朱明月，李海央，李新月，吳 笛，董淑婷

（1.西南大學 經(jīng)濟管理學院，重慶 400715；2.昆明理工大學 管理與經(jīng)濟學院，云南 昆明 650504；3.昆明醫(yī)科大學 研究生院，云南 昆明 650504；4.中國建設(shè)銀行 湖北省分行，湖北 武漢 430015）

農(nóng)業(yè)是自然界物質(zhì)和能量轉(zhuǎn)化的過程，土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料和農(nóng)民生存資料的主要附著物，其制度架構(gòu)是造成“三農(nóng)”問題的基本根源。土地政策的經(jīng)濟效應(yīng)、社會效應(yīng)均透過所蘊含的土地關(guān)系產(chǎn)生邏輯，土地關(guān)系中“產(chǎn)權(quán)制度”、“資產(chǎn)流轉(zhuǎn)”與“資源利用”之間不同組合會引發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率變化。因而，對農(nóng)村土地制度的探索與革新，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的根本出路，是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標的必然要求。2014年中央一號文件是首次提出“三權(quán)分置”概念的全國性規(guī)范文件，是引導土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的重要基礎(chǔ)，是我國農(nóng)村改革從“二權(quán)分離”到“三權(quán)分置”的巨大政策飛躍[1]。在黨的十九大報告中，習近平強調(diào)要“深化農(nóng)村土地制度改革，完善承包地‘三權(quán)分置’制度”。2018年12月29日，十三屆全國人大常委會表決通過《關(guān)于修改〈中華人民共和國農(nóng)村土地承包法〉的決定》，正式將“三權(quán)分置”的制度建設(shè)納入權(quán)責明確、依法規(guī)范的土地權(quán)利體系，在法律制度層面為農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)提供依據(jù)。

“三權(quán)分置”作為符合我國國情現(xiàn)實的重要舉措，是農(nóng)村基本經(jīng)營制度與時俱進的體現(xiàn)，是黨的十九大關(guān)于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重大決策部署，對于激活農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、土地產(chǎn)出率和資源利用率，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較效益，為我國農(nóng)業(yè)粗放式增長向集約式增長轉(zhuǎn)變提供了有益思 路[2]?！叭龣?quán)分置”下土地經(jīng)營權(quán)的有序流轉(zhuǎn)通過打破人地矛盾的束縛、改善零碎的土地狀況、豐富生產(chǎn)主體經(jīng)營模式，可以實現(xiàn)產(chǎn)權(quán)清晰、價值顯化、資源整合、制度完善等功能價值。推而及之，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)語境下，土地經(jīng)營權(quán)能否有序流轉(zhuǎn)對于“三農(nóng)”問題的解決具有重要意義。土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)存在轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出兩種行為方式，通過改變土地要素配置進而帶動其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置改變，必然對農(nóng)民的收入總量產(chǎn)生影響。然而，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型與發(fā)展的核心問題在于效率，土地生產(chǎn)要素配置變化帶動其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置與流動，是否能夠進一步對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收入效率產(chǎn)生影響？是本文所重點聚焦的問題，通過對該問題的探究，以期為我國“三權(quán)分置”的制度建設(shè)、土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的有序推進以及實現(xiàn)農(nóng)民增收提供有益思路。

一、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

研究所用數(shù)據(jù)皆來自2017年7—10月關(guān)于《農(nóng)業(yè)經(jīng)營新模式對規(guī)模經(jīng)濟的影響研究調(diào)查》系列調(diào)研，調(diào)查包含貴州、江蘇、云南、河南、四川、湖南、湖北和重慶8 ?。ㄖ陛犑校?2個市44 個村1 000 戶農(nóng)村家庭，回收問卷共944份，問卷有效率94.4%。調(diào)查涉及農(nóng)戶以及其所在村莊基本情況，其中村級調(diào)查問卷主要包括全村人口總數(shù)、總耕地面積、人均純收入、專業(yè)合作社數(shù)量和農(nóng)機數(shù)量等13 個問題；農(nóng)戶問卷主要涉及家庭勞動力、非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)機具持有、家庭收入、土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出等70 個問題，調(diào)查問卷的設(shè)計能夠正確反映調(diào)查目的與具體問題。基于研究的核心內(nèi)容，剔除重要變量缺失的樣本35 份，剔除未進行農(nóng)業(yè)經(jīng)營生產(chǎn)的樣本64份，剔除邏輯存在重大錯誤樣本140 份，篩選后最終可適用樣本量為705 份。

（二）方法選取

目前關(guān)于土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率影響的研究中，極少涉及農(nóng)戶家庭本身是否進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的自我選擇問題。由于“地緣性”因素的存在，不同農(nóng)戶家庭的空間環(huán)境、經(jīng)濟社會環(huán)境和政策環(huán)境皆存差異[3]，要準確估計土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率變化，關(guān)鍵在于任何農(nóng)戶家庭在同一時點只能是土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、或不流轉(zhuǎn)的情形擇其一，無法同時捕捉同一農(nóng)戶家庭兩種情形并存下收入效率的結(jié)果狀態(tài)，欲解決這一問題，需要引入反事實分析框架的研究邏輯[4]。

對于農(nóng)戶家庭i 來說，是否進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)看作一個二元隨機變量trai，不可能同一時點上存在土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)（tra1）和未流轉(zhuǎn)（tra0）兩種情形，對應(yīng)的土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)（tra1）下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率記為eff1i，未進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)（tra0）下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率為eff0i。要評價農(nóng)戶家庭i 接受土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)這一“處理”后，是否具有提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率的作用，通過構(gòu)造公式ηi=eff1i-eff0i即可比較。然而，eff1i和eff0i的哪一種結(jié)果狀態(tài)在現(xiàn)實中可被觀測取決于處理情形tra，所缺失的結(jié)果狀態(tài)需要應(yīng)用計量工具進行估計替代，思路如下：

土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的平均處理效應(yīng)（ATT）是指進行流轉(zhuǎn)帶動的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率變化，即E(eff1i-eff0i|trai-1)，其第一層含義為進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭在流轉(zhuǎn)后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率變化；第二層含義則代表有條件接受“處理”的農(nóng)戶家庭在未來進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)后能實現(xiàn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率提升。當eff1i、eff0i與trai獨立，可用傾向得分匹配方法（PSM）對ATT 進行估計，即通過估計農(nóng)戶家庭i 的傾向得分P(Xi)，將特征相似的進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)與未進行流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭配對。ATT 表達如下：

式中：N1是進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭數(shù)，具體可用N1a和N1b分別表示土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶家庭數(shù)；C0(Pi)表示處理組第i個農(nóng)戶家庭的對照組，wij是農(nóng)戶家庭i的對照組中每個個體的權(quán)重，且不同的匹配手段所產(chǎn)生的與C0(Pi)和wij也會有差異[5]，主要包括k近鄰匹配、卡尺匹配（也稱為半徑匹配）、核匹配和樣條匹配等作為估計手段[6-7]。

二、實證過程

（一）變量選取

區(qū)別以往研究中對收入總量的關(guān)注，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率的視角進行考察，參照已有研究范式[8–10]，進行表征變量的選?。?/p>

1）選取單位土地收入（effU）和農(nóng)業(yè)成員人均收入（effP）作為結(jié)果變量，表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率；

2）以是否進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)作為處理變量，包括轉(zhuǎn)入處理組（tra1a）、轉(zhuǎn)出處理組（tra1b）和未流轉(zhuǎn)對照組（tra0）三種情形；

3）選擇戶主特征、家庭特征和地理區(qū)位特征作為協(xié)變量，戶主特征包含受教育程度（edu，1=文盲；2=小學；3=初中；4=高中及中專；5=大學及以上）和健康狀況（health，1=較差；2=一般；3=良好），家庭特征包括60 歲以下勞動力人數(shù)（labor60，連續(xù)變量）、家庭成員是否參加過農(nóng)業(yè)培訓（train，1=參加過；0=未參加過）、是否擔任（過）村干部（cadre，1=是；0=否）、農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體類型（ope，1=普通農(nóng)戶；2=示范大戶；3=家庭農(nóng)場）和是否擁有農(nóng)機具（mac，1=是；2=否），區(qū)位特征包括土地地塊數(shù)（num，連續(xù)變量）、土地類型（type，1=坡地；2=洼地；3=平地）和土地質(zhì)量（qua，1=低；2=中；3=高）。

705 份調(diào)查樣本中，共有194 戶農(nóng)戶家庭轉(zhuǎn)入了土地經(jīng)營權(quán)，約占總樣本的27.5%。有134戶家庭進行了土地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)出，約占總樣本19%。其余377 戶為未進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭，約占總樣本的53.5%。描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果?

第一，轉(zhuǎn)入處理組中樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入、60 歲以下勞動力人數(shù)、是否參加過農(nóng)業(yè)培訓、是否擔任（過）村干部、農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體類型、是否擁有農(nóng)機具、土地地塊數(shù)、土地類型和土地質(zhì)量等幾項統(tǒng)計指標顯示出明顯的統(tǒng)計性差異，T 檢驗結(jié)果顯著拒絕了對照組和轉(zhuǎn)入處理組無系統(tǒng)性差異的假設(shè)。轉(zhuǎn)出處理組中樣本農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入、是否擔任（過）村干部、土地地塊數(shù)、土地類型和土地質(zhì)量等幾項統(tǒng)計指標顯示出了明顯的統(tǒng)計性差異，T 檢驗結(jié)果顯著拒絕了對照組和轉(zhuǎn)出處理組無系統(tǒng)性差異的假設(shè)；

第二，從結(jié)果變量的角度看，轉(zhuǎn)入處理組比未進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均收入顯著高出1.19 萬元，轉(zhuǎn)出處理組比未進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均收入顯著少約2 566 元，轉(zhuǎn)入處理組的單位土地收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的人均收入均高于轉(zhuǎn)出處理組；

第三，戶主特征中轉(zhuǎn)入處理組的受教育程度高于轉(zhuǎn)出處理組，而健康狀況顯示略低于轉(zhuǎn)出處理組。家庭特征中轉(zhuǎn)入處理組的各項指標均值皆高于轉(zhuǎn)出處理組。地理區(qū)位特征中轉(zhuǎn)入處理組各項指標的統(tǒng)計均值略低于轉(zhuǎn)出處理組。

（二）傾向得分估計

農(nóng)戶家庭在“自選擇”下進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)決策，統(tǒng)計指標的差異性可能并非土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的必然結(jié)果，而是由其他原因?qū)е?，因此需要建立PSM 模型分析土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率的影響作用。

構(gòu)建Logit 模型估計農(nóng)戶家庭進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的概率[11]，即為傾向得分。因涉及到土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出兩種形式，因此需要構(gòu)建轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出兩個Logit 模型，表達式如下：

式中：Pi表示農(nóng)戶家庭進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生概率；βi為影響因素的系數(shù)；μ是隨機擾動項。運用Stata 15.1 統(tǒng)計軟件進行傾向得分匹配分析，表2 展示了農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)行為決策方程的Logit 回歸結(jié)果。

表2 基于Logit 模型的農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)行為決策方程估計結(jié)果?

應(yīng)用Logit 模型對傾向得分進行估計，因變量為是否進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出），為0-1 型變量，以此判斷解釋變量對土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)決策的影響方向，在保持其他因素不變的情況下：

對于轉(zhuǎn)入處理組來說：戶主特征中，受教育程度對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地經(jīng)營權(quán)的選擇呈現(xiàn)負向影響。原因在于教育是農(nóng)戶兼業(yè)分化的驅(qū)動因素[12]， 兼業(yè)分化程度較高的農(nóng)戶家庭不傾向擴張土地經(jīng)營規(guī)模。從戶主特征的健康程度來看，農(nóng)村勞動力自身健康狀況越好，其參與非農(nóng)就業(yè)概率越高，便不會通過土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入而擴張土地經(jīng)營規(guī)模。家庭特征中，60 歲以下勞動力人數(shù)更多、參加過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能培訓、生產(chǎn)經(jīng)營主體已初具規(guī)模、以及家庭具有農(nóng)用機具，對農(nóng)戶家庭選擇土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的概率產(chǎn)生顯著的正向影響。表明要素稟賦對擴張土地規(guī)模的意愿存在積極影響，同時接受技能培訓的農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)信息的掌握與利用存在一定優(yōu)勢。地理區(qū)位特征中，自身土地類型平坦的農(nóng)戶家庭進行土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入行為的概率顯著降低，換言之，自有土地類型為坡地、洼地類型的農(nóng)戶，會傾向通過轉(zhuǎn)入土地優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)土地要素的配置。

對于轉(zhuǎn)出處理組來說：戶主受教育程度、家庭擁有農(nóng)機具對土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出概率呈現(xiàn)負向影響，其中擁有農(nóng)機具與否的影響并不顯著。原因可能在于，盡管非農(nóng)就業(yè)會提升農(nóng)戶兼業(yè)分化傾向，但因傳統(tǒng)意識中對土地保障功能的依賴，以及租金較低與流轉(zhuǎn)市場不完備等因素，使得農(nóng)戶傾向保留自有土地。健康狀況程度更高、接受過農(nóng)業(yè)技能培訓、擔任（過）村干部、土地塊數(shù)更多、土地類型更為平坦以及土地質(zhì)量更高的農(nóng)戶家庭進行土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的概率更高。結(jié)合前文，可能的原因在于健康狀況良好的農(nóng)戶因從事非農(nóng)就業(yè)的傾向更高，不僅不會轉(zhuǎn)入土地，還可能會轉(zhuǎn)出土地縮減經(jīng)營規(guī)模。而掌握農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能的農(nóng)戶、村干部則具有更積極的通過流轉(zhuǎn)土地進行生產(chǎn)要素配置的動力。此外，還反映了土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場對類型平坦、質(zhì)量高的土地需求更加旺盛。

（三）匹配質(zhì)量檢驗

計算傾向得分后，采用較為常用的卡尺內(nèi)1對4 匹配方式作為基準方法，計算轉(zhuǎn)入處理組、轉(zhuǎn)出處理組與對照組（未進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)）的平均處理效應(yīng)（ATT），并輔以其他匹配手段進行穩(wěn)健性檢驗。首先，對匹配質(zhì)量進行檢驗。

1.共同支撐域檢驗

為確保匹配質(zhì)量，在估計農(nóng)戶進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出）的傾向得分之后，需要討論匹配的共同支撐域條件。若處理組和對照組的協(xié)變量重疊區(qū)域（共同支撐域）過窄，則處于共同支撐域之外的農(nóng)戶家庭將難以實現(xiàn)有效匹配，會導致有效樣本的過多損失[13]?？赏ㄟ^比較農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出）樣本與未進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的樣本之間的傾向得分，及對應(yīng)的戶數(shù)比例所構(gòu)造的經(jīng)驗密度函數(shù)（圖1），實現(xiàn)兩組數(shù)據(jù)之間的共同支撐域條件檢驗。比較而言，通過卡尺內(nèi)1 對4 匹配之后，處理組和對照組的經(jīng)驗密度函數(shù)曲線分布更加趨近，共同支撐域增大，表明兩組農(nóng)戶家庭在匹配之后各方面的特征相似程度更高，樣本的選擇性偏差在一定程度上得到消除。

圖1 匹配前后傾向得分值的密度函數(shù)

圖2 匹配前后各變量的標準化偏差

圖3 匹配前后傾向得分的共同取值范圍

結(jié)合各變量標準化偏差（圖2）和傾向得分共同取值范圍（圖3）可見，大多數(shù)變量的標準化偏差在匹配后縮減，而大多數(shù)觀測值均落在共同取值范圍內(nèi)，表明匹配過程中有益樣本的損失較少。

2.平衡性檢驗

對傾向分數(shù)進行估計的一個重要目的是平衡處理組和對照組農(nóng)戶家庭之間的解釋變量分布，要求在傾向分數(shù)匹配后，土地流轉(zhuǎn)與未流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭在各維度上沒有顯著性差異。表3 列舉了各匹配變量的平衡性檢驗結(jié)果，可以看出，經(jīng)過卡尺內(nèi)1 對4 匹配之后，戶主特征、家庭特征和地理區(qū)位特征下各協(xié)變量的標準偏差均低于20%，可認為匹配效果優(yōu)良[14]。同時，從T 值的顯著性來看，匹配后處理組和對照組的差異大多不再顯著?？偨Y(jié)而言，經(jīng)過卡尺內(nèi)1 對4 方法的傾向得分匹配后，轉(zhuǎn)入處理組、轉(zhuǎn)出處理組和對照組在各維度上不再存在明顯差異，表明匹配效果良好，采用PSM 模型分析較為適益。

根據(jù)匹配模型的總體檢驗結(jié)果（表4），從轉(zhuǎn)入處理組來說：匹配之前調(diào)整R2為0.452，似然比檢驗為323.82 且在1%水平上顯著，拒絕匹配變量均為0 的原假設(shè)。表明農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入樣本集合與未進行流轉(zhuǎn)樣本集合之間的變量特征存在顯著差異。經(jīng)過匹配調(diào)整R2大幅度降低至0.015，擬合效果較差，似然比檢驗并不顯著，匹配后的均值標準偏差和中位數(shù)標準偏差均小于20%，B 值從匹配前的180.4 降低至29.1。以上結(jié)果表明，傾向得分匹配后的轉(zhuǎn)入處理組與對照組之間的差異不再明顯，通過傾向得分匹配，找到了與土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)入行為群體特征相似的樣本集合，模型整體匹配效果較好。

相應(yīng)的，從轉(zhuǎn)出處理來看：在匹配之前調(diào)整R2為0.250，似然比檢驗在1%水平上顯著，表明匹配前的轉(zhuǎn)出處理組與對照組之間存在明顯差異，即土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出行為的樣本集合與未進行流轉(zhuǎn)樣本集合之間的變量特征存在顯著差異。匹配后的轉(zhuǎn)出處理組調(diào)整R2為0.018，似然比檢驗為通過顯著性檢驗，均值標準偏差和中位數(shù)標準偏差降低至20% 以內(nèi)，B 值從126.2 降低至31.2，皆表明傾向得分匹配后的轉(zhuǎn)出處理組與對照組之間的差異并不明顯，通過卡尺內(nèi)1 對4 匹配方法的應(yīng)用，成功匹配與土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出行為特征相似的群體樣本，模型整體匹配效果較好。

（四）平均處理效應(yīng)

通過前述研究中卡尺內(nèi)1 對4 的匹配方法的應(yīng)用與檢驗，進行傾向得分匹配分析的模型效果良好。進一步地，可采用k 近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配等不同方法，對處理組與對照組的平均處理效應(yīng)（ATT）進行估測。表5 列舉了各匹配方式下所估測的平均處理效應(yīng)（ATT）結(jié)果。

對于轉(zhuǎn)入處理組而言：匹配前，轉(zhuǎn)入處理組與對照組的單位土地收入對數(shù)值分別為7.711 和7.622，前者比后者高1%，在統(tǒng)計意義上并不顯著。經(jīng)過卡尺內(nèi)1 對4 匹配，平均處理效應(yīng)（ATT）為0.212，處理組與對照組的單位土地收入對數(shù)值為7.677 和7.465，前者高于后者3%，且在10%水平上顯著。通過k 近鄰匹配（分別為1 對1、1 對4 匹配）、卡尺匹配（半徑為0.01、0.1和0.5）以及核匹配對結(jié)果的穩(wěn)健性驗證，發(fā)現(xiàn)處理組單位土地收入的對數(shù)值普遍高于對照組，卡尺匹配（半徑為0.01）方式在10%水平上顯著，整體可見，土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入可以對農(nóng)戶家庭的單位土地收入呈現(xiàn)促進作用。匹配前，轉(zhuǎn)入處理組與對照組的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入對數(shù)值分別為8.761 和7.730，前者高于后者13%，在1%水平上顯著。經(jīng)過卡尺內(nèi)1 對4 匹配，平均處理效應(yīng)為1.030，處理組與對照組農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入對數(shù)值為8.553 和7.665，前者高于后者12%，在1%水平上顯著。此外，經(jīng)過k 近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配方式進行穩(wěn)健性檢驗，轉(zhuǎn)入處理組農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入在1%水平上顯著高于對照組，表明土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶家庭內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入具有顯著促進作用。

表3 匹配變量平衡性檢驗結(jié)果?

表4 傾向得分匹配模型的總體檢驗?

表5 平均處理效應(yīng)（ATT）測算結(jié)果比較?

對于轉(zhuǎn)出處理組而言：匹配前，轉(zhuǎn)出處理組與對照組的單位土地收入對數(shù)值分別為6.904和7.622，后者高于前者10%，在1%水平上顯著。經(jīng)過卡尺內(nèi)1 對4 匹配，平均處理效應(yīng)為-0.779，處理組與對照組的單位土地收入對數(shù)值為6.811 和7.590，后者高于前者11%，且在1%水平上顯著。通過k 近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配方式進行穩(wěn)健性檢驗，可見處理組單位土地收入對數(shù)值在1%水平上顯著低于對照組，表明土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶家庭單位土地收入呈現(xiàn)負向影響。匹配前，轉(zhuǎn)出處理組與對照組的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入對數(shù)值分別為6.781 和7.730，后者高于前者14%，在1%水平上顯著。經(jīng)過卡尺內(nèi)1 對4 匹配，平均處理效應(yīng)為-0.862，處理組與對照組農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入對數(shù)值為6.812 和7.674，后者高于前者13%，在1%水平上顯著。同理，經(jīng)過k 近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配對結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，轉(zhuǎn)出處理組的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人均收入在1%水平上顯著低于對照組，表明土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶人均收入呈現(xiàn)抑制作用。

三、研究結(jié)論

運用8 省44 個村705 戶農(nóng)村家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入效率的關(guān)系展開實證研究。通過傾向得分匹配方法解決農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)決策的樣本自選擇問題，在控制處理組和對照組農(nóng)戶家庭的戶主特征、家庭特征和地理區(qū)位特征后，估計僅以農(nóng)戶家庭是否進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)為條件而存在的收入效率變化，可以得到更為精確的結(jié)果。研究顯示：

首先，應(yīng)用Logit 模型估計傾向得分：第一，轉(zhuǎn)入處理組中，戶主特征中受教育程度和健康程度、區(qū)位特征中自有土地類型平坦程度對農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的負向影響顯著。家庭特征中60 歲以下勞動力人數(shù)更多、參加過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能培訓、生產(chǎn)經(jīng)營主體已初具規(guī)模、以及家庭具有農(nóng)用機具，對農(nóng)戶家庭選擇土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的概率產(chǎn)生顯著的正向影響；第二，轉(zhuǎn)出處理組中，戶主受教育程度對農(nóng)戶家庭選擇土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的概率呈現(xiàn)顯著負向影響。戶主健康狀況程度更高、家庭成員接受過農(nóng)業(yè)技能培訓、擔任（過）村干部、土地塊數(shù)更多、土地類型更為平坦以及土地質(zhì)量更高的農(nóng)戶家庭進行土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的概率更高。

其次，通過共同支撐域檢驗、平衡性檢驗和總體檢驗對匹配質(zhì)量進行評價，傾向得分匹配后處理組與對照組之間的差異并不明顯，通過傾向得分匹配找到了與土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)行為群體特征的相似樣本，模型整體匹配效果較好。

最后，采用多種匹配手段對處理組與對照組的平均處理效應(yīng)進行估測，結(jié)果表明土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入行為對農(nóng)戶家庭單位土地收入、農(nóng)戶成員人均收入具有顯著正向促進作用，土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出行為對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收入效率呈顯著抑制作用。

我們認為，藉由土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營形成的影響維度必然是多方面、多層次的。總結(jié)來看，在“政府→農(nóng)戶→經(jīng)營主體→生產(chǎn)經(jīng)營”的空間主體傳遞中，存在著“引導流轉(zhuǎn)→流轉(zhuǎn)決策→要素變更→效率變化”的時間變量變化，雖然基于時空維度的傳導路徑視角與側(cè)重不同，但空間傳導路徑與時間傳導路徑存在相互協(xié)調(diào)、交織且難以分割。已有研究已經(jīng)證實，哪怕是以小規(guī)模農(nóng)戶為基本生產(chǎn)單元的經(jīng)營模式，藉由不斷完備的農(nóng)村要素市場與土地交易市場，也具備適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營的轉(zhuǎn)換能力，仍可借助于土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入實現(xiàn)土地集中連片，匹配其他生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的改變和效率的提高[15]。土地集中連片指土地要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的利用過程中，呈現(xiàn)地塊數(shù)目相對更少、面積相對更廣、土地類型更為趨近、地塊相近程度更高等經(jīng)營土地的形式。學術(shù)界主要關(guān)注產(chǎn)權(quán)界定和作物布局兩種形式的土地集中連片[16]。在農(nóng)業(yè)技術(shù)條件既定的情況下，要應(yīng)用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件（如現(xiàn)代機械），需要土地的勞作空間予以支持。盡管土地空間擴張所能帶動的規(guī)模經(jīng)濟效益遞減，但不可否認的是，過于細碎的農(nóng)地會限制現(xiàn)代機械的進入與運用，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。有鑒于土地空間擴張所形成的規(guī)模經(jīng)濟是農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的基礎(chǔ)[17]，農(nóng)戶傾向于通過土地轉(zhuǎn)入降低生產(chǎn)成本，以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營。因此，以生產(chǎn)就業(yè)功能為屬性的土地如果能夠支持連片經(jīng)營，在一定程度上可以促進農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的實現(xiàn)。而且從實踐來看，擁有生產(chǎn)就業(yè)屬性地塊較多的農(nóng)戶，在其意愿決策中更樂于轉(zhuǎn)入更多農(nóng)地用以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而形成一定規(guī)模的農(nóng)業(yè)經(jīng)營，索取規(guī)模經(jīng)濟報酬。因此，土地經(jīng)營權(quán)產(chǎn)生流轉(zhuǎn)后，以土地集中連片為觸發(fā)媒介，聯(lián)動農(nóng)戶兼業(yè)分化與生產(chǎn)成本改變的媒介因素形成互動框架，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收入效率產(chǎn)生積極影響。

四、政策建議

研究表明，在“三權(quán)分置”下，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)是一種有效的農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收方式。究其原因，在于土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)通過土地規(guī)模的改變，帶動其他生產(chǎn)要素配置，形成生產(chǎn)格局與生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)換，最終影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收入效率。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展之路道阻且長，農(nóng)業(yè)體制和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率之間必然存在聯(lián)系，土地制度的改革動力源于對實踐的總結(jié)和遵循農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)律下的創(chuàng)新。當前，我國土地制度與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間存在不匹配與制約因素。在不違背市場客觀規(guī)律的前提下，有必要繼續(xù)對農(nóng)村土地制度進行深化改革，為農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提供有力的制度保障，為農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場的構(gòu)建創(chuàng)造外部環(huán)境，為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展提供優(yōu)化路徑與激勵，為土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率尤其是農(nóng)戶收入效率的傳導機制提供反饋。結(jié)合研究結(jié)論，提出 建議。

第一，對于政府與市場機制來說，政府行為主要從內(nèi)部動力與外部動力方面體現(xiàn)。內(nèi)部動力在于政府本身可以直接介入每個環(huán)節(jié)，為土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)提供規(guī)范作用；外部動力則在于政府通過引導性政策促動目標實現(xiàn)。在此階段，中央政府需要制定科學的耕地保護制度與規(guī)劃方案，提供系列的政策與法律支持；地方政府需明確政府職能，認識到農(nóng)戶與政府間的博弈關(guān)系和利益訴求，在土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的推進過程中重心發(fā)揮引導、服務(wù)和監(jiān)督作用。政策層面還需規(guī)范土地權(quán)屬的法律性質(zhì)、完善權(quán)利結(jié)構(gòu)，農(nóng)村土地承包權(quán)承擔著農(nóng)民的社會保障功能，應(yīng)在“三權(quán)分置”的基礎(chǔ)上，賦予農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)收益權(quán)、轉(zhuǎn)讓權(quán)、退出權(quán)等，并充分尊重農(nóng)民的自主選擇權(quán)。此外，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)缺乏專業(yè)、權(quán)威的中介組織，導致流轉(zhuǎn)效率低下，應(yīng)在充分尊重農(nóng)民自由流轉(zhuǎn)意愿的基礎(chǔ)上，結(jié)合當?shù)鼗厩闆r和農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，由政府主導培育土地流轉(zhuǎn)市場，靠有形的改革之手矯正市場失靈，建立公開、透明的市場準入制度。

第二，對于權(quán)能歸屬與結(jié)構(gòu)來說，結(jié)合實踐，即使農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)得到充分界定，但在土地細碎分散的條件下，也會因交易成本等因素制約土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場有序運轉(zhuǎn)。因此，進入土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場的土地能否整合成農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體需要的集中連片土地，是土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率乃至收入效率的關(guān)鍵，而中國土地集體所有制度在此具有天然優(yōu)勢。在對于“土地承包關(guān)系穩(wěn)定并長久不變”的解釋上更應(yīng)側(cè)重人與人的角度，在繼續(xù)實施“增人不增地、減人不減地”原則的基礎(chǔ)上，以法律保障為前提允許農(nóng)戶協(xié)商自主調(diào)節(jié)承包戶與具體地塊的關(guān)系。此外，由于“惜地”、租金、城鄉(xiāng)一體化發(fā)展水平甚至是農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)等多樣性原因，導致農(nóng)戶在土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)中對于合同的期限有所顧忌，在簽訂周期上傾向短周期合同，加之合同違約等情形存在，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體的土地經(jīng)營權(quán)穩(wěn)定性受到制約。為激勵擁有土地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶積極進入土地流轉(zhuǎn)市場，應(yīng)建立土地流轉(zhuǎn)收益動態(tài)調(diào)整機制，通過農(nóng)戶分享農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體進行農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營增值收益的激勵，達到提升農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體之間契約穩(wěn)定性的目標。

第三，對于農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體來說，要培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，發(fā)揮示范帶動作用，加大農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)，強化農(nóng)業(yè)生態(tài)化發(fā)展[18]。農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和涉農(nóng)人力資本是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型的重要推力，當前階段下農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展道路與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)不同，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營組織形式是否合理，農(nóng)業(yè)發(fā)展是否符合現(xiàn)代化要求等問題，在很大程度上均取決于生產(chǎn)經(jīng)營主體的經(jīng)營理念和認知水平。因此，為適應(yīng)我國農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)變化和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展形勢的客觀要求，在保持家庭承包經(jīng)營制度不變的基礎(chǔ)上，需重心發(fā)展多元化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營模式。從個體形態(tài)來看，將農(nóng)民培育為職業(yè)型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營者，實現(xiàn)從兼業(yè)向?qū)I(yè)的逐步蛻變，發(fā)展其成為建設(shè)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的中堅力量；從組織形態(tài)上來看，推進農(nóng)業(yè)生態(tài)化建設(shè)、促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，要重視發(fā)揮農(nóng)村新型經(jīng)營模式的帶動作用，在穩(wěn)定承包權(quán)的基礎(chǔ)上，遵循“三權(quán)分置”的思路，應(yīng)重點發(fā)展家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)、土地股份合作社等新型經(jīng)營主體，朝著復(fù)合型、主體化方向發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營是未來的必然趨勢。