土地轉入對農戶增收的影響研究
——基于CRRS的實證分析

徐夢婷 李 強

安徽科技學院管理學院，安徽 蚌埠 233030

0 引言

農村承包土地經營權流轉從20 世紀80 年代開始出現，并逐步擴展，土地流轉市場逐漸開放。2014 年，中央一號文件明確提出了“三權”分置政策思路，即土地所有權、承包權、經營權“三權”分置，經營權流轉的格局。2023 年，中央一號文件再次強調“引導土地經營權有序流轉，發展農業適度規模經營”。土地規模的擴大是提高農業生產經營效率的必要條件，土地流轉是實現農業規模化經營、促進土地資源合理配置的有效方式之一。當前，普通農戶仍然是我國農業經營的主體，如何帶動小農戶有序參與土地流轉并實現增收，仍是實現農業農村現代化發展的重點工作。因此，在此背景下探討農戶是否能通過轉入土地實現收入增長有其現實意義。

1 文獻綜述

近年來，較多學者實證研究了土地流轉對農民收入的影響，研究成果豐富。冒佩華等［1］借助2000 年和2012 年的農戶家庭微觀調研數據，采用平均處理效應（Average Treatment Effect，ATE）和受處理的平均處理效應（Average Treatment Effects on Treated，ATT）方法，實證分析了土地經營權流轉對農戶家庭收入的影響。其通過研究發現，土地流轉能顯著提高農戶家庭的收入水平。錢忠好等［2］利用2006—2013 年江蘇、廣西、湖北和黑龍江4 省（自治區）1 872 個農戶的入戶調查數據，實證檢驗了農地流轉對農戶家庭收入的影響。洪名勇等［3］基于中國省域2003—2018 年面板數據，通過構建耦合協調發展模型，分析農地流轉與農民收入耦合協調發展時空演變特征，并運用空間杜賓模型剖析農地流轉對不同類型農民收入的空間效應。吳笑語等［4］基于2015 年中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）數據，首先運用內生轉換（Endogenous Switching Regression Model，ESR）研究了土地流轉對農戶家庭平均收入的影響，其次運用無條件分位數處理效應（Uconditional Quantile Treatment Effect，UQTE）模型和廣義分位數回 歸（Generalized Quantile Regression，GQR）模型，分析了土地流轉對分布在不同收入水平上的農戶人均收入效應差異。對于土地轉入的增收效應，部分學者認為，農業生產經營能力強且具備農業生產優勢的農戶，通過轉入更多土地增加農業經營性收入，實現土地資源由低效率農戶向高效率農戶的優化配置。錢龍等［5］通過研究發現，轉入土地對農戶農業勞動生產率沒有顯著影響，但會顯著提升土地產出率，進而促進其規模經營收入的增長。在土地流轉的具體增收機制方面，成程等［6］、朱琳等［7］驗證了農業機械化、土地價值在土地轉入與農業收入間的中介作用；杜鑫等［8］基于2020 年的農戶調查數據，利用內生轉換回歸模型，研究發現農戶通過土地轉入行為獲得了家庭人均純收入約10%的增幅。

也有學者認為，土地轉入對小農戶的增收效應或作用有限。例如，柯煉等［9］基于2010—2018 年中國家庭追蹤調查數據（China Family Panel Studies，CFPS），分析發現土地流轉中轉入戶的家庭純收入沒有明顯變化，這可能是由于土地轉入農戶在土地規模擴大的同時，缺乏相應的農機培訓，導致其經營性收入的增長幅度無法彌補工資性收入的減少。另外，彭小霞［10］通過總結土地流轉案例，認為農戶之間小規模的土地流轉行為雖然能在一定程度上解決地塊零碎、經營不便的問題，但與土地規模經營的差距仍然存在，流轉后的農戶依舊處在分散經營的狀態，無法形成顯著的規模效應。同時，土地轉入戶在經營更大面積的土地時，必然會追加農業投資購買設備、技術、人力資源等，這部分投入實際上是土地流轉交易成本的體現，扣除增加的經營成本后，土地轉入戶收入增長的幅度難以保證。

綜上所述，土地轉入能否促進農戶家庭收入增長仍然值得進一步討論。筆者利用2020 年中國鄉村振興綜合調查（China Rural Revitalization Survey，CRRS）在山東省、河南省、安徽省3 個省的調查數據，來考察土地轉入對農戶增收的影響，并檢驗土地規模化程度是否有利于農民農業經營收入的提升。

2 數據來源、變量設定及實證策略

2.1 數據來源與變量設定

筆者基于2020 年CRRS 在山東、河南、安徽3 個省的調查數據來考察土地轉入對農戶增收的影響。在數據使用過程中，剔除缺失值、異常值后，最終得到農戶樣本為663戶。

在已有文獻基礎上，根據CRRS 問卷特點，選取農戶家庭農業經營性收入的對數值作為被解釋變量，農戶的土地轉入決策（虛擬變量，0=未轉入土地，1=有轉入土地）作為核心解釋變量，農戶家庭經營耕地面積的對數值（表示土地規模化經營程度）［2］作為中介變量。同時，選取農戶個體特征（包括戶主年齡、性別、受教育年限、是否擔任村干部）及家庭特征（農業勞動時間、家庭金融資產的對數值、是否有借貸行為、是否有農業保險）作為控制變量。具體賦值情況見表1。

表1 變量設定

2.2 模型設定

為了檢驗土地轉入對農戶的增收效應，設定普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）回歸模型為

式（1）中：lnaincomei表示參與土地轉入農戶農業經營性收入的對數值，為被解釋變量；rentingini表示農戶的土地轉入決策（虛擬變量，0=未轉入土地，1=有轉入土地），為核心解釋變量；Zi表示影響農戶農業性經營收入的其他控制變量。

為了進一步檢驗轉入土地后，農戶是否通過承包經營耕地面積的擴大實現農業經營收入的增長，即土地規模化經營程度是否在土地轉入行為與農戶增收之間存在中介作用，筆者借鑒溫忠麟等［11］提出的逐步檢驗法，在公式（1）的基礎上進一步構建中介效應模型為

式（2）和式（3）中：lnlandopei表示中介變量，即農戶家庭的經營耕地面積的對數值（土地規模化程度）。

2.3 實證流程

利用上述模型進行分析的具體流程如下。

第一步，檢驗公式（1）中的核心解釋變量rentingini的系數α1是否顯著，若顯著，則進行下一步。

第二步，檢驗公式（2）中的核心解釋變量rentingini的系數β1和公式（3）中的中介變量lnlandopei的系數γ2是否顯著，若顯著，則進行下一步。

第三步，檢驗公式（3）中的核心解釋變量rentingini的系數γ1是否顯著，若顯著，且β1γ2與γ1同號，則存在部分中介效應，此時報告中介效應占總效應的比例β1γ2/α1；若不顯著，則直接效應不顯著，只存在中介效應（完全中介效應）。若上述逐步檢驗方法不顯著，則使用Bootstrap方法進行檢驗。

3 實證結果與分析

利用上述3 個模型得出的回歸結果如表2 所示。由表2 的模型（1）可知，土地轉入對農戶家庭的農業經營性收入的影響系數（α1=1.237）在1%的水平上顯著為正，說明土地轉入對農戶家庭農業經營性收入的增長起到顯著的正向促進作用。由表2 的模型（2）可知，土地轉入對中介變量經營耕地面積的對數值（土地規模化程度）的影響系數（β1=1.379）在1%的水平上顯著為正。由表2 的模型（3）可知，中介變量經營耕地面積的對數值（土地規模化程度）對農業經營性收入的影響系數（γ2=0.731）在1%的水平上顯著為正，同時土地轉入對農業經營性收入的影響系數（γ1=0.240）在10%的水平上顯著為正。由此可見，β1、γ2與γ1均顯著且同號，因此土地規模化的中介效應存在，且為部分中介效應，其中介效應占總效應的比例為0.814 9，即土地轉入對農戶家庭的增收作用中大約有81.49%是通過土地規模化經營的中介作用實現的。

表2 回歸結果分析

4 結論與建議

4.1 結論

筆者基于2020 年CRRS 在山東、河南、安徽3 個省的調查數據，通過OLS 回歸和中介效應模型分析土地轉入的農戶增收效應及其作用機制，得出以下結論。

①土地轉入對農戶家庭農業經營性收入的增長起到顯著的正向促進作用。

②土地規模化經營在土地轉入與農戶增收之間存在部分中介效應，也就是說，土地轉入行為不僅直接影響農戶家庭農業經營性收入的增長，還通過土地規模化經營這一中介間接影響其收入；土地轉入對農戶家庭的增收作用中大約有81.49%是通過土地規模化經營的中介作用實現。

4.2 政策建議

為了進一步促進土地流轉，消除土地轉入過程中可能存在的限制因素，筆者提出以下建議。

第一，農戶作為土地流轉過程中的弱勢主體，在進行土地轉入決策時，通常面臨信息不對稱、議價能力弱等問題。因此，政府及村集體組織應建立專門的中介服務機構，面向普通農戶開展咨詢與建議服務，為土地轉入戶與轉出戶之間搭建通暢的平臺，保障農業生產經營能力較強的農戶能有效轉入土地。

第二，土地轉入農戶會經常面臨農業設施、種子化肥、經營管理等各方面生產經營成本上升的問題，且金融要素下鄉支農程度較弱，農村金融供給與農戶資金需求不匹配。為此，相關部門應加強基層金融服務，幫助土地轉入農戶以更簡潔的手續、較為合理的抵押門檻獲得信貸支持，為其解決農業投資的后顧之憂。

第三，農業適度規模經營是通過各類生產要素的優化組合達成的。在土地經營規模擴大的同時，農戶個體的生產經營能力也會制約農業收入的增長。因此，相關部門應重視農業技能培訓，同時為愿意返鄉創業的大學生、農民工等提供政策支持，培養既具有現代農業經營管理知識，又擁有實際農業生產經驗的高素質農業經營者。