農村土地流轉的收入分配效應

郭君平 曲頌 夏英 呂開宇

摘要

基于我國東中部6省1 604戶農戶的調研數據，本文采用分位數回歸模型，從轉入與轉出視角實證分析、比較了農地流轉的收入效應和收入分配效應。估計結果顯示：總體上，農地轉入的增收效應顯著，但農地轉出無此效應。分區域考察，農地流轉拉大了東部與中部地區農戶間的收入差距。其中，東部地區農地轉入和轉出均有顯著增收效應，且后者遠大于前者；中部地區農地轉入的增收效應明顯，但農地轉出卻有顯著的“減收”效應。從不同收入階層來看，農地轉入促進了貧困戶及低收入戶至部分高收入戶增收，其中收入水平越高的農戶獲益愈大；相較之下，農地轉出僅使部分低收入戶增收，有一定縮小收入差距功能。更進一步，東部地區農地轉入可使除中高收入組農戶以外的其他農戶增收，農地轉出則可使除貧困戶和部分低收入組農戶以外的其他農戶增收，此兩種流轉類型均會擴大農戶收入差距。中部地區農地轉入可使所有農戶增收，但同時加劇了收入不平等；與之不同，農地轉出能使低收入組農戶增收，也可使部分高收入組農戶“減收”，因而比較利于減少貧富差距。據此，決策當局應當著力消除各種非市場因素限制，構建功能良好的土地租賃市場，發揮價格機制、競爭機制、供求機制以及法律保障機制在農地配置中的主導作用，推動農地流轉方式更加市場化、規范化；同時，完善土地流轉中租金和期限的確定機制，減少交易成本，提高收入分配的均衡性，保護農戶（尤其是貧困戶）在農地流轉中的短期和中長期利益；此外，多渠道擴大農民非農就業機會，并提高其非農就業能力。

關鍵詞 農地流轉；轉入規模；轉出規模；收入分配；分位數回歸

中圖分類號 F321.1；F323.8 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2018）05-0160-10 DOI：10.12062/cpre.20180124

我國土地資源稀缺且流動性差，人多地少矛盾突出，要妥善解決土地經營的公平與效率問題，必須建立健全土地市場化流轉機制，提高土地資源配置和使用效率，國家為此出臺了一系列有力的扶持政策。早在1984 年，中央“一號文件”就開始鼓勵農地向種田能手集中。2001年中共中央《關于做好農戶承包地使用權流轉工作的通知》、2007年黨的十七大報告、2008年黨的十七屆三中全會通過的《中共中央關于推進農村改革發展若干重大問題的決定》以及2011—2016年連續6年的中央“一號文件”均對土地流轉進行鼓勵和指導。這些政策對農村經濟、鄉村治理影響巨大，被賦予了諸多使命，諸如優化農用地空間布局、實現集中連片種植、推動土地向業主或大戶適度集中、調整農業產業結構、構建現代農業“三個體系”、提升農業綜合生產力、促進農地資產資本化以及拓寬農戶增收渠道等。此中，促農增收最為重要，主要通過規模經營效應、勞動力轉移效應和學習效應等路徑實現。目前，農地流轉正逐漸成為廣大農民積累原始資本的新形式。從轉出戶角度看，農地流轉的財產性收入效應可分為直接和間接兩種。其中，直接效應是指農地流轉能為轉出戶帶來土地承包經營權轉讓收入，間接效應是指農地流轉益于農村剩余勞動力轉移到非農部門和城市部門就業，進而促進農戶工資性與經營性收入增長。從轉入戶角度看，普通農戶、種養大戶和家庭農場通過流轉獲取相對集中的土地，在不同程度實現農業生產經營集約化、規模化、專業化或標準化發展，進而帶來農戶收入增長。近年，不少地區在堅持家庭承包經營基本政策不變和保障農戶土地承包經營權的前提下，積極創新土地流轉模式，通過土地出租、土地入股、土地轉包、土地信托等形式組建農村專業合作社或農業產業化企業等方式鼓勵農村土地合理、規范、有序、適度流轉，取得了一定成效。但是，農村土地流轉的流向和規模對農戶（含貧困戶）的收入及其分配產生怎樣影響？程度如何？區域差異是否明顯等逐漸成為政界、學界關注的熱點問題，兼具理論和實踐意義。這亦是本研究的“出發點”和 “著力點”。

1 文獻綜述

目前，學界基于不同方法、材料和視角對農地流轉的收入效應、收入分配效應及其機理機制進行了探索性研究，盡管既有相關文獻為數不多，但所得結論并不完全相同，甚或在某些方面“千差萬別”。

其一，在農地流轉的收入效應（機制）方面。主要有三種代表性觀點：一是農地流轉會減少農民收入，但存在形式和地區差異。例如，姜松和王釗[1]認為土地流轉及其各種形式（出租除外）對農民增收均具有顯著負向效應且具有空間差異。二是農地流轉沒有增收效果，或貧困農戶無法從農地租賃市場中獲益[2]。三是農地流轉能促進農戶增收，但是否存在群體差異尚無定論。許恒周和郭玉燕[3]基于協整方法分析后，認為農民非農收入與農地流轉之間呈長期均衡關系（雙向因果關系），但短期存在波動，而且早期農地流轉對農民非農收入的影響較弱。薛鳳蕊等[4]和李中[5]先后運用雙重差分模型的研究表明，土地流轉可顯著增加農戶人均年純收入，其中土地流轉后務工和出租土地收入對參與戶人均年純收入增長的貢獻率高達75%且有一定穩定性和持續性。陳剛[6]將《農村土地承包法》的實施作為一次沖擊實驗，以此評估土地流轉對農民財產性收入增長的影響，結果顯示，建立在穩定承包權基礎上的土地流轉可顯著增加農民財產性收入和純收入。韓嘯等[7]指出，土地流轉對轉入戶收入有正向影響，而對轉出戶收入影響并不顯著。而李慶海等[8]驗證了租出抑或租入土地均會增加農戶純收入。更進一步，陳飛和翟偉娟[9]利用傾向值匹配法的研究證實，租入和租出土地均有利于提升農戶收入并降低貧困發生率，但福利效應在不同家庭組之間差異顯著；其中，土地租入戶的凈收入效應依次來源于耕地規模擴大、技術效率提高和中間投入增加；租出戶的凈收入效應主要來源于非農收入增加，部分源于土地租金。王象永等[10]發現土地流轉可大幅增加農民財產性收入，其中九成普通農戶受益于此，且規模經營戶收入增長明顯。劉遠風[11]得出土地流轉促進了農民增收，但其收入效應多源自土地財產實現機制和勞動分工優化機制的判斷。

中國人口·資源與環境 2018年 第5期

其二，在農地流轉的收入分配效應方面。一種觀點認為，土地流轉會導致收入不平等。例如，林樂芬和王軍[12]認為土地買賣可能會犧牲小農利益，導致農戶貧富差距拉大。朱建軍和胡繼連[13]根據反事實分析框架，評估了農地流轉對我國農民收入和收入分配的影響，結果發現，農地租入和租出均能促進農戶收入增長，而且農地流轉一定程度上加劇了農民收入的不平等。另一種觀點認為，農地流轉有助于縮小收入差距。例如，萬廣華等[14]通過實證分析指出，土地是減少農村收入不平等的唯一因素，但其影響作用較小，因此為加強此種影響，政策制定者需鼓勵貧困農民流轉土地。Zhang[15]研究認為，土地租賃市場降低了農村收入不平等，不僅可提高即將陷入收入底層農民的收入，也能緩解非農就業造成的收入差距。高欣等[16]運用統計分析法、多元線性回歸模型和基尼系數測算法，發現農地流轉有效增加了參與流轉的農戶家庭人均總收入，且轉出戶家庭人均收入的增長幅度高于轉入戶。不僅如此，轉出土地后因家庭財富和人力資本水平差異逐漸明顯而使轉出戶的收入差距擴大；相反，轉入土地后農戶家庭實現規模化經營和生產效益的增值，使轉入戶的收入差距縮小。韓菡和鐘甫寧[17]以基尼系數分析了不同地區土地流轉對農民收入分配的影響。結果表明，在經濟發達、土地單位收益高的地區，土地傾向于流轉到高收入農戶手中，可能會擴大當地農戶的收入差距；在經濟欠發達、土地單位收益低的地區，低收入農戶更易獲得土地轉入的機會，當地的收入分配狀況會得到改善。

通過以上文獻梳理可知：在研究方法上，對于農地流轉的收入效應，一部分學者利用傾向值匹配、雙重差分法及格蘭杰因果關系等因果關系法分析，另一部分學者運用相關（或偏相關）關系法分析，如線性回歸模型；對于農地流轉的收入分配效應，學者基本都利用基尼系數進行測算；此外，相關案例分析多局限于土地流轉前后的收入差別，而未能區分土地流轉與地方經濟決策、農業產業布局變更對農戶收入及收入分配的影響。在研究內容上，既有研究側重討論土地流轉促農增收的表現、原因和條件，而忽視土地流轉收入效應（或扶貧效應）的內在機制及土地流轉過程中其他經濟社會要素對農民（尤其是貧困農民）收入的作用機理。在主要結論或觀點上，學界目前尚未形成統一認識，且“分歧”（或爭論）大于“共識”，有待進一步深入研究積累更多資料。在調查樣本上，代表性文獻中所用樣本量都不大，且調查區域覆蓋范圍小，多數具有較強的地域局限性。

眾所周知，農地流轉的總體目標是追求社會福利最大化及實現公平與效率的統一，但我國農村區域廣袤，經濟水平、種植業類型差異明顯，在區域差異化背景下，不同地區土地流轉對轉出戶與轉入戶收入的影響或同或異。鑒于此，本文利用東中部6省1 604戶農戶的實地調研數據，基于微觀分析模型，探究農地流轉規模對轉入戶與轉出戶的收入效應、收入分配效應及其區域差異性，以期為地方優化資源（土地和勞動力）配置效率、推動農地有序流轉、促進農民整體增收以及繁榮農村經濟社會等提供理論依據。總體上，本文的邊際貢獻在于：①一改過去常用方法，嘗試將分位數回歸法用于估計土地流轉的農戶收入分配效應；②從土地流轉的扶貧效應出發，將土地轉入、轉出規模對貧困戶的收入影響納入實證研究范疇，并以之作為其他按收入十等分農戶情況的對照。

2 數據來源、理論框架及研究方法

2.1 數據來源與樣本特征

分析數據源自中國農業科學院科技創新工程課題組于2015年6月—9月在全國六省開展的農村實地調研。具體而言，在12個整省開展土地確權的省區中選取4個省份，即山東、江蘇、河南、吉林；另外擇定2個非整省確權省份（浙江和黑龍江）。調查過程中采取分層隨機抽樣選取樣本村，即每個省抽取3或4個縣，根據各鄉鎮距離縣城的遠近，從每個縣選取2或3個鄉（鎮），每個鄉（鎮）抽取2或3個行政村，每個行政村隨機走訪10～15農戶，共回收問卷1 630份，在剔除數據缺失嚴重的問卷后，最終獲得有效樣本1 604戶農戶，有效率為984%。本次調查對象為家庭事務的決策者，熟知土地經營狀況，調查內容包括農戶家庭基本信息、農民非農就業情況、土地承包與流轉狀況、土地產權情況等。調研樣本的土地流轉均發生在普通農戶之間，以及普通農戶與種養大戶、家庭農場、農業合作社等（不含企業等其他經濟實體）之間。如表1所示，發生土地流轉的農戶共1 120戶，約占總樣本的70%，其中，土地轉入戶882戶，占總樣本的5499%；土地轉出戶338戶，占總樣本的2107%；土地轉入轉出兼具戶100戶，僅占總樣本的623%（為實現土地集中連片經營，將分散細碎的自有土地轉出，同時在自家相對完整的地塊附近轉入他人土地）。為簡化分析和更易于達到研究目標，本文不對小樣本的土地轉入、轉出兼具戶作過多處理和討論，因此后文進行推斷性統計和實證計量分析時只考察土地純轉入（轉出）戶。

2.2 理論框架和研究方法

文中所探討的土地流轉是指土地承包經營權（使用權）的流轉，即擁有土地承包經營權的農戶將土地經營權轉讓給其他農戶、經濟組織或實體，包括轉入和轉出雙向流動。土地流轉過程只有同時滿足以下兩個條件才有可能發生：一是當非農生產的預期收益與土地租金之和超過自身耕種土地所得收益時，兼業農戶才愿轉出土地；二是當專業農戶的土地經營收益超過耕種土地的機會成本與土地租金之和，才會轉入土地[9]。農戶收入在相當程度上取決于土地經營規模，而土地經營規模引致的農戶收入差距是農戶農業收入差距的重要組成部分。具體而言，如果農村勞動力轉移后留下的“剩余土地”流向具備比較豐裕資金和人力資本的生產大戶，那么農戶的農業收入差距將會擴大；反之，如果“剩余土地”流向缺乏資金和人力資本的小農戶，那么農戶的農業收入差距可能減小。而且，不同地區農村土地流向的差別也將導致農戶收入差距變化各異[17]。更進一步，從土地流轉對農戶收入結構的影響來考察，在正式制度下，土地流轉不僅可通過減少土地細碎化、擴大經營規模增加農戶經營性收入，也可通過勞動力轉移、土地流轉補貼分別增加農戶工資性收入和轉移性收入，還可通過土地轉讓、征用補償以及房屋出租、出售、拆遷補償等增加農戶財產性收入；但在非正式契約關系下，土地流轉因具有短期性、隨意性和不穩定性特點而不利于農戶收入持續增長[18]。

表1 樣本分布情況

Tab.1 List of samples distribution

本文擬采用分位數回歸估計家庭農地流轉規模對不同階層農戶收入增長的邊際貢獻。依據高夢滔和姚洋[19]的研究成果可知，如果農地轉入或轉出規模對于低收入人群收入的邊際貢獻大于中等收入人群和高收入人群，則這種農地轉入或轉出規模具有的作用就是減輕收入差距，反之則是擴大收入差距。線性回歸模型是一種簡單的均值回歸，旨在考察自變量對因變量的條件期望E（y|x）的影響，但其無法揭示自變量x對整個條件分布y|x的影響。與之不同，分位數回歸模型可提供條件分布y|x的全部信息。分位數回歸法（quantile regression）最早由Koenker & Bassett[20]提出并進行了系統研究，其思想是對普通最小二乘法的擴展，用多個分位函數來估計整體模型。理論上，分位數回歸是依據因變量的條件分布來擬合自變量的回歸方法。假設條件分布y|x的總體q分位數yq（x）是x的線性函數，即：

yq（xi）=x′i βq

（1）

其中，βq被稱為“q分位數的回歸系數”，其估計量β^q可由以下最小化問題來定義：

minβq ∑ni：yi≥X′i βqq|yi-x′i βq|+

∑ni：yi

（2）

相較普通最小二乘估計而言，分位數回歸法有以下優勢：一是不要求很強的分布假設，在隨機擾動非正態分布的情況下，其估計量更有效；二是尤其適合具有異方差的模型；三是估計量不易受奇異值影響而更穩健可靠；四是對條件分布刻畫更細致，不僅能給出條件分布的大體特征，而且不同分位點下的參數估計可能有深入探討的意義[21]。因此，慮及分位數回歸估計能夠精確描述解釋變量對于被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，本文將農戶家庭人均年純收入作為因變量，將農戶農地轉入規模、轉出規模及其他影響因素作為自變量，建立如下分位數回歸模型：

Qτ[Income|X]=β0，τ+β1，τTransin+β2，τTransout+

∑βi，τCV+ετ

（3）

式中，Qτ[Income|X]為研究關注的結果變量，代指農戶在τ分位數上的人均年純收入，主要由工資性收入（本地或外地務工）、家庭經營性收入（種養殖或自營工商業）、轉移性收入（政府種糧補貼等）以及財產性收入等構成；Transin是農戶農地轉入規模；Transout為農戶農地轉出規模，均是本文考察的核心自變量；ε為隨機擾動項；β0τ系常數項，β1τ、β2τ依次是對兩核心自變量進行參數估計的第τ個分位數的系數；CV為其他控制變量（根據國內外學者相關研究和實地調研情況選取），主要包括戶非農就業人數占比、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育年限、戶耕地面積以及地理區位等。

其中：①家庭非農就業人數占比的大小在較大程度上決定了農戶收入的高低[18]。隨著城鎮化進程加快，農民非農就業現象更加普遍，非農就業因能帶給農民更多的單位時間凈收益而具有促農增收作用。②是否干部戶。一方面，干部身份在一定程度能代表較高的素質；另一方面，是否干部戶可作為表達社會資本的關鍵因素之一。③家庭撫養比一般對中低收入農戶的人均年純收入有更強的抑制作用。④耕地面積是制約農民農業收入的根本因素之一，農戶耕地面積增多，既可得到土地規模效應，也可獲得更多農業補貼和出租土地收入[5]。但同時，在某種程度上固化了農民對土地的依賴性，以致勞動力轉移受阻和非農收入下降。⑤戶主性別。通常以男性為戶主的家庭人均年純收入高于以女性為戶主的家庭，尤其對中低收入農戶而言，以男性為戶主可明顯促進家庭人均年純收入的增加。⑥戶主年齡對農戶家庭收入的影響可能呈現多重效應：一是戶主年齡越大，過去分得的土地越多，相應的流轉租金也越多；二是戶主隨著年齡變大在農業生產決策上越保守，抑或因個體技術型貶值和經濟性貶值而致使非農收入下降[16]；三是年齡的增長或帶來工作經驗的增加（學習曲線），進而促使農戶諸種收入相應提高。⑦戶主受教育年限越長，適應社會能力越強，越易接受先進理念技術或向技術型、管理型崗位轉移，以獲得更多收入[9]。⑧地理區位。不同地區經濟發展水平不均衡，土地流轉差異明顯。相比東部地區，中部地區畝均地租收入更少，且農村人口數量大，農民收入來源以糧食作物為主，土地流轉多發生在外出務工者和留守村民之間（見表2）。

3 實證結果及分析

3.1 農地流轉的收入效應

在進行計量分析之前，通過兩獨立樣本t檢驗推斷農地轉入戶與未轉入戶、農地轉出戶與未轉出戶的人均年純收入均值是否有顯著差異。如表3所示，總體而言，農地轉入戶的人均年純收入比未轉入戶高6 960元（在5%水平顯著），農地轉出戶的人均年純收入雖比未轉出戶低1 460元，但兩者間差異統計上不顯著。分區域考察，東部地區農地轉入戶的人均年純收入顯著高于未轉入戶，即前者比后者高16 190元，而農地轉出戶的人均年純收入比未轉出戶低1 080元（統計上亦不顯著）；反觀中部地區，盡管農地轉入戶的人均年純收入比未轉入戶低3 020元，農地轉出戶的人均年純收入比未轉出戶低6 860元，但它們均無顯著差異。

基于上述分析，下文進一步采用均值回歸法分析農地轉入規模、農地轉出規模對農戶人均年純收入的影響。表4中第1列、第3列和第5列為無控制變量的OLS回歸結果，第2列、第4列和第6列為納入控制變量的OLS回歸結果（文中相關分析或解釋以此為準）。

就全樣本而言，農地轉入規模變量的系數顯著為正，總體上農戶每轉入一畝地，家庭人均年純收入增加230元，其原因有兩方面，一是轉入戶因土地流轉增加了農業生產土地要素投入量，進而提高了產出；二是轉入戶通過轉入土地進行農業現代化、集約化和產業化經營，使小規模兼業農業向適度規模專業化農業方向發展；三是農地轉入還能增加農戶政策轉移性收入[7]。相比之下，農地轉出規模變量的系數為負但未通過顯著性檢驗。對此，可能的解釋是轉出戶通常是勞動力已實現非農就業或缺乏勞動力的農戶（以非生產為主），土地收入占家庭總收入比例不高，且現有政策未能進一步激勵剩余勞動力轉移，使得農地流轉對勞動力釋放影響不足，進而導致對其收入影響有限。這與中國實情相吻合。

從不同區域來看，東部地區農地轉入規模和農地轉出規模均在1%水平顯著且系數為正。即東部地區農戶每轉入一畝地，家庭人均年純收入增加510元；每轉出一畝

地，家庭人均年純收入增加1 530元。相比轉入土地，轉出土地更利于東部地區農戶增收，這是因為東部地區農戶種地的機會成本高，且農業經營非其主要收入來源。中部地區農地轉入規模、農地轉出規模對農戶人均年純收入分別有正向極顯著影響和負向弱顯著影響。在其他約束條件不變情況下，中部地區農戶每轉入一畝地，家庭人均年純收入僅增加30元；而每轉出一畝地，家庭人均年純收入減少250元（不增反降），究其原因是中部地區農地轉出市場化程度低，信息不暢通，土地轉出戶普遍將土地委托給鄰居、親屬、朋友等無償經營或象征性收取少量租金，這種“非正式”契約關系不僅未給轉出戶帶來較大租金收益，而且遠小于其機會成本。

3.2 農地流轉的收入分配效應

為全面刻畫、分析不同階段不同農戶收入水平下農地流轉的收入效應，下文先將農戶收入水平分成9個分位數（τ=01～09），外加貧困發生率分位點（全樣本：008分位點、東部地區：011分位點、中部地區：005分位點），其中分位數01、02～04、05、06～07、08～09分別對應農戶低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組和

表2 變量設定及描述性統計

Tab.2 Definitions and descriptive statistics of variables

表3 推斷性統計分析

Tab.3 Deductive statistics /103元

高收入組，然后采用分位數回歸進行估計，同時運用只依賴給定觀測信息而無需其他假設或增加新觀測的自助抽樣法（400次重復抽樣）求得標準誤，以削弱分位數回歸模型誤差項的未知干擾，增強估計、推斷效能。在模型回歸結果中，分位數由小至大表示農戶收入水平由低向高演變，通過對比各自變量的系數變化可觀察到各因素對農戶收入的邊際貢獻如何隨著農戶收入水平的提升而發生改變。

3.2.1 農地流轉規模對不同農戶人均年純收入的影響

從分位數回歸結果來看，所有方程的Link test值均在1%顯著性水平上顯著，表明設定的函數形式合適，模型整體具有顯著性。如表5所示，農地轉入規模除在09分位點不顯著外，在其他分位點均通過顯著性檢驗且系數隨著條件分布從低向高遞增（圖1左邊部分），此結果說明農地轉入規模會擴大農戶收入差距（由土地規模效應所致），

表4 均值回歸結果

Tab.4 Results of mean value regression

注：“***”“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號內為穩健性標準差。

具有一定程度的“馬太效應”。相反，農地轉出規模除在01分位點通過顯著性檢驗外，在其他各分位均不顯著，表明農地轉出可明顯提高低收入組農戶的人均年純收入，但是，其他絕大多數農戶難以通過此種方式達到增收目的，因為土地租金水平總體偏低，而且占農戶總收入的比重偏低。

控制變量方面，非農就業人數占比在貧困發生率分位點和九個分位點處對農戶人均年純收入的均有顯著正向影響，且系數隨著條件分布遞增。是否干部戶在02～06分位的分位數回歸中，均通過顯著性檢驗。家庭撫養比在貧困發生率分位點及其他各分位點均通過顯著性檢驗，但系數為負且隨著條件分布呈遞減之勢。農戶承包地面積在貧困發生率分位點及其他各分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布遞增，即農戶承包地面積越大，其人均年純收入越高。由于樣本地區農戶的戶主普遍是男性，且各分位處農戶差異小，使得戶主性別對農戶收入的影響除在07分位點顯著外，在其他分位點均未通過顯著性檢驗。戶主年齡對農戶收入的負向作用只在貧困發生率分位點、01、02分位點通過顯著性檢驗，表明低收入組農戶的戶主年齡越大，家庭人均年純收入越低。戶主受教育年限在各個分位點處系數為正值，但僅在03、08、09分位點顯著。地理區位除在01、02分位點不顯著外，在其他分位點均通過顯著性檢驗，不僅系數均為正，而且隨著條件分布漸次遞增。這說明東部地區低收入組農戶的人均年純收入與中部地區無明顯差異，但東中部地區中低收入組以上農戶的人均年純收入差異顯著，而且這種區域差異性會隨著農戶收入的提高而增大。

3.2.2 不同區域農地流轉的收入分配效應

在東部地區：①除對中高收入組農戶（以兼業為主）的人均年純收入影響不顯著外，農地轉入規模對貧困組農戶和其他收入組農戶均有增收作用，而且所處收入分位點越高的農戶，從中獲益愈大。簡言之，農地轉入規模增大

圖1 分位數回歸中兩核心自變量

系數的變化情況

Fig.1 Coefficients changes of two key independent

variables by quantile

不僅能提高東部地區絕大多數農戶的收入水平，同時也會拉大該地區農戶收入差距。②除對貧困組農戶和部分低收入組農戶（家庭勞動力少或老弱病殘者多）的人均年純收入無顯著影響外，農地轉出規模對其他收入組農戶均有增收作用，而且家庭收入越高的農戶受益越大。與農地轉入規模一樣，農地轉出規模增大既能促進東部地區大部分農戶增收，但也會擴大當地農戶收入差距。③對比兩種農地流轉類型，農地轉出規模對相同收入組農戶的收入效應遠遠大于農地轉入規模。

在中部地區：①農地轉入規模對貧困組農戶和其他所有收入組農戶的人均年純收入均有顯著正向影響，其原因是中部地區農地流轉多屬于“非正式”（自發組織、口頭協議），大部分轉出戶為防止土地“拋荒”而尋求“友情代耕” （呈短期性和隨意性特征）或為其他特殊目的不計代價（或代價在可接受范圍內）轉出土地，在此情況下，轉入戶僅付少量費用甚或不用付費，土地經營收入則都歸自己。并且所處收入分位點越高的農戶，從中獲益越大。即農地轉入規模增大既能提高中部地區所有農戶的收入水平，又會拉大該地區農戶收入差距。②農地轉出規模在01、02、08分位的分位數回歸中通過顯著性檢驗，但回歸系數的方向各異，其中前兩者均為正，后者為負。這意味著農地轉出規模增大可明顯提高低收入組農戶的人均年純收入，但同時會減少部分高收入組農戶的人均年純收入，其原因是中部地區低收入組農戶棄耕的收益（非農業收入和土地租金收益）大于機會成本（即農業收入）；正相反，部分高收入組農戶的家庭農業收入比重較高，且農地轉出

表5 分位數回歸結果

Tab.5 Results of quantile regression

注：“***”“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號內為穩健性標準差。

多為短期代管（基本不正式簽訂流轉合同），幾無租金收入，棄耕的機會成本大。

3.3 穩健性檢驗

由于農戶人均純收入與其土地轉入、轉出行為不完全在同一年度，因此土地轉入、轉出跟收入之間存在內生性的可能性不大。即便如此，為保證研究結論的可靠性，進一步考察發現，采用Winsor縮尾處理法（即對所有連續變量上下1%的樣本進行縮尾處理，以減弱極端值的影響）或未處理缺失值的樣本進行穩健性檢驗，雖然部分變量的回歸系數存在些許差異，但其作用方向和顯著性水平與前文基本一致，因此主要結論并未發生實質性變化。受篇幅限制，穩健性檢驗結果未在文中列示，留存備索。

4 結論與政策含義

本文基于黑、吉、魯、豫、蘇、浙六省1 604戶農戶的實地調查數據，主要運用分位數回歸法系統考察了我國東中部地區農地流轉的收入分配效應，得出如下結論：①總體上，農地轉入的增收效應顯著，但農地轉出無此效應。分區域考察，農地流轉拉大了東部與中部地區農戶間的收入 差距，其中，東部地區農地轉入和轉出均有顯著增收效應，且后者遠大于前者；中部地區農地轉入的增收效應明顯，但農地轉出卻有顯著的“減收”效應。②分不同收入階層來看，農地轉入促進了貧困戶及低收入戶至部分高收入戶增收，且農戶收入水平越高，獲益愈大；相較之下，農地轉出僅使部分低收入戶增收，在一定程度上利于縮小收入差距。③在東部地區，農地轉入可使除中高收入組農戶以外的其他農戶增收，農地轉出則可使除貧困戶和部分低收入組農戶以外的其他農戶增收，這兩種流轉類型均會導致農戶收入差距擴大。在中部地區，農地轉入可使所有收入組農戶增收，但同時加劇了收入不平等；與之不同，農地轉出不僅能使低收入組農戶增收，也可使部分高收入組農戶減收，因而具有縮小區域內農戶收入差距的功能。

因此，在農地流轉規劃、形式、合約日益多樣化和復雜化的形勢背景下，綜合前文分析內容和上述主要結論，提出以下政策建議：第一，著力消除各種非市場因素限制，構建功能良好的土地租賃市場，發揮價格機制、競爭機制、供求機制以及法律保障機制在農地配置中的主導作用，推動農地流轉方式更加市場化、規范化，即促進土地流轉由依靠口頭協議的不規范流轉向簽訂書面合同的規范流轉轉

表6 東、中部樣本分位數回歸結果

Tab.6 Results of quantile regression with the samples in eastern and middle regions

注：①CV指代其他控制變量，Yes表示控制變量全部納入模型中；②“***” “**”和“*”分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號內為穩健性標準差。

變，由無償代耕向按市場規律的有償流轉轉變，由農戶間自發流轉向政府和市場引導與自發并重的自主流轉轉變。第二，完善土地流轉中租金和期限的確定機制，減少交易成本，提高收入分配的均衡性，保護農戶在農地流轉中的短期和中長期利益，尤其要保證貧困戶藉此獲得穩定的生活來源，降低生計脆弱性。第三，多渠道擴大農民非農就業機會，并提高其非農就業能力。一方面，督促地方政府就業中心、民政部門出臺惠民政策為農民提供更多進城務工經商機會；另一方面，加大農村基礎教育投入和農民技術培訓力度，提升農民文化素質和職業競爭力，鼓勵教育水平高、務工經驗豐富的農民走出農村，從事收入更高的非農工作，以達到土地供需的高水平市場均衡。

（編輯：王愛萍）

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Research on income distributive effects of farmland circulation

GUO Jun-ping QU Song XIA Ying LV Kai-yu

（Institute of Agricultural Economics and Development， Chinese Academy of Agricultural Sciences， Beijing 100081， China）

Abstract Based on the survey data of 1 604 households from 6 provinces in the Eastern and Middle China， this paper uses a quantile regression model to empirically analyzes and compares the income effects and income distributive effects of farmland circulation from the perspective of both renting-in and renting-out farmland. The findings reveal that： ① Generally， renting-in farmland has a significant income growth effect， while renting-out farmland fails to improve income. ②Farmland circulation enlarges the income gaps among households in the eastern and middle regions. To be specific， in the eastern region， both renting-in and renting-out farmland have obvious income growth effects， and the latter effect is bigger. As for the middle region， renting-in farmland has a significant income growth effect， but renting-out farmland would dramatically decrease lessors income. ③ From the view of different income levels， renting in farmland promotes the poor， the low-income and some high-income households to increase their income， and with higher income， its benefit gets larger. By comparison， renting-out farmland could only raise part of low-income households revenue and narrow the income gap to some extent. ④Furthermore， renting-in farmland in eastern region could increase all the farmers income except the high-income households， while renting-out farmland also raise farmers income other than the poor and some low-income households， and both the two renting types could expand farmers income gap. In the middle region， renting-in farmland would increase all farmers income， but intensify income inequality. On the contrary， renting-in farmland could increase the low-income households income， but reduce some high-income households income， which would help to narrow the wealth gap. Therefore， there is the need for planning authorities to eliminate all the non-market constraints， build a well-functioning land circulation market， promote the price， competition， legal protection， supply and demand to play a leading role in rural land allocation， and motivate the circulation mode be more marketization and normalization. Meanwhile， improving the negotiation mechanism of rent and term in circulation， reducing circulation costs， enhancing income distribution equilibrium， protecting short-term and long-term benefits of farmers， especially poor farmers， providing more off-farm job opportunities for farmers and improve their off-farm capacities also should be strengthened.

Key words rural farmland circulation； renting-in scale； renting-out scale； income distribution； quantile regression