征地對農戶收入的影響及其空間分異性研究
——基于CHFS數據的倍差法分析

李 霄，盧圣華，汪 暉

（1.浙江水利水電學院，浙江 杭州 310018；2.浙江大學公共管理學院，浙江 杭州 310058）

內容提要：研究目的：探究土地征收對農戶收入的影響，并分析其影響機制和空間差異性，為進一步完善征地制度改革提供思路。研究方法：基于CHFS2013年和2015年的追蹤調查數據，運用倍差法識別了征地對農戶收入的因果效應，并進一步關注了征地效應的作用渠道和空間分異性。研究結果：征地在導致農戶農業收入下降的同時，也增加了農戶的工資性收入和政府轉移性收入?？傮w而言，征地顯著增加了農戶的家庭收入。進一步研究發現，征地的增收效應在東部省份強于中、西部省份。研究結論：在征地制度改革的過程中，一方面需要為失地后喪失收入來源的農戶提供最低生活保障，另一方面應當注重對失地農民人力資本的培訓，保障農民在離開土地后依然能夠妥善就業。

1 引言

改革開放40年來，中國實現了快速的經濟增長和城市化。根據國家統計局的數據，中國城市化率從1978年的17.92%上升到了2018年的59.58%①國家統計局. 城鎮化水平不斷提升 城市發展闊步前進——新中國成立70周年經濟社會發展成就系列報告之十七［EB/OL］ . （2019 - 08 - 15）［2019 -09 - 20］ . http: www.gov.cn/shuju/2019-08/15/content_5421382.htm。。十二屆全國人大四次會議的《政府工作報告》提出，2020年中國要實現常住人口城市化率達到60%、戶籍人口城市化率達到45%。伴隨著快速城市化而來的是大量的失地農民。據測算，2013年失地農民已達5 000萬人[1]，并以每年200萬～300萬人的速度繼續增加，到2020年甚至將超過1億人[2]。土地的征收往往意味著農民將失去其賴以生存的最重要資本，這不僅會使失地農民失去生產生活的有效保障，還可能衍生出失地農民的社會排斥和城市適應問題[3-4]。因此，征地引發了不少農民與政府之間的矛盾和沖突。劉守英研究發現，農村土地被征收引發的征地沖突和群體性事件出現頻率自2003年以來呈現穩步上升的趨勢[5]。面對日益激烈的征地沖突，中共十八大報告首次提出征地制度改革，要求提高農民在土地增值收益中的分配比例。在沿海省份如廣東、浙江、上海等地，地方政府與村集體在提高征地補償之外，也在嘗試通過提供再就業培訓、允許失地農民入股集體經濟等方式提高失地農民的家庭收入[6]。由于補償安置標準的提高以及方式的多樣化，近幾年來出現的“征地致富”的聲音甚至大有蓋過“征地致貧”聲音之勢。

在這樣的背景之下，正確評估征地如何影響農戶收入對于政策決策而言至關重要。近年來國內已出現了許多嘗試評估征地收入效應的研究，但并未得出一致的結論。黃建偉等通過七省一市的調研發現，征地導致了一半以上的失地農民收入數額和收入來源減少，甚至還導致了相當一部分失地農民沒有任何收入來源[7]。然而，也有不少研究認為征地對農民產生了正的收入效應。如史清華對上海7村2 281戶農民的調查發現，征地使得農民的收入不降反升[8]。陳硯國等則發現，在徐州東部礦區，征地后農民的收入有大幅度的提高[9]。張科靜等則嘗試從農戶的異質性上解釋征地產生的不同效應，他們基于湖北、江西和云南723戶失地農戶的調查，發現低收入農戶面臨著增收困難的問題，而高收入農戶則有較強的收入穩定性[10]。

現有研究已經對“征地如何影響農戶收入”的問題做出了大量探討，但依舊存在著不足之處。第一，就研究方法而言，已有研究的結論大多簡單地基于征地前后農戶的收入比較，或是基于征地與未征地農戶之間的橫向對比。然而，對于前者而言，由于存在前后比較的時間趨勢問題，很難剔除宏觀經濟形勢的趨勢性對個體收入的影響。因此，簡單地前后比較會將經濟形勢的趨勢性錯誤地歸結至征地效應，從而得出錯誤的估計[11-12]。后者則存在樣本的系統性差異問題，即無法確定在征地發生前，被征地與未被征地農戶之間是否已經存在顯著的系統性差異，從而會將潛在的系統性差異錯誤地歸結至征地效應。因此，無論哪一種方法，都未能處理因果關系。第二，調研數據的覆蓋面不夠廣。覆蓋面小的調研甚至只針對于某個市（區）[13-14]，覆蓋面大的也只做到跨兩個或三個省份[15-16]。這樣的樣本在全國范圍內顯然缺乏代表性，結論也可能不具有普遍性，即會出現外部效度不足問題[17]。同時，樣本覆蓋不足也直接導致了以往研究缺少對征地效應空間分異性的探討。第三，已有研究并未理清土地征收對農民收入影響的傳導機制，即并未回答這樣一個問題：如果征地確實影響了農戶收入，那么是通過何種途徑、作用于哪類收入所實現的？

基于以上研究現狀與存在的問題，本文做出改進并致力于回答以下幾個問題。首先，以上研究的結論在更嚴苛的因果推斷下是否還站得住腳，即在嚴謹的政策評估體系下，征地這一外生沖擊到底對農民的收入造成了怎樣的影響？其次，如果征地確實影響農戶的家庭收入，那么其背后的影響機制是什么？最后，考慮到不同地區的經濟發展水平、補償水平不同，乃至農民的談判能力不同[18]，征地產生的影響是否存在地區差異性？如果征地產生的收入效應確實存在空間分異性，那么將為中國的征地政策制定帶來怎樣的借鑒？

2 理論分析與假說

20世紀90年代后，非農收入逐漸成為農戶收入增長的重要推動力量，農業收入所占比重則有所下降[19]。因此，在探討征地對農戶收入影響的問題上，有必要先對農戶收入進行分解。本文考察可能會受征地影響的收入類型，將農戶收入分為農業經營收入、土地流轉收入、工資性收入、工商業經營性收入和政府轉移性收入①事實上，農戶的收入構成可能更加多樣，如其他金融資產產生的收入、來自親友的轉移支付等，但這些收入理論上并不會受土地征收的影響。。土地被征收之后，土地用途往往會從農業用地轉為非農用地，使用權則從農民手中轉移到開發商或政府手中。部分或全部農地喪失所帶來的土地要素投入的減少，往往不能迅速由資金、勞動力或者技術進步加以彌補，因此被征地農戶的農業收入將會發生下降[20]。土地權屬的變更則意味著農戶將失去土地流轉所產生的收入。但另一方面，隨著土地被征收，原本從事農業生產的農戶將被迫離開農業部門，形成空閑勞動力。其中一部分或是由政府安置新的工作，或是通過就業培訓學會新的勞動技能，進入非農業部門通過打工賺取工資性收入[21]。而另一部分勞動力則可能通過自辦企業、自行經商而獲得工商業經營收入[4]。這意味著，征地產生了勞動力跨部門流動的推動作用。因此本文預期，在土地征收后，農戶的工資性收入和工商業經營收入將會上升。

土地征收產生的另一條增收途徑得益于法律要求政府對失地農民給予合理的補償安置。一次性貨幣補償是市場經濟改革前期最為盛行的補償方法。政府通過提供一次性的相對巨額的補償款而永久“買斷”農民對農地的使用權，而無需再對農民失地后的生計負責。許多研究認為，這種補償方式造成了城市化過程中新的貧困階層的出現，是政府不負責任的體現[20]。時至今日，地方政府已經注意到一次性貨幣補償存在的問題，各地都在嘗試根據當地的實際情況采取更加多樣化的補償安置措施，包括“土地換社?！薄巴恋厝牍煞旨t”“土地換醫保”等方式[23]。不同于一次性補償，這些補償方式通常為失地農民提供了穩定的收入來源，很大程度上避免農民被征地后出現生活難以為繼的窘境。因此本文預期，在土地被征收后，農戶來自政府的轉移性收入將會上升。

在完成了對收入的分解并分析了理論上征地對不同類型收入的影響后，不難發現，征地對農戶總收入的影響取決于征地導致的農業收入與土地流轉收入下降與其他非農收入上升的強度對比。根據《中國農村統計年鑒》的數據，2017年農民人均可支配收入為13 432.4元，其中農業凈收入為3 391元，僅占可支配總收入的25.2%，而工資性純收入為5 498.4元，占可支配收入的40.9%?？梢?，隨著中國工業化和城市化的不斷推進，農業收入在農戶家庭收入中所占的比重并不高，工資性收入等非農收入才是農戶家庭收入的主要組成部分。征地雖然使得農戶失去了部分乃至全部的農業收入，但促使部分農民在失去土地之后從農業部門轉移至非農業部門，而非農部門的工資性收入往往高于農業收入。土地流轉收入方面，正如諸培新等研究發現，該項收入在農戶家庭總收入所占的比例非常小[24]。加之政府提供的如失地保險等轉移性收入，本文預期征地所造成的工資性收入、工商業經營性收入以及政府轉移性收入的上升效果會超過其造成的農業收入與土地流轉收入的下降效果，即征地會使農民的家庭總收入不降反升。圖1表示土地征收對農民收入影響的傳導機制。

征地收入效應的空間分異性上，由于相比于內陸經濟較為落后的省份，沿海經濟發達省份存在更多的非農就業機會、提供更高的勞動工資[25]，并且征地補償標準往往更高[26-27]。因此，沿海發達省份的失地農民在享受更豐厚的來自政府的轉移收入的同時，更有可能在失去土地后實現再就業，獲得更高的工資性收入。因此本文預期，征地帶來的增收效應在沿海經濟發達省份更為顯著。

綜合上述理論分析，得出本文的兩個假說以待實證檢驗：

假說1：土地征收在降低農戶農業收入和土地流轉收入的同時，會增加農戶工資性收入、工商業經營性收入和政府轉移性收入；本文預期后者的增收效應會強于前者的減收效應，因此征地會使農戶家庭總收入上升。

假說2：土地征收對農戶收入的影響存在空間分異性，其帶來的增收效應在沿海省份強于內地省份。

圖1 征地與農戶收入變化：傳導機制與預期結果Fig.1 Land expropriation and rural household income change: mechanism and outcomes

3 數據來源與基本描述

3.1 數據來源

本文所用的數據來自于中國家庭金融調查（CHFS）在2013年和2015年開展的兩輪追蹤調查。CHFS調查覆蓋全國除新疆、西藏以及港、澳、臺地區外的29個?。ㄗ灾螀^、直轄市），因此樣本有足夠的代表性。調查內容主要包括家庭資產、收入情況等，也涉及家庭的被征地情況。本文首先根據CHFS提供的信息，僅保留來自農村的樣本①CHFS的調研對象包括農戶和城市居民，后者不是本文所關注的對象。。根據倍差法的設置，通過農戶在2015年調研中對“自2000年至今年，您家的土地曾經被征收過幾次”與“最近一次土地征收在哪一年”兩個問題的回答來識別某農戶是否成為實驗組。而農戶在兩輪調研中所回答的家庭收入數據恰好提供了進行倍差法所需的實驗前和實驗后的結果變量。在剔除城市樣本、匹配2013—2015年的連續追蹤樣本、并剔除極端值后②對農戶家庭總收入進行了winsorize處理，剔除了家庭收入大于前1%和小于后99%的極端值。，最后得到6 995個農戶樣本各2年的數據，其中397個農戶樣本在2013年或2014年被征地而成為實驗組，其余為對照組③實驗組和對照組更詳細的定義將在計量模型設定一節闡述。。由于實驗組與對照組在各省份間的分布比較均勻④限于篇幅未能詳細展示實驗組在各省份的分布情況，感興趣的讀者可來信索取。，因此可以避免出現某些地區實驗組過于密集而其他地區實驗組過于稀疏，從而導致區域間不可比的情況。

表1 征地前后農戶收入變化Tab.1 Comparison of rural household income before & after land expropriation (元)

3.2 農戶收入描述性統計

為了使農戶的家庭收入在不同時期具有可比性，首先對收入按照通貨膨脹率進行平減處理，將所有收入都轉換為2011年不變價①轉為2011年不變價的原因在于，CHFS的基線調查始于2011年。。需要說明的是，由于在2013年和2015年的調查中，農戶回答的關于家庭收入均為“去年”的情況，因此農戶收入對應的年份分別是2012年與2014年②下面對收入均采用2012年和2014年的表述。。表1給出了農戶的家庭收入數量及結構。首先關注農戶收入結構的情況。根據本文的研究目的與CHFS的問卷設置，將農戶的收入細分為農業經營性收入、土地流轉收入、工資性收入、工商業經營性收入（自辦企業、自辦公司等收入）、政府轉移性收入（養老金、政府補貼等）③工商業經營收入、政府轉移性收入數據由筆者根據CHFS問卷設置加總得到，限于篇幅未能詳細報告CHFS中對應的原始問題，感興趣可來信索取。。工資收入是農戶收入的最大組成部分，在農戶家庭總收入中占比為61.21%。農業收入所占比重次之，為33.06%。相比之下，工商業經營性收入、土地流轉收入、轉移性收入只占農戶收入的一小部分。

再來分析農戶家庭收入的數量情況。從表1不難發現，無論是否被征地，農戶在2014年的家庭平均收入均高于2012年。具體而言，農戶的平均收入從2012年的29 367.18元上升至2014年的31 524.41元，上漲幅度為7.35%。盡管許多研究僅憑征地前后的統計對比便得出征地導致農戶收入上升的結論[9]，但如前文所述，這種直接比較忽略了時間趨勢帶來的收入上漲。因此并不能就此簡單得出結論，認為征地使農戶的收入上升。但表1揭示出的另一個現象卻可以作為間接證據，即征地組的農戶在同一時間段內上漲幅度（從31 925.87元到35 130.74元，漲幅為10.34%）要顯著高于非征地組的上漲幅度（從26 808.49元到27 918.08元，漲幅為4.14%）。這一差異可能正是由征地所導致的，后文將用更嚴謹的計量分析對這一假說加以驗證。

3.3 控制變量及描述

根據已有文獻的經驗，農民的個體特征與家庭狀況會對征地后生活水平的變化產生重要影響[28]?；诖?，對農戶家庭特征與戶主個人特征加以控制。家庭特征方面，用居住在一起的家庭成員人數衡量家庭人口情況，并控制了農戶是否獲得農業技術指導。戶主個人特征方面，控制了戶主的年齡、政治面貌、文化程度、戶口類型、健康狀況、工作類型等可能直接影響家庭收入的變量。所有控制變量的具體定義及描述性統計如表2。

4 計量模型與估計結果

4.1 計量模型選擇

本文的基本思路是利用實驗組（被征地的農戶）在征地前后年份家庭收入的變化，減去控制組（未被征地的農戶）在征地前后年份家庭收入的變化，來識別征地產生的效應。如前所述，CHFS提供了2012年與2014年兩個時間點農戶的收入情況。因此，將最近一次征地發生年份為2013年和2014年的農戶視作實驗組，而從未被征地者視作對照組，以此確保對照組農戶未受到過征地沖擊，而實驗組農戶所受到的征地沖擊恰好處于兩個時間點之內，考慮如下簡單模型：

式（1）中：lnIijk反映了農戶i的家庭收入情況；Pik用于識別時期，Pik=1表示2014年，Pik=0表示2012年；Tij用于識別實驗組與控制組，Tij=1表示實驗組（發生征地的農戶），Tij=0則表示控制組（未被征地的農戶）。Pik×Tij代表農戶在時期j是否有被征地；xijk是一系列可能影響農戶家庭收入的個人特征與家庭情況；eijk代表殘差；ρdid衡量的就是征地對農戶收入的影響。表3證明ρdid就是征地效應，即（L11-L10）-（L01-L00）。

表2 控制變量描述性統計Tab.2 Statistics of control variables

表3 倍差法估計系數的解釋Tab.3 Explanation of DID method

4.2 估計結果與分析

表4展示了針對假說1的回歸結果，即征地如何影響農戶家庭總收入及不同類型收入。需要說明的是，為了減小可能存在的異方差的影響，本文在模型中使用了農戶收入的對數值作為因變量，并采用了懷特穩健標準誤。由于海南和寧夏的樣本并沒有一個農戶成為實驗組，本文將這兩個省份的樣本予以剔除。同時，由于各個省份之間經濟發展、征地補償等差異較大，除控制變量之外，回歸還控制了地級市級別的固定效應，以排除區域間經濟發展水平差異所造成的影響。表4第（1）列展示了征地對農戶家庭總收入的影響，衡量征地的政策效應的變量Pik×Tij的系數為1.830，且在1%的水平下顯著，說明征地對農戶收入帶來了顯著的正效應。第（2）—（6）列則考慮了征地對不同類型的收入的影響。與前文提出的理論假說相一致，隨著土地被征收，原先構成農戶收入來源的土地流轉收入與經營農地產生的農業收入會被切斷，征地降低了農戶的農業收入與土地流轉收入，但僅對農業收入的影響在5%的水平下顯著。另一方面，征地顯著提高了農戶的工資性收入與政府轉移收入。這意味著在土地征收之后，部分原先從事農業勞動的勞動力由于失去了土地，不得不轉向非農行業，導致農戶的工資性收入顯著增長。而與征地補償相配套的養老保險、失地保險等政府補助金額則顯著提高了農戶的轉移性收入。估計結果并未發現征地對工商業經營性收入顯著影響，這可能是由于對農民而言，工商業經營的門檻過高，大部分失地農民不會選擇從事自營工商業?？偟膩碚f，征地對農戶的家庭收入帶來了正效應，并主要是通過迫使勞動力從農業部門向非農部門的轉移所產生的工資，以及政府為失地農民配套的轉移性收入的增加而實現的。

控制變量也基本符合直觀預期，如戶主的文化程度越高，則除來自政府的轉移性收入以外的其他各項收入都顯著更高；健康狀況越佳的戶主家庭總收入越高，而身體越差者來自政府的轉移性收入越高；受到過農業技術指導的農戶其農業收入越高，并對家庭總體收入產生了帶動作用，表明相關技術指導、培訓對農民增收而言是有意義的；家庭人數越多的農戶整體收入越高，但由于人數眾多的農戶將農地出租的意愿可能更低，從而導致其土地流轉收入更低。為了確保以上結論的穩健性，本文進行了熵平衡法（Entropy Balance）和傾向性得分匹配—倍差法（PSM-DID）對模型進行了重新估計，以上結論并未發生改變①限于篇幅，未報告熵平衡法和PSM-DID的結果，感興趣可來信索取。。

表4 征地與農戶收入Tab.4 The effect of land expropriation on rural household income

最后，對本文的假說2進行檢驗，即征地所產生的收入效應是否存在空間分異性。為此，將樣本劃分為東部、中部、西部和東北地區4個子樣本②4個地區的分類標準來自國家統計局，詳見http: //www.stats.gov.cn/tjzs/cjwtjd/201308/t20130829_74318.html。，然后進行分組回歸。結果如圖2所示，其中實心點表示Pik×Tij的估計系數，實線區則表示其10%置信區間。不難發現，征地產生的收入效應具有明顯的空間差異。就家庭總收入而言，除東北地區外，其他3個地區的增收效應均在10%水平下顯著。這主要是由于農業收入在東北地區占家庭總收入的比重更高③2017年遼寧、黑龍江和吉林的農業收入占家庭總可支配收入的比重分別為32.2%、51.4%、52.8%，而如前所述，這一比重在全國的平均水平僅為25.2%。，而征地顯著降低了東北地區農戶的農業收入，使得其他三類收入的增收效應難以抵消農業收入的顯著下降，因此東北地區農戶的家庭總收入并未發生顯著變化。東、中、西三個子樣本的差異主要體現在工資性收入和政府轉移收入上。一方面，征地顯著提高了東部農戶的工資性收入，但對中、西部農戶的工資性收入并無顯著影響。這主要是由于，對東部省份而言，農民因土地征收而被迫離開農業部門后，依舊比較容易在其他經濟部門（如工業企業、服務業、建筑業）找到新的工作，形成比在農業部門更高的新的收入來源；而對于中、西部省份而言，或是由于失地后再就業的困難，或是由于平均工資不及東部省份，征地帶來的勞動力部門間流動所產生的增收效應明顯不如東部省份。另一方面，征地顯著提高了西部農戶的政府轉移性收入，但對中部農戶的政府轉移性收入增加并不明顯，從而觀察到征地的增收效應在西部強于中部。綜合以上分析可知，各地的產業結構、征地政策以及農戶原先的收入結構，都是造成征地效應空間分異性的原因。

圖2 征地收入效應的空間分異性Fig.2 Spatial differentiation of the income effect of land expropriation

5 結論與討論

本文運用CHFS在2013年和2015年開展的兩輪調研，在充分考慮了選擇性偏誤與個體異質性的情況下，運用倍差法對征地的政策效應進行估計。不同于以往簡單運用前后對比或橫向對比的方法，本文的評估方法更加嚴謹。同時，得益于CFPS的調研對象涵蓋全國29個省份的優勢，本文還考察了征地效應的空間分異性。本文結論有以下兩條：（1）在考慮了時間趨勢后，倍差法結果表明征地在造成農戶農業收入與土地流轉收入下降的同時，也使得農戶工資性收入與政府轉移性收入的顯著上升，總體層面上，征地會造成農戶的家庭收入顯著上升；（2）征地的政策效應具有空間分異性，得益于更高的工業化和城市化水平，征地對農戶收入帶來的正效應在東部省份要強于中、西部省份。

總的來說，本文對目前備受爭議的征地效應給出了回答，即征地會造成農戶收入上升。既然如此，征地似乎會造成農戶、政府、開發商多方共贏的局面。那么，是否意味著本文支持地方政府肆意征地？答案顯然是否定的。事實上，本文的研究結論是基于2013—2015年的調研數據得出的，而這幾年恰恰是中央政府大力推動征地制度改革，要求保護失地農民權益的發力階段，也是征地補償水平、安置標準大幅提升的階段。因此，本文看到的征地增收效應可能正是征地制度改革的成果。而在此階段之前，由于政策的缺失或中央政府工作重點的不同，征地對農戶收入的影響并不明確。本文認為保護失地農民的權益是一項長久的、不可懈怠的工作，而基于以上分析，本文認為有以下幾點可為之處。

（1）由于本文發現征地的增收效應很大一部分作用于農戶的工資性收入，即征地迫使農戶從農業轉向了非農就業，然而，對大部分失地農民而言，由于其受教育水平低、人力資本薄弱，且大多數農民除了在本村外幾乎不再擁有其他社會資本，因此在征地補償安置工作中很重要的一點就是如何保障農民的就業機會，如何讓農民能憑借自身的勞動力獲得持續的收入。為失地農民提供技能培訓、強化其人力資本是可行的途徑。由于東部省份失地農戶的收入增長主要得益于工資性收入的增長，這一點對于東部地區的征地政策而言可能尤為重要。

（2）由于征地的部分增收效應來自于轉移性支付，同時切斷了農戶的一部分財產性收入，因此，對于一部分受限于當地產業結構而再就業比較困難的失地農民（如中、西部失地農民），以及失去土地后很難重新在非農行業找到工作的群體（如老人、殘疾人等弱勢群體），政府有必要以失地保險、養老保險等方式為其提供最低生活保障。