基于山東省農地確權對農民收入的影響機制及作用效果研究

崔偉杰

（1.煙臺大學經濟管理學院，山東煙臺 264005；2.萊陽市農業技術推廣中心，山東萊陽 265200）

土地問題一直是我國“三農”問題的重中之重，1978 年的土地改革正式解決農地共有產權的非排他性問題，將農村土地承包經營權排他性地下放給農戶，有效解決集體土地制度下“搭便車”問題，獲得排他性土地權利的農戶生產積極性得到極大提升，農民收入有了顯著改善。改革雖然在充分調動農民生產積極性方面獲得了成功，但是卻將農地分散零碎地切割，改革衍生出的集體土地所有權和農戶承包經營權之間的矛盾使農地產權不能充分界定，一方面，農民很難通過市場手段集中土地實現規模經營從而進一步提升農業經營性收入；另一方面，不充分的農地產權隱含著失地風險，阻礙農民從事非農產業獲得更高的工資性收入。在這種背景下，國家圍繞農村土地問題實施農村土地確權改革，2013 年中央一號文件要求用5 年時間基本完成農村土地承包經營權確權登記頒證工作，妥善解決農戶承包地塊面積不準、四至不清等問題。黨的十九大之后，國家提出鄉村振興戰略，要求根據實踐發展需要，鞏固、運用和拓展農地確權成果，為促進鄉村振興和農民增收創造有利條件。在這樣的背景下，探討農地確權的實施效果具有重要的理論和現實意義。

當前國內對農地確權進行了諸多研究，大部分集中在探討農地確權和農地流轉的關系上。一種觀點認為，農地確權對農地流轉具有促進作用，例如，程令國等指出，農地確權使得農戶參與土地流轉的可能性、平均土地流轉量顯著上升，因此農地確權促進了土地流轉[1]；黎霆等指出，賦予農民長期穩定的農地產權能夠穩定農戶的社會保障權益，促進農地流轉[2]；丁玲等指出，農村承包地確權登記頒證滿意度對促進農戶承包地轉出、轉入有積極影響[3]。另一種觀點認為，隨著全國土地確權工作基本完成，相關數據顯示土地確權后我國農地流轉增速是下滑的，質疑土地確權的政策效力，例如，羅必良等指出，中國農地確權是一個可能被過高預期的政策[4]；羅必良等證實了土地確權頒證后，會加大農戶土地轉入的難度，農地確權強化了農戶的產權強度，增強了農戶對土地的稟賦效應，進而抑制了農地經營權流轉[5]。事實上，農地確權不僅僅會影響農地流轉，還會對農民收入產生影響。例如，許恒周等認為，土地和勞動力是農戶家庭主要生產要素，在農地確權工作中，農地和勞動力要素的重新配置與農戶家庭收入密切相關，其核心價值是促使農地從農業經營能力較差、土地資源相對豐富的農戶家庭流向生產經營能力較強、土地貧瘠的農戶家庭，實現農村剩余勞動力的釋放和農地規?；洜I，進而增加農戶家庭的收入水平[6]；楊宏利等認為，農地確權通過推動土地流轉、增強產權經濟激勵、強化家庭勞動分工、促進經營抵押貸款等方式促進農民收入增加[7]；陳飛等認為，農地確權通過影響農戶土地流轉決策影響農戶收入，無論轉入或者轉出土地，農戶收入都會提高[8]；張國林等認為，土地確權顯著提高了農民財產性收入[9]。而柯煉等認為，土地流轉無法提高農民家庭人均收入[10]；高帆等認為，農地確權的增收效應在經濟發展相對落后的中西部地區顯著，在較發達的東部地區并不顯著[11]。

當前學界對農地確權的研究多側重于農地確權是否促進農地流轉方面，關于確權對農民收入的影響更多是在前者基礎上的一個衍生性探討，且多停留在定性的理論探討階段，較少對農地確權的收入效應進行實證分析。本文以山東省為例，將農民收入按照來源劃分為工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入，結合農地確權對農民不同收入的影響機制，全面分析農地確權對農民收入的影響效果。

1 農地確權對農民收入影響的理論分析

在農村，農地確權對于農戶不同收入的作用機制各不相同。本研究將農民收入定義為農民可支配收入，根據山東省統計年鑒的定義，農民可支配收入指調查戶在調查期內獲得的、可用于最終消費支出和儲蓄的總和，包括工資性收入、經營性凈收入、財產性凈收入和轉移性凈收入，農地確權一般會影響農戶的工資性、經營性和財產性收入。

1.1 農地確權與農民工資性收入

隨著我國城鎮化進程加快，大量農村剩余勞動力涌向城市從事非農工作，獲得比農業生產更高的工資性收入，城市化促使擁有不同資源稟賦的農村勞動力發揮各自的比較優勢，適合在城市從事非農職業的農民流向城市獲取更高收入，適合在農村務農的農民留在農村獲得更高產出。農村土地產權的不充分界定會扭曲這種比較優勢的形成從而降低資源配置效率，比如適合進城的農民可能面臨失地風險而選擇留在農村務農。農地確權從法律層面保障了農民土地權利的安全性和穩定性，解決了農民進城務工而失去土地的風險，這直接導致農戶家庭層面勞動力資源的優化，從而提高農民收入水平。然而，農地確權對優化農民就業結構，提高其工資性收入的作用還受城市部門提供就業崗位是否充足影響，并不是每個進城務工的農民就一定能找到合適的城市就業崗位，受勞動力市場供需影響，在城市就業崗位短期不變的情況下，大量農民進城就業也會拉低勞動市場工資水平，從而降低農民工資性收入水平，另外城市落戶所隱藏的成本也會影響農民進城務工的決策，因此農地確權能否提高農民工資性收入還需要更嚴格的實證分析。

1.2 農地確權與農民經營性收入

產權理論認為產權清晰界定有助于降低交易費用，提高效率。地權的穩定性和安全性是進行土地交易的前提，農地確權會促進土地流轉，使農地從農業經營能力較差的農戶流向生產經營能力較強的農戶[6]，通過確權促進土地流轉集中也有利于實現農業規?；F代化經營，提高農業生產效率，從而實現農民經營性收入增加。然而城市化使得農村現實狀況可能會更加復雜，隨著農村年輕群體不斷流入城市務工，在農村從事農業生產的農民大多都是低學歷的老年群體，擁有較高學歷的年輕勞動力大多在城市從事非農產業，農村土地并沒有按照絕對優勢的理論邏輯進行流轉。實際上比較優勢的邏輯應用在城市化進程加快的中國農村更科學一些，雖然農村年輕勞動力在務農和進城務工方面都比老年勞動力更有優勢。但年輕勞動力在務工方面的優勢更大一些。一方面，農業對自然力的依賴依然很強，城市工業和服務業對勞動者的質量要求顯然比農業更高一些；另一方面，農業作為弱勢產業，營收水平不及二三產業，年輕人進城務工還可以獲得更高的比較收益。年輕勞動力和老年勞動力之間比較優勢的差異可能會導致農村土地更多地流向農業經營能力差的大齡農民手中，因此農地確權可能會導致農民經營性收入總體降低。

1.3 農地確權與農民財產性收入

學界普遍認為農地確權強化了農村土地產權的安全性穩定性，從而促進農地流轉，農民可以通過流轉土地獲得更高的地租收入。然而從行為經濟學的角度出發，農地確權強化了農民對土地的稟賦效用，推升了農村土地的價格，可能會抑制土地流轉，因此農地確權能否通過土地流轉增加農民財產性收入也有待進一步驗證。

基于以上分析，本文將農民收入更細致地劃分為工資性收入、經營凈收入、財產凈收入和轉移凈收入，構建農地確權對農民不同收入的作用機制圖（見圖1），初步認定農地確權會降低農民的平均經營性收入水平，但對于工資性收入、財產性收入的作用有待進一步驗證，農地確權對農民總收入的作用也待進一步驗證。

圖1 農地確權與農戶收入的作用機制圖

2 數據來源、變量描述與模型設定

2.1 數據來源

本文數據來源于山東省統計年鑒，涉及山東省17 個市（萊蕪于2019 年并入濟南）2009—2018 年的相關數據信息，其中山東統計年鑒缺失2009 年各市農林水財政支出數據，本研究在查閱山東省各市統計年鑒基礎上，補上了2009 年濟南、棗莊、煙臺、聊城、菏澤農林水財政支出，剩下12 個市的2009 年農林水財政支出通過計算2008 年和2010 年數據的平均值來替代處理。本樣本屬于平衡面板數據，有效樣本容量共計170 個。

2.2 變量選擇和描述

2.2.1 被解釋變量

考察農地確權對農戶收入的數量和結構的影響，本文不僅選取了農戶可支配收入作為被解釋變量，而且也引入了農戶收入來源的四項測量指標，分別為工資性收入、經營性純收入、財產性純收入、轉移性純收入。為消除通脹因素，文中將各項收入指標均除以山東省消費價格指數（2009 年山東省消費價格指數設定為1）再取對數后納入模型。

2.2.2 核心解釋變量

2014 年農業農村部確定山東、安徽、四川三個省份作為農村土地確權頒證工作整省推進的首批試點省份，山東省2014 年全面開展農村土地承包經營權確權登記頒證工作，截至2015 年底，山東全省73 910 個有耕地村(社區)完成了土地確權登記頒證工作，占總數的95.9%；確權耕地面積587.71 萬hm2，占家庭承包耕地面積的98.1%，山東已經基本完成了農村土地確權登記頒證工作。我們參考確權完成時點設定農地確權虛擬變量，2015 年前為確權前，2015年后為確權后。

2.2.3 控制變量

為保障回歸結果的可靠性，本研究在梳理相關文獻的基礎上引入了一系列影響農民收入的控制變量，包括宏觀經濟因素、微觀個體投入因素、政府投入因素。其中宏觀經濟因素包括城市GDP、城市總人口、二三產業生產總值占比、城市化率、失業率；微觀因素包括農作物播種面積、農業機械總動力、農村人均文化教育支出；政府投入因素包括農林水財政支出。為了消除通脹因素，城市GDP、農村人均文化教育支出、農林水財政支出均除以山東省消費價格指數（2009年山東省消費價格指數設定為1）后再取對數后納入回歸模型。一般而言，宏觀經濟條件越好農民收入會越高，一方面，經濟發達的城市工資水平更高，農民會更傾向選擇較為發達的城市務工獲得更高收入，本研究用城市總人口和GDP 來刻畫城市宏觀經濟發展水平；另一方面，較高的城市化水平和二三產業比重及較低的失業率會給進城務工的農民提供更多的非農就業崗位，吸納更多進城農民獲得工資性收入。微觀個體投入越多所獲得的收入也會越高，農民從事農業經營一般會投入土地和資本，在這里用農作物播種面積和農業機械總動力來表示；根據明瑟收入方程，勞動者的收入還和人力資本投入正相關，在這里人力資本投入用農民人均文化教育消費來表示。最后，政府的支農力度也影響農民收入，在這里用政府農林水財政支出表示政府支農力度。上述變量名稱、變量定義及相關變量描述性統計列于表1。

表1 變量定義及描述性統計

2.3 模型設定

為檢驗農地確權對農戶家庭收入的影響，建立面板數據固定效應截面個體變截距模型：

（1）式中，yit為被解釋變量，表示第i個城市第t年的農村家庭收入情況；α0為常數項；αi為不同城市的個體效應；δ為農地確權的收入效應；xcert為核心自變量，即是否確權，這里定義年份≥2015，xcert=1，否則xcert=0；Ac,it為控制變量矩陣；β 為控制變量矩陣的待估參數向量；uit為隨機誤差項。

本研究使用面板數據類型進行建模研究，比單純地用截面數據或時間序列數據更能充分利用數據中不同個體時序間的信息，一定程度上還可以解決遺漏變量偏差問題，緩解解釋變量多重共線性問題。stata 在估計固定效應模型時使用組間估計法，估計隨機效應模型時使用FGLS 法，組間估計法無論個體效應和解釋變量是否相關都會得到一致估計量，而FGLS 法在個體效應和解釋變量相關時得到的估計量是有偏且不一致的。因此無論真實模型是固定效應還是隨機效應，將其設為固定效應并按照組間估計法進行估計，得到參數估計量始終是一致的，因此本研究使用固定效應模型。為避免異方差和時間序列相關問題，本研究按城市進行聚類，使用聚類穩健估計量進行統計推斷。

3 實證結果與分析

表2 為農地確權對農民收入的影響的固定效應模型估計結果，模型（1）～（5）被解釋變量分別為農村居民可支配收入、工資性收入、經營性純收入、財產性純收入、轉移性純收入，解釋變量為確權變量和其他控制變量，所有模型都通過了1%水平的F 檢驗，總體線性顯著。

表2 農地確權對農民收入的影響模型估計結果

在控制城市不隨時間變化的個體固定效應和其他影響農民收入的變量情況下，農地確權在1%的顯著水平下負向影響農民可支配收入，可以看到農地確權后農民的可支配收入降低了8.6%。從農民收入結構上看，農地確權在10%的顯著水平下負向影響農民的工資性收入，在1%的顯著水平下負向影響農民的經營性純收入，在5%的顯著水平下負向影響農民的財產性純收入，對農民的轉移性純收入沒有顯著影響。這一結果表明，農地確權對農民收入影響是負向的。其中農地確權對農民經營性收入的影響顯著為負和前面的假定相吻合，在比較優勢的邏輯下，農地確權使得農村質量較高的勞動力脫離農業從事收益更高的非農產業，從而使得農業從業者質量下降，農民經營性純收入降低。在農地確權對農民工資性收入的影響方面，模型回歸結果顯著為負，表明農地確權雖然會釋放更多農村剩余勞動力進城務工，但受城市就業崗位供給約束，勞動力市場出現供大于求的情況，農民務工人員工資水平被拉低，農地確權向城市貢獻農村人口紅利的作用可能大于增加農民工資性收入的作用，因此在短期農地確權對農民工資性收入的影響總體是負向的。農地確權也降低了農民財產性收入，可能農地確權的稟賦效應大于流轉效應，農民通過出租土地獲得的租金收入會降低。

關于控制變量對農民收入影響效應，在宏觀經濟情況方面，城市GDP 顯著正向影響農民可支配收入、工資性收入和經營性收入，顯然經濟體量越大，人們無論是工作還是經營產業都會獲得更多收入。城市總人口只正向影響農民工資性收入，表明農業經營收入對人口數量的依賴較低，城市的發展會吸納較多的農村剩余勞動力。城市二三產業占比顯著負向影響農民可支配收入和工資性收入，但對農民其他收入無顯著影響，傳統理論上認為二三產業的發展為農民提供更多非農就業機會，會促進農民工資性收入提高，但是隨著城市的發展，城市低端的崗位會越來越少，低端就業工資會越來越低，因此二三產業占比達到一定程度可能會對農民非農就業和收入產生不利影響。城市化水平正向影響農民可支配收入、工資性收入和轉移性收入，很顯然城市化的加快會給農民提供更多就業機會，獲得更多工資性收入，而且城市化的加快也會促進城市對農村的反哺，政府更傾向于加大對農民的轉移支付。城市失業率對農民收入沒有顯著影響，失業率指標我國普遍采用的是城市登記失業率，城市登記失業率可能對農民收入影響作用甚微。

在微觀投入方面，農作物播種面積僅顯著負向影響農民工資性收入，很顯然如果農民擁有更多的土地資源，會更傾向于從事農業，從而減少非農兼業，而且農業收入普遍較低，對總收入影響不明顯。農業機械總動力顯著正向影響農民可支配收入和工資性收入，很顯然農業機械是對農村勞動力的替代，農業機械化水平的提升必然導致農村剩余勞動力的增加，農村剩余勞動力會退出農業生產到城市務工從而獲得更高的工資性收入，機械對剩余勞動力的替代一般不會降低農業經營收入，所以農民總收入水平也會提升。農民的人力資本投入僅僅正向影響農民經營性收入，可能是因為和城市居民相比，農民受教育程度普遍較低，較低水平的人力資本的差異并不會顯著影響務工農民在城市獲取收入的競爭力，但是會顯著影響農民從事農業生產所獲得的收入。

在政府支農力度方面，農林水財政支出僅僅正向影響農民可支配收入，從農民收入結構上看，對農民各項收入均沒有顯著作用，說明政府總體支農力度太小，政府農林水投資效率有待提高。

4 模型設定檢驗

面板數據模型的個體效應分為固定效應和隨機效應，固定效應假定城市個體效應和其他解釋變量相關，隨機效應的假定城市個體效應和其他解釋變量不相關。雖然在大樣本條件下將模型設定為固定效應，通過組間估計法總能得到一致估計量，但如果真實模型是隨機效應模型，固定效應的估計結果會造成效率損失，因此需要對模型設定進行檢驗。

通常檢驗固定效應或隨機效應的方法是豪斯曼檢驗，其檢驗原理是比較隨機效應模型和固定效應模型估計參數的差異在大樣本條件下是否顯著，如果差異顯著表明隨機效應的設定有誤；如果沒有顯著差異，則隨機效應比固定效應更有效率。

表3是模型（1）-（5）豪斯曼檢驗的結果。

表3 豪斯曼檢驗結果

模型（1）（2）（5）在1%的顯著水平拒絕隨機效應模型的設定，模型（3）在5%的顯著水平拒絕隨機效應模型的設定，但模型（4）不拒絕隨機效應模型的設定；所以模型（1）（2）（3）（5）設定為固定效應，通過了模型設定檢驗，模型（4）設定為隨機效應模型會更有效率。

表2 中模型（6）是模型（4）的隨機效應回歸結果，我們發現核心解釋變量農地確權在1%顯著水平上為負，控制變量的顯著程度也有了很大改善，表明農地確權后農民財產險收入顯著降低了，沒有改變原有結論，原有的回歸結果還是非常穩健的。

5 結論與建議

5.1 結論

本文借助山東省統計年鑒數據，采用個體固定效用變截距模型對農地確權與農戶不同收入之間的關系進行了實證分析。本文主要研究結論如下：農地確權對農戶工資性收入、家庭經營性純收入、財產性純收入有顯著的負向作用，對農戶轉移性收入沒有顯著作用，農地確權總體上對農戶可支配收入的作用顯著為負。比較優勢下農村年輕勞動力轉移、城市就業崗位不足，稟賦效應可能是農地確權降低農民收入的理論機制。

5.2 建議

1）拓展農民非農就業機會，提高農民非農就業能力。一方面，建立完善的勞動力市場，政府提供城市就業信息服務，減少農民進城務工的搜尋成本；另一方面，加強非農就業職業技能培訓，加大農村教育投入，提高農村居民就業競爭力，為農村居民提供更多非農就業崗位。

2）政府加大對現代農業生產主體的補貼力度，通過政府補貼彌補農業生產的營收弱勢，扭轉農村年輕勞動力從事農業生產比較收益不足的現狀，吸引較高質量農村勞動力通過開辦家庭農場、農業生產合作社等形式發展現代農業，提升農戶農業經營性收入。

3）政府應建立完善規范的農村土地流轉市場，為參與土地流轉的市場主體提供土地交易信息服務，減少土地交易的搜尋成本，弱化土地流轉中的稟賦效應，提高土地流轉效率。