農地流轉對不同兼業水平農戶收入影響研究

周瑞 彭開麗

摘要：基于585戶農戶調研數據，運用最小二乘回歸（Ordinary Least Square，OLS）和傾向得分匹配模型（Propensity Score Matching，PSM）進行計量經濟檢驗。認為影響不同兼業水平農戶收入的變量各不相同，影響農戶收入的變量和影響程度會隨著農戶兼業水平的變化而不斷改變。參與農地流轉對純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶家庭年收入增長具有顯著的積極影響，但會隨著農戶兼業水平的提高，效用不斷減弱。農地流轉引致純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶的家庭年收入分別增加1.5430倍、1.4505倍和1.0664倍。隨著農戶兼業水平的提高，農地流轉帶來的增收效應逐漸減弱。為此，政府應充分尊重農民在農地流轉中的主體地位，出臺差別化的政策鼓勵支持農民參與農地流轉。

關鍵詞：農地流轉;兼業農戶;農戶收入;OLS回歸;PSM模型

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼：A

文章編號：1001-9138-（2021）04-0019-26 收稿日期：2021-03-02

作者簡介：周瑞，重慶大學管理科學與房地產學院，碩士研究生。

彭開麗，華中農業大學公共管理學院，湖北農村發展研究中心，副教授，博士。

基金項目：國家自然科學基金項目“產權制度激勵下農戶土地流轉決策行為的形成機理、福利效應與政策供給”（71973050）。

1 引言

改革開放以來，隨著工業化、城鎮化的快速推進，城鄉收入差距不斷拉大，大量農村勞動力向城市轉移，從農業勞動轉移到非農工作中來，農戶兼業問題凸顯。隨著勞動力要素在城鄉間流動性進一步增強，大量青壯年勞動力由于更容易找到合適的工作崗位而大量向城市轉移。與此同時，我國人多地少造成的家庭經營規模偏小、勞動力剩余以及農業生產本身時令性、季節性的特點都在一定程度上助推了農戶兼業現象，農戶兼業化程度不斷提高，農戶兼業成為我國轉型期的重要經濟現象。由于農村青壯年勞動力的大量流失，農業經營困難，農村土地拋荒、撂荒問題嚴重。農地流轉是實現適度規模經營、提高土地利用效率、增加農民收入的重要手段。在政府政策的推動下，我國農地流轉不斷加快。2013-2015年29省份的農戶調查數據（何欣等，2016）表明，參與農地流轉的農戶比例在2013-2015年兩年間增加7.3%，從原來的24.1%增加到31.4%。

對于農戶來說，是否能夠在農地流轉中真正受益呢？學界通常認為，農地流轉作為配置土地資源的一種重要方式，對促進農業適度規模經營、提高農民收入具有重要意義，農地流轉有利于無地少地的貧窮農戶轉入農地和擺脫貧困，增加窮人公平獲益的機會。王倩等發現有效的農地流轉市場有增加農民收入的作用，錢忠好等研究發現農地流轉能促進轉入戶和轉出戶家庭總收入增加，相比較而言，農地流轉更有利于促進轉出戶家庭總收入增加。也有學者認為農地流轉對轉入戶有正向作用，而對轉出戶收入影響并不顯著，這可能是因為轉出戶的勞動力已經轉移到非農產業上來或因農業勞動力勞動能力下降所致，農地流轉對勞動力釋放不顯著，導致對其收入影響效應有限。蔡潔等對六盤山集中連片特困區進行研究發現農地轉入對農戶家庭的增收和收入差距的縮小并未產生顯著作用，農地轉出和兼業程度的提高有助于增加農戶家庭純收入、縮小農戶之間收入差距。彭代彥等則認為農地流轉雖然減少了農地細碎化程度，但農民收入水平并不一定會相應增加。不少學者也從農地流轉的主導主體分析農地流轉與農戶收入的關系，薛鳳蕊等對自發進行農地流轉的農戶進行分析顯示參與農地流轉的農戶家庭收入明顯增加;諸培新等則對比分析政府主導型和農戶自發進行農地流轉對農戶收入影響差異，結果顯示自發流轉的農戶家庭收入增加值相對于政府主導流轉的農戶家庭收入增加值更高。

綜上所述，現有文獻主要從轉入、轉出戶視角和主導主體類型的視角分析農地流轉與農戶收入的關系，未有從兼業水平視角對農戶類型加以區分來研究農地流轉對其收入水平的影響。然而，實際中隨著農戶兼業化程度的不斷加深，農戶收入結構已產生明顯差異，再將不同兼業水平的農戶一概視之既不符合當前農村的基本實情，又易導致研究偏差。基于此，本文根據兼業水平不同，將農戶類型細分為純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶和純非農戶，研究農地流轉對不同類型農戶的收入影響。按農民總收入分組，純農戶農業總收入占家庭總收入的95%以上，農業兼業戶農業總收入占家庭總收入的50%～95%，非農兼業戶農業總收入占家庭總收入的5%～50%，純非農戶農業總收入占家庭總收入的5%以下。

不同兼業水平農戶根據其自身稟賦條件選擇不同的生產經營方式并做出不同的就業選擇，導致農戶流轉行為的差異，進而帶來農戶收入的變化。本文針對不同兼業類型農戶分別分析農地流轉帶來的收入影響，厘清農地流轉與農戶收入的邏輯關系，分析判斷農地流轉對農戶收入的影響，根據其特征提出差別化政策支持的現實建議，對于拓寬不同類型農戶增收渠道，激勵農戶根據自身資源稟賦與農地流轉增收的有效匹配做出帕累托改進的決策具有指導意義。

2 研究設計

2.1 研究區域及數據來源

湖北省位于我國中部，長江中游（108°21′～116°7′E，29°05′～33°20′N），境內各種地貌類型兼備。湖北省具有豐富的水資源，是我國重要的糧棉油生產基地。2017年，全省耕地面積523.59萬公頃，占全國耕地總面積的3.88%。2017年，全省總人口5902萬人，其中，城鎮人口3099.89萬人，鄉村人口2687.23萬人，城鄉人口比例約為1.15∶1。全省經濟呈現出第一產業綜合生產能力不斷提高，第二產業結構不斷完善，第三產業蓬勃發展的良好經濟態勢。

本文數據來源于2018年10月份開展的農戶入戶調查。湖北省于2018年8月出臺農地“三權分置”試點工作方案，為消除“三權分置”試點工作對農地流轉可能產生的影響，本次調研選擇進行“三權分置”試點的武漢市黃陂區、洪湖市、仙桃市三區縣和未進行農村宅基地“三權分置”試點的鄂州市梁子湖區、潛江市、天門市、英山市、云夢縣五區縣進行調研，在樣本區縣隨機抽取1～2個鄉鎮，每個鄉鎮分別抽取3～5個樣本村，每個樣本村隨機抽取20～25個農戶進行一對一調研，共抽取9縣11鎮31村進行調研。發放調研問卷675份，回收672份，剔除作答不完整或邏輯矛盾等問卷后，最后共獲得有效問卷585份，問卷有效率達87.05%。

2.2 描述性統計

2.2.1 總體樣本構成及特征

總體樣本中參與農地流轉共326戶，占比55.73%，未參與農地流轉259戶，占比44.27%，農地流轉率超過半數。從年齡分布情況看，戶主年齡處于56～65歲年齡段的人數最多，所占比例為34.19%，這個年齡段的農民是從事農業勞動的主要勞動力，符合如今農村的基本情況。在戶主的受教育程度上，處于小學和初中教育水平的農民相對較多，占比分別為49.23%和38.46%，所占比例之和超過總樣本的80%，戶主的受教育程度普遍偏低，主要是戶主所處的客觀時代背景與教育條件所致。調研樣本中村干部比例較低，僅占總樣本的5.64%。接受農業技能培訓的樣本相對較少，占總樣本的16.41%。在受訪農戶的家庭規模方面，家庭人口為3～4人的占29.40%，家庭人口為5～6人的占42.39%。在家庭資本擁有量（農機價值+生活資料價值）方面，Ln （1+家庭固定資產現值）主要集中在9～10之間，比例達64.10%。在農戶類型方面，總體樣本中純農戶97戶，占比16.58%，農業兼業戶77戶，占比13.16%，非農兼業戶198戶，占比33.85%，純非農戶213戶，占比36.41%，農業兼業戶比例最低，僅為13.16%，純非農戶與非農兼業戶比例相似，均達到30%以上，如表1所示。

3 研究方法與變量選擇

3.1 研究方法

3.1.1 回歸模型構建

理論上講，農戶家庭收入除受農地是否流轉影響外，還受諸多其他因素的影響。因此，將農地流轉對不同兼業水平農戶收入影響的計量經濟模型設定如下：

lnYi = α0 + αTD TDi + Σn βn Xin + Σj γj Dij + Σm μm Pim + εi

（1）

（1）式中，Yi 為農戶i的家庭年總收入，TD為處理變量——是否參與農地流轉，參與農地流轉TD=1，未參與農地流轉TD=0。Xn為人力特征變量，Dj為家庭特征變量，Pm為政策特征變量，具體含義見表5。α0，αTD，βn，γj，μm為待估系數，εi為隨機誤差項。對（1）式估計方法的選擇取決于因變量的性質，農民收入為本研究的因變量，以受訪農民的家庭年總收入進行度量，為消除異方差，取其自然對數。由于家庭年收入的自然對數是連續變量，在進行估計時可以采取OLS估計。

3.1.2 PSM模型

由于農戶家庭在決定是否參與農地流轉時具有自選擇特征，本文選用了政策評價方法估計農地流轉的收入影響。該方法的基本思路是假設個體i屬于處理組，找到屬于控制組的個體j，使得個體i和j的可測變量取值盡可能匹配，即Xi≈Xj，此時個體i和個體j具有可比性，因此（Yi-Yj）可作為對個體i處理效應的衡量。在進行模型計量前，首先要對個體處理效應穩定假設進行說明：在現實中，農戶是否參與農地流轉是自愿行為，每個農戶都會根據目前自身的實際情況和對未來的預期來決定是否參與農地流轉。

首先設置一個虛擬變量TDi，用以表示第i個農戶是否參與了農地流轉，如果發生了農地流轉行為，則TDi=1，表示處理組，否則為對照組，TDi=0。lnYi表示農戶i家庭年收入的自然對數值。lnY1i表示參與農地流轉農戶家庭年收入的自然對數值，lnY0i表示未參與農地流轉農戶家庭年收入的自然對數值。由于農戶只能處于參與農地流轉和未參與農地流轉中的一種狀態，因此在調研過程中無法同時獲得農戶i的lnY1i和lnY0i，因此將農戶的lnYi定義為：

lnYi = （1-TDi）×lnY0i + TDi×lnY1i = lnY0i +（lnY1i - lnY0i）×TDi? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

其中，Yi為農戶i的家庭年總收入，（lnY1i-lnY0i）為農戶i參加農地流轉的處理效應。采用PSM模型分析農地流轉對農戶收入的影響，實質是均衡除處理變量外的其他變量的分布并將其共同作用的結果表現出來，把多個維度的信息濃縮成一個維度，達到降維的目的進而凸顯出農地流轉對農戶收入的貢獻。

3.2 變量

本文變量主要包括因變量，處理變量和控制變量。參考以往的研究成果，本文選擇農戶家庭年總收入作為因變量，農戶家庭年總收入主要包括土地報酬及非農收入兩部分;處理變量是農戶是否參與農地流轉;控制變量主要包括人力資本變量、家庭特征變量和政策特征變量，如表2所示。

4 實證結果與分析

4.1 OLS估計結果

本文使用stata14.0對通過相關性檢驗的變量進行計量經濟檢驗，未通過相關性檢驗及內生性檢驗的變量未進行線性回歸檢驗，如表3所示。對結果進行簡單分析可見，農地流轉與全部樣本、純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶關系顯著且系數均為正，證明農地流轉對全部樣本和這三種類型的農戶而言都有積極的收入促進效應。農地流轉與純非農戶相關關系不顯著，說明對純非農戶而言，農地是否發生流轉與農戶家庭總收入無關。

農地流轉與全部樣本、純農戶、農業兼業戶和非農兼業戶農戶家庭收入自然對數值關系顯著且系數值為正，與純非農戶家庭收入不顯著，這主要因為純非農戶的家庭收入主要由工資性收入產生，純非農戶的家庭勞動力基本已經轉移到非農工作中來，農地是否流轉對農戶的家庭收入影響很小，甚至可以說是微不足道的。戶主年齡與四種兼業類型農戶家庭總收入關系顯著且為負，有學者研究發現戶主隨著年齡的增長，其工作經驗逐漸增多，這有利于收入的增加;但當人的年齡到達一定值后，人的體能等將隨著年齡的增加而下降，這又不利于收入的增加，樣本分析農戶戶主年齡大多集中在46歲以上，這時戶主可能會隨著年齡的不斷增加而呈現衰減態勢，對家庭總收入產生負向作用;戶主受教育水平對非農兼業戶和純非農戶家庭收入具有積極的影響，戶主溝通能力也能顯著促進純非農戶家庭收入的增加，戶主受教育水平越高，溝通能力越強，就業選擇能力就越強，農戶的工資性收入也就越高。農戶戶主是否為村干部與純農戶家庭純收入關系顯著且為正，因為相對于一般農戶而言，戶主是村干部的農戶，往往擁有較多的人力資本和社會資本，對農戶家庭收入具有促進作用。

農業技能培訓次數與純農戶家庭總收入關系顯著且系數為正，說明農業技能培訓對農業經營和農戶經營性收入具有重要意義，接受過農業技能培訓的農戶農業生產經營能力較高，在農村地區進行農業培訓對農戶尤其是以農業為主的純農戶而言具有非凡的意義。對四種類型農戶而言家庭資本擁有量與家庭總收入關系均顯著且為正這說明隨著家庭戶籍人口的增加會對家庭總收入產生積極的影響，且研究表明，物質資本對家庭收入具有促進作用，農戶固定資產現值對農戶家庭收入具有積極的正向作用。家庭人口與家庭勞動力人數僅對純非農戶的家庭總收入具有積極影響，這可能是因為純非農戶更能充分運用家庭勞動力，而其他三種類型農戶并不能實現家庭勞動力的充分利用，因此家庭人口與家庭勞動力人數的增加對純非農戶的家庭總收入具有更加明顯的正向作用。土地承包經營權證書的重視程度對不同類型農戶家庭收入具有積極影響，研究發現加快土地確權登記有利于提高單位流轉耕地經濟效益。隨著土地承包經營權確權帶來的產權明晰，使農民和其他農業經營主體土地流轉愿意增強，新的土地流轉對象出現，使得農民土地流轉收益得到提高。

4.2 PSM估計結果

本文使用政策評價中常用的平均處理效應（ATE）和受處理的平均處理效應（ATT）的方法實證分析農地流轉與農戶收入的關系。對總樣本、純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶分別采取一對一匹配、卡尺匹配、核匹配三種匹配方法進行PSM分析，如表4所示。結果表明，三種匹配方法得出的結果非常相近，因此本研究的分析所得結果有較強的穩健性，此處僅對一對一匹配進行了匹配質量檢驗，如表5所示。參與農地流轉農戶損失了四個樣本，未參與農地流轉農戶損失了三個樣本。與所使用了樣本總量相比，只損失了少量樣本確保了處理組和對照組個體特征的相似性。

首先對ATT估計結果進行分析。總體樣本的ATT結果顯示，農地流轉引致總體樣本農戶家庭年收入增加e 0.2069倍，約1.2299倍;純農戶農地流轉引致農戶家庭年收入增加e 0.4337倍，約1.5430倍;農業兼業戶農地流轉引致農戶家庭年收入增加e 0.3719倍，約1.4505倍;非農兼業戶農地流轉引致農戶家庭年收入增加e 0.0643倍，約1.0664倍。ATT估計效果說明農地流轉能夠使農戶家庭年收入水平顯著提高，且對不同兼業水平而言提高效果有差異。隨著農戶兼業化水平的提高，農地流轉帶來的農戶收入增加效應逐漸下降，與非農戶的收入已不具有顯著的相關性。進而對ATE結果進行分析。總體樣本的ATE結果顯示，農地流轉引致農戶家庭年收入增加e 0.2136倍，約1.2381倍;純農戶農地流轉引致農戶家庭年收入增加e 0.3625倍，約1.4369倍;農業兼業戶農地流轉引致農戶家庭年收入增加0.3282倍，約1.3885倍;非農兼業戶農地流轉引致農戶家庭年收入增加e 0.1128倍，約1.1194倍。

5 結論和政策啟示

5.1 結論

本文通過對湖北省的農地流轉情況和農戶參與農地流轉后的收入情況的調查，獲得一手資料，以此為基礎運用OLS模型和PSM模型探討了農地流轉與不同兼業水平農戶收入之間的關系，并詳細分析了農地流轉背景下不同因素對農戶收入的影響。結果表明：第一，不同兼業程度農戶收入的影響因素各不相同且符合其客觀生產規律。第二，隨著兼業水平的提高，農地流轉帶來的增收效應逐漸減弱。通過對全體樣本進行分析可知，農地流轉對農戶收入具有積極的正向作用，對總體樣本而言農地流轉引致農戶收入增加約1.1260倍。對純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶而言，農地流轉與農戶家庭年收入的對數值都具有顯著關系且系數均為正。對PSM結果進行分析可以發現，農地流轉引致純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶農戶家庭年收入增加分別為1.5430倍、1.4505倍和1.0664倍，隨著農戶兼業水平的不斷提高，農地流轉帶來增收效應逐漸減弱。農戶的工資性收入占比越低，對土地依賴性越強，農地流轉帶來的增收效應就越明顯。

5.2 政策啟示

（1）完善落實所有權、承包權、經營權的法律法規和政策體系。繼續深入推進“三權分置”政策，完善落實農村土地承包經營權證書的發放，對減少進城務工農戶的后顧之憂，提高土地的配置效率，減少撂荒，助推農業勞動力轉移具有積極的意義。

（2）落實更加積極的就業政策。加強就業培訓與就業支持，促進農村勞動力多渠道就業，幫助農民增收。分析調研數據可知，純非農戶戶均年收入大于兼業戶大于純非農戶，引導富余農村勞動力向非農產業轉移，有利于提升農戶收入，幫助農戶家庭達到勞動力最優配置。同時，吸引農村勞動力向非農產業轉移，對促進農地流轉，實現農地規模化經營具有積極的影響。在農村地區繼續開展農業技能培訓，研究結果顯示參與農業技能培訓對純農戶收入增長具有積極的影響，繼續深入推進農業技能培訓有助于提高農戶收入，幫助農戶更加高效的參與農業生產。

（3）政府有關部門應充分尊重農民在農地流轉中的主體地位。將農民主體理念灌輸給農民自身，使其在主觀上認識到農地流轉與自身利益的密切關聯以及農民參與的重要意義，在政策上出臺差別化的政策鼓勵支持農民參與農地流轉。根據不同兼業水平農戶的實際情況采取不同的政策進行扶持，對純農戶、農業兼業戶、非農兼業戶而言，農地流轉對其家庭收入具有積極的影響，政府應充分尊重農戶意愿并采取優惠政策加以支持。隨著兼業化水平的不斷加深，農地流轉帶來的收入增加程度逐漸減少，政府對不同類型農戶的支持力度應該有所差別。對純非農戶而言，其家庭收入完全以非農就業為主，農地流轉對其收入影響不大，政府可以扶持其通過多種途徑拓寬增收渠道。

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