nóng)民收入來(lái)源以糧食作物為主，土地流轉(zhuǎn)多發(fā)生在外出務(wù)工者和留守村民之間（見表2）。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)

在進(jìn)行計(jì)量分析之前，通過(guò)兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)推斷農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶與未轉(zhuǎn)入戶、農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶與未轉(zhuǎn)出戶的人均年純收入均值是否有顯著差異。如表3所示，總體而言，農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的人均年純收入比未轉(zhuǎn)入戶高6 960元（在5%水平顯著），農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的人均年純收入雖比未轉(zhuǎn)出戶低1 460元，但兩者間差異統(tǒng)計(jì)上不顯著。分區(qū)域考察，東部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的人均年純收入顯著高于未轉(zhuǎn)入戶，即前者比后者高16 190元，而農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的人均年純收入比未轉(zhuǎn)出戶低1 080元（統(tǒng)計(jì)上亦不顯著）；反觀中部地區(qū)，盡管農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的人均年純收入比未轉(zhuǎn)入戶低3 020元，農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的人均年純收入比未轉(zhuǎn)出戶低6 860元，但它們均無(wú)顯著差異。

基于上述分析，下文進(jìn)一步采用均值回歸法分析農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模、農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模對(duì)農(nóng)戶人均年純收入的影響。表4中第1列、第3列和第5列為無(wú)控制變量的OLS回歸結(jié)果，第2列、第4列和第6列為納入控制變量的OLS回歸結(jié)果（文中相關(guān)分析或解釋以此為準(zhǔn)）。

就全樣本而言，農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模變量的系數(shù)顯著為正，總體上農(nóng)戶每轉(zhuǎn)入一畝地，家庭人均年純收入增加230元，其原因有兩方面，一是轉(zhuǎn)入戶因土地流轉(zhuǎn)增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)土地要素投入量，進(jìn)而提高了產(chǎn)出；二是轉(zhuǎn)入戶通過(guò)轉(zhuǎn)入土地進(jìn)行農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、集約化和產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，使小規(guī)模兼業(yè)農(nóng)業(yè)向適度規(guī)模專業(yè)化農(nóng)業(yè)方向發(fā)展；三是農(nóng)地轉(zhuǎn)入還能增加農(nóng)戶政策轉(zhuǎn)移性收入[7]。相比之下，農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模變量的系數(shù)為負(fù)但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。對(duì)此，可能的解釋是轉(zhuǎn)出戶通常是勞動(dòng)力已實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)或缺乏勞動(dòng)力的農(nóng)戶（以非生產(chǎn)為主），土地收入占家庭總收入比例不高，且現(xiàn)有政策未能進(jìn)一步激勵(lì)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)勞動(dòng)力釋放影響不足，進(jìn)而導(dǎo)致對(duì)其收入影響有限。這與中國(guó)實(shí)情相吻合。

從不同區(qū)域來(lái)看，東部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模和農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模均在1%水平顯著且系數(shù)為正。即東部地區(qū)農(nóng)戶每轉(zhuǎn)入一畝地，家庭人均年純收入增加510元；每轉(zhuǎn)出一畝

地，家庭人均年純收入增加1 530元。相比轉(zhuǎn)入土地，轉(zhuǎn)出土地更利于東部地區(qū)農(nóng)戶增收，這是因?yàn)闁|部地區(qū)農(nóng)戶種地的機(jī)會(huì)成本高，且農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)非其主要收入來(lái)源。中部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模、農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模對(duì)農(nóng)戶人均年純收入分別有正向極顯著影響和負(fù)向弱顯著影響。在其他約束條件不變情況下，中部地區(qū)農(nóng)戶每轉(zhuǎn)入一畝地，家庭人均年純收入僅增加30元；而每轉(zhuǎn)出一畝地，家庭人均年純收入減少250元（不增反降），究其原因是中部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)出市場(chǎng)化程度低，信息不暢通，土地轉(zhuǎn)出戶普遍將土地委托給鄰居、親屬、朋友等無(wú)償經(jīng)營(yíng)或象征性收取少量租金，這種“非正式”契約關(guān)系不僅未給轉(zhuǎn)出戶帶來(lái)較大租金收益，而且遠(yuǎn)小于其機(jī)會(huì)成本。

3.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)

為全面刻畫、分析不同階段不同農(nóng)戶收入水平下農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)，下文先將農(nóng)戶收入水平分成9個(gè)分位數(shù)（τ=01～09），外加貧困發(fā)生率分位點(diǎn)（全樣本：008分位點(diǎn)、東部地區(qū)：011分位點(diǎn)、中部地區(qū)：005分位點(diǎn)），其中分位數(shù)01、02～04、05、06～07、08～09分別對(duì)應(yīng)農(nóng)戶低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組和

表2 變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計(jì)

Tab.2 Definitions and descriptive statistics of variables

表3 推斷性統(tǒng)計(jì)分析

Tab.3 Deductive statistics /103元

高收入組，然后采用分位數(shù)回歸進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)運(yùn)用只依賴給定觀測(cè)信息而無(wú)需其他假設(shè)或增加新觀測(cè)的自助抽樣法（400次重復(fù)抽樣）求得標(biāo)準(zhǔn)誤，以削弱分位數(shù)回歸模型誤差項(xiàng)的未知干擾，增強(qiáng)估計(jì)、推斷效能。在模型回歸結(jié)果中，分位數(shù)由小至大表示農(nóng)戶收入水平由低向高演變，通過(guò)對(duì)比各自變量的系數(shù)變化可觀察到各因素對(duì)農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)如何隨著農(nóng)戶收入水平的提升而發(fā)生改變。

3.2.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模對(duì)不同農(nóng)戶人均年純收入的影響

從分位數(shù)回歸結(jié)果來(lái)看，所有方程的Link test值均在1%顯著性水平上顯著，表明設(shè)定的函數(shù)形式合適，模型整體具有顯著性。如表5所示，農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模除在09分位點(diǎn)不顯著外，在其他分位點(diǎn)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)隨著條件分布從低向高遞增（圖1左邊部分），此結(jié)果說(shuō)明農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模會(huì)擴(kuò)大農(nóng)戶收入差距（由土地規(guī)模效應(yīng)所致），

表4 均值回歸結(jié)果

Tab.4 Results of mean value regression

注：“***”“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差。

具有一定程度的“馬太效應(yīng)”。相反，農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模除在01分位點(diǎn)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)外，在其他各分位均不顯著，表明農(nóng)地轉(zhuǎn)出可明顯提高低收入組農(nóng)戶的人均年純收入，但是，其他絕大多數(shù)農(nóng)戶難以通過(guò)此種方式達(dá)到增收目的，因?yàn)橥恋刈饨鹚娇傮w偏低，而且占農(nóng)戶總收入的比重偏低。

控制變量方面，非農(nóng)就業(yè)人數(shù)占比在貧困發(fā)生率分位點(diǎn)和九個(gè)分位點(diǎn)處對(duì)農(nóng)戶人均年純收入的均有顯著正向影響，且系數(shù)隨著條件分布遞增。是否干部戶在02～06分位的分位數(shù)回歸中，均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。家庭撫養(yǎng)比在貧困發(fā)生率分位點(diǎn)及其他各分位點(diǎn)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但系數(shù)為負(fù)且隨著條件分布呈遞減之勢(shì)。農(nóng)戶承包地面積在貧困發(fā)生率分位點(diǎn)及其他各分位點(diǎn)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布遞增，即農(nóng)戶承包地面積越大，其人均年純收入越高。由于樣本地區(qū)農(nóng)戶的戶主普遍是男性，且各分位處農(nóng)戶差異小，使得戶主性別對(duì)農(nóng)戶收入的影響除在07分位點(diǎn)顯著外，在其他分位點(diǎn)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。戶主年齡對(duì)農(nóng)戶收入的負(fù)向作用只在貧困發(fā)生率分位點(diǎn)、01、02分位點(diǎn)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明低收入組農(nóng)戶的戶主年齡越大，家庭人均年純收入越低。戶主受教育年限在各個(gè)分位點(diǎn)處系數(shù)為正值，但僅在03、08、09分位點(diǎn)顯著。地理區(qū)位除在01、02分位點(diǎn)不顯著外，在其他分位點(diǎn)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，不僅系數(shù)均為正，而且隨著條件分布漸次遞增。這說(shuō)明東部地區(qū)低收入組農(nóng)戶的人均年純收入與中部地區(qū)無(wú)明顯差異，但東中部地區(qū)中低收入組以上農(nóng)戶的人均年純收入差異顯著，而且這種區(qū)域差異性會(huì)隨著農(nóng)戶收入的提高而增大。

3.2.2 不同區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)

在東部地區(qū)：①除對(duì)中高收入組農(nóng)戶（以兼業(yè)為主）的人均年純收入影響不顯著外，農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模對(duì)貧困組農(nóng)戶和其他收入組農(nóng)戶均有增收作用，而且所處收入分位點(diǎn)越高的農(nóng)戶，從中獲益愈大。簡(jiǎn)言之，農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模增大

圖1 分位數(shù)回歸中兩核心自變量

系數(shù)的變化情況

Fig.1 Coefficients changes of two key independent

variables by quantile

不僅能提高東部地區(qū)絕大多數(shù)農(nóng)戶的收入水平，同時(shí)也會(huì)拉大該地區(qū)農(nóng)戶收入差距。②除對(duì)貧困組農(nóng)戶和部分低收入組農(nóng)戶（家庭勞動(dòng)力少或老弱病殘者多）的人均年純收入無(wú)顯著影響外，農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模對(duì)其他收入組農(nóng)戶均有增收作用，而且家庭收入越高的農(nóng)戶受益越大。與農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模一樣，農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模增大既能促進(jìn)東部地區(qū)大部分農(nóng)戶增收，但也會(huì)擴(kuò)大當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶收入差距。③對(duì)比兩種農(nóng)地流轉(zhuǎn)類型，農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模對(duì)相同收入組農(nóng)戶的收入效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模。

在中部地區(qū)：①農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模對(duì)貧困組農(nóng)戶和其他所有收入組農(nóng)戶的人均年純收入均有顯著正向影響，其原因是中部地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)多屬于“非正式”（自發(fā)組織、口頭協(xié)議），大部分轉(zhuǎn)出戶為防止土地“拋荒”而尋求“友情代耕” （呈短期性和隨意性特征）或?yàn)槠渌厥饽康牟挥?jì)代價(jià)（或代價(jià)在可接受范圍內(nèi)）轉(zhuǎn)出土地，在此情況下，轉(zhuǎn)入戶僅付少量費(fèi)用甚或不用付費(fèi)，土地經(jīng)營(yíng)收入則都?xì)w自己。并且所處收入分位點(diǎn)越高的農(nóng)戶，從中獲益越大。即農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模增大既能提高中部地區(qū)所有農(nóng)戶的收入水平，又會(huì)拉大該地區(qū)農(nóng)戶收入差距。②農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模在01、02、08分位的分位數(shù)回歸中通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但回歸系數(shù)的方向各異，其中前兩者均為正，后者為負(fù)。這意味著農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模增大可明顯提高低收入組農(nóng)戶的人均年純收入，但同時(shí)會(huì)減少部分高收入組農(nóng)戶的人均年純收入，其原因是中部地區(qū)低收入組農(nóng)戶棄耕的收益（非農(nóng)業(yè)收入和土地租金收益）大于機(jī)會(huì)成本（即農(nóng)業(yè)收入）；正相反，部分高收入組農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)收入比重較高，且農(nóng)地轉(zhuǎn)出

表5 分位數(shù)回歸結(jié)果

Tab.5 Results of quantile regression

注：“***”“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差。

多為短期代管（基本不正式簽訂流轉(zhuǎn)合同），幾無(wú)租金收入，棄耕的機(jī)會(huì)成本大。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于農(nóng)戶人均純收入與其土地轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出行為不完全在同一年度，因此土地轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出跟收入之間存在內(nèi)生性的可能性不大。即便如此，為保證研究結(jié)論的可靠性，進(jìn)一步考察發(fā)現(xiàn)，采用Winsor縮尾處理法（即對(duì)所有連續(xù)變量上下1%的樣本進(jìn)行縮尾處理，以減弱極端值的影響）或未處理缺失值的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，雖然部分變量的回歸系數(shù)存在些許差異，但其作用方向和顯著性水平與前文基本一致，因此主要結(jié)論并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。受篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在文中列示，留存?zhèn)渌鳌?/p>

4 結(jié)論與政策含義

本文基于黑、吉、魯、豫、蘇、浙六省1 604戶農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，主要運(yùn)用分位數(shù)回歸法系統(tǒng)考察了我國(guó)東中部地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)，得出如下結(jié)論：①總體上，農(nóng)地轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)顯著，但農(nóng)地轉(zhuǎn)出無(wú)此效應(yīng)。分區(qū)域考察，農(nóng)地流轉(zhuǎn)拉大了東部與中部地區(qū)農(nóng)戶間的收入 差距，其中，東部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出均有顯著增收效應(yīng)，且后者遠(yuǎn)大于前者；中部地區(qū)農(nóng)地轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)明顯，但農(nóng)地轉(zhuǎn)出卻有顯著的“減收”效應(yīng)。②分不同收入階層來(lái)看，農(nóng)地轉(zhuǎn)入促進(jìn)了貧困戶及低收入戶至部分高收入戶增收，且農(nóng)戶收入水平越高，獲益愈大；相較之下，農(nóng)地轉(zhuǎn)出僅使部分低收入戶增收，在一定程度上利于縮小收入差距。③在東部地區(qū)，農(nóng)地轉(zhuǎn)入可使除中高收入組農(nóng)戶以外的其他農(nóng)戶增收，農(nóng)地轉(zhuǎn)出則可使除貧困戶和部分低收入組農(nóng)戶以外的其他農(nóng)戶增收，這兩種流轉(zhuǎn)類型均會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶收入差距擴(kuò)大。在中部地區(qū)，農(nóng)地轉(zhuǎn)入可使所有收入組農(nóng)戶增收，但同時(shí)加劇了收入不平等；與之不同，農(nóng)地轉(zhuǎn)出不僅能使低收入組農(nóng)戶增收，也可使部分高收入組農(nóng)戶減收，因而具有縮小區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶收入差距的功能。

因此，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)劃、形式、合約日益多樣化和復(fù)雜化的形勢(shì)背景下，綜合前文分析內(nèi)容和上述主要結(jié)論，提出以下政策建議：第一，著力消除各種非市場(chǎng)因素限制，構(gòu)建功能良好的土地租賃市場(chǎng)，發(fā)揮價(jià)格機(jī)制、競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制、供求機(jī)制以及法律保障機(jī)制在農(nóng)地配置中的主導(dǎo)作用，推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式更加市場(chǎng)化、規(guī)范化，即促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)由依靠口頭協(xié)議的不規(guī)范流轉(zhuǎn)向簽訂書面合同的規(guī)范流轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)

表6 東、中部樣本分位數(shù)回歸結(jié)果

Tab.6 Results of quantile regression with the samples in eastern and middle regions

注：①CV指代其他控制變量，Yes表示控制變量全部納入模型中；②“***” “**”和“*”分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差。

變，由無(wú)償代耕向按市場(chǎng)規(guī)律的有償流轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)變，由農(nóng)戶間自發(fā)流轉(zhuǎn)向政府和市場(chǎng)引導(dǎo)與自發(fā)并重的自主流轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)變。第二，完善土地流轉(zhuǎn)中租金和期限的確定機(jī)制，減少交易成本，提高收入分配的均衡性，保護(hù)農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的短期和中長(zhǎng)期利益，尤其要保證貧困戶藉此獲得穩(wěn)定的生活來(lái)源，降低生計(jì)脆弱性。第三，多渠道擴(kuò)大農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，并提高其非農(nóng)就業(yè)能力。一方面，督促地方政府就業(yè)中心、民政部門出臺(tái)惠民政策為農(nóng)民提供更多進(jìn)城務(wù)工經(jīng)商機(jī)會(huì)；另一方面，加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育投入和農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)力度，提升農(nóng)民文化素質(zhì)和職業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，鼓勵(lì)教育水平高、務(wù)工經(jīng)驗(yàn)豐富的農(nóng)民走出農(nóng)村，從事收入更高的非農(nóng)工作，以達(dá)到土地供需的高水平市場(chǎng)均衡。

（編輯：王愛萍）

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Research on income distributive effects of farmland circulation

GUO Jun-ping QU Song XIA Ying LV Kai-yu

（Institute of Agricultural Economics and Development， Chinese Academy of Agricultural Sciences， Beijing 100081， China）

Abstract Based on the survey data of 1 604 households from 6 provinces in the Eastern and Middle China， this paper uses a quantile regression model to empirically analyzes and compares the income effects and income distributive effects of farmland circulation from the perspective of both renting-in and renting-out farmland. The findings reveal that： ① Generally， renting-in farmland has a significant income growth effect， while renting-out farmland fails to improve income. ②Farmland circulation enlarges the income gaps among households in the eastern and middle regions. To be specific， in the eastern region， both renting-in and renting-out farmland have obvious income growth effects， and the latter effect is bigger. As for the middle region， renting-in farmland has a significant income growth effect， but renting-out farmland would dramatically decrease lessors income. ③ From the view of different income levels， renting in farmland promotes the poor， the low-income and some high-income households to increase their income， and with higher income， its benefit gets larger. By comparison， renting-out farmland could only raise part of low-income households revenue and narrow the income gap to some extent. ④Furthermore， renting-in farmland in eastern region could increase all the farmers income except the high-income households， while renting-out farmland also raise farmers income other than the poor and some low-income households， and both the two renting types could expand farmers income gap. In the middle region， renting-in farmland would increase all farmers income， but intensify income inequality. On the contrary， renting-in farmland could increase the low-income households income， but reduce some high-income households income， which would help to narrow the wealth gap. Therefore， there is the need for planning authorities to eliminate all the non-market constraints， build a well-functioning land circulation market， promote the price， competition， legal protection， supply and demand to play a leading role in rural land allocation， and motivate the circulation mode be more marketization and normalization. Meanwhile， improving the negotiation mechanism of rent and term in circulation， reducing circulation costs， enhancing income distribution equilibrium， protecting short-term and long-term benefits of farmers， especially poor farmers， providing more off-farm job opportunities for farmers and improve their off-farm capacities also should be strengthened.

Key words rural farmland circulation； renting-in scale； renting-out scale； income distribution； quantile regression