農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)有助于農(nóng)戶(hù)群體“提低擴(kuò)中”嗎?

黃祖輝 杜語(yǔ)

摘 要：提高中低收入農(nóng)戶(hù)群體的收入水平是縮小居民收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵任務(wù)。利用CFPS 2018數(shù)據(jù)，使用基于RIF的ITE模型等計(jì)量方法進(jìn)行分析研究發(fā)現(xiàn)：（1）土地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)具有非對(duì)稱(chēng)性，轉(zhuǎn)出土地的中低收入農(nóng)戶(hù)能顯著增收，但轉(zhuǎn)入土地的中低收入農(nóng)戶(hù)增收不明顯;（2）東部和西部地區(qū)轉(zhuǎn)出土地的中低收入農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)顯著;（3）土地流轉(zhuǎn)（尤其是轉(zhuǎn)出）有助于縮小農(nóng)戶(hù)間收入差距、優(yōu)化農(nóng)戶(hù)群體的收入分配結(jié)構(gòu)。實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健地說(shuō)明農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)對(duì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)群體“提低擴(kuò)中”目標(biāo)具有積極意義，在此基礎(chǔ)上提出在西部和東中部欠發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)，鼓勵(lì)和支持中低收入農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)土地，以增加其兼業(yè)和非農(nóng)收入等政策建議。

關(guān)鍵詞：土地流轉(zhuǎn);收入分配;提低擴(kuò)中;RIF回歸;處理效應(yīng)

中圖分類(lèi)號(hào)：F311? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2022）06-0087-13

收稿日期：2022-04-25 DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2022.06.11

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金國(guó)際（地區(qū)）合作交流項(xiàng)目（71861147002）

作者簡(jiǎn)介：黃祖輝，男，浙江大學(xué)中國(guó)農(nóng)村發(fā)展研究院首席專(zhuān)家，教授，博士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村發(fā)展、產(chǎn)業(yè)組織與制度安排。

引 言

自2004年中央一號(hào)文件再次聚焦“三農(nóng)”問(wèn)題以來(lái)，我國(guó)農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)，到2021年時(shí)農(nóng)村居民人均可支配收入達(dá)到了18 931元。但在農(nóng)民總體收入增長(zhǎng)的同時(shí)，也帶來(lái)了農(nóng)民內(nèi)部收入差距擴(kuò)大的情況。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)，我國(guó)農(nóng)民群體中的高收入戶(hù)與低收入戶(hù)人均純收入差距由2003年的5 481元擴(kuò)大到2020年的33 839元，農(nóng)民內(nèi)部的收入不平等問(wèn)題日益突出。如果收入差距持續(xù)擴(kuò)大并超過(guò)一定閾值，勢(shì)必會(huì)引起階層對(duì)立和社會(huì)不穩(wěn)定，不利于我國(guó)現(xiàn)代化的發(fā)展。為了解決這方面的問(wèn)題，中國(guó)共產(chǎn)黨領(lǐng)導(dǎo)人民打贏(yíng)了脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，并乘勝開(kāi)啟鄉(xiāng)村振興新征程，同時(shí)要求鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕。為順利施行這一系列舉措，除了需減輕工農(nóng)城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡程度以外，還需改善農(nóng)戶(hù)群體的收入分配結(jié)構(gòu)，提升中低收入農(nóng)戶(hù)的收入水平，繼而達(dá)到擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模的目標(biāo)。

任何收入都會(huì)分解并歸之于生產(chǎn)資源的所有者，土地是農(nóng)戶(hù)相對(duì)于其他人群所獨(dú)有的資源，因其承載著生存、就業(yè)以及社會(huì)保障等多重功能，被視為農(nóng)民增收的重要依托。中國(guó)的改革從農(nóng)村起步，而土地制度改革又是全面深化農(nóng)村各項(xiàng)改革的核心。近年來(lái)，我國(guó)在農(nóng)村土地歸農(nóng)民集體所有的前提下，建立起長(zhǎng)期穩(wěn)定的土地承包關(guān)系，并極具創(chuàng)新地實(shí)現(xiàn)了農(nóng)地制度由“兩權(quán)分離”到“三權(quán)分置”的變遷，其目的是在穩(wěn)定農(nóng)戶(hù)承包權(quán)的同時(shí)放活土地經(jīng)營(yíng)權(quán)，推動(dòng)土地有序流轉(zhuǎn)，以期實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)和農(nóng)民收入增加。有數(shù)據(jù)顯示，截至2020年，全國(guó)農(nóng)戶(hù)家庭承包地流轉(zhuǎn)面積達(dá)5 3218.92萬(wàn)畝，約為2010年流轉(zhuǎn)面積的3倍，土地流轉(zhuǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大，說(shuō)明土地流轉(zhuǎn)是農(nóng)村土地資源配置方式的演進(jìn)方向。2021年3月1日，《農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》開(kāi)始實(shí)施，該文件進(jìn)一步健全了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)交易規(guī)則，旨在提高農(nóng)戶(hù)參與土地流轉(zhuǎn)的積極性，形成更加穩(wěn)定的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)秩序，保障農(nóng)戶(hù)持續(xù)增收，為全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興注入活力。

從理論上看，“提低擴(kuò)中”“提低擴(kuò)中”指提高低收入群體收入、擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模以形成橄欖型收入分配格局，概言之，就是要促進(jìn)中低收入群體增收，使該群體比高收入群體有更大的收入增幅，從而縮小收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕。涉及收入分配問(wèn)題，“提低”是基礎(chǔ)，“擴(kuò)中”是目的，欲實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)收入分配結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，中低收入農(nóng)戶(hù)持續(xù)增收是關(guān)鍵。從土地這個(gè)傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的視角切入，符合微觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論邏輯。從內(nèi)容上看，學(xué)界研究收入分配中的貧富差距或收入極化問(wèn)題主要集中在城鄉(xiāng)、區(qū)域及行業(yè)之間，對(duì)農(nóng)民內(nèi)部的收入分配狀況、尤其是對(duì)中低收入農(nóng)民收入進(jìn)行深入討論的研究相對(duì)較少，而探究土地流轉(zhuǎn)對(duì)中低收入農(nóng)民增收效應(yīng)的研究則更少。從方法上看，為研究流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)，較常規(guī)的做法是直接圈定研究樣本然后進(jìn)行均值回歸，該方法有一定針對(duì)性，但在選擇樣本時(shí)具有主觀(guān)性，不能真正區(qū)分流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入水平人群增收效應(yīng)的異質(zhì)性。有學(xué)者利用條件分位數(shù)回歸來(lái)研究流轉(zhuǎn)對(duì)條件收入分布的影響，雖然該方法放松了OLS的分布假設(shè)，但其回歸系數(shù)是條件于協(xié)變量的，因此結(jié)果不具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義或政策價(jià)值。近來(lái)，部分文章利用再中心化影響函數(shù)（RIF）回歸和分解對(duì)收入分配問(wèn)題進(jìn)行了討論，但將其用在土地流轉(zhuǎn)問(wèn)題上的研究還較少。因此，本文將在前人研究的基礎(chǔ)上，使用更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒ǎ瑢?duì)土地流轉(zhuǎn)與中低收入農(nóng)民家庭的收入關(guān)系進(jìn)行新的探索。

一、文獻(xiàn)綜述

從土地流轉(zhuǎn)對(duì)收入水平的影響來(lái)看，該方向研究較為成熟且成果豐碩。雖然有研究認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民增收無(wú)顯著影響，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)面效果，但主流觀(guān)點(diǎn)是農(nóng)民收入會(huì)因流轉(zhuǎn)得到不同程度的提高。部分國(guó)外文獻(xiàn)對(duì)其進(jìn)行了證實(shí)，如Deininger等構(gòu)建了一個(gè)農(nóng)戶(hù)參與土地租賃市場(chǎng)的理論模型，并運(yùn)用貴州、湖南和云南三省貧困地區(qū)農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)開(kāi)展市場(chǎng)化土地流轉(zhuǎn)更能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效。此后，他們又用中國(guó)九個(gè)農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)村調(diào)查樣本，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入均對(duì)家庭福利有顯著提高。國(guó)內(nèi)研究也為該觀(guān)點(diǎn)提供了有力證據(jù)。冒佩華等使用六省微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSM方法發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能顯著提高農(nóng)戶(hù)收入，但增收效應(yīng)具有“非對(duì)稱(chēng)性”。夏玉蓮等運(yùn)用與冒文相同的方法，利用五省調(diào)查數(shù)據(jù)探討土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)，得出推進(jìn)流轉(zhuǎn)可以增加家庭收入的結(jié)論。雖然以上研究考慮了自選擇問(wèn)題，但都沒(méi)有校正不可觀(guān)測(cè)因素的影響。周京奎等利用CFPS數(shù)據(jù)，采用工具變量法穩(wěn)健地證明了農(nóng)地轉(zhuǎn)出顯著提升農(nóng)村貧困戶(hù)收入的結(jié)論。

從土地流轉(zhuǎn)對(duì)收入分配的影響來(lái)看，該方向的研究方興未艾，所得結(jié)論“千差萬(wàn)別”?？傮w而言，存在兩種觀(guān)點(diǎn)：一是流轉(zhuǎn)會(huì)產(chǎn)生“馬太效應(yīng)”，即中低收入農(nóng)民的增收效應(yīng)不明顯或增收幅度低于高收入農(nóng)民;二是流轉(zhuǎn)能縮小收入差距，即有助于中低收入群體大幅增收。就第一種觀(guān)點(diǎn)，林樂(lè)芬等對(duì)五個(gè)發(fā)展中國(guó)家的農(nóng)地市場(chǎng)效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)述，認(rèn)為土地市場(chǎng)有助于土地資源的有效配置，但可能會(huì)犧牲小農(nóng)的利益。除了國(guó)外的案例以外，我國(guó)學(xué)者也立足國(guó)內(nèi)開(kāi)展研究。朱建軍等基于CHARLS數(shù)據(jù)，通過(guò)PSM法發(fā)現(xiàn)流轉(zhuǎn)會(huì)顯著提高基尼系數(shù)，即流轉(zhuǎn)會(huì)擴(kuò)大收入差距。雖然朱文能分析流轉(zhuǎn)對(duì)收入分配的總體情況，但無(wú)法深究對(duì)收入分布的影響狀況。郭君平等使用六省調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用分位數(shù)回歸檢驗(yàn)了流轉(zhuǎn)對(duì)收入分布的影響，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)入促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)增收，其中收入水平越高的農(nóng)戶(hù)獲益愈大，而轉(zhuǎn)出僅使部分低收入戶(hù)增收，有一定縮小收入差距的作用。欒江等用分位數(shù)處理效應(yīng)模型，利用農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，得到了與郭文相似的結(jié)果。就第二種觀(guān)點(diǎn)，Keswell等以南非“土地再分配促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展計(jì)劃（LRAD）”為背景，發(fā)現(xiàn)參與流轉(zhuǎn)能顯著促進(jìn)貧困戶(hù)增收，且長(zhǎng)期正效應(yīng)明顯。ZHANG利用浙江農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)土地租賃市場(chǎng)能提高低收入農(nóng)民收入、縮小收入差距。萬(wàn)廣華等用中國(guó)農(nóng)業(yè)部農(nóng)研中心的調(diào)查數(shù)據(jù)做夏普利值分解，發(fā)現(xiàn)土地是減少收入不平等的唯一要素。除了用回歸分解的辦法探討流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)外，韓菡等基于浙皖兩省四縣的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的“剩余土地”傾向于流向小農(nóng)戶(hù)，進(jìn)而可能縮小農(nóng)民的收入差距。史常亮等利用八省的農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)，使用ESR模型進(jìn)行分析，得出若提高非流轉(zhuǎn)戶(hù)參與流轉(zhuǎn)的比重、則收入差距會(huì)縮小的結(jié)論。

概言之，土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)增收效應(yīng)的研究已趨于飽和，但流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民群體收入分配的影響還未形成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)。一方面，不同研究選用的數(shù)據(jù)不同，有的具有全國(guó)代表性，有的僅具有地區(qū)代表性，故得到的結(jié)論不具有可比性;另一方面，研究方法選擇上的差異也導(dǎo)致了實(shí)證結(jié)果的差別?；谝陨嫌^(guān)點(diǎn)，本文細(xì)化了研究的目標(biāo)群體，著重分析土地流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入水平農(nóng)戶(hù)，尤其是對(duì)中低收入農(nóng)戶(hù)的影響，探討土地流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入）的中低收入農(nóng)戶(hù)能否大幅增收的問(wèn)題，這對(duì)農(nóng)戶(hù)群體“提低擴(kuò)中”、早日實(shí)現(xiàn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析

本部分借鑒Deininger等設(shè)計(jì)的土地租賃市場(chǎng)分析框架，對(duì)土地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)構(gòu)造了一個(gè)簡(jiǎn)單模型，并結(jié)合前人結(jié)論與現(xiàn)實(shí)情況，提出兩條假說(shuō)。

假設(shè)農(nóng)戶(hù)在二輪承包時(shí)從村集體處分得的土地為D，該家庭的勞動(dòng)力要素為L(zhǎng)（為簡(jiǎn)化論證，暫不考慮其他要素）。在不存在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)的情況下，農(nóng)戶(hù)家庭可在生產(chǎn)前根據(jù)預(yù)期對(duì)要素進(jìn)行配置，假設(shè)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地為D，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力為L(zhǎng)。那么用于流轉(zhuǎn)的土地有D=|D-D |，其中當(dāng)絕對(duì)值內(nèi)的符號(hào)為正時(shí)表示轉(zhuǎn)入，為負(fù)時(shí)表示轉(zhuǎn)出，為0時(shí)表示不參與流轉(zhuǎn)；不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力有L=L-L。令農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為F（D，L），該函數(shù)一階偏導(dǎo)數(shù)大于0，二階偏導(dǎo)數(shù)小于0。另給定農(nóng)產(chǎn)品市價(jià)p，從事非農(nóng)生產(chǎn)的勞動(dòng)力報(bào)酬w，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在單位土地上的成本c，流轉(zhuǎn)的承包地單位租金r（r≥0），流轉(zhuǎn)雙方需上繳的單位土地中介費(fèi)m（m≥0）?；谝陨蠗l件，流轉(zhuǎn)決策為最大化以下目標(biāo)函數(shù)。

當(dāng)決定轉(zhuǎn)出時(shí)：

由推導(dǎo)結(jié)果知，在農(nóng)戶(hù)為理性且對(duì)未來(lái)?yè)碛姓７€(wěn)定預(yù)期的情況下，當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際收益（pF）小于土地生產(chǎn)的邊際成本（c+m-r）時(shí)，會(huì)發(fā)生轉(zhuǎn)出行為；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際收益（pF）大于土地生產(chǎn)的邊際成本（c+m+r）時(shí)，會(huì)發(fā)生轉(zhuǎn)入行為；當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際收益處于土地生產(chǎn)的兩個(gè)邊際成本之間時(shí)，不會(huì)發(fā)生流轉(zhuǎn)。理論上看，農(nóng)戶(hù)參與流轉(zhuǎn)必定有助于增收以實(shí)現(xiàn)凈收入最大化，但不同流轉(zhuǎn)行為在現(xiàn)實(shí)中面臨的挑戰(zhàn)卻是不同的。一般而言，轉(zhuǎn)出所帶來(lái)的結(jié)果和做決策時(shí)的預(yù)期相差不大，轉(zhuǎn)入則存在諸多超出預(yù)期的不確定因素影響（如自然災(zāi)害、規(guī)劃調(diào)整等），故實(shí)際結(jié)果可能使得式（4）的等號(hào)左側(cè)小于右側(cè)，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)邊際收益小于土地生產(chǎn)邊際成本，這導(dǎo)致轉(zhuǎn)入并未實(shí)現(xiàn)凈收入最大化，說(shuō)明轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)增收存在不確定性?；谝陨嫌懻?，提出假說(shuō)1。

假說(shuō)1：土地流轉(zhuǎn)有助于農(nóng)戶(hù)增收，其中土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)的增收效應(yīng)穩(wěn)定，土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)的增收效應(yīng)不確定。

近年來(lái)，我國(guó)不斷在法律法規(guī)和體制機(jī)制上對(duì)土地流轉(zhuǎn)活動(dòng)進(jìn)行規(guī)范，但非正式性仍是農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的重要特征，其中“人情租”流轉(zhuǎn)是這種非正式性的主要表現(xiàn)形式。所謂“人情租”流轉(zhuǎn)，簡(jiǎn)言之就是不收取或收取極少貨幣租金而發(fā)生的土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象。于高收入農(nóng)戶(hù)而言，此類(lèi)家庭一般具有較多青壯勞動(dòng)力且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不為收入主要來(lái)源，根據(jù)陳弈山等的研究，高收入農(nóng)戶(hù)更可能采取“人情租”流轉(zhuǎn);此外，高收入農(nóng)戶(hù)的收入基數(shù)較大，因此推測(cè)參與土地流轉(zhuǎn)的高收入農(nóng)戶(hù)收入增幅并不明顯。于中低收入農(nóng)戶(hù)而言，大多處于“以地為生”的狀態(tài)，按照姚志等的觀(guān)點(diǎn)，若中低收入農(nóng)戶(hù)決定流轉(zhuǎn)土地，將格外關(guān)注承包權(quán)的穩(wěn)定和直接的貨幣收入;另外，中低收入農(nóng)戶(hù)在轉(zhuǎn)出土地后通過(guò)兼業(yè)或非農(nóng)就業(yè)能獲得更加穩(wěn)定的收入，加之他們的收入基數(shù)較小，因此推測(cè)參與土地流轉(zhuǎn)的中低收入農(nóng)戶(hù)收入增幅將更明顯。值得注意的是，以上討論主要針對(duì)土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)，而不同收入水平土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)的增收效應(yīng)難以通過(guò)理論分析判斷。究其原因，相對(duì)于轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)，轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)面臨的不確定性更大。通過(guò)以上分析，得到假說(shuō)2。

假說(shuō)2：土地流轉(zhuǎn)有助于提升中低收入轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)的收入水平，但對(duì)高收入農(nóng)戶(hù)增收影響不大。

三、研究方法與數(shù)據(jù)變量

（一）實(shí)證模型

條件分位數(shù)回歸自1978年被Koenker和Basset提出以來(lái)，已得到廣泛使用，但該方法估計(jì)出的系數(shù)不滿(mǎn)足期望迭代法則，故很難對(duì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義做出合理解釋。此外有文獻(xiàn)通過(guò)模擬發(fā)現(xiàn)，條件分位數(shù)回歸的系數(shù)在分布兩端會(huì)出現(xiàn)較大偏誤?；谝陨显?，逐漸有文章使用基于再中心化影響函數(shù)（recentered influence function，RIF）的無(wú)條件分位數(shù)回歸來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。RIF回歸因放松了獨(dú)立性假設(shè)，故能有效弱化由遺漏變量等引起的內(nèi)生性問(wèn)題。盡管有學(xué)者認(rèn)為RIF回歸能估計(jì)無(wú)條件分位數(shù)處理效應(yīng)，但仍有學(xué)者認(rèn)為該方法對(duì)二元變量的估計(jì)會(huì)產(chǎn)生較大偏誤，且在系數(shù)解讀上存在差別。因此，本文使用Firpo和Pinto在RIF回歸基礎(chǔ)上拓展出的不平等處理效應(yīng)（inequality treatment effect，ITE）方法。本質(zhì)上講，可把它看做逆概率加權(quán)回歸調(diào)整（inverse probability weighting regression adjustment，IPWRA）模型的變體。

因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)決策存在非隨機(jī)性，即收入高低和流轉(zhuǎn)與否并非完全獨(dú)立，這將導(dǎo)致直接估計(jì)結(jié)果存在選擇性偏誤，所以在估計(jì)前，需要對(duì)樣本權(quán)重進(jìn)行調(diào)整以克服依可觀(guān)測(cè)特征帶來(lái)的自選擇問(wèn)題?？梢詫颖痉譃榱鬓D(zhuǎn)組（T=1）和未流轉(zhuǎn)組（T=0），然后用Probit模型計(jì)算出傾向得分（propensity score），隨后得到兩個(gè)組別的權(quán)重：

w（x）=P（T=1）P（T=1│X=x）（5）

w（x）=1-P（T=1）1-P（T=1│X=x）（6）

其中，P（T=1）為全樣本中流轉(zhuǎn)家庭的比例，P（T=1│X=x）為給定一系列可觀(guān)測(cè)特征后，觀(guān)測(cè)值為流轉(zhuǎn)的概率。此后，將權(quán)重代入對(duì)特征分布的求解中，可得流轉(zhuǎn)與未流轉(zhuǎn)組的擬合分布情況：

F^ =∫∈kF|X·w （x）·dF|T=k，k=0，1（7）

統(tǒng)計(jì)量v可直接估計(jì)，也可通過(guò)RIF進(jìn)行估計(jì)：

v（F^ ）=∫∈kE［RIF{y，v（F^ ） }│X=x］·w^ （x）·dF|T=k（x），k=0，1（8）

以上過(guò)程叫做再加權(quán)調(diào)整（reweighting adjustment）。此后，可將其作為被解釋變量來(lái)估計(jì)處理效應(yīng)（流轉(zhuǎn)帶來(lái)的影響）：

T×RIF{y，v（F^ ） }+（1-T）×RIF{y，v（F^） }=b+bT+∑ki=2bX+ε（9）

其中，F(xiàn)^ 和F^是分別對(duì)流轉(zhuǎn)組和未流轉(zhuǎn)組做加權(quán)調(diào)整后得到的擬合分布，b是處理效應(yīng)。在實(shí)操中，建議引入控制變量X，這樣可以讓估計(jì)更有效率、系數(shù)解釋更加方便。

（二）數(shù)據(jù)和變量

本文沿襲前人的研究思路，運(yùn)用CFPS 2018數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。CFPS是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施的全國(guó)性、綜合性的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，其分層多階段抽樣設(shè)計(jì)使得樣本能夠代表大約95%的中國(guó)人口。根據(jù)《民法典》和《農(nóng)村土地承包法》的相關(guān)法條，結(jié)合高帆對(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略視域下的農(nóng)民分化問(wèn)題的討論，按家庭經(jīng)濟(jì)問(wèn)卷題項(xiàng)“不包含租用的土地，您家從集體分得以下哪些類(lèi)型的土地”的回答來(lái)判斷是否為農(nóng)戶(hù)本文所指農(nóng)戶(hù)是依法取得農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織成員家庭，并不是具有農(nóng)業(yè)戶(hù)口且居住在農(nóng)村的家庭，作此界定的原因有二：一是前者在我國(guó)現(xiàn)行法律規(guī)定下更有合理性，二是CFPS的抽樣是城鄉(xiāng)一體的，如果僅對(duì)后者進(jìn)行分析會(huì)導(dǎo)致樣本失真，同時(shí)也會(huì)對(duì)國(guó)家土地流轉(zhuǎn)政策產(chǎn)生誤讀。。對(duì)全部家庭樣本進(jìn)行清理，剔除沒(méi)有承包地的家庭，合并家庭庫(kù)和個(gè)人庫(kù)的數(shù)據(jù)，再對(duì)剩下的家庭樣本做剔除極端值、異常值、缺失值等操作后，共得到4 980個(gè)樣本，其中參與流轉(zhuǎn)有1 461戶(hù)，占比約29.3%;轉(zhuǎn)出方有農(nóng)戶(hù)952戶(hù)，占比約19.1%;轉(zhuǎn)入方有農(nóng)戶(hù)509戶(hù)（不包括非農(nóng)戶(hù)等其他經(jīng)營(yíng)主體），占比約10.2%。

本文所用模型存在條件獨(dú)立性假設(shè)（CIA）的約束，因此需選擇足夠多的控制變量來(lái)使其成立。在整理歸納與農(nóng)戶(hù)收入、土地流轉(zhuǎn)、CFPS相關(guān)的文獻(xiàn)后，按照家庭收入、流轉(zhuǎn)行為、家庭特征、經(jīng)濟(jì)來(lái)源、人力資本、物質(zhì)資本、社會(huì)資源、制度環(huán)境、地理區(qū)位、決策因素等10個(gè)模塊，選擇了28個(gè)變量，其中家庭人均純收入對(duì)數(shù)為因變量，土地流轉(zhuǎn)、轉(zhuǎn)出、轉(zhuǎn)入為核心自變量，其余為控制變量。以上所有指標(biāo)的含義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果列于表1中（決策因素僅在計(jì)算傾向得分時(shí)使用，不出現(xiàn)在收入方程中）。

本文將全部樣本分為流轉(zhuǎn)組和未流轉(zhuǎn)組，將流轉(zhuǎn)組又分為轉(zhuǎn)出組和轉(zhuǎn)入組，通過(guò)計(jì)算各組的家庭人均收入均值，發(fā)現(xiàn)未流轉(zhuǎn)組約為16 860.77元，流轉(zhuǎn)組約為18 644.69元，細(xì)化流轉(zhuǎn)行為后可知，轉(zhuǎn)出組約為20 198.27元，遠(yuǎn)高于未流轉(zhuǎn)組的均值;然而轉(zhuǎn)入組僅約15 738.97元，略低于未流轉(zhuǎn)組均值。這種非條件均值的結(jié)果從數(shù)據(jù)上得到了和理論分析中假說(shuō)1類(lèi)似的結(jié)果，即流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)出）和增收之間存在明顯正向變動(dòng)關(guān)系。

本研究按家庭人均收入從小到大排列，將全部樣本分為4個(gè)收入組，其中下四分位數(shù)以下為低收入家庭，下四分位數(shù)到中位數(shù)之間為中低收入家庭，中位數(shù)到上四分位數(shù)之間為中高收入家庭，上四分位數(shù)以上為高收入家庭，各變量分組后的結(jié)果匯總在表2中。

根據(jù)表2知，以家庭人均收入均值為例，高收入組的均值（38 794.60元）約為低收入組（4 114.46元）的9倍多;從累積人均收入占比看，人均收入在中位數(shù)以下的農(nóng)戶(hù)家庭累積占比不到20%，而中位數(shù)以上的農(nóng)戶(hù)家庭累計(jì)占比超過(guò)了80%，該結(jié)果說(shuō)明我國(guó)農(nóng)戶(hù)間存在極大的收入不平衡，提高中低收入農(nóng)民的收入水平進(jìn)而縮小收入差距，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)民群體共同富?？滩蝗菥彽娜蝿?wù)。由土地流轉(zhuǎn)的3個(gè)變量可知，中高收入和高收入農(nóng)戶(hù)中參與土地流轉(zhuǎn)的比例更大（超過(guò)30%），而低收入和中低收入農(nóng)戶(hù)家庭的土地流轉(zhuǎn)參與率則相對(duì)較低（約26%左右）。細(xì)分土地流轉(zhuǎn)類(lèi)型后發(fā)現(xiàn)，在各收入?yún)^(qū)間，轉(zhuǎn)出土地的戶(hù)數(shù)比轉(zhuǎn)入土地的戶(hù)數(shù)多。通過(guò)分組對(duì)比發(fā)現(xiàn)，收入水平越高轉(zhuǎn)出土地的戶(hù)數(shù)越多，但高收入家庭轉(zhuǎn)入土地的戶(hù)數(shù)較少，這說(shuō)明流轉(zhuǎn)（特別是轉(zhuǎn)出）的農(nóng)戶(hù)數(shù)和人均收入水平呈同向變動(dòng)關(guān)系，然而這并不能說(shuō)明流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入水平農(nóng)戶(hù)增收的具體影響。對(duì)此，本研究將在后文作更深入的討論。

四、實(shí)證分析

（一）主回歸結(jié)果及分析

為探討土地流轉(zhuǎn)能否幫助中低收入農(nóng)戶(hù)家庭增收以實(shí)現(xiàn)“提低擴(kuò)中”的目標(biāo)，本文將對(duì)數(shù)家庭人均收入對(duì)土地流轉(zhuǎn)變量進(jìn)行回歸，同時(shí)控制其他特征變量，所得結(jié)果呈現(xiàn)在表3第3行中。

表3中列（1）為IPWRA 估計(jì)，列（2）到列（6）為基于RIF的無(wú)條件分位數(shù)處理效應(yīng)估計(jì)。從列（1）知，土地流轉(zhuǎn)的回歸系數(shù)為0.09，即農(nóng)戶(hù)參與土地流轉(zhuǎn)能夠使家庭人均收入提高約9%因土地流轉(zhuǎn)、土地轉(zhuǎn)出和土地轉(zhuǎn)入為虛擬變量，故在闡述他們的經(jīng)濟(jì)含義時(shí)，需要通過(guò)如下方法來(lái)計(jì)算：exp（回歸系數(shù)）-1。以此處為例，回歸系數(shù)為0.09，則流轉(zhuǎn)農(nóng)戶(hù)的家庭收入能實(shí)現(xiàn)exp（0.09）-1≈9%的增長(zhǎng)，下文若對(duì)經(jīng)濟(jì)含義進(jìn)行解釋依然使用此方法，不再贅述。，該系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭存在增收效應(yīng)，與假說(shuō)1的判斷相符。從列（2）到列（6）可以發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)的系數(shù)呈現(xiàn)出遞減趨勢(shì)，對(duì)處于10%分位點(diǎn)上的農(nóng)戶(hù)家庭來(lái)說(shuō)，回歸系數(shù)為0.21，即流轉(zhuǎn)能實(shí)現(xiàn)約23%的收入增長(zhǎng)，而在70%分位點(diǎn)回歸系數(shù)則下降到了0.01，在90%分位點(diǎn)的影響趨于0，從統(tǒng)計(jì)顯著性角度看，10%、30%和50%分位點(diǎn)的系數(shù)在5%的水平上顯著，而70%和90%分位點(diǎn)的系數(shù)則未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這一現(xiàn)象證明土地流轉(zhuǎn)能給中低收入的農(nóng)戶(hù)家庭帶來(lái)明顯的增收效果，對(duì)高收入家庭則不存在顯著影響，該結(jié)果也說(shuō)明了假說(shuō)2的正確性。以0.075為步長(zhǎng)從5%到95%分位點(diǎn)將流轉(zhuǎn)的系數(shù)作圖（圖1），發(fā)現(xiàn)在65%分位點(diǎn)以下的系數(shù)顯著不為零，且中位數(shù)以下的系數(shù)都在均值回歸系數(shù)之上，該結(jié)果再次證明參與流轉(zhuǎn)的中低收入農(nóng)戶(hù)家庭增收效果明顯。綜上，本文認(rèn)為參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶(hù)、尤其是中低收入農(nóng)戶(hù)能實(shí)現(xiàn)收入的增長(zhǎng)，因而贊同土地流轉(zhuǎn)對(duì)“提低擴(kuò)中”具有積極意義的觀(guān)點(diǎn)。

將土地流轉(zhuǎn)分為轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入，對(duì)它們以相同的操作進(jìn)行回歸，分別得到表3中的第4行和第5行。對(duì)比兩行數(shù)據(jù)可知，土地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)具有非對(duì)稱(chēng)性（轉(zhuǎn)出增幅更明顯），該結(jié)論也印證了文獻(xiàn)綜述中前人研究的結(jié)論。

表3第4行是轉(zhuǎn)出的結(jié)果。根據(jù)列（1），土地轉(zhuǎn)出的系數(shù)為0.13且在1%的水平上顯著，說(shuō)明轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)能實(shí)現(xiàn)14%的人均收入增長(zhǎng)，符合假說(shuō)1的預(yù)期。從列（2）到列（6），在10%、30%和50%分位點(diǎn)處的回歸系數(shù)依次為0.20、0.21和0.17，即轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)分別有約22%、23%和19%的收入增長(zhǎng)，以上系數(shù)均在1%的水平上顯著，然而70%和90%分位點(diǎn)的系數(shù)則接近于零且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因而本文認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)能有效幫助轉(zhuǎn)出土地的中低收入農(nóng)戶(hù)實(shí)現(xiàn)增收，但對(duì)轉(zhuǎn)出土地的高收入農(nóng)戶(hù)影響不明顯，該結(jié)論也驗(yàn)證了假說(shuō)2的合理性。在描述性統(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶(hù)往往是高收入而非中低收入，該現(xiàn)象在現(xiàn)實(shí)中也普遍存在。究其原因：中低收入農(nóng)戶(hù)大多還處于“以地為生”的狀態(tài)，這類(lèi)家庭自身稟賦條件處于劣勢(shì)，難以在非農(nóng)領(lǐng)域找到合適的工作，離開(kāi)了承包地會(huì)無(wú)事可做，因此即使轉(zhuǎn)出會(huì)增加收入，他們卻依然會(huì)選擇自己經(jīng)營(yíng);轉(zhuǎn)出的高收入農(nóng)戶(hù)大多不靠土地來(lái)維持生計(jì)，他們能夠通過(guò)非農(nóng)就業(yè)獲得較高且穩(wěn)定的收入，若存在轉(zhuǎn)出土地的機(jī)會(huì)，他們選擇轉(zhuǎn)出并不會(huì)對(duì)生活質(zhì)量產(chǎn)生太大影響，所以往往轉(zhuǎn)出意愿比中低收入農(nóng)戶(hù)更大。另外，相對(duì)于高收入農(nóng)戶(hù)較大的收入基數(shù)而言，土地租金收入是偏小的，這也可以解釋為何轉(zhuǎn)出土地的高收入農(nóng)戶(hù)收入增幅不明顯。將土地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)按同樣的做法作圖得到（圖2），發(fā)現(xiàn)中低收入家庭的回歸系數(shù)顯著異于0且高于均值回歸的系數(shù)，該結(jié)果再次證明中低收入農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出土地對(duì)“提低擴(kuò)中”具有重要意義。

表3第5行是轉(zhuǎn)入的結(jié)果，列（1）系數(shù)為-0.08，說(shuō)明在10%水平上轉(zhuǎn)入會(huì)導(dǎo)致約8%的收入縮減，列（2）到列（6）的數(shù)據(jù)表明5個(gè)代表性收入分位點(diǎn)的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)的增收效果不佳，該結(jié)論與理論分析部分的假說(shuō)1和假說(shuō)2相符。將土地轉(zhuǎn)入的估計(jì)系數(shù)按同樣的做法作圖得圖3，發(fā)現(xiàn)在各分位點(diǎn)上的系數(shù)均未通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)在0附近波動(dòng)，未出現(xiàn)圖1和圖2中那樣隨分位點(diǎn)增大而遞減的趨勢(shì)，這再次說(shuō)明土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)不存在顯著的增收效果，土地轉(zhuǎn)入行為難以實(shí)現(xiàn)“提低擴(kuò)中”的目標(biāo)。

（二）異質(zhì)性分析

將土地流轉(zhuǎn)變量按地區(qū)分為東部流轉(zhuǎn)、中部流轉(zhuǎn)和西部流轉(zhuǎn)，用這3個(gè)新變量替換土地流轉(zhuǎn)變量進(jìn)行回歸，結(jié)果匯總在表4中。根據(jù)表4，在10%分位點(diǎn)處，中部流轉(zhuǎn)系數(shù)為0.18且在5%水平上顯著，西部流轉(zhuǎn)系數(shù)為0.30且在1%水平上顯著，說(shuō)明中西部地區(qū)低收入農(nóng)戶(hù)參與流轉(zhuǎn)能大幅增收;東部地區(qū)在30%和50%分位點(diǎn)處的系數(shù)分別為0.19和0.15，分別通過(guò)了5%和1%的顯著性檢驗(yàn)，表明流轉(zhuǎn)能有效促進(jìn)東部地區(qū)的中低收入和中等收入農(nóng)戶(hù)家庭增收;在70%和90%分位點(diǎn)處，三大地區(qū)的回歸系數(shù)均不顯著且接近于零，說(shuō)明對(duì)各地高收入農(nóng)戶(hù)而言土地流轉(zhuǎn)帶來(lái)的收入增幅不明顯。

依據(jù)同樣的辦法，將轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入按照地區(qū)分組進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果也匯總在表4中。根據(jù)表4，東部轉(zhuǎn)出在10%、30%、50%分位點(diǎn)處的回歸系數(shù)分別為0.22、0.26、0.24且都在1%水平上顯著，70%和90%分位點(diǎn)的系數(shù)分別為0.01和-0.07且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性;西部轉(zhuǎn)出在10%、30%、50%分位點(diǎn)處的回歸系數(shù)分別為0.29、0.31、0.17且均顯著不為零，70%和90%分位點(diǎn)的系數(shù)分別為0.05和-0.07且均不顯著;中部轉(zhuǎn)出在5個(gè)代表性分位點(diǎn)上的系數(shù)均不顯著，且系數(shù)都遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于東部和西部。從樣本比較分析，導(dǎo)致這一結(jié)果的主要原因是，中部地區(qū)轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶(hù)工資性收入比東部、西部低，且實(shí)際收入水平與未流轉(zhuǎn)土地農(nóng)戶(hù)的收入水平接近，故回歸系數(shù)較低且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。綜上所述，東部和西部轉(zhuǎn)出土地的中低收入農(nóng)戶(hù)增收明顯，而中部地區(qū)的轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)增收效果不明顯。表4中分地區(qū)轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，與主回歸結(jié)果相呼應(yīng)，進(jìn)一步說(shuō)明了土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)民增收存在較大不確定性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文在均值回歸時(shí)使用了IPWRA模型，按慣例需要對(duì)它的重疊假設(shè)（overlap assumption）做檢驗(yàn)。參照蔡榮等的做法，畫(huà)出傾向得分的密度圖，以圖4為例可以發(fā)現(xiàn)，傾向得分的密度函數(shù)存在大量重疊區(qū)域，且大部分傾向得分都在0～1之間，符合重疊假設(shè)檢驗(yàn)，故前文估計(jì)結(jié)果是可靠的。

本研究將因變量由分位數(shù)替換為分位距（Q90-Q10，Q90-Q50）、基尼系數(shù)（Gini）和阿特金森指數(shù)（Atkinson），按照相同程序進(jìn)行回歸，得到表5中的結(jié)果。由表5知，土地流轉(zhuǎn)和土地轉(zhuǎn)出的系數(shù)在4個(gè)回歸中都顯著為負(fù)，而土地轉(zhuǎn)入的系數(shù)則無(wú)統(tǒng)計(jì)顯著性，這說(shuō)明參與流轉(zhuǎn)（尤其是轉(zhuǎn)出）能夠顯著縮小農(nóng)戶(hù)收入差距、緩和農(nóng)戶(hù)收入兩極分化、優(yōu)化農(nóng)戶(hù)收入分配結(jié)構(gòu)，間接表明了對(duì)中低收入農(nóng)戶(hù)增收存在正面影響，對(duì)“提低擴(kuò)中”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)存在積極作用，證明了主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

基于RIF的不平等處理效應(yīng)（ITE）估計(jì)能削弱依可觀(guān)測(cè)因素導(dǎo)致的選擇性偏誤且具有雙重魯棒性，但為了讓結(jié)論更可靠，緩解不可觀(guān)測(cè)因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本研究擬使用Frlich和Melly（FM）提出的含內(nèi)生變量的無(wú)條件分位數(shù)處理效應(yīng)模型。值得注意的是，F(xiàn)M法要求的工具變量只能是虛擬變量，這點(diǎn)和均值回歸所運(yùn)用的兩階段最小二乘法（2SLS）略有不同。根據(jù)組織行為學(xué)的“群體效應(yīng)理論”，個(gè)體行為往往受所在群體的影響，土地流轉(zhuǎn)作為一種決策行為，自然也會(huì)受所在社區(qū)土地流轉(zhuǎn)情況的影響。因此，本文沿襲前人研究土地流轉(zhuǎn)問(wèn)題時(shí)的經(jīng)典思路，若樣本中同社區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭流轉(zhuǎn)比例高于0.5，說(shuō)明該社區(qū)可能為高流轉(zhuǎn)率村莊，因此賦值為1，否則為0，由此得到符合FM法要求的工具變量，回歸結(jié)果見(jiàn)表6。

由表6知，估計(jì)得到的系數(shù)普遍變大，這說(shuō)明未考慮不可觀(guān)測(cè)因素的回歸結(jié)果存在低估問(wèn)題，和前人研究結(jié)果相似，進(jìn)一步證明了土地流轉(zhuǎn)可以“提低擴(kuò)中”的結(jié)論。根據(jù)表6，土地流轉(zhuǎn)對(duì)各收入水平的農(nóng)戶(hù)都具有顯著的增收效應(yīng)，尤其是對(duì)中低收入農(nóng)戶(hù)有著更大貢獻(xiàn);土地轉(zhuǎn)出的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明土地轉(zhuǎn)出對(duì)轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶(hù)增收存在重要影響;土地轉(zhuǎn)入系數(shù)為負(fù)且30%分位點(diǎn)及以上顯著，表明轉(zhuǎn)入土地的中低收入農(nóng)戶(hù)不存在增收效應(yīng)。概言之，主回歸所得結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）進(jìn)一步分析

描述性統(tǒng)計(jì)部分表明轉(zhuǎn)出家庭比未流轉(zhuǎn)家庭擁有更高的人均收入，實(shí)證分析部分也說(shuō)明轉(zhuǎn)出能帶來(lái)收入的顯著增長(zhǎng)，為探究轉(zhuǎn)出與未流轉(zhuǎn)人群在收入分布上產(chǎn)生差異的原因，本文參考楊丹等的做法，利用基于RIF回歸的OB分解來(lái)探討農(nóng)戶(hù)群體在不同流轉(zhuǎn)行為下人均收入分布產(chǎn)生差異的原因。本研究選取了10%、30%、50%、70%、90%5個(gè)代表性分位點(diǎn)，分解結(jié)果見(jiàn)表7。

由表7知，5個(gè)分位點(diǎn)處的總差異均在1%水平上顯著，且50%及以下分位點(diǎn)的總差異比70%和90%分位點(diǎn)的總差異更大。就稟賦效應(yīng)而言，70%和90%分位點(diǎn)的系數(shù)在5%水平上顯著，且對(duì)總差異的貢獻(xiàn)度較大（分別為61%、86%）;就系數(shù)效應(yīng)而言，10%、30%和50%分位點(diǎn)的系數(shù)在1%水平上顯著，且對(duì)總差異的貢獻(xiàn)度較大（分別為127%、92%、83%）。轉(zhuǎn)出組和未流轉(zhuǎn)組的中低收入農(nóng)戶(hù)家庭人均收入差距主要來(lái)自于系數(shù)效應(yīng)，說(shuō)明轉(zhuǎn)出家庭與未流轉(zhuǎn)家庭在要素稟賦上的差異并不大，但前者的要素回報(bào)率高于后者。本文認(rèn)為，這是因?yàn)橥恋剞D(zhuǎn)出后，農(nóng)戶(hù)除了釋放出更多的勞動(dòng)力、資金等要素外，還能投入更多精力到雇傭勞動(dòng)等其他工作中，在拓寬增收渠道的同時(shí)提高了增收效率，從而實(shí)現(xiàn)了收入增長(zhǎng)。轉(zhuǎn)出組和未流轉(zhuǎn)組的高收入農(nóng)戶(hù)人均收入差距主要來(lái)自稟賦效應(yīng)，說(shuō)明收入的差異是人力資本、物質(zhì)資本、社會(huì)資源等家庭自身特征差異導(dǎo)致的，而非要素回報(bào)率差異造成的。綜上，土地轉(zhuǎn)出對(duì)中低收入農(nóng)戶(hù)實(shí)現(xiàn)增收意義更加重大。此外，表7中展示的模型設(shè)定偏誤和再加權(quán)偏誤都接近于0，且均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，故分解所得結(jié)果和分析所獲結(jié)論是可靠的。

為探究土地轉(zhuǎn)出對(duì)轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶(hù)增收的機(jī)理，按收入來(lái)源將家庭純收入分為工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入，并分別做人均和對(duì)數(shù)化處理，通過(guò)OLS、IPWRA和2SLS三種估計(jì)方法來(lái)分析增收渠道。其中，2SLS使用的工具變量除穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用過(guò)的社區(qū)流轉(zhuǎn)水平這個(gè)虛擬變量外，還增加了海拔落差作為第二個(gè)工具變量，因?yàn)槭杖氩豢赡芊聪蛴绊懽匀唤绲牡匦?，但地形卻會(huì)影響土地流轉(zhuǎn)的情況，這在劉新智等的研究中已有體現(xiàn)。此外，同時(shí)使用兩個(gè)工具變量，可進(jìn)行過(guò)度識(shí)別約束檢驗(yàn)，能夠從統(tǒng)計(jì)學(xué)方法上對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行判斷。在剔除缺失樣本后分別用三種方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表8。

由表8知，轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶(hù)的增收效應(yīng)主要是通過(guò)財(cái)產(chǎn)性收入和工資性收入增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)的。在表8列（2）中，轉(zhuǎn)出的系數(shù)在三種估計(jì)方式下均顯著為正，這說(shuō)明轉(zhuǎn)出能夠有力促進(jìn)農(nóng)戶(hù)財(cái)產(chǎn)性收入增加。究其原因：第一，農(nóng)戶(hù)通過(guò)出租土地可獲得一筆穩(wěn)定的租金收入;第二，因?yàn)橥恋匾呀?jīng)轉(zhuǎn)出，那么農(nóng)戶(hù)可以把自己擁有的農(nóng)機(jī)農(nóng)具等其他生產(chǎn)資料一并出租從而得到租金;第三，因已轉(zhuǎn)出土地，故農(nóng)民能減少對(duì)土地的投入，從而有更多資金投入到比土地回報(bào)率更高的地方，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)財(cái)產(chǎn)性收入的增長(zhǎng)。另外，三種方法得出的系數(shù)都較大（均大于4），這是因?yàn)檗r(nóng)戶(hù)家庭普遍的財(cái)產(chǎn)性收入基數(shù)較小，所以在發(fā)生土地轉(zhuǎn)出后，租金和其他投資帶來(lái)的財(cái)產(chǎn)性收入增幅就會(huì)非常明顯。對(duì)工資性收入而言，雖然OLS和IPWRA的系數(shù)不顯著，但在考慮不可觀(guān)測(cè)因素后，2SLS的估計(jì)系數(shù)為0.79且p值約為0.07，因此認(rèn)為工資性收入增長(zhǎng)也是土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)增收的途徑之一。得到該結(jié)果的原因也很容易理解：轉(zhuǎn)出土地后，農(nóng)戶(hù)家庭能分配更多的勞動(dòng)力去非農(nóng)部門(mén)從事雇傭勞動(dòng)，按目前我國(guó)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，二三產(chǎn)的勞動(dòng)回報(bào)率遠(yuǎn)高于一產(chǎn)，加之雇傭勞動(dòng)收入比農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入不確定性和不穩(wěn)定性要小，因此轉(zhuǎn)出土地引起農(nóng)民家庭出現(xiàn)更多非農(nóng)就業(yè)或者兼業(yè)現(xiàn)象，勢(shì)必會(huì)促進(jìn)收入增長(zhǎng)。經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入的系數(shù)都較小且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此認(rèn)為，轉(zhuǎn)出土地后農(nóng)民從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)不存在明顯的收入增長(zhǎng)，參與轉(zhuǎn)出也不會(huì)帶來(lái)補(bǔ)貼等政府對(duì)農(nóng)戶(hù)的轉(zhuǎn)移支付性收入以及社會(huì)群體對(duì)農(nóng)戶(hù)捐助性收入的增長(zhǎng)。

最后根據(jù)2SLS的檢驗(yàn)結(jié)果：（1）Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量為121.949，通過(guò)了識(shí)別不足檢驗(yàn);（2）Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量為118.877，遠(yuǎn)大于Stock-Yogo提供的15%水平臨界值，通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn);（3）Hansen J統(tǒng)計(jì)量均在10%水平上不顯著，通過(guò)了工具變量的有效性檢驗(yàn);（4）Wu-Hausman F統(tǒng)計(jì)量在工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和其他收入上顯著，說(shuō)明這3個(gè)回歸內(nèi)生性較強(qiáng)，用2SLS進(jìn)行估計(jì)更可靠。以上檢驗(yàn)說(shuō)明結(jié)果是值得信服的。

通過(guò)前文論證已知，轉(zhuǎn)入土地對(duì)土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)不存在明顯的增收效應(yīng)，甚至在做穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)對(duì)中高收入農(nóng)戶(hù)還有負(fù)面影響，本文認(rèn)為可能的因素如下：

1.規(guī)模經(jīng)營(yíng)未最優(yōu)。根據(jù)2017年底發(fā)布的《第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)（第二號(hào)）》，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)戶(hù)有20 743萬(wàn)戶(hù)，但規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶(hù)僅398萬(wàn)戶(hù)，占比不足2%，可見(jiàn)我國(guó)農(nóng)村規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)戶(hù)極少、普通經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶(hù)占絕對(duì)多數(shù)且經(jīng)營(yíng)規(guī)模小而分散。本文所涉及的樣本中轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶(hù)雖然流入了土地，但流入的量可能未達(dá)到邊際效益最優(yōu)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模（過(guò)少或過(guò)多），這必然出現(xiàn)投入產(chǎn)出回報(bào)率不理想、甚至無(wú)利潤(rùn)或虧損的情況。

2.產(chǎn)業(yè)鏈條不夠長(zhǎng)。普通農(nóng)戶(hù)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主要集中在種養(yǎng)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，沒(méi)有形成產(chǎn)加銷(xiāo)一條龍的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，不僅得不到加工、銷(xiāo)售環(huán)節(jié)產(chǎn)生的增值利潤(rùn)，還要面臨產(chǎn)前如農(nóng)資漲價(jià)和產(chǎn)后如收購(gòu)商壓價(jià)的雙重?cái)D壓風(fēng)險(xiǎn)，這導(dǎo)致利潤(rùn)空間收窄甚至沒(méi)有利潤(rùn)，因此無(wú)明顯增收效應(yīng)也是必然的。

3.機(jī)會(huì)成本增加。轉(zhuǎn)入土地需要支付流轉(zhuǎn)費(fèi)，擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模還要增加機(jī)械設(shè)備、灌溉設(shè)施、土地改良等長(zhǎng)期投資，這些投入回收時(shí)間比較長(zhǎng)，故失去了將這些資金投入到其他領(lǐng)域產(chǎn)生更多利潤(rùn)的機(jī)會(huì)。在規(guī)模經(jīng)營(yíng)不佳、產(chǎn)業(yè)鏈不長(zhǎng)的情況下，機(jī)會(huì)成本增加進(jìn)一步削弱了轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)。

4.特色品種沒(méi)選對(duì)。農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入土地一般是通過(guò)規(guī)?；?jīng)營(yíng)實(shí)現(xiàn)專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)進(jìn)而促進(jìn)收入提高，因此種養(yǎng)的品種非常關(guān)鍵。部分農(nóng)戶(hù)對(duì)品種特性、市場(chǎng)行情等了解不清楚不全面，偏聽(tīng)偏信、跟風(fēng)盲從，沒(méi)有按自家和當(dāng)?shù)氐谋容^優(yōu)勢(shì)選擇特色品種進(jìn)行生產(chǎn)，因此無(wú)法取得更高的附加值亦在情理之中。

另外，在本研究的樣本中，近半數(shù)的轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)有在城市工作生活的家庭成員，此類(lèi)農(nóng)戶(hù)往往以自家消費(fèi)需求為目的轉(zhuǎn)入土地，以獲得更優(yōu)質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品和更優(yōu)越的農(nóng)村生活體驗(yàn)為主，不以增收為目的，因此在轉(zhuǎn)入無(wú)明顯增收效應(yīng)的情況下也會(huì)轉(zhuǎn)入土地。這種現(xiàn)象在現(xiàn)實(shí)中也是正常且常見(jiàn)的，例如子女在外工作，家中老人則種養(yǎng)生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品來(lái)滿(mǎn)足自家對(duì)健康食品的需求。但是這種現(xiàn)象不太可能長(zhǎng)期持續(xù)下去，因?yàn)橐坏┘抑袆?wù)農(nóng)的勞動(dòng)力因不可抗力退出生產(chǎn)，非農(nóng)勞動(dòng)力又不愿回歸土地，那么轉(zhuǎn)入土地的動(dòng)機(jī)就會(huì)消失，部分家庭因此不僅不會(huì)再轉(zhuǎn)入土地，甚至?xí)⒆约业某邪刈獬龌蛲顺?。由此?lái)看，單純依靠小農(nóng)戶(hù)來(lái)承接轉(zhuǎn)出的土地，不論是對(duì)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)增收而言還是對(duì)推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)而言，都不能取得最佳效果。目前，國(guó)家正在加快構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系以實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶(hù)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接，農(nóng)業(yè)企業(yè)、合作社等主體轉(zhuǎn)入土地的規(guī)模在不斷增大，且擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模的意愿較普通農(nóng)戶(hù)更強(qiáng)烈，因此引導(dǎo)專(zhuān)業(yè)化集約化水平更高的新型經(jīng)營(yíng)主體轉(zhuǎn)入土地來(lái)推動(dòng)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，或許是未來(lái)實(shí)現(xiàn)承包地高效穩(wěn)定流轉(zhuǎn)、帶動(dòng)小農(nóng)戶(hù)共同發(fā)展的重要路徑。

五、結(jié) 論

本文利用CFPS 2018數(shù)據(jù)，在整理歸納前人研究成果并進(jìn)行理論分析后，運(yùn)用實(shí)證手段探討土地流轉(zhuǎn)能否促進(jìn)農(nóng)民家庭“提低擴(kuò)中”的問(wèn)題，得到如下結(jié)論：

1.運(yùn)用逆概率加權(quán)回歸調(diào)整（IPWRA）的處理效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)能夠促進(jìn)農(nóng)民增收。其中，轉(zhuǎn)出土地帶來(lái)的增收效應(yīng)顯著，轉(zhuǎn)入土地則不存在增收效應(yīng)。

2.運(yùn)用基于RIF回歸的不平等處理效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)能夠促進(jìn)中低收入農(nóng)戶(hù)增收，但對(duì)高收入農(nóng)戶(hù)則無(wú)明顯影響。其中，土地轉(zhuǎn)出能夠有效促進(jìn)轉(zhuǎn)出土地的中低收入農(nóng)戶(hù)增收，但是對(duì)高收入農(nóng)戶(hù)無(wú)明顯影響;土地轉(zhuǎn)入則對(duì)轉(zhuǎn)入土地的各收入水平農(nóng)戶(hù)增收均無(wú)顯著影響。異質(zhì)性分析中，將流轉(zhuǎn)、轉(zhuǎn)出、轉(zhuǎn)入變量分別按地區(qū)分組構(gòu)造新變量，重新回歸后發(fā)現(xiàn)，中西部地區(qū)的低收入農(nóng)戶(hù)參與流轉(zhuǎn)有利于增收，東部地區(qū)的中低收入農(nóng)戶(hù)參與流轉(zhuǎn)有利于增收;東部和西部地區(qū)轉(zhuǎn)出土地的中低收入農(nóng)戶(hù)增收效果顯著，中部地區(qū)不顯著;三大地區(qū)轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶(hù)都不存在明顯增收。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，首先將分位數(shù)換為分位距、基尼系數(shù)和阿特金森指數(shù)，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)尤其是轉(zhuǎn)出行為能夠縮小農(nóng)民群體內(nèi)部的收入差距、優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu);在考慮不可觀(guān)測(cè)因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題后，運(yùn)用含內(nèi)生變量的無(wú)條件分位數(shù)處理效應(yīng)模型得到了相似的結(jié)論。

3.對(duì)轉(zhuǎn)出家庭和未流轉(zhuǎn)家庭的收入分布進(jìn)行基于RIF的OB分解，發(fā)現(xiàn)兩群體之間存在收入差距，對(duì)中低收入家庭而言主要是要素回報(bào)率不同導(dǎo)致的（系數(shù)效應(yīng)），對(duì)高收入家庭而言主要是家庭要素稟賦差異導(dǎo)致的（稟賦效應(yīng)），因此土地轉(zhuǎn)出對(duì)中低收入家庭增收具有更重要的意義。按農(nóng)戶(hù)的收入來(lái)源進(jìn)行分類(lèi)，通過(guò)OLS、IPWRA、2SLS三種估計(jì)方法，探討了轉(zhuǎn)出對(duì)增收的影響機(jī)理，發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)主要通過(guò)出租土地等生產(chǎn)資料、拓展資金投入領(lǐng)域和從事非農(nóng)雇傭勞動(dòng)等途徑來(lái)實(shí)現(xiàn)總體收入的增加。對(duì)土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)不增收的原因進(jìn)行了探究，認(rèn)為規(guī)模經(jīng)營(yíng)未最優(yōu)、產(chǎn)業(yè)鏈條不夠長(zhǎng)、機(jī)會(huì)成本增加和特色品種沒(méi)選對(duì)等因素可能造成轉(zhuǎn)入農(nóng)戶(hù)增收不顯著的現(xiàn)象。

基于本研究的結(jié)論，可以獲得如下三點(diǎn)政策啟示：

1.土地流轉(zhuǎn)能夠有效增加中低收入農(nóng)戶(hù)的收入，是實(shí)現(xiàn)共同富裕和擴(kuò)大中等收入群體的有效途徑，因此希望各級(jí)黨委政府、有志于共同富裕的參與者（企業(yè)事業(yè)單位和個(gè)人）可以引導(dǎo)、支持、鼓勵(lì)、幫助中低收入農(nóng)戶(hù)流轉(zhuǎn)土地增加收入。特別是，在西部地區(qū)和東中部欠發(fā)達(dá)的農(nóng)村地區(qū)，政府要加大力度鼓勵(lì)中低收入農(nóng)民家庭轉(zhuǎn)出土地，讓更多低收入農(nóng)戶(hù)的勞動(dòng)力跳出土地就業(yè)，形成更多兼業(yè)或非農(nóng)就業(yè)家庭進(jìn)而實(shí)現(xiàn)收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)。

2.對(duì)于有轉(zhuǎn)出土地意愿的農(nóng)戶(hù)，既要為他們實(shí)現(xiàn)兼業(yè)或非農(nóng)就業(yè)提供幫助，也要保護(hù)好土地承包權(quán)的穩(wěn)定和流轉(zhuǎn)契約的穩(wěn)定，從而同時(shí)實(shí)現(xiàn)增收渠道拓寬和增收效率提高。一方面，要按照《中華人民共和國(guó)民法典》《中華人民共和國(guó)農(nóng)村土地承包法》等法律規(guī)定，依法保護(hù)農(nóng)民家庭的土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)，充分保障農(nóng)民家庭的流轉(zhuǎn)收益權(quán)，這在一定程度上起到了穩(wěn)定轉(zhuǎn)出戶(hù)財(cái)產(chǎn)性收入的作用，能夠讓愿意轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶(hù)更放心地參與流轉(zhuǎn);另一方面，要大力開(kāi)展農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)，可以將從事雇傭勞動(dòng)的農(nóng)民按照就業(yè)行業(yè)進(jìn)行分類(lèi)，然后通過(guò)現(xiàn)場(chǎng)教學(xué)和網(wǎng)絡(luò)教學(xué)相結(jié)合、集體培訓(xùn)和分散培訓(xùn)相結(jié)合的方式對(duì)農(nóng)民進(jìn)行職業(yè)技能培訓(xùn)，提高技能水平，增加就業(yè)機(jī)會(huì)、就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和就業(yè)工資收入水平，實(shí)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶(hù)工資性收入穩(wěn)定增長(zhǎng)。

3.對(duì)于有意愿轉(zhuǎn)入土地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的各類(lèi)主體，政府需要營(yíng)造更加穩(wěn)定的政策環(huán)境，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，支持發(fā)展特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，提供市場(chǎng)信息和先進(jìn)實(shí)用的科技服務(wù)，給予更多的政策性補(bǔ)貼、金融支持和保險(xiǎn)服務(wù)以降低風(fēng)險(xiǎn)，確保各類(lèi)主體對(duì)轉(zhuǎn)入土地“能夠接、放心接、接了還想繼續(xù)接”，實(shí)現(xiàn)“轉(zhuǎn)的出、接的住、收入穩(wěn)、共同富”的目的。

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Does Farmland Transfer Help to Realize “Raising the Low and Expanding the Middle” Among Farmers？

HUANG Zuhui，DU Yu

（1.China Academy for Rural Development，Zhejiang University，Hangzhou 310058;2.School of Advanced Agricultural Sciences，Peking University，Beijing 100087，China）

Abstract：Improving the income of low-income farmers is key to narrow the income gap and achieve common prosperity in rural areas.Using CFPS2018 data and the ITE model based on RIF and other methods，it is found that：（1）the income-increasing effect of farmland transfer is asymmetric.The income of low-income farmers who transfer out of the land can increase significantly， but the income of low-income farmers who transfer in the land is not obvious.（2）The income of low-and middle-income farmers who transfer out of land in the eastern and western regions increase significantly.（3）Farmland transfer （especially transfer out） helps to narrow the income gap among farmers and optimize the income distribution structure of farmers.The empirical results show that farmland transfer is of positive significance to achieve the goal of “Raising the Low and Expanding the Middle” among farmers.After further discussing the impact mechanism，three policy implications are put forward.

Key words：farmland transfer;income distribution;raising the low and expanding the middle;IF regression;treatment effect

（責(zé)任編輯：楊峰）