張超正，楊鋼橋*，陳丹玲，文高輝

（1. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2. 華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430074；3. 湖南師范大學(xué)資源與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，湖南 長沙 410081）

改革開放以來，中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長取得了舉世矚目的成績，農(nóng)村居民收入水平穩(wěn)步提高，但農(nóng)村居民收入分配不平等的現(xiàn)象卻在持續(xù)惡化[1-2]。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)從1978年的0.21增加到2011年的0.39，33年間增長超過了85%；農(nóng)村居民中20%的高收入群體和20%的低收入群體間的收入差距也從2000年的6.47倍擴(kuò)大到2017年的9.48倍，17年間擴(kuò)大了3.01倍[3-4]。收入分配惡化將引致農(nóng)村貧困問題的加劇和抑制農(nóng)村居民收入的增長[5-6]。研究表明，自然資本、人力資本、物資資本、金融資本、社會資本等生計(jì)資本是影響農(nóng)戶收入差距的微觀基礎(chǔ)。如：在自然資本方面，土地細(xì)碎化和小規(guī)模經(jīng)營是影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入不平等的原因[7-8]；在人力資本方面，健康體現(xiàn)出的人力資本可使農(nóng)戶避免陷入貧困陷阱，而教育和技能體現(xiàn)出的人力資本則會拉大農(nóng)戶收入差距[9-10]；在物質(zhì)資本方面，由于農(nóng)戶既是生產(chǎn)單位也是消費(fèi)單位，基于小農(nóng)經(jīng)濟(jì)特征的家庭收入依賴物資設(shè)備和基礎(chǔ)設(shè)施[10-11]；在金融資本方面，農(nóng)戶金融資產(chǎn)和借貸已經(jīng)成為影響農(nóng)戶收入水平及差距的顯著因素[9,12]；在社會資本方面，由于低收入農(nóng)戶社會資本的擁有量和回報率低于高收入農(nóng)戶，從而社會資本成為形成農(nóng)戶收入差距的關(guān)鍵因素[13-14]。也有研究表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)就業(yè)等生計(jì)策略是導(dǎo)致農(nóng)戶收入分配格局扭曲的直接原因。如：通過向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移獲得非農(nóng)收入已經(jīng)成為農(nóng)戶收入的主要來源，非農(nóng)就業(yè)收入增加能從總體上增加農(nóng)戶收入，但由于非農(nóng)就業(yè)收入分布并不均勻，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶收入分配不均程度的貢獻(xiàn)不斷提高[15-16]。

上述研究為本文提供了重要的理論參考和方法借鑒，但仍有如下不足：一是尚未分析不同模式農(nóng)地整治的收入分配效應(yīng)。地方政府主導(dǎo)模式和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治通過增加農(nóng)戶生計(jì)資本[17]和改善農(nóng)戶生計(jì)策略[18]，已被證明是增加農(nóng)戶收入的有效途徑[19-20]。從這個角度來看，上述兩種模式的農(nóng)地整治也必然是影響農(nóng)戶收入分配的重要因素。二是倍差法逐漸為國內(nèi)外學(xué)者所接受或青睞，眾多學(xué)者運(yùn)用倍差法來評估不同模式農(nóng)地整治項(xiàng)目的實(shí)施績效，但其重點(diǎn)關(guān)注的是不同模式農(nóng)地整治對結(jié)果變量的平均處理效應(yīng)。倍差法旨在考察解釋變量X對被解釋變量Y的條件期望E(Y|X)的影響，無法揭示解釋變量X對整個條件分布Y|X的影響，條件期望E(Y|X)只是刻畫條件分布Y|X集中趨勢的一個指標(biāo)而已，若條件分布Y|X不是對稱分布的，則條件期望E(Y|X)很難反映整個條件分布的全貌，但分位數(shù)回歸可提供條件分布Y|X的全部信息[21]。因此，本文基于湖北省江漢平原天門市和潛江市、武陵山區(qū)宣恩縣和咸豐縣483份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)倍差法評價不同模式農(nóng)地整治的農(nóng)戶收入分配效應(yīng)及其區(qū)域差異，以期為農(nóng)地整治機(jī)制體制創(chuàng)新和改善農(nóng)村居民收入分配提供參考。

1 研究區(qū)域和數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)域

結(jié)合湖北省的實(shí)踐，按照實(shí)施主體的不同，可將農(nóng)地整治項(xiàng)目的實(shí)施模式劃分為地方政府主導(dǎo)模式和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式[17-18,20]。地方政府主導(dǎo)模式是由地方政府組織，自然資源部門牽頭，農(nóng)業(yè)、水利等相關(guān)部門聯(lián)合實(shí)施的“自上而下”的實(shí)施模式；新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式是指家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和農(nóng)民專業(yè)合作社等因農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要而自發(fā)組織和投資，地方政府給予一定獎補(bǔ)的“自下而上”的實(shí)施模式[18,20,22-23]。這兩種模式農(nóng)地整治的比較詳見張超正等[20]的研究成果。由于目前新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治項(xiàng)目數(shù)量較少，本文的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式僅包括農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)主導(dǎo)模式和農(nóng)民專業(yè)合作社主導(dǎo)模式。

根據(jù)研究目的，研究區(qū)域的選擇主要基于以下三點(diǎn)考慮：首先，包含上述兩種模式的農(nóng)地整治項(xiàng)目，以評價不同模式農(nóng)地整治的收入分配效應(yīng)；其次，項(xiàng)目交付使用時間在2年及以上，以保證農(nóng)地整治后農(nóng)戶的收入效應(yīng)已趨于正?；?；最后，涵蓋不同的地貌類型，以檢驗(yàn)本文研究結(jié)論在不同區(qū)域的普適性或差異性。因此，本文最終選擇湖北省江漢平原的天門市和潛江市、武陵山區(qū)的宣恩縣和咸豐縣作為研究區(qū)域。天門市和潛江市位于武漢都市圈和漢江經(jīng)濟(jì)帶，主要地貌類型是平原，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平較高。天門市2017年地區(qū)生產(chǎn)總值為528.25億元，農(nóng)村常住居民人均可支配收入為15367元，常住人口城鎮(zhèn)化率為53.20%；潛江市2017年地區(qū)生產(chǎn)總值為671.86億元，農(nóng)村常住居民人均可支配收入為16397元，常住人口城鎮(zhèn)化率為59.30%[24]。宣恩縣和咸豐縣位于國家連片特困地區(qū)武陵山片區(qū)和鄂西生態(tài)文化旅游圈，主要的地貌類型是山地，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平較低。宣恩縣2017年地區(qū)生產(chǎn)總值為66.16億元，農(nóng)村常住居民人均可支配收入為9408元，常住人口城鎮(zhèn)化率為36.70%；咸豐縣2017年地區(qū)生產(chǎn)總值為79.23億元，農(nóng)村常住居民人均可支配收入為9475元，常住人口城鎮(zhèn)化率為41.35%[24]。

1.2 數(shù)據(jù)來源

選定研究區(qū)域之后，在湖北省自然資源廳網(wǎng)站、上述市（縣）自然資源和規(guī)劃局網(wǎng)站選擇符合要求的農(nóng)地整治項(xiàng)目。選定農(nóng)地整治項(xiàng)目之后，在項(xiàng)目區(qū)隨機(jī)選擇2-3個行政村，作為待調(diào)查的整治區(qū)；并在其周邊隨機(jī)選擇2-3個行政村，作為待調(diào)查的未整治區(qū)。本文最終選取7個整治區(qū)及其周邊未整治區(qū)作為調(diào)查區(qū)域，其中，天門市橫林鎮(zhèn)高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田土地整治項(xiàng)目、天門市黃潭鎮(zhèn)南水北調(diào)漢江沿線土地開發(fā)整理重大工程項(xiàng)目、天門市佛子山鎮(zhèn)高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田土地整治項(xiàng)目、咸豐縣黃金洞高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田土地整治項(xiàng)目為政府主導(dǎo)模式，天門市石河鎮(zhèn)華豐農(nóng)機(jī)專業(yè)合作社高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田土地整治項(xiàng)目、潛江市熊口鎮(zhèn)“四化同步”示范鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地整治項(xiàng)目、宣恩縣萬寨鄉(xiāng)伍家臺土地整治項(xiàng)目為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式。

課題組分別于2018年1月和3月組織研究生13人深入上述項(xiàng)目區(qū)，采取隨機(jī)抽樣和面對面訪談式問卷調(diào)查，調(diào)查對象為戶主或其配偶。問卷內(nèi)容包括農(nóng)地整治實(shí)施情況及農(nóng)戶生計(jì)資本、生計(jì)策略和生計(jì)結(jié)果情況。剔除因數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重、回答前后矛盾等無效樣本27份，調(diào)查最終得到有效樣本483份，有效率為94.71%。其中，江漢平原地方政府主導(dǎo)模式整治區(qū)樣本132份，其周邊未整治區(qū)樣本80份；新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式整治區(qū)樣本95份，其周邊未整治區(qū)樣本89份。武陵山區(qū)地方政府主導(dǎo)模式整治區(qū)樣本28份，其周邊未整治區(qū)樣本18份；新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式整治區(qū)樣本27份，其周邊未整治區(qū)樣本14份。本文以2014年的數(shù)據(jù)反映整治前的情況，以2017年的數(shù)據(jù)來反映整治后的情況，其中2014年的數(shù)據(jù)是調(diào)研時通過農(nóng)戶自我追述回憶收集得到。雖然武陵山區(qū)調(diào)查樣本較少，但由于農(nóng)戶生計(jì)狀況相似，且通過與統(tǒng)計(jì)資料進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)此次調(diào)查樣本能較好地反映該區(qū)農(nóng)戶的普遍情況。

2 模型構(gòu)建和變量選取

2.1 模型構(gòu)建

倍差法（DID）可利用農(nóng)地整治項(xiàng)目實(shí)施所帶來的橫向單位和時間序列的雙重差異，來識別其對農(nóng)戶收入的異質(zhì)效應(yīng)[25]。分位數(shù)回歸法（quantile regression）利用解釋變量和被解釋變量的條件分位數(shù)進(jìn)行建模，試圖揭示解釋變量對被解釋變量分布的位置、刻度和形狀的影響[21]。Quantile DID模型的具體步驟為：①根據(jù)倍差法的基本思路分別將兩種模式整治區(qū)的樣本分為整治前和整治后的處理組，將其周邊未整治區(qū)的樣本分為2014年和2017年的控制組。②運(yùn)用分位數(shù)回歸估計(jì)兩種模式的農(nóng)地整治對不同收入組別農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)。如果某一變量對低收入組農(nóng)戶的邊際貢獻(xiàn)大于中等收入組農(nóng)戶和高收入組農(nóng)戶，則該變量具有的作用就是改善農(nóng)戶收入分配，反之則是惡化農(nóng)戶收入分配[12,26]。將分位數(shù)倍差法的基準(zhǔn)模型設(shè)定為[27]：

式中：Yitτ為農(nóng)戶人均年純收入，其中i為農(nóng)戶，t為年份，τ為分位數(shù)；dTit為時間虛擬變量，dTit=0為整治前，dTit=1為整治后；dBit為組別虛擬變量，dBit=0為對照組，dBit=1為處理組；dTit·dBit為時間虛擬變量和組別虛擬變量的交互項(xiàng)；CVit為可觀測的影響Yit的控制變量；εit為未觀測且無法控制的影響Yit的其他變量 ；β0τ、β1τ、β2τ、β3τ、βkτ為待估參數(shù)的估計(jì)量。β3τ反映兩種模式的農(nóng)地整治對農(nóng)戶收入分配的影響，為本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)。

在具體的計(jì)量分析中：①運(yùn)用DID模型需要滿足同質(zhì)性假設(shè)和隨機(jī)性假設(shè)[25]，由于地方政府和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對項(xiàng)目區(qū)的選擇并非“抓鬮式”的隨機(jī)抽取，而是有針對性的選擇，從而導(dǎo)致處理組和對照組很有可能缺少一定的可比性，最終導(dǎo)致估計(jì)量有偏且不一致。為此，可以采用固定效應(yīng)或一階差分模型[28-29]。對于兩期面板數(shù)據(jù)，固定效應(yīng)模型和一階差分模型的估計(jì)參數(shù)和效率是完全一樣的[28]。參照學(xué)者們常用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型[17,20,29]，本文選擇一階差分模型。②運(yùn)用依賴給定觀測信息、無需其他的假設(shè)或增加新的觀測的自助抽樣法，進(jìn)行400次重復(fù)抽樣求得標(biāo)準(zhǔn)誤，以削弱分位數(shù)倍差法中誤差項(xiàng)的未知干擾，增強(qiáng)估計(jì)、推斷效能[30]。③利用全分位數(shù)回歸和winsorize縮尾處理進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為較全面地分析不同模式農(nóng)地整治對農(nóng)戶收入分配的影響，本文參照已有研究成果[30-31]，選擇0.10、0.25、0.50、0.75、0.90五個經(jīng)典分位點(diǎn)，分別對應(yīng)農(nóng)戶最低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組、最高收入組。盡管這五個分位點(diǎn)的回歸分析能夠較好地代表不同收入組別農(nóng)戶之間的收入差距比較，但并不能全面描述解釋變量在全部分位點(diǎn)上的邊際貢獻(xiàn)變化情況，本文通過全分位數(shù)回歸將解釋變量在全部分位點(diǎn)上對農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)及其變化趨勢用直觀的圖形表示。運(yùn)用winsorize縮尾處理法對連續(xù)變量上下2%分位數(shù)進(jìn)行縮尾處理，以削弱極端值對結(jié)果的影響。限于篇幅，winsorize縮尾處理檢驗(yàn)結(jié)果未在文中列示。

2.2 變量選取

農(nóng)戶收入決定方程是實(shí)證研究農(nóng)戶收入差距決定因素的重要依據(jù)[32]。按照收入來源劃分，農(nóng)戶收入分為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入[30]，本文選取家庭人均總收入及其分項(xiàng)收入作為被解釋變量；選取地方政府主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治作為解釋變量；人力資本和自然資本是農(nóng)戶獲取收入的前提[27,33]，本文選取勞動力比例、勞均年齡、勞均受教育年限和人均耕地經(jīng)營面積作為控制變量。

表1 變量類型與變量選取Table 1 Variable selection and types

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 江漢平原不同模式農(nóng)地整治的收入分配效應(yīng)

分位點(diǎn)由小至大反應(yīng)農(nóng)戶收入水平由低向高演變，通過對比地方政府主導(dǎo)模式和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治的系數(shù)變化，可觀測到這兩種模式的農(nóng)地整治對不同收入組別農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)及其變化趨勢。

1）計(jì)量結(jié)果。對于人均總收入，地方政府主導(dǎo)模式在0.10分位點(diǎn)不顯著外（表2），在其他分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高遞增（圖1）；對于人均農(nóng)業(yè)收入，地方政府主導(dǎo)模式僅在0.25、0.50、0.75分位點(diǎn)通過顯著性檢驗(yàn)，但系數(shù)隨著條件分布從低向高緩慢遞減；對于人均非農(nóng)收入，地方政府主導(dǎo)模式在0.10分位點(diǎn)不顯著外，在其他分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高遞增。

對于人均總收入，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式在5個經(jīng)典分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高遞增；對于人均農(nóng)業(yè)收入，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式僅在0.75、0.90分位點(diǎn)上顯著，且系數(shù)隨著條件分布從低向高遞增；對于人均非農(nóng)收入，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式在5個經(jīng)典分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高遞增。

通過上述分析可以得到江漢平原地方政府主導(dǎo)模式通過增加農(nóng)戶非農(nóng)收入，進(jìn)而惡化收入分配狀況；而新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式通過增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)和非農(nóng)收入，進(jìn)而惡化收入分配狀況。

2）結(jié)果分析。江漢平原兩種模式的農(nóng)地整治因顯著改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，提升了農(nóng)業(yè)機(jī)械化、規(guī)?；?，部分農(nóng)業(yè)勞動力得以解放，通過本地就業(yè)或外出務(wù)工進(jìn)而擁有更多的非農(nóng)收入[18,20]，且農(nóng)戶家庭總收入的增加主要通過非農(nóng)收入的提高來實(shí)現(xiàn)，但由于非農(nóng)就業(yè)收入分布并不均勻，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶收入分配不平等的貢獻(xiàn)不斷提高。

地方政府主導(dǎo)模式主要以改善農(nóng)地耕作條件為主，一般不改變原有的一家一戶的分散耕作方式，對促進(jìn)規(guī)?；F(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的作用不明顯[20,23]，因而對提升農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的作用有限。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式以發(fā)展規(guī)?；F(xiàn)代農(nóng)業(yè)為目標(biāo)，對降低現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的前期投入成本的作用也比較明顯[23]。相比較于地方政府主導(dǎo)模式，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式更能加速農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式轉(zhuǎn)型[19-20,23]，中高和最高收入組農(nóng)戶通過返租倒包從新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體手中轉(zhuǎn)入農(nóng)地，開展稻蝦、稻鰍、稻蛙等綠色種養(yǎng)產(chǎn)業(yè)，由于不打農(nóng)藥、不施化肥，致使水稻產(chǎn)量低但品質(zhì)好、龍蝦品質(zhì)好且產(chǎn)量高，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增加顯著；而最低和中低收入組農(nóng)戶在獲得農(nóng)地租金收入的同時，也減少了種植業(yè)收入，但單純的農(nóng)地租金收入對最低和中低收入組農(nóng)戶總收入的影響并不顯著。由新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體開展項(xiàng)目建設(shè)的，必須保證項(xiàng)目區(qū)內(nèi)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)先行流轉(zhuǎn)面積達(dá)到較高的比例，即先流轉(zhuǎn)后整治[23]，因而也更能促進(jìn)農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)和提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化、規(guī)?；剑嗟霓r(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[19-20,23]，進(jìn)而促使項(xiàng)目區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)收入顯著增加，最終導(dǎo)致農(nóng)戶間的非農(nóng)收入差距不斷擴(kuò)大。

表2 解釋變量的分位數(shù)倍差法估計(jì)結(jié)果Table 2 Estimation results of explanatory variables with the quantile DID model

圖1 解釋變量全分位數(shù)回歸系數(shù)變化Fig. 1 Coef fi cient changes of explanatory variables with the full-quantile model

3.2 武陵山區(qū)不同模式農(nóng)地整治的收入分配效應(yīng)

本文利用江漢平原調(diào)查數(shù)據(jù)分析不同模式農(nóng)地整治的收入分配效應(yīng)并得到相關(guān)研究結(jié)論，但這一結(jié)論在不同地貌類型區(qū)域是具有普適性還是差異性？接下來將利用武陵山區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)一步檢驗(yàn)。

1）計(jì)量結(jié)果。對于人均總收入，地方政府主導(dǎo)模式在0.10分位點(diǎn)不顯著外（表3），在其他分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高波動遞增（圖2）；對于人均農(nóng)業(yè)收入，地方政府主導(dǎo)模式在5個經(jīng)典分位點(diǎn)均未通過顯著性檢驗(yàn)；對于人均非農(nóng)收入，地方政府主導(dǎo)模式在0.10分位點(diǎn)不顯著外，在其他分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高波動遞增。

對于人均總收入，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式在5個經(jīng)典分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高波動遞增；對于人均農(nóng)業(yè)收入，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式在5個經(jīng)典分位點(diǎn)均未通過顯著性檢驗(yàn)；對于人均非農(nóng)收入，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式在5個經(jīng)典分位點(diǎn)均通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著條件分布從低向高波動遞增。通過上述分析可以得到武陵山區(qū)兩種模式的農(nóng)地整治均通過增加農(nóng)戶非農(nóng)收入，進(jìn)而惡化收入分配狀況。

表3 解釋變量的分位數(shù)倍差法回歸結(jié)果Table 3 Estimation results of explanatory variables with the quantile DID model

圖2 解釋變量全分位數(shù)回歸系數(shù)變化Fig. 2 Coef fi cient changes of explanatory variables with the full-quantile model

2）結(jié)果分析。武陵山區(qū)近年來大力促進(jìn)旅游業(yè)由“景點(diǎn)旅游”向“全域旅游”發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，兩種模式的整治區(qū)均依托本地茶葉資源優(yōu)勢，積極推動茶葉產(chǎn)業(yè)與旅游休閑產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，擴(kuò)大了本地務(wù)工需求，增加了本地就業(yè)機(jī)會，降低了農(nóng)民務(wù)工成本；農(nóng)地整治后，生態(tài)環(huán)境條件和旅游基礎(chǔ)設(shè)施得到進(jìn)一步改善，游客增加，部分農(nóng)戶利用自家宅基地及其院落開展“農(nóng)家樂”、“民宿”、“小賣部”等非農(nóng)經(jīng)營活動[20,34]，進(jìn)而促使大部分農(nóng)戶非農(nóng)收入顯著增加，但農(nóng)戶間的非農(nóng)收入差距也在不斷擴(kuò)大。由于農(nóng)戶普遍在整治后的園地上種植生態(tài)有機(jī)茶，茶葉品質(zhì)得到進(jìn)一步提升，但也降低了茶葉產(chǎn)量，加之生態(tài)有機(jī)茶的市場推廣不力，價格優(yōu)勢不明顯，導(dǎo)致絕大部分農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入略有減少。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

1）地方政府主導(dǎo)模式和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治主要通過增加農(nóng)戶非農(nóng)收入，進(jìn)而惡化收入分配狀況，且新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的收入分配惡化效應(yīng)大于地方政府主導(dǎo)模式。兩種模式的農(nóng)地整治可以促進(jìn)農(nóng)戶生計(jì)策略由純農(nóng)型向兼業(yè)型和非農(nóng)型轉(zhuǎn)化、兼業(yè)型向非農(nóng)型轉(zhuǎn)變，且相比較于地方政府主導(dǎo)模式，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式對促進(jìn)農(nóng)戶上述生計(jì)策略轉(zhuǎn)變的作用更加明顯。

2）地方政府主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治對農(nóng)業(yè)收入分配的影響不受地貌類型的制約，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治對農(nóng)業(yè)收入分配的影響受到地貌類型的制約。其中，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式會顯著增加平原中高和最高收入組農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入，而對山區(qū)不同收入組別農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入均沒有顯著影響。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治更能促進(jìn)平原農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由細(xì)碎化、分散化經(jīng)營向規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營轉(zhuǎn)變，而更能促進(jìn)山區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)由單一性向復(fù)合型轉(zhuǎn)變。

4.2 建議

1）繼續(xù)大力實(shí)施地方政府主導(dǎo)模式和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治項(xiàng)目。由于農(nóng)地整治項(xiàng)目實(shí)施缺乏從微觀層面關(guān)注對農(nóng)戶收入分配和發(fā)展能力的影響，在農(nóng)戶資源稟賦差異等因素的中介作用下，導(dǎo)致出現(xiàn)農(nóng)地整治惡化農(nóng)戶收入分配的現(xiàn)象，考慮到農(nóng)地整治對絕大部分農(nóng)戶具有顯著的增收效應(yīng)，今后仍應(yīng)繼續(xù)大力實(shí)施農(nóng)地整治，但同時也要以農(nóng)地整治為抓手，做好對貧困戶和邊緣戶的幫扶工作、脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的銜接工作。相比較于地方政府主導(dǎo)模式，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式更能增加農(nóng)戶收入。然而，當(dāng)前大規(guī)模推進(jìn)的農(nóng)地整治仍以地方政府主導(dǎo)模式為主，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的項(xiàng)目實(shí)施數(shù)量還非常有限。建議在適合發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的區(qū)域逐漸縮減地方政府主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治項(xiàng)目，通過給予財政和政策支持，積極引導(dǎo)和推廣種糧大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和農(nóng)民專業(yè)合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主導(dǎo)模式的農(nóng)地整治項(xiàng)目。

2）重視非農(nóng)就業(yè)對于縮小農(nóng)戶收入差距的重要作用。非農(nóng)收入已經(jīng)成為農(nóng)戶收入的主要來源，也是形成收入差距的主要原因。因此，應(yīng)多渠道擴(kuò)大低收入農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)機(jī)會,提高其非農(nóng)就業(yè)能力，如新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體可以通過吸收入社、股份合作、就業(yè)帶動、結(jié)對幫扶等方式，帶動當(dāng)?shù)氐褪杖朕r(nóng)民增收致富；鼓勵農(nóng)村資金互助社等新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展，降低農(nóng)村小額貸款準(zhǔn)入門款和貸款成本，為低收入農(nóng)民從事非農(nóng)經(jīng)營活動提供資金支持。

3）調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是縮小農(nóng)戶收入差距的現(xiàn)實(shí)選擇。農(nóng)業(yè)收入是農(nóng)戶的基礎(chǔ)性收入，而農(nóng)業(yè)比較收益低下是導(dǎo)致農(nóng)戶收入分配格局扭曲的關(guān)鍵因素。為打破這一瓶頸，除改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率外，還應(yīng)立足資源稟賦和市場需求，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，從而增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入成為比較務(wù)實(shí)的選擇。如平原可以農(nóng)地整治為平臺，依托豐富的水資源，抓住綠色農(nóng)產(chǎn)品市場需求旺盛的機(jī)遇，發(fā)展稻—蝦、稻—鰍、茭—蝦等綠色種養(yǎng)；山區(qū)可以農(nóng)地整治為平臺，依托茶園、果園、菜園等農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)資源和農(nóng)村特色民居與民俗文化，發(fā)展生態(tài)旅游觀光、農(nóng)業(yè)休閑體驗(yàn)、民俗文化鑒賞等鄉(xiāng)村第三產(chǎn)業(yè)。