齊萬里，楊俊孝，張亞洲

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，烏魯木齊市，830052)

0 引言

改革開放以來，尤其是黨的十八大實(shí)施精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略以來，我國的減貧事業(yè)取得了舉世矚目的成就。截止2018年底，中國農(nóng)村貧困發(fā)生率降至1.7%，到2020年我國將實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困人口的全部脫貧，解決區(qū)域性整體貧困。世界銀行2018年發(fā)布的《中國系統(tǒng)性國別診斷》報(bào)告稱“中國在快速經(jīng)濟(jì)增長和減少貧困方面取得了史無前例的成就”。

圍繞經(jīng)濟(jì)增長與減貧，部分學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長的涓滴效應(yīng)是減貧最主要的推動力，理由是經(jīng)濟(jì)增長可以為貧困人口提供更多的就業(yè)機(jī)會，從而提高其收入水平，消除貧困[1-2]。但也有學(xué)者持反對意見，認(rèn)為盡管經(jīng)濟(jì)增長有助于緩解貧困，但由于經(jīng)濟(jì)、社會、文化和制度等一系列因素，經(jīng)濟(jì)增長的涓滴效應(yīng)難以惠及全部貧困人口[3-4]，并且沈揚(yáng)揚(yáng)[5]指出經(jīng)濟(jì)增長更多的是惠及貧困人口中較富裕的階層，而較窮的貧困人口很難從中獲益。在我國目前城鄉(xiāng)之間、農(nóng)村內(nèi)部之間收入差距依然較大的背景下，后一種觀點(diǎn)得到更多的支持，即經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)減貧，而收入差距的擴(kuò)大惡化了減貧效應(yīng)。

1 文獻(xiàn)綜述

土地流轉(zhuǎn)作為推進(jìn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的重要抓手，近年來在貧困地區(qū)的扶貧開發(fā)工作中也發(fā)揮著重要作用。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)眾多學(xué)者從不同的角度展開了大量的討論，在收入增長方面，匡遠(yuǎn)配[6]基于湖南省44個貧困縣的數(shù)據(jù)，在理論層面分析了土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶收入的作用機(jī)理，并實(shí)證檢驗(yàn)了土地流轉(zhuǎn)可以顯著降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率。曹瑞芬[7]利用湖北省27個村的調(diào)研數(shù)據(jù)得出，土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入戶收入水平的提高作用是顯著的，但對轉(zhuǎn)出戶的收入水平未產(chǎn)生顯著影響。錢忠好[8]基于全國四個省份的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)得出土地流轉(zhuǎn)有利于轉(zhuǎn)入戶經(jīng)營性收入的增加；對于轉(zhuǎn)出戶而言，土地流轉(zhuǎn)對其經(jīng)營性收入、工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入均產(chǎn)生顯著正向影響。此外，揚(yáng)子、陳肖湄等[9-10]均從不同角度論證了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的增收效應(yīng)。總體來說在土地流轉(zhuǎn)可以促進(jìn)農(nóng)戶增收這一觀點(diǎn)上學(xué)者們基本達(dá)成共識。但在收入分配方面目前仍存在較大爭議，金松青[11]認(rèn)為土地租賃市場促進(jìn)土地從土地較多的農(nóng)戶向土地匱乏的貧困農(nóng)戶轉(zhuǎn)移，改善了農(nóng)戶間土地配置效率，降低收入的不平等。蔡潔[12]基于六盤山連片特困區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)可以顯著提高農(nóng)戶收入水平和縮小收入差距。但周春芳等[13]認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)可能會導(dǎo)致土地經(jīng)營規(guī)模兩極分化，即無地農(nóng)戶與種糧大戶并存，損害小農(nóng)利益，加大貧富差距，田傳浩[14]認(rèn)為貧困戶受制于自身的生計(jì)資本稟賦，難以進(jìn)入土地流轉(zhuǎn)市場，即使進(jìn)入也難以獲得較多的收益，并且后續(xù)眾多學(xué)者通過實(shí)證研究闡述了土地流轉(zhuǎn)增收效應(yīng)的“非對稱性”，如李成明、肖龍鐸和史常亮等[15-17]認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)對高收入水平農(nóng)戶的增收效應(yīng)要遠(yuǎn)高于低收入水平農(nóng)戶，會加大農(nóng)村收入差距。

綜上，從農(nóng)戶收入增長和收入分配的角度，學(xué)者們已經(jīng)進(jìn)行了大量的討論，但筆者認(rèn)為還存在以下不足：首先學(xué)者們在分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響時(shí)，大多采用的是回歸方程的計(jì)量方法，忽視了樣本的“自選擇”問題，從而未規(guī)避由此產(chǎn)生的內(nèi)生性。因?yàn)檗r(nóng)戶總會根據(jù)自身的比較優(yōu)勢選擇不同的生計(jì)策略來達(dá)到預(yù)期的生計(jì)結(jié)果，具有農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢的農(nóng)戶往往更傾向于轉(zhuǎn)入土地，而具有非農(nóng)就業(yè)比較優(yōu)勢的農(nóng)戶往往更傾向于轉(zhuǎn)出土地。其次在分析土地流轉(zhuǎn)收入分配效應(yīng)時(shí)，較少有學(xué)者考慮到不同流轉(zhuǎn)類型之間的差異性。因?yàn)椴煌鬓D(zhuǎn)類型的農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)后會有不同的收入增長路徑，因此對農(nóng)戶的收入分配效應(yīng)也會存在差異。

作為對已有文獻(xiàn)的補(bǔ)充，本文首先建立回歸模型探究土地流轉(zhuǎn)及不同流轉(zhuǎn)類型對農(nóng)戶收入水平的影響，而后采用傾向得分匹配法(PSM)消除內(nèi)生性問題，對土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)進(jìn)行再次檢驗(yàn)，最后基于土地流轉(zhuǎn)的邊際收入效應(yīng)，測算流轉(zhuǎn)農(nóng)戶在未發(fā)生土地流轉(zhuǎn)狀態(tài)下的模擬收入狀況，通過對比流轉(zhuǎn)前后樣本農(nóng)戶收入基尼系數(shù)來分析土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)，以期為貧困地區(qū)的扶貧開發(fā)工作提供決策參考。

2 理論分析與研究假設(shè)

土地流轉(zhuǎn)具有收入效應(yīng)，流轉(zhuǎn)類型的不同，決定了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的作用路徑也存在差異。對于轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶來說，農(nóng)戶通過轉(zhuǎn)入土地，擴(kuò)大土地經(jīng)營面積能夠直接提高糧食產(chǎn)出，同時(shí)農(nóng)戶在轉(zhuǎn)入土地的過程中，促進(jìn)了土地的集中化，為規(guī)模化經(jīng)營提供了可能，有助于形成土地經(jīng)營的規(guī)模效應(yīng)，能夠提高各生產(chǎn)要素的使用效率，同時(shí)規(guī)?；?jīng)營更加便于機(jī)械化作業(yè)并且為先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)提供了良好的載體，能夠顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而增加農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營收入[18]。對于轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶來說，一方面能夠獲得相對穩(wěn)定的租金收入，另一方面能夠解放出勞動力從回報(bào)率較低的農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)向邊際報(bào)酬更高的非農(nóng)部門就業(yè)，獲得相對較高的工資性收入，同時(shí)勞動力在轉(zhuǎn)移就業(yè)過程中，提高了自身的專業(yè)化水平，緩解了自身能力貧困的狀況，為未來農(nóng)戶創(chuàng)收奠定了一個良好的基礎(chǔ)[19]。

基于此提出假設(shè)1：對于不同流轉(zhuǎn)類型的農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)對其收入水平的提高均具有顯著的促進(jìn)作用。

土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)主要體現(xiàn)在土地流轉(zhuǎn)對不同收入分位點(diǎn)上農(nóng)戶收入效應(yīng)的差異。對于轉(zhuǎn)入戶來說，土地規(guī)模效應(yīng)存在一定的“門檻”，高收入農(nóng)戶擁有較高的財(cái)富水平和人力資本水平，因此有能力租入更大面積的土地，從而跨過土地經(jīng)營規(guī)模的“門檻”獲得土地規(guī)模經(jīng)濟(jì)，而低收入農(nóng)戶受制于自身的財(cái)富水平，沒有能力轉(zhuǎn)入足夠的土地實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營[20]。同時(shí)高收入農(nóng)戶因其種植技術(shù)、經(jīng)營能力等方面的優(yōu)勢，能夠通過調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)種經(jīng)濟(jì)效益更高的經(jīng)濟(jì)作物來獲得更多的經(jīng)營收益，而低收入農(nóng)戶能夠獲得的經(jīng)營收益就相對較少。同理對于轉(zhuǎn)出戶來說，收入來源主要是非農(nóng)部門就業(yè)的工資性收入，高收入農(nóng)戶因其具有資金、技術(shù)以及市場信息等方面的優(yōu)勢，所以非農(nóng)就業(yè)機(jī)會就相對較多，工資性收入也相對較高，而低收入農(nóng)戶由于缺乏上述優(yōu)勢，所能獲得的非農(nóng)收入相對較少[21]。

基于此提出假設(shè)2：對于不同流轉(zhuǎn)類型的農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)對高收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)要高于低收入農(nóng)戶，因此會加大農(nóng)戶收入差距。

3 數(shù)據(jù)來源與研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2019年7月課題組進(jìn)行的南疆四地州貧困監(jiān)測評價(jià)調(diào)研項(xiàng)目。課題組分別赴喀什地區(qū)、和田地區(qū)、克州、阿克蘇地區(qū)共11縣開展入戶調(diào)查，為保證樣本的代表性，本次調(diào)研采取分層抽樣的方法，調(diào)查內(nèi)容包括家庭人口基本信息、家庭收入結(jié)構(gòu)、耕地面積和土地流轉(zhuǎn)情況、生產(chǎn)經(jīng)營及就業(yè)情況、借貸行為、扶貧政策落實(shí)及群眾滿意度等情況。經(jīng)過對數(shù)據(jù)的核對和整理，排除信息異常、缺失以及既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，共獲得有效問卷1 928份，其中轉(zhuǎn)入戶170戶、轉(zhuǎn)出戶133戶、未流轉(zhuǎn)戶1 625戶。

3.2 研究方法

3.2.1 基準(zhǔn)回歸模型

本文以家庭人均純收入對數(shù)Yi反映農(nóng)戶的收入水平，探究土地流轉(zhuǎn)及不同流轉(zhuǎn)類型對農(nóng)戶收入水平的影響，構(gòu)建回歸模型如式(1)所示。

Yi=β0+β1Xi+∑γiZi+μi

(1)

式中：Yi——農(nóng)戶i的家庭人均純收入對數(shù)；

Xi——核心解釋變量，包括是否參與土地流轉(zhuǎn)、土地是否轉(zhuǎn)出和土地是否轉(zhuǎn)入；

Zi——一系列控制變量，包括個體和家庭的基本特征；

β0——常數(shù)項(xiàng)；

β1、γi——相應(yīng)估計(jì)系數(shù)；

μi——隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.2.2 傾向得分匹配法

為了消除因樣本的“自選擇”所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，對回歸模型的結(jié)果進(jìn)行再次檢驗(yàn)，盡可能提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。

PSM的研究思路為：首先基于一組可觀測變量，計(jì)算農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的條件概率擬合值即PS值；其次按農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)，將樣本農(nóng)戶劃分為實(shí)驗(yàn)組和控制組，并選擇合適的匹配方法，將PS值相近的兩組農(nóng)戶進(jìn)行匹配；最后利用控制組模擬實(shí)驗(yàn)組的反事實(shí)狀態(tài)，兩者差值即為土地流轉(zhuǎn)的凈處理效應(yīng)(ATT)。根據(jù)得到ATT值，通過該式(exp(ATT)-1)即可測算農(nóng)戶收入的增長率。計(jì)算過程如式(2)所示。

ATT=E[Y1-Y0|D=1]

=E{E[Y1-Y0|D=1,P(X)]}

=E{E[Y1|D=1,P(X)]-E[Y0|D=0,P(X)]|D=1}

(2)

式中：Y1——實(shí)驗(yàn)組的家庭人均純收入對數(shù)；

Y0——控制組的家庭人均純收入對數(shù)；

P(X)——傾向得分值；

D——二分變量，D=1表示參與土地流轉(zhuǎn)，D=0表示未參與土地流轉(zhuǎn)。

3.2.3 邊際收入效應(yīng)測算

為了準(zhǔn)確的估計(jì)出農(nóng)戶在未流轉(zhuǎn)狀態(tài)下的收入水平，需要測算土地流轉(zhuǎn)的邊際收入效應(yīng)。以家庭人均純收入(元)作為被解釋變量，構(gòu)建收入方程如式(3)所示。

Ti=β0+β1Xi+∑γiZi+μi

(3)

式中：Ti——農(nóng)戶i的家庭人均純收入，元。

3.2.4 基尼系數(shù)測算

本文以基尼系數(shù)表示農(nóng)戶的收入差距，通過對比流轉(zhuǎn)前后農(nóng)戶收入基尼系數(shù)的大小，來探究土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)，基尼系數(shù)計(jì)算公式如式(4)所示。

(4)

式中：Pi——人口頻數(shù)；

Wi——收入份額；

Qi——累計(jì)收入份額。

3.3 變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

本文以農(nóng)戶家庭人均純收入對數(shù)作為被解釋變量；把農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)、土地是否轉(zhuǎn)出和土地是否轉(zhuǎn)入作為核心解釋變量；控制變量主要從以下四個方面進(jìn)行選?。簜€人特征變量(戶主年齡、戶主性別和戶主受教育程度)，家庭特征變量(家庭規(guī)模和勞動力中參加培訓(xùn)的比例)，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)變量(家庭撫養(yǎng)比和病人數(shù)量)，物質(zhì)資本變量(人均耕地面積)。其中個人和家庭特征變量反映的是人力資本狀況，一般來說人力資本較高的家庭創(chuàng)收能力比較強(qiáng)，而經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較大的家庭更容易陷入貧困，物質(zhì)資本則可以反映出家庭的經(jīng)濟(jì)能力和再生產(chǎn)能力。變量描述如表1所示。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)Tab. 1 Variable description statistics

4 結(jié)果與分析

4.1 基礎(chǔ)描述統(tǒng)計(jì)

從全樣本來看(表2)，農(nóng)戶家庭人均純收入均值為8.827，其中流轉(zhuǎn)戶的家庭人均純收入為8.992，未流轉(zhuǎn)戶的家庭人均純收入為8.796，可以看出參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的收入水平高于未流轉(zhuǎn)戶；從流轉(zhuǎn)類型來看，轉(zhuǎn)出戶的家庭人均純收入為9.107，轉(zhuǎn)入戶的家庭人均純收入為8.902，可以看出轉(zhuǎn)出戶的收入水平高于轉(zhuǎn)入戶。但直接對比不同類型農(nóng)戶的收入水平，并不能準(zhǔn)確反映土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)，因此本文將進(jìn)一步通過計(jì)量模型，建立起具體的數(shù)量關(guān)系。

表2 基礎(chǔ)描述統(tǒng)計(jì)Tab. 2 Basic descriptive statistics

4.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

通過構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型，探究土地流轉(zhuǎn)及不同流轉(zhuǎn)類型對農(nóng)戶收入水平的影響，結(jié)果如表3所示?？梢钥闯觯恋亓鬓D(zhuǎn)變量與農(nóng)戶收入的相關(guān)系數(shù)為0.147，在1%水平下顯著，說明參與土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶的收入水平。從不同流轉(zhuǎn)類型來看，土地轉(zhuǎn)出變量與農(nóng)戶收入的相關(guān)系數(shù)為0.213，在1%水平下顯著，說明轉(zhuǎn)出土地能夠顯著提高農(nóng)戶的收入水平；土地轉(zhuǎn)入變量與農(nóng)戶收入的相關(guān)系數(shù)為0.067，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明轉(zhuǎn)入土地對農(nóng)戶收入水平的提高作用不顯著。這主要是因?yàn)樨毨У貐^(qū)的自然資源稟賦較差，耕地面積較小，農(nóng)戶所能流轉(zhuǎn)的耕地面積更為有限，對于轉(zhuǎn)入戶來說，難以獲得充足的土地跨過土地規(guī)模經(jīng)濟(jì)的“門檻”，同時(shí)受到自然環(huán)境、耕地質(zhì)量以及農(nóng)產(chǎn)品市場價(jià)格的影響，農(nóng)作物產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)收入也會受到一定的限制。但相比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的低回報(bào)率，轉(zhuǎn)出戶轉(zhuǎn)出土地以后，可以進(jìn)入到生產(chǎn)率較高的非農(nóng)部門就業(yè)，獲得相對較高的非農(nóng)收入，因此轉(zhuǎn)出土地能夠?qū)r(nóng)戶收入水平產(chǎn)生顯著正向影響，而轉(zhuǎn)入土地對農(nóng)戶收入的提高作用不顯著。

從控制變量來看，戶主年齡與農(nóng)戶收入存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，因?yàn)槟挲g較大的農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)經(jīng)營技術(shù)更為熟練，經(jīng)驗(yàn)更為豐富，同時(shí)掌握的就業(yè)技能也相對較多，更有能力提高家庭收入水平；戶主性別同樣對農(nóng)戶收入產(chǎn)生顯著的正向影響，這可能是因?yàn)槟行詰糁鞯膭趧幽芰徒?jīng)營決策能力要高于女性戶主，更有利于家庭增收；家庭規(guī)模對農(nóng)戶收入水平產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，因?yàn)榧彝コ蓡T多的家庭，各項(xiàng)生活開支較大，生活負(fù)擔(dān)較重，所以不利于家庭增收；勞動力中參加培訓(xùn)的比例與農(nóng)戶收入存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，因?yàn)榧彝サ膭趧又薪邮芗寄芘嘤?xùn)的人數(shù)越多，就說明勞動力的創(chuàng)收能力越強(qiáng)，越有助于改善家庭經(jīng)濟(jì)狀況；家庭撫養(yǎng)比和病人數(shù)量反映了家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)狀況，所以與農(nóng)戶收入存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，家中老人和未成年人的比例越高就說明家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)較重，同時(shí)病人數(shù)量越多說明醫(yī)藥開支較大，均不利于家庭的增收；人均耕地面積對農(nóng)戶收入產(chǎn)生顯著的正向影響，因?yàn)閷τ谵r(nóng)戶來說尤其是貧困地區(qū)的農(nóng)戶，耕地仍然是家庭主要經(jīng)濟(jì)來源，耕地面積越大，就說明家庭的經(jīng)濟(jì)能力和再生產(chǎn)能力就越強(qiáng)。

表3 不同流轉(zhuǎn)類型對農(nóng)戶收入的回歸結(jié)果Tab. 3 Regression results of different types of land transfer on peasant household income

4.3 傾向得分匹配結(jié)果分析

傾向得分匹配法(PSM)通過對實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行匹配再抽樣，能夠有效消除因樣本“自選擇”而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文分別采用最鄰近匹配法、半徑卡尺匹配法和核密度匹配法對實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行匹配，匹配結(jié)果均通過了模型的平衡性檢驗(yàn)，為節(jié)省篇幅，本文只列出最鄰近匹配法(1：3)的匹配結(jié)果。結(jié)果如表4所示。

表4 不同流轉(zhuǎn)類型對農(nóng)戶收入的凈處理效應(yīng)Tab. 4 Net effect of different types of land transfer onpeasant household income

從全樣本來看，將參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶作為實(shí)驗(yàn)組，未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶作為控制組，匹配前實(shí)驗(yàn)組人均純收入均值為8.992，控制組為8.796，兩者差值為0.196，在1%水平下顯著；傾向值匹配后，實(shí)驗(yàn)組人均純收入均值為8.992，控制組為8.851，兩者差值(ATT)變?yōu)?.141，較匹配前有所降低，但仍在1%水平下顯著，說明在控制內(nèi)生性問題以后，參與土地流轉(zhuǎn)確實(shí)能夠顯著提高農(nóng)戶收入水平，平均提高15.14%。

從不同流轉(zhuǎn)類型來看，將轉(zhuǎn)出戶作為實(shí)驗(yàn)組，未流轉(zhuǎn)戶作為控制組，匹配前實(shí)驗(yàn)組人均純收入均值為9.107，控制組為8.796，兩者差值為0.311，在1%水平下顯著；傾向值匹配后，實(shí)驗(yàn)組人均純收入均值為9.107，控制組為8.865，兩者差值(ATT)變?yōu)?.242，較匹配前有所下降，仍在1%水平下顯著，說明在控制內(nèi)生性問題以后，轉(zhuǎn)出土地對農(nóng)戶的增收作用依然顯著，平均提高27.38%。將轉(zhuǎn)入戶作為實(shí)驗(yàn)組，未流轉(zhuǎn)戶作為控制組，匹配前實(shí)驗(yàn)組人均純收入均值為8.902，控制組為8.796，兩者差值為0.106，在5%水平下顯著，傾向值匹配后，實(shí)驗(yàn)組人均純收入均值為8.902，控制組為8.824，兩者差值(ATT)變?yōu)?.078，較匹配前有所降低，且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明在控制內(nèi)生性問題以后，轉(zhuǎn)入土地對農(nóng)戶收入的提高作用并不顯著。

綜上可以看出，在控制內(nèi)生性問題以后，土地流轉(zhuǎn)及不同流轉(zhuǎn)類型對農(nóng)戶收入的提高程度均有不同程度的降低，也就是說采用普通的方法會高估土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的收入效應(yīng)。通過傾向得分匹配法對前文回歸方程的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行再次檢驗(yàn)，我們可以得出，轉(zhuǎn)出土地可以顯著提高農(nóng)戶的收入水平，但轉(zhuǎn)入土地對農(nóng)戶收入的提高作用并不顯著，因?yàn)橄啾绒r(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性，轉(zhuǎn)移就業(yè)能夠在更大程度上提高貧困地區(qū)農(nóng)戶的收入水平?；诖?，假設(shè)1未得到驗(yàn)證。

4.4 土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)分析

通過構(gòu)建收入方程式(3)，估計(jì)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的邊際效應(yīng)，并以此為依據(jù)測算未發(fā)生土地流轉(zhuǎn)狀態(tài)下的模擬基尼系數(shù)，與實(shí)際基尼系數(shù)進(jìn)行對比，來反映土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入差距的影響，結(jié)果如表5所示。

表5 不同流轉(zhuǎn)類型的邊際收入效應(yīng)Tab. 5 Marginal revenue effect of different types of land transfer

根據(jù)土地流轉(zhuǎn)變量的相關(guān)系數(shù)，模擬流轉(zhuǎn)戶在未參與流轉(zhuǎn)狀態(tài)下的收入水平，進(jìn)而測算出模擬基尼系數(shù)，結(jié)果如表6所示。

本文在分析土地轉(zhuǎn)出對基尼系數(shù)的影響時(shí)，為了排除轉(zhuǎn)入戶的干擾，將轉(zhuǎn)入戶樣本剔除，僅保留轉(zhuǎn)出戶和未流轉(zhuǎn)戶樣本；同理在分析土地轉(zhuǎn)入對基尼系數(shù)的影響時(shí)，剔除轉(zhuǎn)出戶樣本。

從全樣本來看，農(nóng)戶存在土地流轉(zhuǎn)狀態(tài)下的基尼系數(shù)即實(shí)際基尼系數(shù)為0.343 5，模擬基尼系數(shù)為0.322 8，兩者差值為0.020 7，說明在無土地流轉(zhuǎn)狀態(tài)下的農(nóng)戶收入差距較小，即參與土地流轉(zhuǎn)會加大農(nóng)戶收入差距。從不同流轉(zhuǎn)類型來看，農(nóng)戶存在土地轉(zhuǎn)出狀態(tài)下的基尼系數(shù)即實(shí)際基尼系數(shù)為0.343 7，模擬基尼系數(shù)為0.324 4，兩者差值為0.019 3，說明在無土地轉(zhuǎn)出狀態(tài)下的農(nóng)戶收入差距較小，即轉(zhuǎn)出土地對高收入農(nóng)戶的增收作用大于對低收入農(nóng)戶的增收作用，會加大農(nóng)戶收入差距。跟前文假設(shè)一致，因?yàn)楦呤杖朕r(nóng)戶具有較高的人力資本水平，以及資金、技術(shù)和市場信息等方面的優(yōu)勢，不管是從事非農(nóng)經(jīng)營還是務(wù)工都處于相對優(yōu)勢的地位，能夠獲得更多的非農(nóng)收入，而低收入農(nóng)戶在轉(zhuǎn)出土地后，由于受到自身人力資本水平、財(cái)富水平以及其他方面的限制，能夠獲得的非農(nóng)收入就相對較少。從轉(zhuǎn)入情況來看，農(nóng)戶存在土地轉(zhuǎn)入狀態(tài)下的基尼系數(shù)即實(shí)際基尼系數(shù)為0.306 2，模擬基尼系數(shù)為0.303 5，兩者差值為0.002 7，說明在無土地轉(zhuǎn)入狀態(tài)下，農(nóng)戶收入差距較小，即土地轉(zhuǎn)入也會加大農(nóng)戶收入差距，但相對于土地轉(zhuǎn)出來說，土地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶收入分配作用效果較小。因?yàn)榭紤]到貧困地區(qū)的特殊性，土地資源稟賦較差，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件比較落后，以及農(nóng)產(chǎn)品市場價(jià)格等因素的限制導(dǎo)致單位土地面積收益較低，前文已經(jīng)證實(shí)轉(zhuǎn)入土地對農(nóng)戶收入的提高作用并不顯著，因此高收入農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地后的經(jīng)營收益可能跟低收入農(nóng)戶的經(jīng)營收益差距表現(xiàn)的并不明顯，所以土地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶收入差距的影響程度較小?；诖?，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表6 不同流轉(zhuǎn)類型的收入分配效應(yīng)Tab. 6 Income distribution effect of different types ofland transfer

5 結(jié)論與建議

本文基于新疆南疆深度貧困地區(qū)的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，從收入增長和收入分配兩個方面，探究土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的減貧效應(yīng)。首先通過構(gòu)建回歸方程，建立土地流轉(zhuǎn)及不同流轉(zhuǎn)類型與農(nóng)戶收入的數(shù)量關(guān)系，并進(jìn)一步采用傾向得分匹配法(PSM)排除內(nèi)生性問題以后，對土地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)進(jìn)行再次檢驗(yàn)，最后將實(shí)際基尼系數(shù)與無土地市場時(shí)的模擬基尼系數(shù)進(jìn)行對比，來檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的收入分配效應(yīng)。結(jié)果表明：(1)在土地流轉(zhuǎn)的收入增長效應(yīng)方面，參與土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶的收入水平，平均提高15.14%。其中，土地轉(zhuǎn)出發(fā)揮了顯著的增收作用，平均提高27.38%，但土地轉(zhuǎn)入的增收作用并不顯著。(2)在土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)方面，相比無土地市場時(shí)的狀態(tài)，參與土地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶基尼系數(shù)擴(kuò)大了0.020 7。其中，土地轉(zhuǎn)出后農(nóng)戶基尼系數(shù)擴(kuò)大了0.019 3，土地轉(zhuǎn)入后農(nóng)戶基尼系數(shù)擴(kuò)大了0.002 7，說明土地流轉(zhuǎn)會加大農(nóng)戶的收入差距，且土地轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶收入差距的影響程度要高于土地轉(zhuǎn)入。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議。

1) 土地流轉(zhuǎn)具有顯著的增收效應(yīng)，但目前貧困地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)仍處于以小規(guī)模、分散化為主要特征的初級階段。因此地方政府應(yīng)該積極地采取措施鼓勵農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)，通過加強(qiáng)土地流轉(zhuǎn)政策宣傳，提高農(nóng)戶的政策認(rèn)知；加大職業(yè)技能培訓(xùn)力度，提升農(nóng)戶就業(yè)能力；健全農(nóng)村社會保障體系，降低土地的保障作用等措施促進(jìn)農(nóng)戶參與其中。

2) 土地流轉(zhuǎn)在帶動農(nóng)戶增收的同時(shí)，可能會造成貧富差距的擴(kuò)大，因此政府要發(fā)揮好在收入分配上的調(diào)節(jié)作用。在推動土地流轉(zhuǎn)的過程中，重點(diǎn)關(guān)注低收入農(nóng)戶的收益狀況，為低收入農(nóng)戶提供適當(dāng)?shù)膸头龃胧?。比如在轉(zhuǎn)入戶當(dāng)中，給予低收入農(nóng)戶適當(dāng)?shù)馁Y金支持、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)等；在轉(zhuǎn)出戶當(dāng)中，要注重提升低收入農(nóng)戶的就業(yè)能力，避免土地流轉(zhuǎn)成為少數(shù)人的“盛宴”。