農地流轉對農村內部收入不平等的影響

吳超，李強，王會，劉霞婷，宋中麗

（北京林業(yè)大學經濟管理學院，北京 100083）

1978年改革開放以來，中國農村經濟的發(fā)展取得了矚目的成就，農村居民收入也不斷提高，年均增長率接近8%[1]，但收入增長的同時收入不平等的現(xiàn)象也不斷在加劇。當前在農村內部，農村家庭之間的收入差距處于高位徘徊的階段[2]。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，2013—2019年中國農村家庭高收入組（20%）的人均可支配收入與低收入組（20%）家庭的人均可支配收入之比由7.4∶1上升為8.4∶1。另外，通過中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)計算得出，2012—2018年農村基尼系數(shù)居高不下，從0.490上升為0.517。收入差距擴大不僅會阻礙農戶收入增長，甚至會形成不斷擴大的內生機制，通過人力資本等渠道完成代際傳遞，進而影響收入階層的流動[3]。目前，中國農村階層趨于固化的問題已經逐漸顯現(xiàn)[4]。因此，農村內部收入不平等問題成為亟待解決的現(xiàn)實問題，對實現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

土地不僅是農村家庭最基本最重要的生產資源，也是其它生產資源投入的載體，決定了家庭其它生產要素分配的比例，是減少收入不平等的重要因素[5]。近年來中國以農村土地“三權分置”為重點大力推進農地制度改革，進而發(fā)揮土地的增值作用，改善收入分配問題。在此政策下，農地經營權的流轉規(guī)模擴大，速度加快。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2004年農村承包地流轉面積約為387萬hm2，到2018年全國家庭承包地流轉面積超過了3 533萬hm2，占家庭承包地總面積的近39%。在當前農村內部收入差距居高不下與社會階層趨于固化的雙重背景下，農地經營權流轉在重構家庭要素稟賦結構的同時促使農村家庭生計策略偏好發(fā)生改變[6]，對收入和收入分配可能產生深遠的影響?，F(xiàn)有研究關于農地流轉對收入結構的影響存在分歧。一方面，有學者認為農地流轉可以減緩農村家庭的收入不平等，萬廣華等[5]在分解影響農村收入不平等的因素時發(fā)現(xiàn)土地是減少收入不平等的唯一因素，并認為低收入農民之間的農地流轉可以減輕收入不平等。Zhang[7]認為農地流轉市場通過將農地轉移到非農收入來源較少的農村家庭，使這些家庭擁有更大份額的耕地和農業(yè)收入，抵消了他們在非農就業(yè)方面的劣勢，有助于緩解非農收入對農村收入日益加劇的不平等影響，從而對整體收入分配產生了均衡效應。另外，也有諸多學者基于基尼系數(shù)得出農地流轉加劇了農村的收入不平等[8-10]。還有一些學者考慮到農村家庭要素稟賦的差異性，以家庭收入為分類標識，利用條件分位數(shù)回歸或是分組均值回歸的方法研究農地流轉收入效應的差異化，發(fā)現(xiàn)高收入群體農地流轉的增收效應明顯大于低收入群體的增收效應，所以農地流轉會擴大農村收入差距[11-13]。

以上文獻為研究農地流轉對農村收入不平等的影響奠定了堅實的基礎，但是仍有可以討論的空間。一方面，鮮有文獻直接建立農村整體收入不平等指標與農地流轉的關系，現(xiàn)行簡捷做法是依據(jù)不同收入階層收入增速的差異間接推斷的，這樣并不能完全說明收入差距的真實變化。另一方面，現(xiàn)有研究關注的是靜態(tài)收入差距分析，農地流轉引起不同收入階層收入增速的差異或者基尼系數(shù)的變化都是基于短期某年截面數(shù)據(jù)得到的有關收入不平等指標，無法提供有關農地流轉引起的農村居民收入動態(tài)變化信息，也就是說，并不清楚農地流轉對各個收入階層的居民所處相對地位的影響，最初處于收入分配底層的農村家庭能否通過農地流轉實現(xiàn)階層躍遷？單從一個截面探究靜態(tài)的農戶收入不平等是不全面的，所謂的公平不僅僅體現(xiàn)在貧富差距的大小，還要考慮是否存在足夠高的從貧到富的機會[14]，所以有必要開展農村家庭收入流動性的研究，這樣才能全面考察農地流轉對收入不平等的影響。

鑒于上述，本文將以農村家庭為單位，利用中國家庭金融調查（CHFS）微觀數(shù)據(jù)，通過再中心化影響函數(shù)回歸直接建立收入分配不平等指標與農地流轉之間的關系，從靜態(tài)維度分析農地流轉能否縮小農村內部收入差距。同時，通過收入轉移矩陣從動態(tài)維度分析低收入農村家庭能否通過農地流轉實現(xiàn)階層躍遷。此外，本文還根據(jù)所處地區(qū)、農地流轉數(shù)量和租金支付形式（有償流轉或無償流轉）探索其影響的異質性，有助于政府制定有針對性的農地流轉扶持政策以緩解農村內部的收入不平等。

1 理論分析

在農戶收入決定模型中，家庭資源稟賦起著核心作用，家庭的資源稟賦由人力資本、物質資本和社會資本等要素組成。區(qū)域、制度等外部因素同樣影響家庭收入。農地流轉制度會重構家庭資源稟賦結構，家庭生計策略偏好也隨之發(fā)生改變，從而對家庭總收入產生影響。在此過程中，由于不同收入階層家庭初始的家庭資源稟賦具有差異性，農地流轉對家庭收入的影響幅度和方向也不盡相同，從而對農村收入不平等產生影響。具體從轉入農地和轉出農地這兩種行為對家庭農業(yè)收入和非農業(yè)收入的影響進行展開分析（本文簡單將家庭收入分為農業(yè)收入和非農業(yè)收入兩個部分，非農收入主要是工資性收入）。農地流轉對收入不平等的作用機理如圖1所示。

圖1 農地流轉影響收入不平等的作用機理Fig. 1 Mechanism of farmland transfer affecting income inequality

參考Deininger和Jin[15]的研究，構建農地流轉影響收入差距的理論模型。由于農村土地流轉市場發(fā)展不完善，單位流轉農地存在交易成本，這將導致轉入農地的凈租金為農地租金與交易成本之和，而轉出農地得到的凈租金為農地租金扣除交易成本。從“理性人”的經濟假設出發(fā)，家庭首先依據(jù)農地的邊際利潤與凈租金的比較做出流轉決策以實現(xiàn)生產活動利潤最大化。當經營農地的邊際利潤小于農地租金與交易成本之和（凈租金）時，家庭選擇轉出農地。當經營農地的邊際利潤大于農地租金與交易成本之差（凈租金）時，家庭選擇轉入農地。當農地的利潤位于兩者之間，則家庭不參與農地流轉。

參與農地流轉后，轉入農地對家庭收入的影響與農地經營方式有關系。轉入農地后的農地經營方式大致分為規(guī)模生產和小農生產兩種。對于農業(yè)收入部分來說，轉入農地后不管是規(guī)模生產還是小農生產，均會增加農業(yè)生產利潤（由于經營農地的邊際利潤大于凈租金）。根據(jù)家庭資源稟賦差異，簡單將農村家庭劃分為低收入家庭和高收入家庭兩種。低收入家庭由于資金有限普遍采取小農生產，主要依靠自有勞動力精耕細作、投入成本較低、農地邊際產出較高，而高收入家庭多規(guī)模生產，營利性動機強，往往伴隨著雇傭勞動力、購買或者租賃大型農機等大量農業(yè)投資行為，所以投入成本高、監(jiān)管難、農地邊際產出較低[16-17]。并且由于高收入家庭規(guī)模生產的營利性動機更強和市場化程度更高，所以轉入單位農地的租金要高于小農生產的家庭[18]。因此，低收入家庭轉入農地擴大經營后的農業(yè)生產凈收入的增長幅度可能超過高收入家庭。對于非農收入部分來說，采用小農生產經營方式的低收入轉入家庭能夠將非農就業(yè)與農業(yè)工作結合起來（由于農地規(guī)模小和農業(yè)生產的季節(jié)性），對家庭現(xiàn)有的生產資源分配結構影響較小，因而參與轉入額外土地對非農收入的影響很小[19]，而高收入轉入家庭因規(guī)模生產會將更多的生產資源分配到農業(yè)生產中，其非農收入會下降。綜上，低收入家庭轉入土地的增收效應很有可能大于高收入家庭，這將有利于減緩農村收入差距。

轉出農地對家庭收入的影響與家庭初始的資源分配狀況有關系。對于農業(yè)收入部分來說，轉出農地會增加農業(yè)收入（由于經營農地的邊際利潤小于凈租金）。但由于低收入家庭收入基數(shù)小，其增收幅度相對更大。即使低收入家庭轉出農地所得的租金絕對值小于高收入家庭，但其相對值不一定小于高收入家庭。對于非農收入部分來說，轉出農地將會使勞動力等生產要素從農業(yè)活動分配到非農業(yè)就業(yè)，因此非農業(yè)收入將會增加。低收入家庭對土地的依賴程度高，種地為生，會將大部分的生產要素投入到農業(yè)生產中[20]。低收入家庭在轉出農地前，家庭資源的初始分配比例是農業(yè)生產活動大于非農業(yè)就業(yè)，轉出農地后將發(fā)生逆轉。在農業(yè)綜合收益低于非農業(yè)綜合收益的背景下，生產資源使用途徑的轉變（非農業(yè)就業(yè)）或者是轉變使用途徑的人數(shù)增加會使低收入家庭非農收入大幅提高。高收入家庭對土地的依賴性并不高，轉出土地對高收入家庭資源配置的影響較小，非農收入增加有限。因此，低收入家庭可能從轉出農地中收益更多，有利于減緩農村收入差距。

綜上，本文認為農地流轉更有利于低收入家庭的收入增長，從而可以縮小農村的收入差距。同時，農地流轉可以提高農村的收入流動性以及低收入階層向上流動的概率。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自于中國家庭金融調查（CHFS）的2015年和2017年兩輪調查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫可以提供家庭的人口統(tǒng)計特征，上一年的收入與支出、農地權益變更等方面的信息。更為重要地，該數(shù)據(jù)庫在調查農地流轉參與狀況時更進一步詢問了流轉的規(guī)模、租金等較為詳細具體的信息，有助于本文較為全面地選取變量并進行異質性分析。另外，該數(shù)據(jù)庫可篩選出追蹤樣本用于家庭收入流動性方面的研究。根據(jù)研究目的，本文對原始數(shù)據(jù)進行了分配和處理：2015年調研的截面數(shù)據(jù)用于農地流轉對收入差距影響的靜態(tài)分析，2017年調研的數(shù)據(jù)僅保留家庭收入數(shù)據(jù)并與2015年調研的家庭數(shù)據(jù)進行匹配以用于農地流轉影響收入流動性的動態(tài)分析；剔除16歲以下的低齡戶主家庭、75歲以上的高齡戶主家庭；為了便于諸多收入不平等指標的計算，僅保留了可支配收入為正的農村家庭樣本；同時為了消除極端值的影響，家庭資產和家庭收入均雙邊縮尾 0.01[2]。最終得到9 117個農村家庭追蹤樣本數(shù)。

2.2 模型選擇

1）基于再中心化影響函數(shù)回歸的不平等處理效應。本文使用Firpo等[21-22]、Firpo和Pinto[23]提出的基于再中心化影響函數(shù)回歸（Recentered Influence Function Regression，簡稱RIF回歸）的不平等處理效應方法，從靜態(tài)維度開展農地流轉對農村收入不平等影響的實證檢驗。不平等處理效應方法（Inequality Treatment Effects，簡稱ITE）定義為參與和不參與項目時潛在結果邊際分布的不平等指標之間的差異。RIF回歸可以反映自變量分布的變動對結果變量無條件分布統(tǒng)計量（如分位數(shù)、方差、基尼系數(shù)等）的影響，其好處在于直接建立了收入不平等指標與農地流轉的回歸方程，并且可以估計出農地流轉對整個收入分布的無條件（邊際）影響。

標準的RIF回歸并不適用估計自變量分布變化較大時的影響，特別是考慮虛擬變量時，因此引入不平等處理效應克服這一弱點。其核心在于先使用參數(shù)或非參數(shù)方法估計出可用于識別“反事實”分布的逆概率權重，再使用RIF回歸估計自變量對結果變量分布統(tǒng)計量（如分位數(shù)、方差、基尼系數(shù)等）的邊際影響。具體過程如下。

定義T為分組變量，T=1表示參與農地流轉，T=0表示未參與農地流轉。YT表示在分組變量T下的農戶家庭的收入情況（Y=[y1,y2, …,yi]，yi是第i個農戶家庭人均收入水平），X表示觀察到的特征變量。不平等處理效應可以表示為參與農地流轉和未參與農地流轉兩種情況下收入的分布統(tǒng)計量v之差，表達式為：

式中：FY1和FY0表示兩種潛在收入的無條件累積分布函數(shù)。在現(xiàn)實中，兩種潛在收入不可能被完全觀察到，只能獲得分組之后的現(xiàn)實收入及其分布。如果家庭參與農地流轉，則只可觀測到Y1，無法觀測到Y0。可觀察到的收入為：

第一步，計算FY1和FY0的擬合值。首先通過可觀察到的特征變量X，用參數(shù)方法（如Probit或Logit模型）、半?yún)?shù)或非參數(shù)方法估計加權因子ωk(X)，然后使用該加權因子計算得出FY1和FY0的擬合值（分別用FITY1和FITY0表示）[24]。

第二步，構造FITY1和FITY0的分布統(tǒng)計量的再中心化影響函數(shù)RIF。RIF為農地流轉決策變量T和特征變量X的函數(shù)：

式中：k=(0, 1)。yi是第i個農戶家庭人均收入水平，是農地流轉決策變量T的處理效應，為特征變量X的待估參數(shù)，ε為殘差。

第三步，使用RIF回歸估計不平等處理效應。構造分布統(tǒng)計量的RIF后，將RIF作為被解釋變量，進行OLS回歸。分布統(tǒng)計量的RIF的期望等于分布統(tǒng)計量分身且滿足期望迭代性質，從而將個體收入yi與衡量群體不平等指標（如分布統(tǒng)計量為基尼系數(shù)）建立聯(lián)系，估計出農地流轉對不平等指標（分布統(tǒng)計量）的無條件（邊際）影響。根據(jù)式（3），擬合模型為：

等式兩側對T取條件期望并對T求導，則系數(shù)為不平等處理效應，即農地流轉對收入不平等的影響：

本文主要用到的分布統(tǒng)計量為基尼系數(shù)、分位數(shù)以及分位數(shù)差距。為了全面評估農地流轉對收入差距的影響，不僅使用基尼系數(shù)（用gini表示）評估整體的收入不平等，還添加了90分位數(shù)和10分位數(shù)之間的對數(shù)收入差距、50分位數(shù)和10分位數(shù)對數(shù)收入差距、90分位數(shù)和50分位數(shù)對數(shù)收入差距（分別簡寫為Q90Q10、Q50Q10、Q90Q50，p分位數(shù)是指將收入從低到高排序后第p%位置的數(shù)值）三個不平等衡量指標，旨在反映收入分布的最兩極以及分布的較低和較高部分發(fā)生的情況。

2）收入轉移矩陣。本文使用收入轉移矩陣分析農地流轉對收入流動性的影響，檢驗農地流轉能否成為低收入農村家庭實現(xiàn)階層躍遷的階梯，實現(xiàn)從動態(tài)維度評估農地流轉對農村收入不平等的影響。參考龔鋒等[25]的“反事實收入”構建方法，采用基于Logit模型的傾向得分匹配方法（PSM），構造所有農村家庭2014年都參與土地流轉時的“反事實”收入分布，測算并比較2014年的實際收入分布和“反事實”收入分布分別與2016年實際收入分布對比的收入轉移矩陣及其指標。

收入轉移矩陣是分析收入流動性常用的工具。通過將收入從低到高排序分成n組（本文將收入五等分），標記出每個家庭初期和末期的收入等級，然后計算出初期每一收入分組人數(shù)中在末期位于各收入分組的人數(shù)比重，從而計算出收入轉移矩陣。收入轉移矩陣的元素Pij代表初期收入階層為i到末期年收入階層為j的概率。通常用慣性率和平均流動率衡量收入流動性的大小。其中，慣性率是指初期和末期收入等級不變的家庭所占比例，該指標與收入流動性呈反向關系。平均流動率是指分析時段內不同收入等級間相互流動的概率，該指標與收入流動性呈正向關系。

2.3 變量說明

1）被解釋變量。本文的被解釋變量為基尼系數(shù)、分位數(shù)以及分位數(shù)差距這三個收入分布統(tǒng)計量的再中心化影響函數(shù)。再中心化影響函數(shù)是由家庭人均可支配收入（由家庭成員全年的人均稅后現(xiàn)金收入和實物收入構成）轉換而來的。

2）解釋變量。農地流轉變量設置為二元離散變量，只要家庭存在轉出或者租入農地的行為，就認為該家庭參與了農地流轉，賦值為1，反之為0。

3）控制變量。本文選取了戶主特征、家庭生產要素特征、生產經營特征和地理位置特征作為控制變量（表1）。戶主特征包括戶主受教育水平、性別和年齡。一般而言，戶主是家庭中起決策作用的人，其受教育水平越高，接收和辨別社會信息能力更強，從而在更優(yōu)決策下獲得更高的收入。戶主年齡與生產工作經驗成正向關系，有利于收入的增加。但同時，農村家庭戶主年齡越大也意味著對農業(yè)生產的依賴程度高，在生產決策中更偏向農業(yè)從而使非農收入降低[9]。男性在人力資本存量和社會資本存量更具優(yōu)勢[26]，戶主男性對家庭收入影響為正。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計Table 1 Variable description and descriptive statistics

本文從人口特征、社會保障、社會資本和物質資本四個維度衡量家庭生產要素特征，具體包括人口規(guī)模、勞動力人數(shù)、家庭成員平均健康狀況、家庭成員參保人數(shù)、人情禮支出、家庭成員是否擔任村干部和人均資產。家庭人口越多，需要撫養(yǎng)的老人和小孩可能越多，對中低收入家庭的收入水平抑制作用更明顯[27]。勞動力人數(shù)衡量了家庭可用的勞動力資源，健康狀況衡量了人口質量，對家庭收入有重要影響。社會保險是抵御風險的重要手段，對收入分配起調節(jié)作用。中國農村地區(qū)人情社會特征明顯，社會關系代表了資源獲取和配置能力[28]，從而影響收入分配。家庭物質資本狀況選用人均資產進行衡量。家庭資產除了包括金融資產，還包括房屋資產、車輛資產、土地資產等非金融資產，其價值大小一方面隱含了資產生息能力，影響財產性收入，另一方面可通過信貸約束影響生產經營規(guī)模，進而影響經營收入，最終對收入差距產生影響[29]。

在家庭生產經營現(xiàn)狀方面，本文選取了農地資源、農業(yè)兼業(yè)行為、農業(yè)機械價值和非農就業(yè)人數(shù)進行描述。農地資源和農業(yè)機械是重要的農業(yè)生產資源，農地面積大小和農機化程度高低通過農業(yè)生產效率對農業(yè)經營收入產生差異性影響，同時也會影響非農就業(yè)的意愿[27]。農業(yè)兼業(yè)行為和家庭從事非農業(yè)人口數(shù)量與非農收入密切相關。區(qū)域經濟發(fā)展差異與自然資源稟賦、市場進入機會緊密聯(lián)系[30]，為了控制區(qū)域層面因素可能的影響，引入了地區(qū)虛擬變量進行控制。變量的具體說明見表1。

3 結果與分析

3.1 農戶收入不平等與農地流轉參與情況分析

根據(jù)樣本計算得出，總體家庭人均收入的基尼系數(shù)為0.519，高于國際警戒線，收入差距較大。未流轉家庭人均收入的基尼系數(shù)為0.521，流轉家庭的基尼系數(shù)為0.510，可見未流轉家庭的收入差距大于流轉家庭，且大于包含流轉行為的總體家庭的收入差距。2014年參與流轉的農村家庭比例為26.03%，流轉面積占承包地總面積的27.23%。盡管有償流轉的家庭數(shù)量高于無償流轉，但是無償流轉家庭比例也高達38.10%。在無償流轉農地的家庭中，無償轉入農地的家庭約占2/3（表2）。

表2 農村家庭農地流轉的基本情況Table 2 Basic situation of farmland transfer of rural households

從表3可以看出，“零租金”的現(xiàn)象在位于收入分布尾部的家庭中更普遍。并且尾部家庭轉入土地的租金明顯低于頂部家庭，其中收入位于底層的家庭轉入每公頃土地的租金僅為頂層家庭的1/3，說明低收入家庭經營額外土地的租賃成本較低。

表3 不同收入水平的農村家庭轉入農地租金的情況Table 3 Rents of transfer-in farmland of households with different income levels

低收入家庭和中低收入家庭農地經營規(guī)模狹小，多采用小農生產的方式。在流轉家庭中，低收入家庭的平均流轉面積為0.552 hm2（表4），約為頂部家庭流轉面積的58%，且低收入家庭的流轉面積與其他收入階層（除高收入階層）的差距并不大，甚至超過中低收入階層；從不同的流轉方向看，各收入分組家庭轉入農地的面積明顯高于轉出農地的面積，這與家庭聯(lián)產承包責任制下土地分配較為平均有關系。低收入家庭轉入農地的面積與中高收入家庭持平，高達0.447 hm2，這與大量外出務工家庭為保留土地的使用權將農地轉給繼續(xù)耕種農地的留守家庭（多為低收入家庭）暫代經營[31-32]這一現(xiàn)實相符合。從流轉規(guī)模大小來看，約有23.39%的家庭流轉面積大于等于2/3 hm2，且規(guī)模流轉土地以轉入土地為主。

表4 不同收入水平的農村家庭農地經營和流轉規(guī)模的情況Table 4 Scale of farmland management and circulation of rural households with different income levels

3.2 靜態(tài)分析——農地流轉對收入差距的影響

根據(jù)前文所述，利用RIF回歸估計農地流轉對收入差距的影響，本文也進一步考察了不同流轉方向對收入差距的影響。回歸結果顯示，農地流轉減緩了收入的兩極分化（Q90Q10）和低端的不平等（Q50Q10），收入差距分別縮小4.77%（-0.143/2.999）和12.32%（-0.213/1.729），但加劇了高端的不平等（Q90Q50），比 例 為5.51%（0.070/1.270）（表5）。另外，參與農地流轉可使基尼系數(shù)顯著下降3.41%（-0.018/0.528），表明整體的收入不平等程度下降。除此之外，不同的流轉方向對收入不平等的影響也具有差異性。農地轉入和農地轉出均可以使基尼系數(shù)下降，比例分別為3.42%和6.40%；農地轉入使低端的不平等程度下降13.00%（-0.213/1.638），但使高端的不平等程度上升8.25%（0.104/1.260）；農地轉出則緩解了兩極分化和低端的不平等程度，比例分別為8.46%（-0.272/3.216）和9.42%（-0.185/1.964）；綜合來看，農地轉出對收入差距的調節(jié)作用更明顯。這可能是因為：由于轉入農地的準入成本過高，低收入家庭很難越過資金門檻實現(xiàn)農地的規(guī)模經營，甚至會被排除在農地轉入市場之外，因此低收入家庭往往更加傾向于轉出農地，同時在農業(yè)綜合收益低于非農業(yè)綜合收益的背景下，轉出農地的增收效應更強[12]。

表5 農地流轉影響收入差距的RIF回歸結果Table 5 RIF regression results of the impact of farmland transfer on income disparity

綜上，從整體層面考察，農地流轉確實起到了縮小農村內部收入差距的效果，但把收入分布拆解成兩極、高端和低端三個局部來看，加劇和緩解收入差距的影響同時存在。此外，相比于農地轉入，農地轉出對收入差距的調節(jié)作用更明顯。農地流轉縮小了農村內部收入差距這一結論與以往的研究[11,33]結果有差異，主要是因為后者是依據(jù)不同收入分組收入增速的差異進行推斷，關注的是局部的收入不平等，并沒有將個體的流轉行為與整體的收入不平等指標納入回歸方程中，無法觀察到所有階層的收入變動對收入差距的綜合影響。

農地流轉對收入不平等的影響與農地流轉的增收效應及其分布規(guī)律有關系。因此，本文進一步地考察了不同收入分位點農地流轉、農地轉入和農地轉出對收入的影響，從收入增長和基尼系數(shù)變動的關系角度闡述農地流轉對收入分配的調節(jié)作用。無條件分位數(shù)回歸結果顯示，農地流轉變量的系數(shù)均為正（圖2），說明農地流轉可使各個分位數(shù)上的家庭收入都有所增長，每一個家庭都可以通過農地流轉得到一個相同額度的額外收入（哪怕每個家庭的收入都增加一元錢），實現(xiàn)收入分布一個正的位置改變。當每一個家庭都獲得某一固定額度的收入增量時，基尼系數(shù)將會減小[34]，因此整體的收入不平等程度有所改善；在收入的5～95分位數(shù)，農地流轉對家庭收入的積極影響大致呈正“U”型，且拐點的兩側左高右低，這意味著不同收入階層在農地流轉作用下收入增速出現(xiàn)差異性。農地流轉對位于收入分布底端家庭收入的促進作用最大，其次是位于收入分布上端的家庭，然而對位于收入分布中間位置家庭收入的促進作用最弱。當處于收入分布較低部分的家庭比較高部分的家庭經歷了一個更大的收益，基尼系數(shù)同樣也會減小[35]。因此，農地流轉可以減緩收入的兩極分化和低端的不平等，但同時也會加劇高端的不平等。

進一步地，從不同流轉行為（轉入和轉出）闡釋不同收入階層在農地流轉作用下收入增速出現(xiàn)差異性的原因。從圖2中可知，不同流轉方向對家庭收入積極影響的變化趨勢不一樣。從轉出角度考慮，農地轉出對收入的正向回報隨著分位數(shù)的增加而降低，表明農村低收入家庭從農地轉出中收益更多。如理論分析所述，由于低收入家庭主要收入渠道是農地經營，家庭生產資源在轉出農地后從農業(yè)生產向非農就業(yè)大幅調整，在非農業(yè)綜合收益大于農業(yè)綜合收益的背景下，非農收入大幅增加，從而實現(xiàn)家庭收入的高增長。而高收入家庭對土地的依賴性并不高，轉出土地對家庭資源配置的影響較小，收入增加有限。

圖2 農地流轉增收效應的收入分布Fig. 2 Income distribution law of the effect of increasing income from farmland transfer

從轉入角度考慮，農地轉入對收入底層和頂層家庭的收入促進作用較大且對收入底層家庭的促進作用明顯高于頂層家庭。這主要是因為：“零租金”的現(xiàn)象在低收入家庭中更普遍且低收入家庭經營額外土地的租賃成本也較低（表3），那么常采用低生產成本高產出的小農生產方式的低收入家庭轉入農地擴大經營后的農業(yè)生產凈收入增長幅度大于高收入家庭。同時，經營農業(yè)的低收入家庭由于生產季節(jié)性和農地經營規(guī)模小，參與轉入額外土地對非農收入的影響可能很小，而高收入家庭的非農收入將會因家庭生產資源投放量減少而下降。所以，低收入家庭轉入土地的增收效應很有可能大于高收入家庭，有利于收入差距的縮小。

3.3 穩(wěn)健性檢驗分析

為了驗證上述結果的穩(wěn)健性，本文參考沈栩航等[36]的做法，將被解釋變量換成阿特金森指數(shù)（不平等厭惡系數(shù)為0.5和1，分別簡記為atkin(0.5)和atkin(1)）、廣義熵指數(shù)（參數(shù)為0和1，分別簡記為entropy(0)和entropy(1)）構成的RIF作為衡量農村內部收入不平等的補充指標進行檢驗。結果顯示，農地流轉、農地轉入和農地轉出的回歸系數(shù)均顯著為負（表6），表明農地流轉緩解了農村內部收入不平等這一結論具有較強的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果Table 6 Robustness test results

3.4 動態(tài)分析——農地流轉對收入流動性的影響

單純考察某一固定時點的收入差距，而忽視各收入階層相對位置的改變無法完全反映現(xiàn)實情況[37]。因此，本文利用收入轉移矩陣分析農地流轉對農村家庭收入流動性的影響，實現(xiàn)農地流轉對農村收入不平等的動態(tài)考察。

表7上部分由2014年和2016年這兩年的實際可支配收入組成，下部分則由2014年假設所有農村家庭都參與農地流轉的“反事實”收入和2016年實際可支配收入組成，旨在代表流轉市場發(fā)展程度不同，前者低于后者。計算出兩個收入轉移矩陣的慣性率分別為31.61%和23.57%，平均流動率分別為117.47%和144.02%。反映流轉市場發(fā)展程度更高的收入轉移矩陣的慣性率更小且平均流動率更大，說明參與農地流轉可以提高整體的收入流動性。從各個收入分組具體展開分析，以完全流轉的“反事實”收入轉移矩陣為例，與不完全流轉的實際收入轉移矩陣相比，在初期處于收入最低分組的家庭有約75%的概率在末期跳出最低收入階層，這一比例要高于農地流轉實踐率低的背景中的低收入家庭。與之相對應，最高收入階層家庭維持在原位置的概率減少約14.59%。但同時，中高收入階層家庭向上流動的概率減少3.45%。綜上所述，權衡利弊后可以得出農地流轉有利于提高收入流動性，能夠改善趨于僵化的動態(tài)收入分配格局，并且農村低收入家庭可以通過農地流轉實現(xiàn)階層躍遷。該結論與于水等[38]從社會學角度進行理論分析的觀點一致，本文在此基礎上進行實證驗證。

表7 2014年—2016年實際收入和“反事實”收入轉移矩陣(%)Table 7 2014—2016 real income and the “counterfactual” transfer matrix (%)

3.5 農地流轉對農村收入不平等影響的異質性分析

雖然前面分析發(fā)現(xiàn)農地流轉總體上有利于減少不平等，但對不同地區(qū)和不同流轉行為農戶的作用是否一致，特別是對不同流轉規(guī)模和不同租金支付形式。不同地區(qū)農業(yè)和非農業(yè)的發(fā)展程度決定農地所流向的收入階層，農地流轉數(shù)量和租金支付的形式（貨幣支付即有償流轉，人情支付即無償流轉）的差異會影響農業(yè)經營利潤，進而影響家庭收入和農村收入分配狀況?；诖?，本文重點從靜態(tài)維度分東部、中部和西部三個地區(qū)考察農地流轉對農村收入不平等的地區(qū)差異性，以流轉規(guī)模和有無租金為分類標識，探究大規(guī)模流轉農地、有償流轉農地（轉入和轉出）對農村收入差距的影響。本文參考樣本流轉規(guī)模的分布直方圖和平均數(shù)（0.641 hm2），設定流轉規(guī)模0.67～3.33 hm2為大規(guī)模流轉（小于0.67 hm2為小規(guī)模流轉，大于3.33 hm2為超大規(guī)模流轉），從轉入角度（因大規(guī)模流轉農地以轉入為主）重點考察大規(guī)模流轉農地對收入差距的影響。

回歸結果顯示，農地流轉對收入差距的縮小作用主要發(fā)生在中部和西部地區(qū)，在東部地區(qū)這一效果并不明顯（表8），這可能是因為東部地區(qū)與中西部地區(qū)相比，非農業(yè)較為發(fā)達，農業(yè)缺乏比較優(yōu)勢。對于中部地區(qū)的農村家庭來說，無論是收入分布的局部不平等還是整體的不平等，農地流轉的調節(jié)作用都顯著，收入差距縮小比例均超10%，其中基尼系數(shù)下降比例達16.01%。對于西部地區(qū)的家庭來說，農地流轉主要縮小的是收入分配頂層與底層、中間層與底層之間的差距。整體收入不平等在中西部地區(qū)緩解，但在東部地區(qū)有可能加劇，這可能是因為經濟發(fā)達地區(qū)的土地單位收益高，土地傾向于流轉到高收入農戶手中，因此會擴大當?shù)剞r戶的收入差距，相反，在經濟欠發(fā)達地區(qū)，其土地單位收益低，低收入農戶更容易獲得轉入土地的機會，當?shù)氐氖杖敕峙錉顩r會得到改善[8]。

表8 農地流轉影響農村收入不平等的地區(qū)差異Table 8 Regional differences in rural income inequality affected by farmland transfer

從流轉規(guī)模來看，大規(guī)模轉入農地與未流轉農地相比，可使整體收入不平等程度下降14.48%。此外，與未流轉農地相比，大規(guī)模轉入農地可使收入分布尾部的家庭收入增加，且收入增速要大于收入分布頂部的家庭（表9）。這可能是因為，高收入家庭大規(guī)模轉入農地后往往加大農業(yè)投資旨在實現(xiàn)規(guī)?；图s化經營，投入成本更高，且回報周期長，與之相對應的是風險高、短期利潤薄。

從租金支付的形式來看，有償轉出農地與無償轉出農地相比，可使樣本整體的收入不平等程度縮小12.03%（表9）。而有償轉入農地對收入分配的調節(jié)作用并不顯著（與無償轉入農地相比）。此外，有償流轉農地對收入增長的影響具有方向差異性。有償轉入農地會使在25及以下分位點的農村家庭的收入顯著下降，而對收入分布剩余位置的農村家庭收入均有正向作用。這可能是與有償轉入農地對這兩個收入階層的農村家庭收入影響路徑不同有關系。對于大多數(shù)低收入家庭來說，以小農生產方式為主，其本身農業(yè)生產和抵御風險的能力水平也較低，有償轉入農地很有可能只會徒增生產成本從而使經營收入下降。對于高收入家庭來說，有償轉入農地的流轉方式大大減弱了農地經營權流轉的不穩(wěn)定性和臨時性，有利于農業(yè)投資和生產條件的長期改良[39]，進而提高農業(yè)生產效率，實現(xiàn)農民收入持續(xù)增長。有償轉出農地對收入影響的整體趨勢是單調下降的。

表9 農地流轉規(guī)模和租金支付形式對收入分布的影響Table 9 Impact of the scale of farmland circulation and rent payment forms on income distribution

4 結論與啟示

4.1 結論

研究表明，農地流轉對農村內部收入不平等具有顯著的緩解作用。從靜態(tài)維度考察，農地流轉能夠有效縮小農村內部整體的收入差距。但把收入差距拆解成兩極、高端和低端三個局部來看，農地流轉減緩收入兩極分化和低端不平等的同時也加劇了高端的收入不平等。農地流轉對位于收入分布底端家庭收入的促進作用最大，其次是位于收入分布上端的家庭，然而對位于收入分布中間位置家庭收入的促進作用最弱。此外，相比于農地轉入，農地轉出對收入差距的調節(jié)作用更明顯，這與農業(yè)綜合收益低于非農業(yè)綜合收益有關。從動態(tài)維度考察，參與農地流轉有利于提高農村地區(qū)整體的收入流動性，能夠改善趨于僵化的動態(tài)收入分配格局，并且農村低收入家庭可以通過農地流轉實現(xiàn)階層躍遷。

農地流轉對收入不平等的調節(jié)作用因所處地區(qū)、流轉規(guī)模和租金支付形式（有償或無償流轉）的不同而存在差異性。農地流轉對收入差距的縮小作用主要發(fā)生在中部和西部地區(qū)，在東部地區(qū)這一效果并不明顯。大規(guī)模轉入農地與未流轉農地相比，可使整體收入不平等程度下降14.48%。大規(guī)模轉入農地對位于收入分布上部分家庭的增收作用較小，這與農業(yè)規(guī)模經營投入成本高，且回報周期長有關。有償流轉農地有助于改善農村整體收入分配狀況，有償轉出可使基尼系數(shù)下降超10%。需要注意的是，根據(jù)樣本計算，有償流轉農地的比例僅有六成。另外，有償轉入農地對收入差距的縮小作用并不顯著，有償轉入農地會對25及以下分位點的農村家庭的收入具有負向作用，這可能是因為低收入家庭本身農業(yè)生產能力較低，有償轉入農地并不會產生顯著的收益，最終只會徒增生產成本。

4.2 啟示

政府在繼續(xù)推動農地經營權流轉的同時要注重交易方式的規(guī)范化和市場化以推動有償流轉。有償流轉農地可大幅縮小收入差距，但在現(xiàn)實中，有償流轉農地的比例僅有六成。有償流轉農地實踐率不高是由土地流轉市場機制不完善和社會保障體系不健全造成的[40]。一方面，政府要完善土地流轉交易中租金的確定機制，根據(jù)當?shù)亟洕l(fā)展水平確定底線流轉價格，并建立土地流轉交易服務和監(jiān)管平臺，引導交易雙方簽訂書面流轉合同。另一方面，可以通過加強農村的社會保障建設、弱化農地的就業(yè)、養(yǎng)老和生活保障功能解決農民的后顧之憂，提高農村家庭有償流轉土地的比例[32]。

另外，政府應進一步完善農地補貼制度，根據(jù)流轉規(guī)模和經營主體實施差異化的農業(yè)經營補貼政策。根據(jù)不同轉入規(guī)模設立階梯式補貼制度，降低農業(yè)規(guī)模經營的生產成本，切實發(fā)揮大規(guī)模轉入農地的收入分配調節(jié)作用。農業(yè)生產補貼也應重點傾向轉入農地的低收入農戶，減小有償轉入農地對低收入家庭收入的不利影響。同時，政府在資金補貼之外也要發(fā)展農民的農業(yè)生產技術的培訓，提高農業(yè)經營主體的生產能力進而提高農業(yè)生產收益。

致謝：感謝西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心中國家庭金融調查（CHFS）數(shù)據(jù)庫的支持。