柯 煉，黎翠梅，汪小勤，李 英，陳地強

（1.華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長沙 410083）

1 引言

土地流轉(zhuǎn)政策的初衷是通過充分優(yōu)化農(nóng)村地區(qū)勞動力分工結(jié)構(gòu)，降低同質(zhì)競爭的同時拓寬收入來源，從而提高農(nóng)民整體收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距，最終助益于全面建設(shè)小康社會。近年來，中國土地流轉(zhuǎn)趨勢不斷擴大，2007年全國耕地流轉(zhuǎn)面積僅0.64億畝，截至2016年底已達4.71億畝，占全國耕地總面積的35.1%。然而大規(guī)模的土地流轉(zhuǎn)真的提高了農(nóng)民整體收入水平嗎？這是本文需要解答的問題。

當(dāng)前學(xué)術(shù)界對土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)研究集中于不同類型農(nóng)戶總收入與農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)兩大視角。在土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶收入的影響研究中，學(xué)者主要關(guān)注參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶與未參與農(nóng)戶的收入差異、土地轉(zhuǎn)入戶與轉(zhuǎn)出戶的收入差異[1]。例如：高欣等[2]研究得出農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶家庭人均收入的增長幅度高于轉(zhuǎn)入戶，李慶海等[3]與朱建軍等[4]的研究認(rèn)為農(nóng)地租入與租出均增加了農(nóng)民收入，曹瑞芬等[5]和揚子等[6]發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)可以提高轉(zhuǎn)入戶家庭收入對轉(zhuǎn)出戶沒有顯著影響。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶不同收入來源影響的研究，李中[7]、薛鳳蕊等[8]、冒佩華[9]等分別從人均純收入、人均務(wù)工收入與人均出租土地收入等方面考察土地流轉(zhuǎn)政策效應(yīng)。綜上，目前關(guān)于土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入影響的研究結(jié)論還存在爭議，且大都運用社會調(diào)查等微觀數(shù)據(jù)探究土地流轉(zhuǎn)政策的收入效應(yīng)，而本文擬使用宏觀數(shù)據(jù)從地區(qū)層面進行土地流轉(zhuǎn)的政策效應(yīng)評估。

本文通過社會調(diào)研得到湖南省截至2016年底的土地流轉(zhuǎn)政策實施樣本，并查閱相關(guān)統(tǒng)計年鑒獲取對應(yīng)政策與非政策地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)，運用合成控制和安慰劑檢驗從區(qū)域?qū)用娉霭l(fā)研究土地流轉(zhuǎn)政策對于地區(qū)農(nóng)民人均收入的影響，彌補了現(xiàn)階段對于政策效應(yīng)研究的不足，補充了有關(guān)土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)民收入影響研究的文獻資料。此外，運用合成控制法構(gòu)建反事實區(qū)域來研究土地流轉(zhuǎn)的政策效應(yīng)，緩解了內(nèi)生性問題，能更好地識別政策效應(yīng)帶來的影響，拓展了研究土地流轉(zhuǎn)政策的方法。

2 土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)民收入的影響機理分析

國家出臺土地流轉(zhuǎn)政策的目的在于提高農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和比例，根據(jù)前人研究以及理論分析發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)可能會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、非農(nóng)業(yè)務(wù)、租金收入和轉(zhuǎn)移支付等產(chǎn)生影響從而影響農(nóng)民收入。

第一，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率引致的收入效應(yīng)。土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入影響的第一個關(guān)鍵路徑就是通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率而影響農(nóng)民收入。一方面，土地流轉(zhuǎn)使原有的分散化的土地可以集中在少數(shù)的農(nóng)戶手中，實現(xiàn)規(guī)?；c集約化生產(chǎn)從而大幅度提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[10-11]，最終獲得更高的規(guī)模效益。另一方面，土地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)了更有效的土地資源配置，土地從生產(chǎn)效率低的農(nóng)戶轉(zhuǎn)移到效率高的農(nóng)戶手中，從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[12-14]，進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益。同時，經(jīng)營效率低的農(nóng)戶因放棄了農(nóng)業(yè)經(jīng)營而轉(zhuǎn)向非農(nóng)經(jīng)營也將提高該部分群體的總勞動生產(chǎn)率水平[9]，并獲得更高的收入增長。但是，也有少數(shù)研究指出，土地流轉(zhuǎn)并不必然帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升。例如，LI等[15]研究發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)并不影響土地產(chǎn)出率，賀振華[16]也提出土地流轉(zhuǎn)并未改變農(nóng)業(yè)方式和生產(chǎn)要素的質(zhì)量，因此也沒有帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率質(zhì)的突破。綜上所述，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高必然會帶來農(nóng)民收入的提高，但由于土地流轉(zhuǎn)并不一定會使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高，故而土地流轉(zhuǎn)通過生產(chǎn)效率路徑影響農(nóng)民收入的結(jié)果尚不明朗。

第二，非農(nóng)業(yè)務(wù)產(chǎn)生的收入效應(yīng)。ZHANG等[1]認(rèn)為對于承租方而言，土地經(jīng)營規(guī)模的提高有利于增加農(nóng)產(chǎn)品供給，而土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的勞動分工也為相應(yīng)的農(nóng)產(chǎn)品深加工等非農(nóng)業(yè)務(wù)提供了勞動力基礎(chǔ)與商品市場需求基礎(chǔ)，從而有利于提高農(nóng)產(chǎn)品附加值，并最終提高該部分農(nóng)民收入。對于土地轉(zhuǎn)出方而言，農(nóng)業(yè)勞動力的重新分配使土地轉(zhuǎn)出方轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)[17]，從而提高該類農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)收入[18]。然而，若土地轉(zhuǎn)出方是因家庭中青壯年大都是非農(nóng)就業(yè)才選擇將土地流出，則土地流轉(zhuǎn)并不能帶來非農(nóng)就業(yè)收入的增加。由此可見，土地流轉(zhuǎn)并不一定會通過增加非農(nóng)業(yè)務(wù)而提高農(nóng)民收入。

第三，土地租金或土地資產(chǎn)增值導(dǎo)致的收入效應(yīng)。土地流轉(zhuǎn)最直接的效應(yīng)是當(dāng)一方將土地經(jīng)營權(quán)直接轉(zhuǎn)讓或以資產(chǎn)入股的方式轉(zhuǎn)讓給另一方時，轉(zhuǎn)入方需定期向轉(zhuǎn)出方支付一定的租金或增值分紅。對于以非農(nóng)就業(yè)為主的農(nóng)民來說，除了勞動本身帶來的收入之外，還可以獲得一筆租金收入；對于以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的農(nóng)民來說，如果租金收入高于種植收入，那么選擇轉(zhuǎn)出土地可以提高收入水平。王象永等[19]通過調(diào)研得出：農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育能顯化土地資源的資產(chǎn)價值，有助于農(nóng)民土地財產(chǎn)性收入的增加。但是，若從博弈論視角來看，在其他外部條件不變的前提下，租金導(dǎo)致的收入效應(yīng)將是一個零和博弈，即轉(zhuǎn)出方獲得租金的總量必然等同于轉(zhuǎn)入方支付租金的總量。由此可見，雖然租金與分紅收入會直接提高土地轉(zhuǎn)出方的收入水平，但對總體的農(nóng)民收入的影響卻并不一定是正向的。

第四，政府轉(zhuǎn)移支付帶來的收入效應(yīng)。地方政府在實施土地流轉(zhuǎn)政策時通常會對愿意轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶提供相應(yīng)的優(yōu)惠政策，例如提供更高的農(nóng)業(yè)種植補貼、對因規(guī)模經(jīng)營而更新的農(nóng)業(yè)設(shè)備提供融資支持，給予更多的稅收減免。但是，HUANG等[20]認(rèn)為政府轉(zhuǎn)移支付力度的大小受制于地方實際農(nóng)業(yè)境況，政府轉(zhuǎn)移支付給承租方帶來的收入增量并不可觀。而對于出租方而言，土地經(jīng)營面積的下降必然會使該部分的政府轉(zhuǎn)移支付下降。綜合比較，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)下的政府轉(zhuǎn)移支付也未必能引起農(nóng)民收入的顯著增加。

從上述分析可知，土地流轉(zhuǎn)主要通過上述4個路徑來影響農(nóng)民收入，倘若這些作用機制能夠有效發(fā)揮作用，則土地流轉(zhuǎn)政策可以促進農(nóng)民收入增長；若土地流轉(zhuǎn)本身無法對這些方面產(chǎn)生影響，則土地流轉(zhuǎn)政策也無法促進農(nóng)民增收。因此，土地流轉(zhuǎn)政策對于農(nóng)民收入的影響效應(yīng)有待驗證。

3 研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源及描述

本文的研究樣本集中于湖南省，研究區(qū)間為2001—2016年。湖南全省共有124個縣級地區(qū)，剔除存在數(shù)據(jù)缺失的地區(qū)，最終保留96個研究地區(qū)。本文選取地區(qū)農(nóng)民人均收入（簡稱農(nóng)民人均收入）作為被解釋變量，所有農(nóng)民收入數(shù)據(jù)與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展特征數(shù)據(jù)均源于《湖南省統(tǒng)計年鑒》，各縣級地區(qū)土地流轉(zhuǎn)政策等資料來自湖南省農(nóng)業(yè)委員會調(diào)研統(tǒng)計。

2009年，湖南省在武岡市和永興縣發(fā)布《關(guān)于推進土地承包經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)的意見》的政策文件，2010—2012年在臨湘、溆浦、平江相繼出臺了相關(guān)政策文件，截至2016年底，在96個研究區(qū)中共有69個縣級地區(qū)實施了土地流轉(zhuǎn)政策，其余27個尚未實施。

將實施與未實施政策地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展情況進行對比分析，發(fā)現(xiàn)兩組除了在城市化率上無顯著差異外，有政策組的農(nóng)民人均收入、地區(qū)GDP總量、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及人均種植面積都顯著高于無政策組。并且，通過對比2009—2012年與2013—2016年兩個區(qū)間段的有無政策地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展情況發(fā)現(xiàn)，在2009—2012年兩組在地區(qū)經(jīng)濟特征上并無差異，而在2013—2016年卻出現(xiàn)了類似于總樣本的顯著差異（表1）。那么，兩組的這種經(jīng)濟發(fā)展情況差異特征是否與土地流轉(zhuǎn)相關(guān)，需要進一步的驗證。

表1 有無政策地區(qū)經(jīng)濟情況對比分析Tab.1 Comparative analysis of regional economic conditions with or without policies

3.2 研究方法

合成控制法最早由ABADIE等[21]用于分析香煙消費稅政策對香煙銷售量的影響，劉甲炎等[22]、楊經(jīng)國等[23]相繼使用合成控制法分析了房產(chǎn)稅試點和經(jīng)濟特區(qū)設(shè)立的效應(yīng)，這些經(jīng)驗研究都使用省級宏觀面板數(shù)據(jù)評估政策效應(yīng)是否存在。因此，使用合成控制法有其可行性。

該方法的核心思路是構(gòu)建一個綜合控制區(qū)，模擬一個地區(qū)沒有經(jīng)歷一個特定的政策干預(yù)的結(jié)果路徑將其與現(xiàn)實路徑進行對比，得到政策干預(yù)對于結(jié)果變量的影響[21-24]。即將發(fā)布土地流轉(zhuǎn)政策的某個縣級地區(qū)作為處理組，將沒有發(fā)布土地流轉(zhuǎn)政策的縣級地區(qū)作為控制組，通過在控制組中選取合適的控制單元并賦予權(quán)重，從而利用控制組對應(yīng)政策實施后各期的數(shù)據(jù)合成一個處理組的虛擬地區(qū)作為對照組，比較政策發(fā)布后真實地區(qū)和合成地區(qū)農(nóng)民人均收入上的差異，這個差值則為政策效應(yīng)。

具體而言，假設(shè)收集到（J+1）個地區(qū)、T期的農(nóng)民人均收入面板數(shù)據(jù)。其中，只有地區(qū)i在第T0（1≤T0≤T）期發(fā)布了土地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策，其余J個地區(qū)都屬于地區(qū)i的控制單元。是地區(qū)i在時間t沒有發(fā)布土地流轉(zhuǎn)政策的農(nóng)民人均收入是實施土地流轉(zhuǎn)政策的農(nóng)民人均收入。借鑒ABADIE[21]的做法，令作為地區(qū)i農(nóng)民人均收入在時間t受到的土地流轉(zhuǎn)政策的影響，Dit為是否實施政策的虛擬變量，如果地區(qū)i在時間t實施土地流轉(zhuǎn)政策，那么該變量等于1，否則等于0。那么地區(qū)i在時間t的農(nóng)民人均收入觀測值為：

研究的目標(biāo)是估計αit。在t＞T0時因為是可以觀測到的，為了得到αit，只需要估計可由以下變量模型得出：

式（2）中：δt是時間固定效應(yīng)，代表不同年份的農(nóng)民人均收入效應(yīng)；Zi是一個（r×1）維的向量，表示不受政策干預(yù)、不隨時間變化且為可觀測的協(xié)變量，例如政策干預(yù)前的農(nóng)民人均收入均值即可作為協(xié)變量；是（1×r）維的未知參數(shù)向量；是一個（1×F）維不可觀測的共同因子；μi表示地區(qū)i不可觀測的固定效應(yīng)；εit表示地區(qū)i觀測不到的均值為0的短暫擾動。

假設(shè)存在一個（J×1）維的權(quán)重向量W=（w1，…，wi-1，wi+1，…，wj+1），對所有wj∈w，都有wj≥0，并且有對于任何滿足這兩個條件的權(quán)重向量W，都代表一個可行的合成控制組，其結(jié)果變量為各個控制單元的加權(quán)平均：

式（3）中：j代表未實施政策地區(qū)；其他變量定義與（2）式一致。

ABADIE[21]證明在政策發(fā)生前的期數(shù)較多的條件下，上式的右邊將趨近于0。因此可以較好的估計，從而應(yīng)用所計算的權(quán)重矩陣得到政策效應(yīng)的無偏估計為：

4 實證分析

4.1 變量選取與樣本分組

本文選取農(nóng)民人均收入作為合成控制法模型中的結(jié)果變量，根據(jù)合成控制法對于預(yù)測變量的要求，同時借鑒史常亮等[25]與袁偉彥等[26]的研究，選取了對農(nóng)民人均收入產(chǎn)生影響的預(yù)測變量：城市化率、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例、人均GDP增長率、人均農(nóng)作物種植面積、農(nóng)民人均收入滯后項。

本文的關(guān)鍵解釋變量是政策虛擬變量，1表示發(fā)布了土地流轉(zhuǎn)政策，0表示沒有發(fā)布。根據(jù)合成控制法的操作要求，在政策發(fā)布前要預(yù)留一些時期來匹配實驗組與對照組的特征，在政策發(fā)布后要預(yù)留一些時期來評估政策效應(yīng)。為有效估計土地流轉(zhuǎn)政策的效應(yīng)，本文將政策干預(yù)后的時期確定為4年即2013—2016年，因此選取2009—2012年發(fā)布土地流轉(zhuǎn)政策的武岡、永興、臨湘、溆浦、平江5個縣級地區(qū)作為處理組，將截至2016年時剩余的27個未發(fā)布土地流轉(zhuǎn)政策的縣級地區(qū)作為控制組。

4.2 實證結(jié)果

應(yīng)用ABADIE等[21]開發(fā)的stata程序包Synth，本文分別估計了5個縣級地區(qū)土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)民人均收入的影響。表2展示了5個地區(qū)預(yù)測變量合成值與真實值的對比情況，由結(jié)果可知武岡、永興和溆浦三縣的預(yù)測變量中除農(nóng)民人均收入滯后項之外，只有人均GDP增長率的擬合效果較好；臨湘市除人均GDP增長率之外，其他的預(yù)測變量合成值與真實值基本一致；平江縣所有預(yù)測變量的真實值與合成值的匹配都不太理想。

表2 預(yù)測變量真實值與合成值對比Tab.2 Comparison of real and synthetic values of predictive variables

此外，由于合成控制法為非參數(shù)估計結(jié)果，因而并不能通過大樣本的統(tǒng)計推斷方法來評估政策效應(yīng)在經(jīng)濟意義與統(tǒng)計意義上是否顯著。為確保分析結(jié)果的可靠性，本文借鑒ABADIE等[21]提出安慰劑檢驗法來驗證合成控制分析的可靠性。安慰劑檢驗的基本思路是：分別將合成控制法應(yīng)用于控制組中某一地區(qū)，利用控制組中剩余地區(qū)進行合成控制分析，將處理組真實值與合成的差距同安慰劑地區(qū)真實值與合成值的差距進行比較，如果處理組的效應(yīng)明顯與安慰劑地區(qū)的效應(yīng)區(qū)分開來，則在相對意義上可以認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)民人均收入有顯著影響；相反，如果安慰劑地區(qū)也呈現(xiàn)出處理組類似的效應(yīng)，說明土地流轉(zhuǎn)政策對于農(nóng)民人均收入的影響并不顯著。

從安慰劑檢驗圖（圖1）中可以看出武岡、永興和臨湘在政策發(fā)布前的擬合結(jié)果很好，實際農(nóng)民人均收入與合成農(nóng)民人均收入的差值趨近于0，在政策發(fā)布之后合成農(nóng)民人均收入漸漸高于實際農(nóng)民人均收入，并且這一差距隨著時間流逝逐漸擴大，但是作為處理組的合成與實際農(nóng)民人均收入差值的黑色實線條在整個圖形中并未顯著突出，表明土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)民人均收入的影響并不顯著。

溆浦縣在土地流轉(zhuǎn)政策實施前的農(nóng)民人均收入擬合程度較好，而政策實施之后實際值與合成值的差值先負(fù)后正。但從整體來看，合成值與實際值的差距與安慰劑地區(qū)進行對比，也不存在顯著差異，土地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)民人均收入的影響不顯著。對平江縣的安慰劑檢驗可以發(fā)現(xiàn)實際值與合成值的差值波動較大，且在政策發(fā)布之后平江縣的差值在整個安慰劑檢驗中并不突出，因此，較差的擬合效果說明土地流轉(zhuǎn)政策效應(yīng)同樣在統(tǒng)計意義上并不顯著，不能很好地說明土地流轉(zhuǎn)政策是否帶來了農(nóng)民人均收入的變化。

圖1 土地流轉(zhuǎn)政策對于農(nóng)民人均收入影響Fig.1 The impact of farmland transfer policy on per capita income of farmers

總之，從上述5個縣級地區(qū)的合成控制分析與安慰劑檢驗結(jié)果來看，不同年份實施的土地流轉(zhuǎn)政策對于農(nóng)民人均收入的影響都不顯著，說明有無政策地區(qū)的農(nóng)民人均收入差距是由政策地區(qū)本身特殊性造成的，而不是源于土地流轉(zhuǎn)政策的影響。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

由于合成控制法存在以下不足：一是合成控制法假定某個地區(qū)收入可表現(xiàn)為其他地區(qū)收入的加權(quán)平均值，且權(quán)重和為1，這一強假設(shè)是否成立難以斷定；二是需要找到一組不受政策影響的共同因子；三是無法進行參數(shù)顯著性判定。部分學(xué)者可能對于合成控制法的分析結(jié)果不太認(rèn)同，且較少研究使用宏觀數(shù)據(jù)分析土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)民收入的影響，為此，本文擬增加微觀數(shù)據(jù)的補充檢驗。

本文擬使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CHARLS）2013年與2015年共兩年的追蹤數(shù)據(jù)，運用固定效應(yīng)回歸、差分回歸以及傾向得分匹配（PSM）方法分析農(nóng)村家庭中土地流轉(zhuǎn)對于人均收入的影響。選取了2013年和2015年均參與追蹤調(diào)查的農(nóng)村家庭6 792戶，將家庭人均收入作為因變量，是否參與土地流轉(zhuǎn)作為解釋變量，平均耕地面積、平均受教育年限、平均年齡、家庭人口數(shù)作為控制變量。為分析土地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)民收入的影響，首先使用固定效應(yīng)回歸方法，發(fā)現(xiàn)是否參與土地流轉(zhuǎn)對于家庭人均收入沒有顯著影響（表3第1列）。為了降低時間趨勢的作用，控制年度效應(yīng)后再進行固定效應(yīng)回歸，發(fā)現(xiàn)流轉(zhuǎn)變量對于家庭人均收入的影響較控制年度效應(yīng)之前有提升，但仍不顯著（表3第2列）。為了排除其他因素對實證結(jié)果的影響，進行PSM匹配后再進行雙向固定效應(yīng)回歸，發(fā)現(xiàn)流轉(zhuǎn)變量對家庭人均收入的影響仍不顯著（表3第3列）。

表3 土地流轉(zhuǎn)對家庭人均收入影響分析Tab.3 Analysis of the impact of farmland transfer on per capita income of households

為了進一步明確土地流轉(zhuǎn)對于家庭人均收入的影響，使用差分回歸方法進行分析，即將追蹤家庭2015年的平均收入、是否參與流轉(zhuǎn)以及平均耕地面積與2013年相應(yīng)變量進行差分，獲得平均收入差值、平均耕地差值與家庭參與流轉(zhuǎn)的變動情況。而其他人口統(tǒng)計特征因未曾發(fā)生較大變動，則以2013年為基準(zhǔn)。最終以差分后的橫截面數(shù)據(jù)估計參與流轉(zhuǎn)變動對于家庭人均收入變動的影響。

控制社區(qū)固定效應(yīng)后進行差分回歸分析，發(fā)現(xiàn)參與流轉(zhuǎn)變動對于家庭平均收入差值沒有顯著影響（表3第4列）。因為有部分農(nóng)戶退出了土地流轉(zhuǎn)，可能會對差分回歸的結(jié)果產(chǎn)生影響，剔除這部分農(nóng)戶之后進行回歸，發(fā)現(xiàn)參與流轉(zhuǎn)變動對家庭人均收入的差值影響仍不顯著（表3第5列）。為了排除其他因素對實證結(jié)果的影響，再次進行PSM匹配再回歸，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)變動對家庭人均收入的差值為負(fù)向影響，但仍不顯著（表3第6列）。

綜上，利用微觀數(shù)據(jù)驗證的結(jié)果表明是否參與土地流轉(zhuǎn)對家庭人均收入仍舊沒有產(chǎn)生顯著影響，即土地流轉(zhuǎn)無法提高參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶家庭收入水平。這與利用宏觀數(shù)據(jù)進行分析得出的結(jié)果一致，一定程度上證明了合成控制分析結(jié)果的可信度。因此，最終認(rèn)為：在本文所應(yīng)用的統(tǒng)計樣本中，并未發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭收入的正向效應(yīng)；在統(tǒng)計上無法拒絕當(dāng)前土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)戶收入影響微弱的原假設(shè)。

5 實證結(jié)果的原因分析

本文理論分析及研究結(jié)論與前人的研究結(jié)果并不一致，那么土地流轉(zhuǎn)政策無法對農(nóng)民收入產(chǎn)生有效影響的原因是什么？本文將從其作用機制出發(fā)進行分析。

5.1 土地流轉(zhuǎn)政策對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用分析

由前文理論分析可知，土地流轉(zhuǎn)政策會通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率而影響農(nóng)民收入。因此，為驗證土地流轉(zhuǎn)政策是否影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，本文擬測算出政策組與非政策組的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，并同樣采用合成控制法檢驗政策組的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率與非政策組是否有顯著差異。借鑒ILKE[27]測算全要素生產(chǎn)率的方法，本文假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)符合科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，生產(chǎn)函數(shù)如下所示：

式（7）中：Yit為地區(qū)i在時間t的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值；Kit為地區(qū)i在時間t投入的資本，用該地區(qū)的農(nóng)業(yè)機械總動力表示；Lit為地區(qū)i在時間t投入的勞動力，用15～64歲的農(nóng)村人口表示；Dit為地區(qū)i在時間t投入的土地資源，用該地區(qū)的農(nóng)作物總播種面積表示；Ait是地區(qū)i在時間t的?？怂怪辛⑿仕?。

生產(chǎn)函數(shù)可以變?yōu)橄旅娴暮瘮?shù)：

式（8）中：wit代表個體生產(chǎn)力水平；代表不可觀測的由于測量而出現(xiàn)的意外偏差錯誤，意外延誤或其他外部情況。

通過固定效應(yīng)回歸方法估計式（8），并進一步估算wit。全要素生產(chǎn)率可以由下式計算得出：

根據(jù)計算得出的全要素生產(chǎn)率（TFP），利用合成控制法來衡量土地流轉(zhuǎn)政策對于全要素生產(chǎn)率的影響。從圖2中可以發(fā)現(xiàn)，武岡市全要素生產(chǎn)率的合成值與真實值在政策實施前后都無明顯差距，政策實施前永興縣和臨湘市全要素生產(chǎn)率合成值與真實值擬合較好，政策實施后合成值與真實值差距較為明顯，但是合成值與真實值的差值，在安慰劑檢驗中并未突出。政策實施前，溆浦縣全要素生產(chǎn)率合成值與真實值擬合并不好，政策實施后合成值低于真實值，但是兩者差值在安慰劑檢驗中不顯著。平江縣全要素生產(chǎn)率合成值與真實值在政策實施前匹配程度非常高，在政策實施后，真實值略低于合成值，但是在安慰劑檢驗中，兩者的差值與其他安慰劑地區(qū)相比，并無顯著差別。5個地區(qū)的合成控制分析結(jié)果都不能說明土地流轉(zhuǎn)政策對于全要素生產(chǎn)率有顯著影響。

從上述分析中，可以發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)政策對于全要素生產(chǎn)率并沒有顯著影響，這一結(jié)果與少數(shù)研究者的結(jié)論相符合，土地流轉(zhuǎn)并不必然帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升[15-16]。綜上所述，土地流轉(zhuǎn)政策的實施沒有提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，也即無法通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率來影響農(nóng)民收入。

5.2 其他原因分析

由于缺少相應(yīng)的數(shù)據(jù)資料無法運用實證方法分析，因此借鑒前人的研究結(jié)果作為支撐來分析土地流轉(zhuǎn)政策無法影響農(nóng)民收入的原因。

（1）土地流轉(zhuǎn)政策對非農(nóng)收入影響微弱。眾多學(xué)者通過分析農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿發(fā)現(xiàn)農(nóng)民所從事的職業(yè)越偏離純農(nóng)業(yè)[28-29]，非農(nóng)收入所占比例越高，對土地依賴程度越低，土地流轉(zhuǎn)的意愿越強[30-31]。目前中國進行土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)民很大程度上可能是從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民，而從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民進行土地流轉(zhuǎn)的意愿并不強烈。所以，現(xiàn)階段的土地流轉(zhuǎn)對于非農(nóng)就業(yè)可能無法產(chǎn)生有效影響，也就不能通過增加非農(nóng)業(yè)務(wù)而提高農(nóng)民人均收入。

圖2 土地流轉(zhuǎn)政策對全要素生產(chǎn)率的影響Fig.2 The impact of farmland transfer policy on total factor productivity

（2）土地流轉(zhuǎn)規(guī)模限制租金收入。國內(nèi)土地流轉(zhuǎn)市場并不發(fā)達，市場上的供給者遠大于需求者，整體的流轉(zhuǎn)價格偏低，根據(jù)湖南省統(tǒng)計數(shù)據(jù)，各縣區(qū)已成交以及準(zhǔn)備出租的土地平均價格低于1 000元/畝/年，而湖南省農(nóng)民人均耕地面積小于0.3畝，且現(xiàn)階段湖南省土地流轉(zhuǎn)的比例較低，所以每年的土地租金收入對于農(nóng)民人均收入的影響很小。因此，土地流轉(zhuǎn)政策無法通過影響租金收入來對農(nóng)民人均收入產(chǎn)生影響。

（3）土地流轉(zhuǎn)導(dǎo)致的政府轉(zhuǎn)移支付規(guī)模較低。湖南省2009—2016年政府轉(zhuǎn)移支付的平均增長率為13.95%，而同期GDP平均增長率為14.02%，由此可見，土地流轉(zhuǎn)政策實施后并未帶來政府轉(zhuǎn)移支付的大規(guī)模增長。且HUANG等[20]指出只有少數(shù)農(nóng)戶能夠達到政府轉(zhuǎn)移支付的標(biāo)準(zhǔn)，可見，政府轉(zhuǎn)移支付給承租方帶來的收入增量并不可觀。因此，土地流轉(zhuǎn)政策無法通過影響政府轉(zhuǎn)移支付來促進農(nóng)民收入增加。

綜上，土地流轉(zhuǎn)政策并不能有效提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，也難以從優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的角度擴大農(nóng)民收入來源；更重要的是，由于土地經(jīng)營權(quán)交易市場發(fā)展時間較短，規(guī)模較低，因此也無法在租金收入上影響農(nóng)民人均收入；最后，受制于地方政府財政轉(zhuǎn)移支付規(guī)模，土地流轉(zhuǎn)帶來的政府補貼收入有限。所以，土地流轉(zhuǎn)政策在目前并不能有效提高農(nóng)民整體收入。

6 結(jié)論與啟示

本文研究結(jié)論表明土地流轉(zhuǎn)政策對于農(nóng)民人均收入沒有顯著影響。通過進一步對土地流轉(zhuǎn)政策影響的路徑討論，本文認(rèn)為當(dāng)前土地流轉(zhuǎn)政策難以產(chǎn)生對地區(qū)整體農(nóng)民收入的正向影響歸因于土地流轉(zhuǎn)無法對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、非農(nóng)業(yè)務(wù)等影響農(nóng)民收入的因素產(chǎn)生有效影響。由于目前中國土地流轉(zhuǎn)還處于初級階段，生產(chǎn)管理技術(shù)落后，無法有效發(fā)揮規(guī)模化作用，甚至?xí)虼私档蜕a(chǎn)效率。此外，現(xiàn)階段參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的主體是非農(nóng)就業(yè)或非農(nóng)收入占比較高的農(nóng)民，參與主體具有較強的偏向性，無法達到通過土地流轉(zhuǎn)促進勞動力轉(zhuǎn)移、增加非農(nóng)就業(yè)、實現(xiàn)農(nóng)民增收的目的。最后，弱政府支持與低發(fā)育的土地流轉(zhuǎn)市場也使農(nóng)民難以通過轉(zhuǎn)移支付與租金收入實現(xiàn)增收。

土地流轉(zhuǎn)政策無法提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率是所有問題的核心，只有解決這一問題，才能促使更多的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地，從根本上解決土地流轉(zhuǎn)無法促進非農(nóng)就業(yè)、提高租金收入的問題。而要提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，則需要政府對農(nóng)戶提供技術(shù)指導(dǎo)和資金支持，改善農(nóng)戶經(jīng)營方式、革新生產(chǎn)技術(shù)手段，進一步發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)，提高生產(chǎn)率水平。同時，要發(fā)展多種形式的土地流轉(zhuǎn)，擴大土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模，給從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民進行技術(shù)培訓(xùn)，把他們從低效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中解放出來，轉(zhuǎn)移到第二、三產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)造更多經(jīng)濟價值，增加農(nóng)民收入。針對土地流轉(zhuǎn)租金收入過低的問題，要大力培育土地流轉(zhuǎn)市場，消除信息溝通障礙，讓市場本身發(fā)揮作用，提高租金收入水平。而要提高轉(zhuǎn)移支付帶來的收入效應(yīng)，則需要政府推行土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款、提高轉(zhuǎn)移支付的比例，鼓勵農(nóng)民從傳統(tǒng)的生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)為現(xiàn)代化生產(chǎn)模式，增加農(nóng)業(yè)設(shè)備購買量。