土地流轉如何影響農(nóng)戶收入增長*
——基于規(guī)模經(jīng)濟與要素配置的視角

張永峰，王坤沂，路 瑤

（南京大學經(jīng)濟學院，南京 210000）

一、引 言

兩權分離的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制最初與中國農(nóng)村生產(chǎn)力水平落后的國情相適應，激發(fā)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)動力，推動了農(nóng)村經(jīng)濟快速發(fā)展，其歷史地位應得到充分肯定。但在農(nóng)業(yè)規(guī)?；蛯I(yè)化生產(chǎn)要求下，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制內生的土地碎片化經(jīng)營的現(xiàn)實困境日益顯現(xiàn)，加之地權不穩(wěn)定性進一步導致農(nóng)村土地生產(chǎn)效率長期無法提升，最終成為制約鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的制度性障礙。土地流轉契合農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展需要，有助于優(yōu)化農(nóng)村土地和勞動力要素市場化配置，既能實現(xiàn)土地本身價值，又可釋放農(nóng)村勞動力活力，是推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的必然路徑。從1984 年中央一號文件中提出“社員在承包期內，因無力耕種或轉營他業(yè)而要求不包或少包土地的，可將土地交給集體統(tǒng)一安排，也可經(jīng)集體同意，由社員自找對象協(xié)商轉包”，到2019年印發(fā)的《關于堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展做好“三農(nóng)”工作的若干意見》中明確提出：“落實集體所有權、穩(wěn)定農(nóng)戶承包權、放活土地經(jīng)營權的法律法規(guī)和政策體系。健全土地流轉規(guī)范管理制度，發(fā)展多種形式農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，允許承包土地的經(jīng)營權擔保融資。”在獲得政策層面支持后，中國農(nóng)村土地流轉范圍和面積不斷擴大。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，截止2019年，中國農(nóng)村土地面積達5.5億畝，占總承包地1/3左右。那么，中國的土地流轉經(jīng)濟效應如何，土地流轉是否存在規(guī)模經(jīng)濟，土地流轉后農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)是否優(yōu)化了農(nóng)村勞動力要素資源配置，此乃本文研究重點。

與既往研究相比，首先，本文從土地規(guī)模經(jīng)濟和勞動力要素配置兩個視角出發(fā)，利用中國家庭收入調查微觀數(shù)據(jù)檢驗土地流轉對農(nóng)戶收入的影響，發(fā)現(xiàn)與土地承包相比，土地轉包具有更好的收入效應；其次，利用分位數(shù)回歸檢驗土地流轉的規(guī)模效應，發(fā)現(xiàn)土地轉包并不存在規(guī)模效應，而土地承包存在一定程度的規(guī)模經(jīng)濟；最后，發(fā)現(xiàn)土地轉包對農(nóng)戶收入的影響大于土地承包的原因在于農(nóng)村剩余勞動力的要素配置效應，即農(nóng)戶讓渡土地經(jīng)營權后非農(nóng)就業(yè)收入大于農(nóng)業(yè)就業(yè)收入。

二、文獻回顧與理論假說

（一）土地規(guī)模經(jīng)濟

早在1776年Adam Smith（2006）便在其代表性著作《國富論》中指出分工可有效提高工人勞動熟練程度，節(jié)約由變換工作而浪費的生產(chǎn)時間，且有利于發(fā)明和應用新機器。由于分工通常伴隨工廠規(guī)模擴大，因而Smith（2006）的分工理論實際上暗指規(guī)模生產(chǎn)的經(jīng)濟效應。此外，Karl Marx（2004）指出：“只有在大工業(yè)企業(yè)中，人才會讓自己過去的、已經(jīng)對象化的勞動產(chǎn)品大規(guī)模地、像自然力那樣無償?shù)匕l(fā)生作用”“生產(chǎn)的規(guī)模越是隨著預付資本量一同擴大，生產(chǎn)的全部發(fā)條也就運作得越是有力?！睂嶋H上，土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最重要的要素，同樣存在顯著的規(guī)模經(jīng)濟。通常而言，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模大小在很大程度上由土地利用規(guī)模決定，土地利用規(guī)模越大，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模就越大，經(jīng)濟效益越高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有典型的規(guī)模經(jīng)濟效應，已有研究大多認為土地流轉有助于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。Feder 等（1993）認為通過把生產(chǎn)要素配置給最有效率的農(nóng)戶，可形成土地規(guī)模經(jīng)營，最終提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力。Tesfaye 等（2004）認為可用勞動力數(shù)量和牲畜擁有數(shù)量越多，農(nóng)戶擴大農(nóng)村土地經(jīng)營規(guī)模的可能性越高。Jin 等（2009）分析了土地流轉對農(nóng)戶人均收入分布的影響，發(fā)現(xiàn)不論是土地轉入還是土地轉出均可促進農(nóng)戶收入增加。同時，也有學者認為只有有效率的土地流轉才能實現(xiàn)農(nóng)地集中和規(guī)模經(jīng)營，從而推動農(nóng)業(yè)技術提升和農(nóng)戶收入增加（Tin Nguyen等，1996）。冒佩華（2015）、史常亮（2017）、楊子（2017）等研究發(fā)現(xiàn)，參與土地流轉農(nóng)戶人均收入增長幅度顯著高于未參與土地流轉農(nóng)戶，且土地規(guī)模轉入更大的農(nóng)戶人均總收入增加程度更高。因此，在土地流轉中，對于土地承包而言，承包土地越多，越能增加農(nóng)戶收入。據(jù)此提出假設H1。

H1：土地承包可擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，提高農(nóng)戶收入。

（二）要素配置效應

Lewis（1954）認為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門存在大量過剩勞動力，這部分勞動力實際上處于“偽失業(yè)”狀態(tài)，無法創(chuàng)造有效收入，邊際生產(chǎn)率為零或負數(shù)。在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制改革后，中國農(nóng)業(yè)并未擺脫家庭土地經(jīng)營面積小與家庭勞動力多并存的小農(nóng)生產(chǎn)特征，故農(nóng)村剩余勞動力在中國表現(xiàn)尤為明顯。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)戶戶均耕地面積不足8畝，約0.5公頃，遠低于世界銀行公布的2公頃的小農(nóng)戶標準。如果按照2公頃的小農(nóng)戶標準，中國18億畝耕地僅需5 625萬農(nóng)戶，而按照戶均100畝的規(guī)?；?jīng)營標準，僅需1 600萬戶即可，也就是農(nóng)村剩余勞動力接近2億。顯然，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)是解決農(nóng)村勞動力過剩，提升農(nóng)戶收入水平的根本舉措。農(nóng)業(yè)轉移人口參與勞動力市場使農(nóng)業(yè)勞動力能在更大范圍內選擇就業(yè)，促使農(nóng)村剩余勞動力資源得到更充分地利用。當非農(nóng)就業(yè)收益大于農(nóng)業(yè)就業(yè)時，農(nóng)戶傾向于轉包土地，讓渡土地經(jīng)營權，從事非農(nóng)就業(yè)。朱喜等（2011）、Taylor等（2010）學者亦從實證角度證實農(nóng)村閑置勞動力轉移有助于提升土地產(chǎn)出率和勞動生產(chǎn)率。此外，家庭勞動力資源在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)上優(yōu)化配置，可有效抵御經(jīng)濟波動帶來的收入變動風險，實現(xiàn)家庭收益最大化。Deininger（2004）利用1997~1999年中國1 001戶樣本數(shù)據(jù)實證檢驗后發(fā)現(xiàn)土地市場化流轉能更好地促進土地生產(chǎn)績效提高。高靜（2020）認為，農(nóng)戶轉出土地中收入導向的價值理性、流轉過程的契約理性能顯著提升農(nóng)戶收入。換言之，土地流轉和非農(nóng)就業(yè)可使農(nóng)業(yè)勞動力資源得到更優(yōu)配置，最終提高農(nóng)戶收入水平。而洪銀興（2019）等則從根本上討論了農(nóng)地確權及其基礎上的土地流轉在農(nóng)村土地制度改革中的重要意義，發(fā)現(xiàn)土地流轉不僅可實現(xiàn)土地價值，還可激發(fā)土地活力，從根本上改變農(nóng)業(yè)的弱勢地位。據(jù)此提出假設H2。

H2：土地轉包可釋放農(nóng)村剩余勞動力，實現(xiàn)勞動力要素優(yōu)化配置，提高農(nóng)戶收入。

（三）生產(chǎn)率差異與土地流轉收入效應分化

Lewis（1954）認為發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率遠低于工業(yè)生產(chǎn)率，存在現(xiàn)代化工業(yè)和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)并存的二元經(jīng)濟結構。在新中國成立初期，為加快積累工業(yè)發(fā)展資金，國家抬高工業(yè)品價格降低農(nóng)產(chǎn)品價格，形成工農(nóng)產(chǎn)品價格剪刀差，工農(nóng)產(chǎn)品不等價交易使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)剩余長期遭受不公平“掠奪”，進一步導致工農(nóng)業(yè)之間形成長期巨大工資差異，外出非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間也存在巨大收入差距，且這種情況還在持續(xù)擴大（余航等，2019）。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2000年農(nóng)林牧漁業(yè)工資總額由2000年人均268.94元漲至2018年人均716.09元，增長了2.66倍；采礦業(yè)、制造業(yè)和建筑業(yè)等傳統(tǒng)行業(yè)工資總額則從 2000 年人均 498.44 元、2966.73 元、699.06 元漲至 2018 年人均 3 413.38 元、30 384.96 元和 15 949.53元，分別增長了6.85倍、10.24倍和22.915倍；同期，其他行業(yè)諸如電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)工資總額分別增長10.19 倍和8.68 倍，增幅遠超傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和工業(yè)生產(chǎn)率的差異還反映在城鄉(xiāng)收入差距上。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2000年中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入分別為0.62萬元和0.22萬元，二者差額為0.40萬元。而2019年中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入分別上漲至4.23萬元和1.60萬元，二者差額擴大至2.63萬元，較2000年擴大了6.57倍。在當前的土地流轉中，農(nóng)戶轉包土地后大多轉移到城市從事非農(nóng)就業(yè)，而承包土地的農(nóng)戶仍留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)相關工作，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和工業(yè)生產(chǎn)率的差異導致不同土地流轉方向收入效應的分化，即土地轉包后的非農(nóng)就業(yè)收入大于土地承包后的農(nóng)業(yè)就業(yè)收入。據(jù)此提出假設H3。

H3：土地轉包比土地承包的收入效應更顯著。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文數(shù)據(jù)來源于2013年中國家庭收入調查收據(jù)。中國家庭收入調查（CHIP）重點在于研究“中國收入和不平等”狀況，考慮到中國流動人口規(guī)模越來越大，在最初針對城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調查的基礎上，于2002年增加流動人口調查。中國家庭收入調查已在1989年、1996年、2003年、2008年和2014年進行五次入戶調查，目前最新數(shù)據(jù)為2014年調查的2013年數(shù)據(jù)。

本文被解釋變量為農(nóng)戶可支配收入總額，核心解釋變量為土地轉包面積和土地承包面積?？刂谱兞堪▊€人、社會保障、勞動安排和家庭資產(chǎn)負債總額特征四類。其中個人特征變量包括性別、婚姻狀況、民族、政治面貌、戶口性質、教育年限和健康狀況；社會保障特征變量包括是否享有醫(yī)療保險、是否享有最低社會保障、是否享有養(yǎng)老保險、是否享有勞保福利；勞動安排特征變量包括是否從事農(nóng)林牧漁生產(chǎn)活動和是否從事工資性生產(chǎn)活動；家庭資產(chǎn)負債特征變量包括家庭人民幣金融資產(chǎn)總額、住戶負債總額和是否提出借貸請求。

（二）描述性統(tǒng)計分析

表1為樣本的描述性統(tǒng)計分析。樣本中可支配收入最小值為-2.2，最大值為160，表明2013年中國農(nóng)村家庭收入存在負收入情況，最高收入達160萬元；土地轉包面積和土地承包面積的最大值分別為42畝和400畝。性別均值為0.521，表明男性多于女性；婚姻狀況均值為0.643，表明大多數(shù)受訪者已婚；民族均值為0.920，表明絕大部分受訪者為漢族；政治面貌和戶口性質均值分別為0.047 和0.945，表明絕大多數(shù)受訪者為非中共黨員和農(nóng)業(yè)戶口；受教育年限均值為7.414。絕大部分享有醫(yī)療保險，大部分享有養(yǎng)老保險，極少享有最低社會保障和勞保福利。人民幣金融資產(chǎn)總額最大值為362.6萬元，負債總額最大值為90萬元。

表1 描述性統(tǒng)計分析

（三）模型設定

為探究土地流轉對農(nóng)戶收入的影響，本文設定基本計量模型如下。

式（1）用來衡量土地流轉的經(jīng)濟效應。其中，y為農(nóng)戶可支配收入，tdlz代表土地流轉，包括土地轉包和土地承包，Xi為控制變量，ui為誤差項。

同時，為測算土地流轉的規(guī)模經(jīng)濟，本文建立分位數(shù)回歸模型。分位數(shù)函數(shù)如下。

式（4）中，若tau=0.75，則表示有75%的數(shù)據(jù)在最小化損失函數(shù)求得的回歸曲線f下方，25%位于曲線上方。

四、實證分析

（一）基準回歸

表2報告了基準回歸結果。其中列（1）是以土地轉包面積為被解釋變量的模型估計值；列（2）是以土地轉包畝均費用為被解釋變量的模型估計值。列（3）和列（4）分別是以土地承包面積和土地承包畝均費用為被解釋變量的模型估計值。

表2 基準回歸結果

續(xù)表

由表2 可知，土地轉包和土地承包均顯著促進農(nóng)戶收入增加。其中，在控制其他條件不變情形下，土地轉包面積每增加1畝，農(nóng)戶收入增加0.065萬元，土地轉包畝均費用每增加1%，農(nóng)戶收入增加4.806%。同時，在控制其他條件不變情形下，土地承包面積每增加1 畝，農(nóng)戶收入增加0.025 萬元，土地承包畝均費用每增加1%，農(nóng)戶收入增加13.554%。進一步對比發(fā)現(xiàn)，土地轉包比土地承包對農(nóng)戶收入的收入效應更高。土地承包面積對農(nóng)戶收入的邊際影響為0.025，而土地轉包面積的邊際影響為0.065，即土地轉包的經(jīng)濟效應是土地承包經(jīng)濟效應的2.6倍。換言之，對農(nóng)戶而言，將土地轉包比自身承包具有更好的經(jīng)濟效應。實際上，將土地轉包后，大部分農(nóng)戶作為轉移人口到城市務工，故相比于農(nóng)民職業(yè)化，農(nóng)業(yè)轉移人口市民化更有助于促進農(nóng)戶收入增加。

土地轉包方面，個人特征因素中，已婚、漢族且為中共黨員對農(nóng)戶增收有積極作用；同時，戶口性質、身體健康狀況對農(nóng)戶增收有消極作用，即非農(nóng)戶口收入水平更高，農(nóng)戶身體越健康，收入水平越高。農(nóng)戶家庭資產(chǎn)負債特征因素中，家庭金融資產(chǎn)越多，家庭收入越高。此外，提出借貸請求對農(nóng)戶增收有積極作用，驗證了農(nóng)村小額信貸的溢貧效用。社會保障因素中，醫(yī)療保險、最低社會保障、養(yǎng)老保險和勞保福利對農(nóng)戶增收均有消極作用，表明享有醫(yī)療保險、最低社會保障、養(yǎng)老保險和勞保福利可能無助于農(nóng)戶收入增加，但其系數(shù)估計值均未通過顯著性檢驗，最終效果有待進一步探討。土地承包方面，民族為漢族顯著增加農(nóng)戶收入，已婚可能促進農(nóng)戶收入增加。家庭資產(chǎn)負債因素中，家庭持有的人民幣金融資產(chǎn)總額每增加1萬元，農(nóng)戶收入分別增加0.190萬元和0.186萬元，均在1%水平下顯著。家庭負債規(guī)模在1%水平下顯著促進農(nóng)戶增收。提出借貸請求對農(nóng)戶增收有積極作用，但未通過顯著性檢驗。社會保障特征變量對農(nóng)戶收入的系數(shù)估計值均為負，表明在土地承包模型中，享有社會保障可能無助于提高農(nóng)戶收入。

（二）異質性檢驗

中國不同區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展差異巨大，不同區(qū)域農(nóng)村土地流轉的經(jīng)濟效應可能存在較大差異。因此，本文將樣本數(shù)據(jù)劃分為東部和中部地區(qū)進行異質性檢驗。表3為異質性檢驗估計值，其中，列（1）和列（2）是東部地區(qū)和中部地區(qū)以土地轉包面積為被解釋變量的模型估計值，列（3）和列（4）是以土地承包面積為被解釋變量的東部地區(qū)和中部地區(qū)模型估計值。

表3 異質性檢驗

由表3可知，土地轉包方面，東部地區(qū)土地轉包的系數(shù)估計值為0.030，而中部地區(qū)土地轉包對農(nóng)戶可支配收入的系數(shù)估計值為0.111，是東部地區(qū)的3.70倍。表明在控制其他條件不變情形下，東部地區(qū)農(nóng)戶土地轉包面積每增加1畝，農(nóng)戶可支配收入增加0.03萬元，而中部地區(qū)則增加0.111萬元。土地承包方面，東部地區(qū)土地承包的系數(shù)估計值為0.013，而中部地區(qū)土地承包的系數(shù)估計值為0.049，是東部地區(qū)的3.77倍。表明在控制其他條件不變情形下，土地承包面積每增加1畝，東部地區(qū)農(nóng)戶收入增加0.013萬元，而中部地區(qū)農(nóng)戶收入則增加0.049萬元。因此，不論是土地轉包的經(jīng)濟效應還是土地承包的經(jīng)濟效應，中部地區(qū)始終大于東部地區(qū)。

（三）規(guī)模經(jīng)濟效應檢驗

為進一步檢驗土地流轉的規(guī)模效應，本文對土地轉包面積、土地轉包畝均費用和土地承包面積、土地承包畝均費用進行分位數(shù)回歸。

圖1為土地轉包面積（左）和轉包畝均費用（右）分位數(shù)回歸圖?？梢钥闯觯?/10分位后土地轉包面積分位數(shù)估計值出現(xiàn)下降趨勢，表明土地轉包面積可能并不存在規(guī)模經(jīng)濟。在6/10位數(shù)之前土地轉包費用分位數(shù)估計值變化較為平穩(wěn)，而在6/10位數(shù)后分位數(shù)估計值顯著上升，表明土地轉包畝均費用超過2.9萬元（土地轉包費用的6/10分位數(shù)）后，土地轉包畝均費用越高，農(nóng)戶收入增加幅度越大。

圖2為土地承包面積（左）和承包畝均費用（右）分位數(shù)回歸圖?？梢钥闯觯恋爻邪娣e對農(nóng)戶可支配收入的分位數(shù)估計值呈波動上升趨勢，表明土地承包面積可能存在一定程度的規(guī)模經(jīng)濟。相反，盡管在1/4、1/2和3/4位數(shù)的土地承包費用分位數(shù)估計值表現(xiàn)出逐步增加的規(guī)模經(jīng)濟，但在詳細的分位數(shù)回歸圖中則并未表現(xiàn)出明顯的規(guī)模經(jīng)濟。

（四）要素配置效應檢驗

不再具有土地經(jīng)營權，土地流轉農(nóng)戶多選擇外出就業(yè)。因此，本文以外出就業(yè)和未外出就業(yè)檢驗土地流轉的要素配置效應，表4為模型估計結果。其中列（1）是土地轉包且外出就業(yè)的系數(shù)估計值，列（2）是土地轉包但未外出就業(yè)的模型估計值，列（3）是土地承包且外出就業(yè)的模型估計值，列（4）是土地承包但未外出就業(yè)的模型估計值。

由表4可知，在土地轉包且外出就業(yè)情形下，土地轉包對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟效應為0.077，高于土地轉包但未外出就業(yè)情況。農(nóng)戶承包土地且未外出情形下，土地承包面積對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟效應為0.029，低于土地承包且外出就業(yè)情況。因此，中國農(nóng)村土地流轉存在要素配置效應，即農(nóng)戶土地流轉后非農(nóng)就業(yè)有效提升了農(nóng)戶收入水平。

表4 外出就業(yè)對農(nóng)戶收入的影響機制

（五）穩(wěn)健性檢驗

考慮到2013年中國家庭收入調查數(shù)據(jù)可能存在時效性不足問題，本文進一步采用2018年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。中國家庭追蹤調查（CFPS）由北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）實施，通過追蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，比較客觀反映了中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變化趨勢。中國家庭追蹤調查對象覆蓋全國25個省級行政區(qū)的16 000戶家庭，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，具有較好代表性。表5為替換數(shù)據(jù)后的穩(wěn)健性檢驗結果。

表5 替換數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗

由表5可知，采用2018年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)重新估計后，土地流轉（包括土地轉包和土地承包）對收入水平的估計值同樣顯著為正，即土地流轉仍顯著促進農(nóng)戶收入增加，土地流轉的收入效應得到驗證。同時，工作性質為虛擬變量，農(nóng)業(yè)工作=1，非農(nóng)就業(yè)=0，土地流轉×工作性質的交乘項系數(shù)顯著為負，表明土地流轉且從事非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)戶收入顯著更高，印證了土地流轉存在要素配置效應。因此，基于2018年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)進行的穩(wěn)健性檢驗表明基準回歸的結論是可靠的。

同時，考慮到土地流轉并非隨機行為，為解決可能存在的樣本自選擇問題，本文進一步采用PSM進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結果如表6 所示。前3 列是以土地轉包為被解釋變量的PSM 穩(wěn)健性檢驗結果，后3列是以土地承包為被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結果。

表6 基于PSM的穩(wěn)健性檢驗

由表6 可知，不論是以土地轉包為被解釋變量，還是以土地承包為被解釋變量，ATT 值均為正，即進行土地轉包和土地承包的農(nóng)戶家庭收入比未進行土地轉包和土地承包的農(nóng)戶更高。同時，在近鄰匹配和卡尺匹配中，以土地轉包為被解釋變量的ATT值均大于以土地承包為被解釋變量的ATT值，再一次證實土地轉包的收入效應大于土地承包的收入效應。

五、結論與政策建議

（一）結論

通過對2013年中國家庭收入調查數(shù)據(jù)的分析，本文檢驗了農(nóng)村土地流轉對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟效應，并得出如下結論：首先，與土地承包相比，土地轉包對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟效應更高。其次，中部地區(qū)的土地轉包和土地承包的經(jīng)濟效應大于東部地區(qū)。再次，土地轉包可能并不存在規(guī)模效應而土地承包存在一定程度的規(guī)模經(jīng)濟。最后，中國農(nóng)村土地流轉存在要素配置效應，即土地流轉后農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)能有效提升農(nóng)戶收入水平。中國農(nóng)村土地流轉已進入快速發(fā)展階段，可更好促進農(nóng)村土地流轉，提高農(nóng)戶收入，推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施。

（二）政策建議

一是加快構建健全的土地流轉市場。中共中央辦公廳和國務院辦公廳在2014年印發(fā)了《關于引導農(nóng)村土地經(jīng)營權有序流轉發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》，十九大報告明確提出要“深化農(nóng)村土地制度改革，完善承包地‘三權分置’制度”。十八大和十九大以來一系列政策文件表明土地流轉已獲得政策層面支持，但目前我國土地流轉市場建設并不健全，制約農(nóng)村土地有序流轉，無法高效發(fā)揮農(nóng)村土地經(jīng)濟效應。因此，構建統(tǒng)一開放、秩序規(guī)范、信息充分的農(nóng)村土地流轉市場，既是優(yōu)化土地要素資源配置的有效方式，也是促進農(nóng)村發(fā)展，提高農(nóng)民收入的必然要求。

二是加大農(nóng)業(yè)投資力度，推動農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營。盡管我國土地流轉面積不斷擴大，但本文結論表明，我國農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營效果依然十分有限。因此，除構建健全的土地流轉市場，提高土地流轉效率外，還要加大農(nóng)業(yè)投資力度，完善農(nóng)業(yè)基礎建設，提高農(nóng)業(yè)機械化水平，以更好地推動農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營。

三是積極推進農(nóng)業(yè)轉移人口市民化。本文結論表明，農(nóng)業(yè)轉移人口市民化比農(nóng)民職業(yè)化更能推動農(nóng)戶收入增加。在農(nóng)業(yè)剩余人口龐大和農(nóng)業(yè)轉移人口巨大的背景下，應深化戶籍制度改革，進一步放寬城市尤其是中小城市落戶條件，加強農(nóng)業(yè)轉移人口就業(yè)服務和職業(yè)技能培訓，提高農(nóng)業(yè)轉移人口融入城鎮(zhèn)能力，推進農(nóng)業(yè)轉移人口市民化。