土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響

夏晨+張超群　王立群+郭軻

摘要：基于山東省濰坊市寒亭區(qū)和壽光市的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型考察農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入的整體影響，運(yùn)用分位數(shù)回歸模型估計(jì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)不同收入組農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)，通過(guò)比較系數(shù)差，考察農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響。結(jié)果表明，目前我國(guó)農(nóng)村內(nèi)部收入差距較大。農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地行為對(duì)農(nóng)戶增收具有顯著的促進(jìn)作用。對(duì)低等收入到較高收入的農(nóng)戶家庭而言，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為會(huì)增加其收入差距；對(duì)較高收入和高收入的農(nóng)戶家庭而言，轉(zhuǎn)出土地將縮小其收入差距。

關(guān)鍵詞：農(nóng)地轉(zhuǎn)出；農(nóng)戶收入差距；核密度估計(jì)；分位數(shù)回歸

中圖分類號(hào)： F301.3文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號(hào)：1002-1302（2017）11-0264-05[HS）][HT9.SS]

收稿日期：2016-12-12

基金項(xiàng)目：北京市社會(huì)科學(xué)基金（編號(hào)：15JGB044）；團(tuán)中央農(nóng)村青年工作部第四屆農(nóng)村發(fā)展調(diào)研項(xiàng)目。

作者簡(jiǎn)介：夏晨（1991—），女，安徽安慶人，碩士，主要從事經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)與決策研究。E-mail：sharechen123@sina.com。

通信作者：王立群，博士，教授，主要從事資源、環(huán)境與發(fā)展研究。E-mail：wlq@bjfu.edu.cn。

[ZK）]

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，改革開(kāi)放初期推行的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制已經(jīng)不能滿足我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的需要。農(nóng)地細(xì)碎化、產(chǎn)業(yè)組織化程度低等問(wèn)題對(duì)進(jìn)一步提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和改善農(nóng)民生活水平產(chǎn)生了困擾。在這一背景下，黨的十八大報(bào)告明確提出要通過(guò)推進(jìn)農(nóng)村土地的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，培育和發(fā)展多種形式的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，加快農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、促進(jìn)我國(guó)現(xiàn)代化的發(fā)展進(jìn)程。其中，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是實(shí)現(xiàn)土地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的先決條件。因此，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)成為目前農(nóng)村土地制度改革和發(fā)展的熱點(diǎn)與重點(diǎn)，被廣泛關(guān)注。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是農(nóng)戶家庭對(duì)土地資源重新配置的過(guò)程。在這一過(guò)程中，還伴隨著農(nóng)戶家庭其他資源配置格局的變化。農(nóng)戶家庭對(duì)既有資源的重新配置會(huì)導(dǎo)致家庭收入的改變，致使農(nóng)戶收入差距也會(huì)發(fā)生變化，而農(nóng)戶收入差距是農(nóng)業(yè)改革過(guò)程中需要重視的指標(biāo)之一。目前，中國(guó)近50%的人口為農(nóng)村人口，農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大會(huì)誘發(fā)各種負(fù)面效應(yīng)，如加劇農(nóng)村貧困問(wèn)題，影響社會(huì)穩(wěn)定，阻礙中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速、健康發(fā)展等[1]。因此，在我國(guó)促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)、推動(dòng)和發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的過(guò)程中，應(yīng)該兼顧效率與公平，即不能只追求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，而忽略對(duì)收入差距的影響。可見(jiàn)，關(guān)注并研究農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

Benjamin等發(fā)現(xiàn)，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村收入差距呈現(xiàn)逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)，即農(nóng)村收入分配狀況有所惡化[2-7]。影響農(nóng)戶收入差距的因素具有多樣性，從宏觀層面上來(lái)看，地域、制度等是影響農(nóng)戶收入差距的主要因素；從微觀層面上來(lái)看，農(nóng)戶收入差距的重要根源在于農(nóng)戶家庭特征、人力、物質(zhì)、金融、社會(huì)資本等。孫敬水等通過(guò)構(gòu)建有序Probit模型得出，農(nóng)戶人均收入及收入差距由于農(nóng)戶基本特征、人力、物質(zhì)、政治資本不同，以及地理環(huán)境和地區(qū)差異而存在較大差異[8]。農(nóng)戶資源配置的改變會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶收入差距的變化。張永麗等認(rèn)為，人口和勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力配置方式、優(yōu)質(zhì)耕地資源的保[HJ1.5mm]有量是造成農(nóng)戶收入差距的主要原因，而勞動(dòng)力受教育水平對(duì)于農(nóng)戶收入差距的影響并不顯著[7]。當(dāng)前在政府干預(yù)農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)的背景下，農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)必將對(duì)其收入和資源配置格局產(chǎn)生巨大影響[9]。然而，重點(diǎn)研究農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響的文獻(xiàn)較少。韓菡等指出在經(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[CM（25]，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[CM）][HJ][LM]位收益低的地區(qū)，低收入農(nóng)戶更容易獲得轉(zhuǎn)入土地機(jī)會(huì)，當(dāng)?shù)氐氖杖敕峙錉顩r會(huì)得到改善[10]。向玲通過(guò)多元回歸方程參數(shù)估計(jì)結(jié)果對(duì)農(nóng)戶家庭未轉(zhuǎn)出土地時(shí)的收入差距情況進(jìn)行模擬，并與流轉(zhuǎn)后的收入差距進(jìn)行比較指出，短期內(nèi)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)變化對(duì)農(nóng)戶收入差距沒(méi)有明顯的影響，可能的原因在于目前土地流轉(zhuǎn)尚處于初級(jí)階段[11]。柴志賢等對(duì)多元線性回歸模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析得出，土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭的收入有一定的影響，但影響程度較弱，沒(méi)有導(dǎo)致農(nóng)戶間收入差距變大[12]。不難發(fā)現(xiàn)，對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距影響進(jìn)行研究時(shí)均在多元線性回歸模型的基礎(chǔ)上展開(kāi)，進(jìn)行比較的基礎(chǔ)往往是非條件均值，所使用的方法過(guò)于單一，且并未形成統(tǒng)一定論。基于以上研究不足，本研究的主要?jiǎng)?chuàng)新和貢獻(xiàn)體現(xiàn)在運(yùn)用分位數(shù)回歸方法，利用收入方程估計(jì)收入的條件分布，在此基礎(chǔ)之上計(jì)算系數(shù)差以更加直觀地反映農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響。從以下幾個(gè)部分來(lái)深化上述問(wèn)題的探討：第一部分模型構(gòu)建和研究方法選擇；第二部分介紹數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)分析；第三部分計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果；第四部分結(jié)論與啟示。

1模型構(gòu)建和研究方法的選擇

1.1基本假設(shè)

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是大力發(fā)展土地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)、推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重要措施，根本目的在于增加農(nóng)民收入[13]。目前，在政府的大力推動(dòng)下，越來(lái)越多的農(nóng)民轉(zhuǎn)出耕地，繼而更多的農(nóng)戶家庭“剩余勞動(dòng)力”向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶收入構(gòu)成呈多元化趨勢(shì)。事實(shí)上，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶資源配置的改變，從而影響收入：（1）種植糧食的收入受當(dāng)年不可控的自然條件的影響很大，而轉(zhuǎn)出土地所獲的租金收入穩(wěn)定。（2）轉(zhuǎn)出土地后，原本被束縛在自家農(nóng)地小規(guī)模種植上的勞動(dòng)力得以解放，一部分從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到第二、第三產(chǎn)業(yè)，一部分被轉(zhuǎn)入土地的公司、合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體雇傭，這些勞動(dòng)力均得到較高的勞動(dòng)力報(bào)酬。但由于有戀地情節(jié)、擔(dān)心轉(zhuǎn)出土地后收入沒(méi)有保障、土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)信息不對(duì)稱等原因，仍然存在大量未轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶。因此，土地轉(zhuǎn)出行為會(huì)在一定程度上影響農(nóng)戶間的收入差距。

基于上述思考，筆者提出以下2點(diǎn)假設(shè)：假說(shuō)一，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為增加了農(nóng)戶的收入；假說(shuō)二，由于農(nóng)戶對(duì)是否轉(zhuǎn)出土地及轉(zhuǎn)出土地規(guī)模的不同決策，導(dǎo)致部分農(nóng)戶增收，可能會(huì)加大農(nóng)村內(nèi)部收入差距。

1.2模型構(gòu)建與變量設(shè)置

基于研究目的與上述基本假設(shè)，選取人均家庭收入（Y）作為被解釋變量，用家庭總收入/家庭人口數(shù)來(lái)衡量；土地轉(zhuǎn)出行為（lando）作為核心解釋變量，用農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地占承包土地總面積的比例來(lái)反映。

此外，其他因素對(duì)被解釋變量的影響須要加以控制。考慮有關(guān)人力資本理論和生產(chǎn)理論等，現(xiàn)有文獻(xiàn)在對(duì)我國(guó)農(nóng)戶收入差距的研究中，選取的影響因素主要包括農(nóng)戶家庭基本特征、人力資本、物質(zhì)資本等影響農(nóng)戶家庭生計(jì)的微觀因素以及政策支持、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等宏觀因素。由于調(diào)研村莊所屬同一個(gè)城市，政策支持和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等宏觀因素特征具有趨同性，本研究將其視為模型中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，在選取控制變量時(shí)主要考察微觀影響因素。

農(nóng)村收入差距是由個(gè)體農(nóng)戶家庭收入之間存在的差異造成的。單個(gè)農(nóng)戶家庭收入是農(nóng)戶家庭在既定的資源稟賦下聯(lián)合決策的結(jié)果，而不是由單個(gè)農(nóng)民所決定的。因此，在構(gòu)建理論模型時(shí)，不能將單個(gè)農(nóng)戶家庭成員視為決策整體，應(yīng)該考慮各農(nóng)戶家庭成員特征的交互關(guān)系，主要包括家庭人口數(shù)、勞動(dòng)力數(shù)量、勞動(dòng)力受教育程度、勞動(dòng)力健康狀況、職業(yè)分布等。考慮到被解釋變量為人均家庭收入，而不是家庭總收入，本研究選取勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)系數(shù)（勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)系數(shù)=勞動(dòng)力人數(shù)/家庭人口總數(shù)）作為其中一個(gè)控制變量更為合理。在既定的家庭人口條件下，勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)系數(shù)越大，就越有充足的勞動(dòng)力從事生產(chǎn)活動(dòng)，家庭收入就可能越多，從而人均家庭收入越大，這將會(huì)對(duì)農(nóng)戶收入差距造成影響。大多數(shù)情況下，農(nóng)戶家庭作為決策單位，所涉及勞動(dòng)力不止1個(gè)，因此本研究選取家庭勞動(dòng)力平均受教育程度來(lái)反映勞動(dòng)力受教育程度。其中，受教育年限是依據(jù)現(xiàn)有教育體制下不同教育水平對(duì)應(yīng)的教育年限計(jì)算的：家庭勞動(dòng)力平均受教育程度=（小學(xué)勞動(dòng)力×6+初中勞動(dòng)力×9+高中勞動(dòng)力×12+大專勞動(dòng)力×15+本科勞動(dòng)力×16+研究生勞動(dòng)力×19）/勞動(dòng)力人口。研究表明，勞動(dòng)力受教育程度越高，農(nóng)戶家庭轉(zhuǎn)出土地意愿越大，與此同時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力從第一產(chǎn)業(yè)成功轉(zhuǎn)移到第二、第三產(chǎn)業(yè)的概率也越大，因此，勞動(dòng)力受教育程度可能會(huì)影響農(nóng)戶家庭的聯(lián)合決策，使農(nóng)戶收入產(chǎn)生差異。勞動(dòng)力健康程度以優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力占勞動(dòng)力總數(shù)的比例衡量。一般農(nóng)戶勞動(dòng)力越健康，家庭收入可能越高，進(jìn)而使農(nóng)戶收入差距發(fā)生變化。即使上述特征均相同，農(nóng)戶是否從事非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)這一因素對(duì)農(nóng)戶家庭收入也具有很大影響。因此，本研究考慮農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)職業(yè)的分布情況，用非農(nóng)勞動(dòng)力占勞動(dòng)力人數(shù)的比例來(lái)表示。

農(nóng)戶家庭資源稟賦是指農(nóng)戶的家庭成員和整個(gè)家庭所擁有的包括天然所有的及其后天所獲得的資源和能力[14]。因此，除了農(nóng)戶家庭成員特征的交互影響外，物質(zhì)資本作為農(nóng)戶家庭資源稟賦的重要部分，也會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生重要影響。換言之，農(nóng)民除了依靠勞動(dòng)外，還必須依靠土地（主要指農(nóng)戶家庭承包土地）和其他實(shí)物資本獲得收入。由于被解釋變量為人均家庭收入，本研究選取人均耕地面積對(duì)土地進(jìn)行衡量更為合理。根據(jù)調(diào)研區(qū)域的實(shí)際情況，蔬菜大棚是影響農(nóng)戶家庭收入的主要實(shí)物資本。基于上述分析，本研究在物質(zhì)資本變量選取方面主要考慮人均耕地面積和蔬菜大棚種植，其中蔬菜大棚種植以蔬菜大棚面積占家庭承包土地總面積的比例來(lái)衡量。

綜上，本研究選取人均家庭收入（Y）作為被解釋變量，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為（lando）作為關(guān)鍵性解釋變量，勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)系數(shù)（X1）、非農(nóng)就業(yè)（X2）、勞動(dòng)力平均受教育程度（X3）、勞動(dòng)力健康程度（X4）、蔬菜大棚種植（X5）、人均土地面積（X6）作為控制變量。當(dāng)然，農(nóng)村居民收入還會(huì)受到未觀測(cè)因素的影響，本研究將其視為模型中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

家庭收入數(shù)據(jù)常常符合對(duì)數(shù)正態(tài)分布，因此本研究在 C-D 函數(shù)的基礎(chǔ)之上，設(shè)定半對(duì)數(shù)理論模型，擴(kuò)展并建立收入決定方程如下：

[HS2][JZ]lnY=β0+β1lando+∑[DD（]5k=1[DD）]αkXk+ε。

式中：β與α表示解釋變量變化1個(gè)單位引致的農(nóng)戶家庭人均收入水平變化的比例；ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.3方法選擇

選取多元線性回歸和分位數(shù)回歸2種方法對(duì)收入決定方程進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，其中多元線性回歸是對(duì)被解釋變量的數(shù)學(xué)期望建模，運(yùn)用最小二乘法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，而分位數(shù)回歸是對(duì)被解釋變量的分位數(shù)即條件均值建模，運(yùn)用加權(quán)最小一乘法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

首先，對(duì)收入決定方程進(jìn)行多元線性回歸以考察農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入的整體影響，以驗(yàn)證假設(shè)一。然后，采用分位數(shù)回歸估計(jì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)不同收入組農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)，并基于bootstrap技術(shù)對(duì)模型中的參數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。根據(jù)“如果某一因素對(duì)高收入群體的邊際貢獻(xiàn)大于中等收入群體和低收入群體，則說(shuō)明農(nóng)戶土地流出行為拉大了農(nóng)戶收入差距，反之則縮小了農(nóng)戶收入差距[15]。”這一標(biāo)準(zhǔn)以直觀判斷農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響，從而檢驗(yàn)假設(shè)二。

2數(shù)據(jù)說(shuō)明與統(tǒng)計(jì)性描述

2.1數(shù)據(jù)說(shuō)明

受限于數(shù)據(jù)的可得性，并且基于自然條件、土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀和對(duì)農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的吸納能力3個(gè)方面的考慮，調(diào)研組選取地處魯中平原傳統(tǒng)糧棉油區(qū)山東省濰坊市作為典型調(diào)研區(qū)域。山東省濰坊市地勢(shì)平坦，天然地塊大，有利于機(jī)械耕作，具備規(guī)模經(jīng)營(yíng)的自然條件。近年來(lái)，濰坊市積極響應(yīng)國(guó)家大力發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)政策，土地流轉(zhuǎn)程度較高，其中以寒亭區(qū)與壽光市尤為典型。此外，濰坊市農(nóng)村的城市化程度也比較高且受到青島等中型城市的近距離輻射，對(duì)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為解放的“剩余勞動(dòng)力”吸納能力較高。因此，調(diào)研組最終選取山東省濰坊市的寒亭區(qū)和壽光市作為具體調(diào)研地點(diǎn)，此次調(diào)查的主要形式為問(wèn)卷調(diào)查和訪談，以農(nóng)戶家庭為基本單位，于2015年11月對(duì)13個(gè)村的農(nóng)戶家庭進(jìn)行隨機(jī)抽樣調(diào)查以獲取第一手?jǐn)?shù)據(jù)。在當(dāng)?shù)毓ぷ魅藛T的協(xié)助下，研究小組共發(fā)放350份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷319份。

數(shù)據(jù)的基本處理方式是：首先對(duì)篩選之后的有效問(wèn)卷進(jìn)行錄入；然后針對(duì)一些異常值和缺失值進(jìn)行處理；最后對(duì)處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行運(yùn)算，最終生成與實(shí)證分析模型中所需要的信息或變量對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)。

2.2農(nóng)戶家庭收入差距現(xiàn)狀分析

在進(jìn)行回歸之前，首先對(duì)取對(duì)數(shù)之后的農(nóng)戶家庭人均收入與土地轉(zhuǎn)出情況進(jìn)行簡(jiǎn)單的相關(guān)分析，初步考察被解釋變量和關(guān)鍵性解釋變量之間的關(guān)系。結(jié)果表明，取對(duì)數(shù)后的農(nóng)戶家庭人均收入與土地轉(zhuǎn)出情況的pearson相關(guān)系數(shù)為 0.102，P值為0.070 1，即在0.1水平下顯著，可見(jiàn)解釋變量和核心被解釋變量之間存在著顯著正相關(guān)關(guān)系。

3結(jié)果與分析

運(yùn)用Eviews 7.2分別計(jì)算多元回歸模型和分位數(shù)回歸模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，并對(duì)函數(shù)的設(shè)定形式及估計(jì)結(jié)果的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.1多元線性回歸結(jié)果分析

運(yùn)用普通最小二乘法對(duì)農(nóng)戶家庭收入決定方程進(jìn)行參數(shù)估計(jì)（表2），所得多元線性回歸方程的確定系數(shù)（R2）為0827，調(diào)整后的確定系數(shù)（R2）為0.823，可見(jiàn)回歸方程的擬合效果良好。同時(shí)，F(xiàn)值、P值分別為212.9、0.000 0，說(shuō)明回歸方程整體上的顯著性。

根據(jù)系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶人均家庭收入在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著且系數(shù)估計(jì)值為0.331，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地行為會(huì)增加農(nóng)戶收入這一假說(shuō)得以證明，即參與土地轉(zhuǎn)出、增加土地轉(zhuǎn)出面積有利于農(nóng)戶收入的增加。此外，控制變量均對(duì)農(nóng)戶收入具有顯著的正向影響，這說(shuō)明勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)系數(shù)、非農(nóng)勞動(dòng)力占家庭總勞動(dòng)力的比值、家庭勞動(dòng)力平均受教育年限、農(nóng)戶承包耕地總面積的增加均有利于農(nóng)戶增收。特別之處在于，蔬菜大棚種植對(duì)農(nóng)戶收入的邊際影響為2.123，大于農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地對(duì)農(nóng)戶收入的邊際影響。蔬菜大棚技術(shù)成熟的農(nóng)戶由于種植大棚的收入較高不會(huì)轉(zhuǎn)出土地，而轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶中絕大部分具有沒(méi)有掌握大棚技術(shù)、沒(méi)有充足資金購(gòu)買(mǎi)大棚設(shè)備、自有土地不適合種植大棚等特征。[FL）]

3.2分位數(shù)回歸結(jié)果

選取農(nóng)戶人均家庭收入的0.05、0.25、0.50、0.75、0.95等5個(gè)分位點(diǎn)進(jìn)行分位數(shù)回歸，分別得到低收入、較低收入、中等收入、較高收入、高收入家庭人均收入的收入決定方程。5個(gè)方程的R2均在0.57以上，說(shuō)明所設(shè)立的模型具有一定的解釋力。分析系數(shù)顯著性發(fā)現(xiàn)，對(duì)于低收入農(nóng)戶家庭而言，土地轉(zhuǎn)出對(duì)收入的邊際影響為0.183，但未通過(guò)統(tǒng)計(jì)性顯著檢驗(yàn)。考慮低收入家庭農(nóng)戶的特征，可能的原因是低收入家庭土地轉(zhuǎn)出后，解放出來(lái)的勞動(dòng)力由于自身年齡過(guò)大、教育程度低、技術(shù)缺乏等導(dǎo)致非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)具有局限性，從而不能顯著增加收入。而對(duì)于較低收入、中等收入、較高收入的農(nóng)戶家庭，土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶家庭收入影響顯著且均為正向影響。而對(duì)于高收入家庭而言，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出對(duì)其收入影響相對(duì)其他收入等級(jí)的農(nóng)戶家庭而言較小，且不顯著。通過(guò)對(duì)轉(zhuǎn)出土地的高收入農(nóng)戶家庭的成員進(jìn)行訪談不難發(fā)現(xiàn)，可能在轉(zhuǎn)出土地之前，主要?jiǎng)趧?dòng)力已經(jīng)得到了很好的非農(nóng)轉(zhuǎn)移，即土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)除了土地之外的其他資源的配置格局未產(chǎn)生太大影響。根據(jù)基本假設(shè)，對(duì)于高收入農(nóng)戶家庭而言，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為主要增加了地租收入。然而在目前的土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)中，土地租金低，具體為9 000元/hm2或以實(shí)物（小麥）衡量為7 500～9 000 kg/hm2，從而對(duì)增收的效果不明顯。控制變量對(duì)不同收入家庭的影響大部分均顯著為正，其中擁有更多的人力、物質(zhì)資本，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的農(nóng)戶家庭收入水平顯著較高。由于本部分重點(diǎn)不在于研究農(nóng)戶收入水平的影響因素，而是探究農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入差距是否具有顯著的正向影響，以檢驗(yàn)假說(shuō)二，所以對(duì)表2中的分位數(shù)回歸結(jié)果不作進(jìn)一步分析。

[JP+1]對(duì)不同分位點(diǎn)的函數(shù)設(shè)定進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)，F(xiàn)值、P值分別為10.587、0.000。結(jié)果表明，0.05、0.25、0.5、0.75、0.95等5個(gè)分位數(shù)的函數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著不同，即自變量對(duì)不同收入等級(jí)家庭的人均收入的影響機(jī)制不同，所以可通過(guò)計(jì)算系數(shù)差來(lái)判斷解釋變量對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響（表3）。程名旺等指出“系數(shù)差”表示各自變量對(duì)不同收入組農(nóng)戶收入的邊際影響差異[15]。如果系數(shù)差為正，表示該變量拉大了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距；如果系數(shù)差為負(fù)，表示該變量縮小了農(nóng)戶收入差距。[JP]

由表3可知，對(duì)低收入到較高收入家庭而言，土地轉(zhuǎn)出的系數(shù)差均為正值，說(shuō)明農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距有正向影響，這在一定程度上證明了假說(shuō)二的內(nèi)容。分析轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶家庭特征，不難發(fā)現(xiàn)，較高收入到低收入家庭的人均耕地面積、勞動(dòng)力平均受教育年限、健康程度、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)等呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢(shì)，因此由土地轉(zhuǎn)出行為獲得的土地租金及解放的農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移率、非農(nóng)就業(yè)工資也具有逐漸減小的特征。依據(jù)基本假設(shè)中的分析，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)其收入的邊際影響也逐漸減小，即農(nóng)戶家庭土地流轉(zhuǎn)行為對(duì)較高收入家庭的收入邊際影響大，對(duì)低收入農(nóng)戶家庭的家庭收入邊際影響小，從而對(duì)農(nóng)戶收入差距具有正向影響。而對(duì)高收入農(nóng)戶和較高收入農(nóng)戶而言，土地轉(zhuǎn)出的系數(shù)差為負(fù)值，說(shuō)明土地轉(zhuǎn)出行為促進(jìn)農(nóng)戶收入差距的縮小，可能的原因是高收入農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力在農(nóng)地流轉(zhuǎn)前非農(nóng)就業(yè)程度較高，農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為對(duì)高收入家庭農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)較低，而對(duì)較高收入家庭土地流轉(zhuǎn)行為對(duì)收入的邊際貢獻(xiàn)相對(duì)較高，進(jìn)而縮小了其與高收入農(nóng)戶家庭的收入差距。

4結(jié)論與討論

本研究分析了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響機(jī)理并提出2個(gè)假說(shuō)，在此基礎(chǔ)上，對(duì)樣本農(nóng)戶數(shù)據(jù)分別建立多元回歸模型和分位數(shù)回歸模型，定量考察了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)農(nóng)戶收入和農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響，以驗(yàn)證假說(shuō)一和檢驗(yàn)假說(shuō)二，得出以下結(jié)論與啟示。

（1）目前絕大多數(shù)農(nóng)戶家庭的收入集中于中低收入檔，基尼系數(shù)為0.400 454 5，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距過(guò)大。一般而言，收入差距過(guò)大會(huì)導(dǎo)致收入分配不公平，不僅影響有效需求的形成、阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展，且極易造成社會(huì)嚴(yán)重分化，影響社會(huì)穩(wěn)定。因此，在大力發(fā)展多種形式“適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)”，推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的過(guò)程中須兼顧農(nóng)戶收入差距過(guò)大問(wèn)題，在提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、促進(jìn)農(nóng)戶整體增收的同時(shí)，加大對(duì)低收入農(nóng)戶家庭的扶持力度，以改善農(nóng)戶收入差距過(guò)大的現(xiàn)狀。

（2）農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地行為對(duì)農(nóng)戶收入具有顯著的正向影響，即參與土地轉(zhuǎn)出、增加土地轉(zhuǎn)出面積從整體上有利于農(nóng)戶收入的增加。這意味著目前推動(dòng)我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的相關(guān)政策有利于農(nóng)戶增收。但對(duì)于不同收入組別的研究結(jié)果表明，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地行為對(duì)低收入農(nóng)戶和高收入農(nóng)戶組家庭收入的正向影響不顯著。究其原因，低收入農(nóng)戶家庭土地資源稟賦較少、受教育程度低、非農(nóng)就業(yè)率低、非農(nóng)就業(yè)工資較低，并且未掌握先進(jìn)的農(nóng)業(yè)種植技術(shù)，在這一情況下，即便轉(zhuǎn)出土地，所獲得的家庭收入增加程度也不會(huì)顯著。因此，針對(duì)低收入農(nóng)戶家庭，應(yīng)該加強(qiáng)非農(nóng)就業(yè)培訓(xùn)和農(nóng)戶種植技術(shù)培訓(xùn)，以提高其非農(nóng)就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和種植能力。高收入農(nóng)戶家庭具有土地資源稟賦大、受教育程度高、勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)率高等特征，大多數(shù)轉(zhuǎn)出土地的高收入農(nóng)戶家庭在土地轉(zhuǎn)出之前，主要?jiǎng)趧?dòng)力就已經(jīng)從第一職業(yè)轉(zhuǎn)移到第二、第三職業(yè)，而目前土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)土地租金較低，從而土地轉(zhuǎn)出行為對(duì)其增收效果不明顯。

此外，值得注意的是蔬菜大棚種植對(duì)農(nóng)戶增收具有顯著的推動(dòng)作用。在對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶進(jìn)行訪談的過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶自發(fā)或在村支部的組織下進(jìn)行了地塊的重新劃分，使由土地細(xì)碎化程度較高對(duì)蔬菜大棚種植造成的阻礙已經(jīng)基本消除。目前，很多農(nóng)戶均表示蔬菜大棚種植可以較高程度地創(chuàng)收，但他們卻面臨著原始資本積累不夠充分、缺乏種植技術(shù)等方面的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。因此，針對(duì)這部分有種植大棚意愿的農(nóng)戶，應(yīng)該提供資金支持、完善農(nóng)村金融服務(wù)體系的建設(shè)，以解決蔬菜大棚建設(shè)的資金投入短缺問(wèn)題；組織種植技術(shù)培訓(xùn)，并提倡“干中學(xué)”，以產(chǎn)生種植技術(shù)的知識(shí)積累，使蔬菜大棚種植促進(jìn)農(nóng)戶增收的效率最大化。

（3）農(nóng)戶土地流出行為對(duì)不同收入組別的農(nóng)戶家庭收入的邊際貢獻(xiàn)存在差異，從而對(duì)農(nóng)戶收入差距產(chǎn)生影響。對(duì)低等收入到較高收入的農(nóng)戶家庭而言，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為會(huì)增加其收入差距；對(duì)較高收入和高收入的農(nóng)戶家庭，轉(zhuǎn)出土地將縮小其組間收入差距。根據(jù)此結(jié)論與上文中的可能原因分析可知，在引導(dǎo)低等收入和較低等收入的農(nóng)戶家庭轉(zhuǎn)出土地的同時(shí)，應(yīng)該重視農(nóng)戶的健康保障問(wèn)題，提供非農(nóng)就業(yè)指導(dǎo)和培訓(xùn)，盡可能消除農(nóng)戶家庭成員特征的異質(zhì)性，以增加其非農(nóng)就業(yè)報(bào)酬，從而增加農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地對(duì)低等和較低等收入農(nóng)戶家庭收入的邊際影響，最終達(dá)到削減甚至消除由農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地行為引起的農(nóng)戶收入差距增大的問(wèn)題。

參考文獻(xiàn)：[HJ1.7mm]

[1]張兵，劉丹，鄭斌. 農(nóng)村金融發(fā)展緩解了農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距嗎？——基于中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)的面板門(mén)檻回歸模型分析[J]. 中國(guó)農(nóng)村觀察，2013（3）：19-29，90-91.

[2]Benjamin D，Brandt L，Giles J. The evolution of income inequality in rural China[J]. Economic Development and Cultural Change，2005，53（4）：769-824.

[3]Yao S，Zhu L. Understanding income inequality in China：a multi-angle perspective[J]. Economic change and Restructuring，1998，31（2/3）：133-150.

[4]黃祖輝，王敏，宋瑜. 農(nóng)村居民收入差距問(wèn)題研究——基于村莊微觀角度的一個(gè)分析框架[J]. 管理世界，2005（3）：75-84，169，171-172.

[5]萬(wàn)廣華，張藕香，伏潤(rùn)民. 1985—2002年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入不平等：趨勢(shì)、起因和政策含義[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008（3）：4-15.

[6]祝偉，汪曉文. 中國(guó)省際間農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)和收入差距分析[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2010，20（4）：137-142.

[7]張永麗，顧克騰. 甘肅省農(nóng)戶收入差距及其影響因素分析[J]. 西北民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2014（1）：100-107.

[8]孫敬水，于思源. 農(nóng)村居民收入差距適度性影響因素實(shí)證研究——基于全國(guó)31個(gè)省份2 852份農(nóng)村居民家庭問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2014（8）：90-102.

[9]張建，諸培新，王敏. 政府干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)：農(nóng)戶收入及資源配置效率[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2016，26（6）：75-83.[ZK）]

[10]韓菡，鐘甫寧. 勞動(dòng)力流出后“剩余土地”流向?qū)τ诋?dāng)?shù)剞r(nóng)民收入分配的影響[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2011（4）：18-25.

[11]向玲. 新農(nóng)村背景下農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)變化及其對(duì)農(nóng)戶收入影響研究[D]. 武漢：華中科技大學(xué)，2013：31，32.

[12]柴志賢，周俠，蔡曉宇. 農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶收入差距擴(kuò)大嗎？——以浙江省杭州市為例[J]. 經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2016（5）：24-26，50.

[13]崔會(huì). 農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民實(shí)際收入的影響分析[J]. 特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2013（6）：93-95.

[14]孔祥智，方松海，龐曉鵬，等. 西部地區(qū)農(nóng)戶稟賦對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納的影響分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004（12）：85-95，122.

[15]程名望，史清華，Jin Y H，等. 農(nóng)戶收入差距及其根源：模型與實(shí)證[J]. 管理世界，2015（7）：17-28.

[16]宗剛，李盼道，孫義鵬. 改革開(kāi)放以來(lái)山東省農(nóng)村居民收入差距演化研究[J]. 北京交通大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016，15（2）：118-124.[ZK）][HT][HJ][FL）]