農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對土地流轉(zhuǎn)的影響

張莉琴 徐娜

摘要：利用全國農(nóng)村固定觀察點的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit 和Tobit模型分析了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地行為的影響。研究表明：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼僅對非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的轉(zhuǎn)入行為有明顯抑制作用，但并不顯著影響糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為;進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，糧食主產(chǎn)區(qū)中，補(bǔ)貼政策主要通過收入效應(yīng)和緩解流動性約束影響農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為，非糧食主產(chǎn)區(qū)中，補(bǔ)貼政策的收入效應(yīng)起主要作用。另外，戶主的外出就業(yè)時間也是影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的重要因素，戶主外出就業(yè)時間越長，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的概率越低，轉(zhuǎn)出土地的概率越高。最后，提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼;土地流轉(zhuǎn);規(guī)模經(jīng)營;影響機(jī)理

中圖分類號： F301文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1009-055X（2019）02-0014-10

doi：10.19366/j.cnki.1009-055X.2019.02.002

一、引言

黨的十九大報告指出，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是決勝全面建成小康社會的重大歷史任務(wù)。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，必須以完善產(chǎn)權(quán)制度和要素市場化配置為重點，在落實第二輪土地承包到期再延長30年政策的基礎(chǔ)上，完善農(nóng)村承包地“三權(quán)分置”制度，通過土地要素市場實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。由此看出，國家鼓勵土地流轉(zhuǎn)、適度規(guī)模經(jīng)營以發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的導(dǎo)向已經(jīng)十分明確。中央一號文件中也多次提出完善農(nóng)業(yè)支持保護(hù)制度，健全糧食主產(chǎn)區(qū)利益補(bǔ)償機(jī)制，提高補(bǔ)貼效能。目前，我國已形成了以“糧食直接補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼”為主要內(nèi)容的“農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼”，政策目標(biāo)也調(diào)整為支持耕地地力保護(hù)和糧食適度規(guī)模經(jīng)營。那么，逐年增長的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響究竟如何？對不同區(qū)域的農(nóng)戶的影響是否存在異質(zhì)性？

迄今，學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的討論頗多，但仍未形成共識。一方觀點認(rèn)為現(xiàn)行的補(bǔ)貼政策對農(nóng)地流轉(zhuǎn)有促進(jìn)作用。牟燕等通過理論模型分析得出，補(bǔ)貼政策的實施增加了土地流轉(zhuǎn)的可行性[1];Fujin等研究發(fā)現(xiàn)，存在流動性約束的家庭獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼后會增加耕種面積[2]。另一方則認(rèn)為補(bǔ)貼政策對土地流轉(zhuǎn)并沒有影響。馮鋒、熊群芳等學(xué)者通過個案研究發(fā)現(xiàn)，普惠制的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策與當(dāng)?shù)赝恋亓鬓D(zhuǎn)情況不匹配[3，4];Stephen等使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)得出了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)影響不明顯的結(jié)論[5];楊國強(qiáng)等利用江西省231個稻農(nóng)調(diào)查樣本數(shù)據(jù)實證研究的結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對稻農(nóng)流轉(zhuǎn)土地的影響不大[6]。甚至有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼非但不能激勵農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地，還會產(chǎn)生抑制作用，由于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會形成土地租金轉(zhuǎn)嫁，所以會使本來有意愿租入土地的農(nóng)戶降低租入的概率，同時土地出租者也因為土地租金上漲不愿意簽訂長期的租賃合同[7-9];冀縣卿等利用江蘇等四省的調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼發(fā)放給實際種植者可以促進(jìn)農(nóng)地轉(zhuǎn)入，但是發(fā)給承包人不利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)，而調(diào)研樣本中僅有10%左右的農(nóng)地流入方獲得了補(bǔ)貼[10];王亞運(yùn)等使用HLM分層模型分析得出，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場不完善的情景下會抑制土地流轉(zhuǎn)[11]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)針對農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的結(jié)論存在爭議，主要原因可歸結(jié)為以下幾點：首先，大多數(shù)研究都是基于個別省份或者個案分析，得出的結(jié)論只能反映局部特質(zhì)和現(xiàn)象，缺少代表全國范圍內(nèi)的隨機(jī)調(diào)研數(shù)據(jù)的研究;其次，不同糧食功能區(qū)不僅在糧食生產(chǎn)能力和土地資源稟賦方面存在差異，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)也各異，因而未區(qū)分不同糧食功能區(qū)差異得出的結(jié)論往往也似是而非。因此，本文嘗試?yán)萌珖r(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)考察農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，從全國層面對農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼效果形成更為客觀的認(rèn)識，回應(yīng)學(xué)術(shù)界既有爭論;同時，對比考察農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的地區(qū)異質(zhì)性，以期形成更有針對性的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，促進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營。

二、理論分析

我國大部分地區(qū)的農(nóng)業(yè)“三項補(bǔ)貼”是通過“一卡通”直接發(fā)放到農(nóng)戶賬戶，雖然政策文件大多規(guī)定補(bǔ)貼金額發(fā)放以糧食實際種植面積為依據(jù)，但由于執(zhí)行成本高且種植面積不易于核查，大部分地區(qū)是按照承包或計稅面積發(fā)放給農(nóng)戶。而現(xiàn)在的三項補(bǔ)貼改革已將“糧食直接補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼”合并為農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼，明確指出補(bǔ)貼依據(jù)可以是二輪承包耕地面積、計稅耕地面積、確權(quán)耕地面積或糧食種植面積等。不論是先前的補(bǔ)貼還是現(xiàn)行的農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼，看似都是給農(nóng)戶固定的與糧食生產(chǎn)無關(guān)的收入，即使如此，補(bǔ)貼資金也會通過收入增加改變農(nóng)戶的生產(chǎn)決策。況且大部分農(nóng)戶雖然分不清楚各項補(bǔ)貼的金額和發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，但卻清楚知道三項補(bǔ)貼是與土地或是糧食有關(guān)的，加之農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼明確撂荒地、改變用途等耕地不納入補(bǔ)貼范圍，也正是如此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可能會對土地決策的影響超過預(yù)期。

（一）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的影響分析

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼資金發(fā)放以承包或是計稅面積為依據(jù)，也就是說農(nóng)戶獲得額外的直接與土地相關(guān)的固定收益，這表明了補(bǔ)貼資金會直接增加農(nóng)民收入[12]。因此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼主要可能通過以下幾種途徑改變農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為：

第一是通過收入效應(yīng)。若農(nóng)戶將補(bǔ)貼資金僅視作一筆普通收入，補(bǔ)貼資金僅有收入效應(yīng)，隨著收入的增加，農(nóng)戶對閑暇的需求也會增加，因此農(nóng)戶可能減少農(nóng)業(yè)勞動供給，不愿租入更多的土地，或是將多余的土地租出。

第二是通過替代效應(yīng)。當(dāng)農(nóng)戶將補(bǔ)貼視為與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有關(guān)的勞動收入時，意味著補(bǔ)貼增加了農(nóng)業(yè)勞動的邊際收益，此時補(bǔ)貼資金不僅有收入效應(yīng)，還具有替代效應(yīng)。替代效應(yīng)表現(xiàn)在農(nóng)戶會因為農(nóng)業(yè)勞動邊際收益的上升而增加農(nóng)業(yè)勞動投入，進(jìn)而可能會租入更多的土地，或是不愿意租出土地。

第三是通過緩解流動性約束。補(bǔ)貼收入使有流動性約束的農(nóng)戶可以更合理地安排自己的生產(chǎn)決策，比如農(nóng)戶之前因為資金約束沒有達(dá)到最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模，獲得補(bǔ)貼后可能會租入土地，或是農(nóng)戶之前由于負(fù)擔(dān)不起農(nóng)業(yè)經(jīng)營成本而將農(nóng)地租出，獲得補(bǔ)貼后則不愿意租出土地。

第四是通過財富效應(yīng)。補(bǔ)貼資金的財富效應(yīng)可能會改變農(nóng)戶的風(fēng)險偏好，從而選擇更冒險的決策，如擴(kuò)大規(guī)模、增加生產(chǎn)資料投入等，因此補(bǔ)貼可能會提高農(nóng)戶租入土地的可能性，減少農(nóng)戶租出土地的概率。

（二）其他可能影響土地流轉(zhuǎn)的因素

除卻農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼，土地流轉(zhuǎn)還會受到一些其他農(nóng)戶特征的影響，如戶主的基本特征、家庭勞動力的數(shù)量、擁有的承包地面積及農(nóng)戶所在的村級特征。

戶主的特征可能會對土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響。例如相較于年紀(jì)輕的戶主，年紀(jì)較大的戶主進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性會略低，因此可能會租入較少的土地或者出租更多的土地[13];受教育程度更高的戶主可能會掌握更多的農(nóng)業(yè)新技術(shù)、擁有更先進(jìn)的管理理念，故可能會租入更多的土地擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模[14]，但是也有可能受教育程度越高，外出就業(yè)機(jī)會亦會增加，所以會減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，租出土地;戶主是男性的農(nóng)戶可能為風(fēng)險偏好者，愿意做出更冒險的生產(chǎn)決策，可能會租入更多的土地以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模;戶主外出就業(yè)的時間也會影響土地流轉(zhuǎn)的情況，外出就業(yè)時間越多，參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間就會變少，因此會更可能租出土地，而不太可能租入土地[15，16]。

土地流轉(zhuǎn)也會受到農(nóng)戶家庭特征的影響。例如家庭勞動力數(shù)量多的農(nóng)戶可能傾向于租入更多的土地，家庭勞動力少的農(nóng)戶可能會租出土地[17];擁有承包土地面積多的農(nóng)戶也許會易于租出土地，不太可能租入土地[18]。

農(nóng)戶所在村到公路干線的距離和地勢也是影響土地流轉(zhuǎn)的重要因素。農(nóng)戶所在村到公路干線的距離越遠(yuǎn)，交通越不便利，經(jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)，可能土地流轉(zhuǎn)市場越不太完善，流轉(zhuǎn)活動越低迷;平原地區(qū)相較于丘陵和山區(qū)經(jīng)濟(jì)可能更適于規(guī)?；?jīng)營，經(jīng)濟(jì)也較發(fā)達(dá)，土地市場更完善，農(nóng)戶更容易流轉(zhuǎn)土地。

①1畝=666.6平方米。

三、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文主要使用2009年和2012年兩年的農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點山西、遼寧、浙江、安徽、江西、廣東、四川、云南、陜西9個?。▍^(qū)）的調(diào)查數(shù)據(jù)。表1為樣本農(nóng)戶經(jīng)營的基本情況。

橫向來看，以2009年為例，糧食主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的比例明顯高于非主產(chǎn)區(qū)，分別為15.08%和11.82%，糧食主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶比例亦高于非主產(chǎn)區(qū)，分別為12.34%和10.41%，這表明糧食主產(chǎn)區(qū)的土地流轉(zhuǎn)市場更活躍;糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶平均轉(zhuǎn)入土地面積達(dá)到非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的兩倍之多，農(nóng)戶平均轉(zhuǎn)出土地面積也略高于非主產(chǎn)區(qū)，主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)入戶的經(jīng)營規(guī)模明顯大于轉(zhuǎn)出戶和無流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，而非主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)入戶的經(jīng)營規(guī)模僅略大于無流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，以上的信息說明糧食主產(chǎn)區(qū)的規(guī)模化經(jīng)營程度更高;糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占總收入比重平均為31.50%，而非糧食主產(chǎn)區(qū)這一比例為25.02%，這意味著糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的收入更依賴于農(nóng)業(yè);從獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的情況看，主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶獲得補(bǔ)貼收入明顯高于非主產(chǎn)區(qū)，這應(yīng)該是由于土地稟賦和補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)的雙重差異而造成的。另外，糧食主產(chǎn)區(qū)的租金水平明顯低于非主產(chǎn)區(qū)，這可能是因為糧食主產(chǎn)區(qū)經(jīng)濟(jì)較為落后。

縱向來看，2009年到2012年，轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶比例與轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶比例均有增長;轉(zhuǎn)入戶、轉(zhuǎn)出戶、無流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模的變化較小;農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重在下降，由2009年的29.28%下降到2012年的25.87%;戶均補(bǔ)貼收入與租金都在增加，相較于2009年，2012年戶均補(bǔ)貼收入提高了100元左右，租金水平增加了40元左右。

（二）模型構(gòu)建

分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的影響主要需要考慮兩方面：首先，農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)（參與為1，不參與為0）;其次，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地的實際面積（畝）。第二部分的理論分析中已經(jīng)提到除了補(bǔ)貼可能對土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響外，戶主的個人特征、家庭特征（如家庭總勞動力數(shù)、承包地面積等）及所在村莊的特征等因素也會影響農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)決策，兩類回歸都用相同的解釋變量。因此，構(gòu)建以下模型分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的影響：

Lit=αi+β1sit+β2Xit+β3Rit+εit

式中，下標(biāo)i表示第i個農(nóng)戶，t代表年份2009和2012。Lit代表第i個農(nóng)戶t年的農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況，若參與流轉(zhuǎn)為1，不參與則為0;sit代表第i個農(nóng)戶t年獲得的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，這里使用除i農(nóng)戶以外村平均標(biāo)準(zhǔn)，以解決可能存在的統(tǒng)計誤差和內(nèi)生問題，為剔除價格因素，以2012年為基期調(diào)整2009年;Xit代表一些可觀測到的農(nóng)戶特征的變量，包括戶主個人及家庭特征變量，主要為戶主年齡、性別、受教育程度、非農(nóng)就業(yè)時間、家庭總勞動力數(shù)量、承包土地面積、農(nóng)戶的尋租能力等，這里將農(nóng)戶是否是干部戶作為農(nóng)戶尋租能力的代理變量;Rit表示農(nóng)戶所在村莊的特征，主要包括村莊到公路干線的距離、村莊地勢;αi為常數(shù)項，βi為待估參數(shù)，εit為隨機(jī)誤差項。各變量的描述性統(tǒng)計見表2。

分析補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的影響時需要分兩部分，也需要使用不同的方法。針對第一部分關(guān)于是否參與土地流轉(zhuǎn)，由于是否參與流轉(zhuǎn)是二分變量，所以使用的方法為面板Logit模型，對土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出分別估計。第二部分補(bǔ)貼對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地規(guī)模的影響，考慮到有農(nóng)戶并沒有參與土地流轉(zhuǎn)，為了得到一致估計，分析時采用面板Tobit模型[19]。值得注意的是，在進(jìn)行分析時候需要處理以下幾方面的問題：首先是未觀測到的異質(zhì)性，一些無法觀測到的變量可能會影響土地流轉(zhuǎn)，因此遺漏類似變量可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題。針對此問題，利用固定觀察點的跟蹤數(shù)據(jù)的優(yōu)勢，使用個體效應(yīng)模型，控制住不隨時間改變的農(nóng)戶特征變量。其次，是狀態(tài)依賴，也就是說上一年是否參與到土地市場可能會影響下一年的決策，比如農(nóng)戶上一年花費(fèi)了時間和精力尋找到另一農(nóng)戶租入土地，并簽訂了合同，第二年他就會因為信息搜尋和談判等交易成本的降低繼續(xù)租入土地。若想解決此問題，模型中可考慮加入被解釋變量的滯后一期，本文使用本年初農(nóng)戶經(jīng)營農(nóng)地的狀態(tài)作為上年的代理變量。但是如此處理可能會引起另外一個問題，那就是滯后一期的變量會與未觀測到的異質(zhì)性變量相關(guān)，這樣就不能滿足解釋變量嚴(yán)格外生的假定，產(chǎn)生了內(nèi)生性，由此可能導(dǎo)致滯后一期變量會被過高估計，而其他解釋變量的估計結(jié)果偏低。但本文中加入土地流轉(zhuǎn)滯后一期解釋變量后，其他解釋變量的系數(shù)變化甚微，則可以認(rèn)為并不存在前面提到的內(nèi)生性問題，或者此問題對估計結(jié)果的影響可以忽略不計，故不做特殊處理限于篇幅，沒有加入滯后一期變量的結(jié)果，如需要可向作者索取。 。因此，最終的估計模型為：

Lit=αi+β1sit+β2Xit+β3Rit+β4Li（t-1）+εit

式中，Li（t-1）為農(nóng)戶上一期是否參與土地流轉(zhuǎn)，參與則為1，否則為0。

四、估計結(jié)果分析

（一）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的影響

表3列出了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)土地的影響。從回歸結(jié)果中可以看出，模型運(yùn)行結(jié)果良好，多數(shù)解釋變量的系數(shù)符號和預(yù)期相吻合，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地有明顯抑制作用，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的概率會降低，轉(zhuǎn)入土地的面積也會減少。而農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的影響不顯著。以模型1和模型3中結(jié)果為例，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的回歸系數(shù)分別為-0.016?8、-0.003?6，表明補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)每增加10元，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的概率下降16.8%，轉(zhuǎn)入土地面積減少0.04畝。模型2和模型4中的結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地影響為正，但并未通過顯著性統(tǒng)計。結(jié)合第二部分中的理論分析推測，農(nóng)戶更多地將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼視為普通固定收入，通過收入效應(yīng)減少農(nóng)業(yè)勞動時間，增加閑暇，因此農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為。

此外，其他變量也會影響農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為。研究結(jié)果顯示：戶主外出務(wù)工的時間會抑制土地轉(zhuǎn)入，促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出，這個結(jié)果不難理解，外出務(wù)工時間較長的農(nóng)戶無力從事農(nóng)業(yè)，并且農(nóng)業(yè)勞動成本也上升，必然更傾向轉(zhuǎn)出土地、減少土地轉(zhuǎn)入;上期租入或租出土地對當(dāng)期流轉(zhuǎn)決策影響顯著，表明存在之前提到的狀態(tài)依賴;家庭承包土地面積會抑制土地轉(zhuǎn)入，促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出，一般而言，土地資源稟賦多的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的意愿較低，會更愿意將土地轉(zhuǎn)出;家庭土地塊數(shù)增加了農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的可能性，減少了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性，這可能是因為，地塊數(shù)越多的農(nóng)戶，每塊土地的面積較小，不容易轉(zhuǎn)出，從而只能轉(zhuǎn)入土地增加土地連片的可能性;灌溉面積越多的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的可能性增加，轉(zhuǎn)出土地的可能性降低，可能的解釋是，灌溉面積越多則意味著土地質(zhì)量越好，因此農(nóng)戶不太愿意將高質(zhì)量的土地轉(zhuǎn)出，反倒更愿意轉(zhuǎn)入更多的土地實現(xiàn)連片或?qū)I(yè)生產(chǎn);相較于非村干部戶，村干部戶轉(zhuǎn)出土地面積會增加，這也許就是因為村干部戶有勢力且人脈資源豐富，租出土地的能力較強(qiáng)。

（二）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對不同地區(qū)土地流轉(zhuǎn)的影響

考慮到糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)不同，且兩類地區(qū)農(nóng)戶看待農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的性質(zhì)也許不同，從而推測農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對兩類地區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響可能會存在差異，因此本文進(jìn)一步細(xì)致分析補(bǔ)貼的效果，表4列出了兩類地區(qū)的估計結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為均未有顯著的作用，非糧食主產(chǎn)區(qū)中模型9和模型11中的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)負(fù)向顯著，這表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼不利于非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地，但對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)沒有影響。邊際效應(yīng)的結(jié)果進(jìn)一步表明，在非糧食主產(chǎn)區(qū)，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)每增加10元，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的概率下降39.6%，土地轉(zhuǎn)入面積減少0.04畝。

產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是非糧食主產(chǎn)區(qū)不具有糧食生產(chǎn)優(yōu)勢，農(nóng)戶收入不依賴于農(nóng)業(yè)且補(bǔ)貼金額較少，他們僅僅把補(bǔ)貼資金當(dāng)作一小筆普通的非勞動收入，從而補(bǔ)貼只會通過收入效應(yīng)減少勞動時間，所以非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的可能性和轉(zhuǎn)入面積都會降低。而主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)優(yōu)勢明顯，農(nóng)戶家庭收入多依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)且補(bǔ)貼金額較多，他們更可能將補(bǔ)貼視為與土地相關(guān)的農(nóng)業(yè)勞動收入，因此補(bǔ)貼會通過收入效應(yīng)和其他效應(yīng)同時作用，收入效應(yīng)會抑制農(nóng)戶租入土地，而其他效應(yīng)會促進(jìn)農(nóng)戶租入土地，兩種效果會相互抵消。本文表1的描述性統(tǒng)計分析中，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比明顯高于非主產(chǎn)區(qū)，這表明糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴程度高于非主產(chǎn)區(qū)。

綜上，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶土地租入的抑制作用顯著，而對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為無明顯影響的原因可能在于，相對于糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶，非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占總收入比重較低，對農(nóng)業(yè)依賴程度低且獲得的補(bǔ)貼金額也較少，因此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對此地區(qū)農(nóng)戶家庭來說更多表現(xiàn)為收入效應(yīng)，而對主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶呈現(xiàn)多種效應(yīng)。為進(jìn)一步驗證這一機(jī)制，本文試圖分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的不同政策效應(yīng)，不僅有助于進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的作用機(jī)理，也可為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的實施和改革提供一定的依據(jù)及建議。首先，為了測度流動性約束效應(yīng)，選取了農(nóng)戶是否有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性借款作為代理變量，若農(nóng)戶有生產(chǎn)型借款，則表明其面臨流動性約束，流動性約束變量則為1，反之則為0，補(bǔ)貼變量與流動性約束變量的交互項則代表了流動性約束效應(yīng);其次，分析財富效應(yīng)，若農(nóng)戶有家庭經(jīng)營外的投資，則認(rèn)為此類農(nóng)戶為風(fēng)險偏好者，風(fēng)險偏好變量記為1，否則為風(fēng)險厭惡者，記為0，同樣，補(bǔ)貼與風(fēng)險偏好的交互項代表了補(bǔ)貼的財富效應(yīng);最后考慮到收入效應(yīng)和替代效應(yīng)很難在家庭內(nèi)觀察和分解，因此只能將剝離流動性約束效應(yīng)和財富效應(yīng)后的補(bǔ)貼效果作為收入和替代的綜合效應(yīng)，具體結(jié)果如表5所示。

從表5中的結(jié)果可以看出，控制了其他兩類效應(yīng)后，兩個地區(qū)的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)仍為負(fù)向顯著，這表明收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，也可以理解為補(bǔ)貼更多地體現(xiàn)為收入效應(yīng);另外，糧食主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)與流動性約束的交互項在1%的水平上顯著，這意味著補(bǔ)貼會通過緩解農(nóng)戶的流動性約束改變其土地流轉(zhuǎn)決策，存在流動性約束的農(nóng)戶與沒有流動性約束的農(nóng)戶相比，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)增加，轉(zhuǎn)入土地的概率增加，轉(zhuǎn)出土地的概率減少。由此說明，對農(nóng)業(yè)依賴程度較高的糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)決策會受到補(bǔ)貼收入效應(yīng)和流動性約束效應(yīng)的共同影響，而補(bǔ)貼更多地通過收入效應(yīng)影響非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為，印證了我們關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對糧食主產(chǎn)區(qū)與非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為影響異質(zhì)性的原因猜想。

（三）穩(wěn)健性檢驗

利用2006年和2012年的數(shù)據(jù)可以看出補(bǔ)貼資金對土地流轉(zhuǎn)的短期效應(yīng)，但考慮到補(bǔ)貼的滯后性，農(nóng)戶未能根據(jù)補(bǔ)貼收入的變化及時改變家庭經(jīng)營策略，本文進(jìn)一步利用2006年和2012年的數(shù)據(jù)測算了補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的長期影響，以驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。如表6所示，長期來看，補(bǔ)貼仍然對土地租入有顯著抑制作用，而對土地租出沒有任何影響，與之前的估計結(jié)果較一致，除卻估計系數(shù)絕對值較小。限于篇幅，這里不列出糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的長期效應(yīng)模型，結(jié)果同樣穩(wěn)健。

五、結(jié)論與政策啟示

在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)、促進(jìn)適度規(guī)模經(jīng)營的背景下，研究覆蓋面甚廣的農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的影響具有重要理論的現(xiàn)實意義。本文基于安徽、江西、廣東、四川等9個?。▍^(qū)）固定觀察點面板數(shù)據(jù)，利用了Logit和Tobit模型分析了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對土地流轉(zhuǎn)的影響。

研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼未能如我們預(yù)期促進(jìn)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地以實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，反而對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入行為具有明顯抑制作用，對土地轉(zhuǎn)出行為未產(chǎn)生明顯影響。冀縣卿、錢忠好的研究結(jié)論也表明，近些年來在中央政府的努力推動下，我國農(nóng)地分散經(jīng)營的格局并未發(fā)生根本改變[20]。

從不同地區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果得出，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼僅對非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入行為有明顯的抑制作用，對糧食主產(chǎn)區(qū)無影響。進(jìn)一步的分析表明，補(bǔ)貼政策主要通過收入效應(yīng)和緩解流動性約束共同影響糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為，而在非糧食主產(chǎn)區(qū)，補(bǔ)貼政策的收入效應(yīng)起主導(dǎo)作用。為此，在著力推進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營的進(jìn)程中首先要謹(jǐn)慎對待農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼帶來的收入效應(yīng)，政府應(yīng)該注意在不損害承包者獲得既得補(bǔ)貼的前提下，將增量農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼向糧食主產(chǎn)區(qū)的種糧大戶、家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體傾斜，新增或加大土地流轉(zhuǎn)補(bǔ)貼力度，以促進(jìn)土地流入方轉(zhuǎn)入土地，從而解決補(bǔ)貼政策與土地流轉(zhuǎn)之間的沖突，提高農(nóng)業(yè)政策間的合力，減少可能存在的摩擦;其次，應(yīng)建立完善農(nóng)業(yè)擔(dān)保體系，鼓勵各地采取業(yè)務(wù)獎補(bǔ)、稅收優(yōu)惠、擔(dān)保費(fèi)用補(bǔ)助等多種方式，擴(kuò)大信貸擔(dān)保貸款規(guī)模，以全面解決適度規(guī)模經(jīng)營主體面臨的流動性約束。

此外，戶主的非農(nóng)就業(yè)時間也是影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的重要因素，戶主外出就業(yè)時間越長，農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的概率越低，轉(zhuǎn)出土地的概率越高。因此，各級政府應(yīng)因地制宜，制定相應(yīng)的務(wù)工鼓勵政策，并定期舉辦農(nóng)村勞動力就業(yè)技能培訓(xùn)，推動農(nóng)戶外出務(wù)工，提高農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的積極性，以期通過勞動力轉(zhuǎn)移實現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)，發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營。

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87-97.

The Impact of Agricultural Subsidy Policies on Land Transfer

—An Empirical Study Based on Data from Nine Provinces

in Rural Fixed Observation Points

ZHANG Li?qinXU Na

（College of Economics and Management， China Agricultural University， Beijing，100083， China）

Abstract： Based on the data of rural fixed observation points， we used Logit and Tobit models to analyze the impact of agricultural subsidies on farmers land transfer behavior. The results show that the agricultural subsidy has a significantly negative effect on the possibility and scale of farmland inflow in non?main grain producing areas. However， it does not affect the farmers land transfer in the main grain producing areas. Further research finds that the subsidy policy mainly affects farmers land transfer behavior in main grain producing areas by the income effect and the mitigation of liquidity constraints. In the non?main grain producing areas， the income effect of the subsidy policy plays a more important role. In addition， the time of working away from home of the head of household is also an important factor affecting the land transfer behavior. The longer the head of household goes to work， the lower probability that the farmer will transfer in the land， and the higher probability of renting out the land. Finally， this paper proposes some relevant policy recommendations.

Keywords： agricultural subsidies; farmland transfer; moderate?scale management; influence mechanism