楊昊 彭開麗

摘要：? 利用湖北省667個農(nóng)戶調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，運用Heckman模型，實證分析不同收入類型對農(nóng)戶土地流轉決策行為的影響。結果表明，①農(nóng)戶家庭收入中不同收入類型對土地流轉決策行為有不同的影響。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對農(nóng)戶土地轉入有顯著正向影響，但對土地轉出有顯著負向影響;農(nóng)業(yè)補貼收入負向影響土地轉入，但對土地轉出無顯著影響，非農(nóng)工資收入對農(nóng)戶土地轉出有顯著正向影響。不同非農(nóng)工資收入水平對農(nóng)戶土地流轉決策行為具有不同的影響，只有較高的非農(nóng)工資收入才能促進土地轉出。因此，本研究提出應在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力和農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)能力的同時，完善土地流轉相關配套政策，改善農(nóng)業(yè)補貼水平和方式的政策建議。

關鍵詞：? 家庭收入; 土地流轉; 農(nóng)戶決策行為; Heckman模型; 工具變量

中圖分類號：? F323.8;F321.1??? 文獻標識碼： A??? 文章編號：? 1000-4440（2021）05-1320-07

Impacts of household income on farmers land transfer decision

YANG Hao， PENG Kai-li

（College of Public Administration， Huazhong Agricultural University， Wuhan 430070， China）

Abstract：? The survey data collected from 667 households in Hubei province were used to analyze the impact of income on farmers′ land transfer decision-making behavior by using Heckman model. The results indicated that different-types of househdd income had different effects on farmers′ land transfer decision. Agricultural income had a significant positive impact on farmers′ land flow in， but had a significant negative impact on land flow out. Agricultural subsidy had a negative impact on land flow in， but had no significant impact on land flow out. Non-agricultural income had a significant positive impact on land flow out. Different levels of non-agricultural income also had different effects on farmers' land transfer decision. Only higher non-agricultural income could promote farmers to flow out land. In order to develop the farmland transfer market， it is needed to enhance farmers′ capability of agricultural production and non-agricultural employment， and improve the supporting policies of farmland transfer and the level and method of agricultural subsidy.

Key words：? household income; land transfer; farmers′ decision-making behavior; Heckman model; instrumental variable

“農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收、農(nóng)村穩(wěn)定”一直以來是中國經(jīng)濟發(fā)展的焦點問題，農(nóng)村土地流轉和農(nóng)民增收作為破解“三農(nóng)”問題的關鍵和總抓手倍受政策制定者的高度關注? [1] ， ?2014- 2019年的中央一號文件均先后提出要“建立、健全、規(guī)范、引導、鼓勵、放活”土地承包經(jīng)營權有序流轉，發(fā)展多目標、多形式的適度規(guī)模經(jīng)營，完善土地流轉運行體制，切實實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增效和農(nóng)民增收，為引導農(nóng)用地有序流轉提供了有力的政策支持。目前，以家庭為主體的土地流轉普遍且長期存在，農(nóng)戶個體的土地流轉決策行為將對土地流轉市場的發(fā)展產(chǎn)生重要的影響。值得注意的是，改革開放和城鎮(zhèn)化的不斷推進使得農(nóng)戶在就業(yè)選擇和收入水平等方面發(fā)生變化，并通過影響農(nóng)戶土地依賴度和土地產(chǎn)權結構偏好進而影響農(nóng)戶的土地決策行為? [2] 。對農(nóng)戶而言，就業(yè)差異化的本質(zhì)是收入分化，家庭收入作為反映農(nóng)戶家庭資源稟賦和生產(chǎn)生活方式的指標對農(nóng)戶土地流轉決策行為產(chǎn)生重要影響，并成為土地流轉過程中的內(nèi)在驅動力? [3] 。因此，從收入類型視角出發(fā)，研究分析農(nóng)民收入類型與農(nóng)戶土地流轉決策行為的潛在關系及影響機理，對于深入了解中國農(nóng)戶土地流轉決策行為，優(yōu)化土地流轉政策實施的傳導機制，提升資源配置效率具有重要參考價值。

許多學者深入討論了農(nóng)村土地流轉對農(nóng)戶家庭收入的影響，從文獻來看，土地流轉作為分揀機制，有助于非農(nóng)就業(yè)機會少但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力強的農(nóng)戶轉入土地和擴大土地經(jīng)營規(guī)模，非農(nóng)就業(yè)機會多但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力弱的農(nóng)戶轉出土地和參與非農(nóng)活動，進而促進這兩類農(nóng)戶收入的提高? [4-5] 。與此同時，伴隨著城鄉(xiāng)勞動力要素流動性增強，大量農(nóng)村勞動力轉移至非農(nóng)就業(yè)部門，農(nóng)戶的家庭資源稟賦和行為能力差異導致了農(nóng)戶收入結構的變化，農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例的不斷減小弱化了農(nóng)戶對土地的依賴，從而為土地流轉提供可能? [6] 。因此，部分學者顛覆了“土地流轉影響農(nóng)民家庭收入”的傳統(tǒng)單向認識，分析了農(nóng)戶家庭收入變化對其土地流轉意愿的影響。例如，許恒周和郭玉燕? [7] 發(fā)現(xiàn)非農(nóng)收入與土地流轉存在長期均衡關系，非農(nóng)收入增長是引起土地流轉的重要原因;劉同山和牛立騰? [8] 認為農(nóng)戶以收益最大化確定的土地處置方式取決于收入結構差異，農(nóng)業(yè)比較效益較差的現(xiàn)狀是推動土地流轉的重要因素;冷智花等? [9] 證實農(nóng)戶收入結構差異和勞動力內(nèi)部分工才是驅動農(nóng)戶參與土地流轉的本質(zhì)原因;繆書超等? [10] 認為農(nóng)業(yè)補貼收入能夠通過抑制土地流出和家庭非農(nóng)就業(yè)促進農(nóng)戶擴大土地經(jīng)營規(guī)模。

因此，從現(xiàn)實觀察和實證研究看，“土地流轉是收入結構變化的結果”的判斷是成立的，破解當下土地流轉低水平化和發(fā)展緩慢難題，應重點關注如何從提高農(nóng)戶收入角度提高農(nóng)戶土地流轉的意愿和能力? [11] 。然而，農(nóng)村土地流轉和農(nóng)戶家庭收入之間存在雙向影響關系，若將流轉視為結果，收入水平及結構轉變作為原因，如何解決家庭收入與土地流轉存在的內(nèi)生性問題？家庭收入由農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、農(nóng)業(yè)補貼收入和非農(nóng)工資收入等不同收入類型構成，不同收入類型對農(nóng)戶土地流轉決策行為是否具有不同的作用方向？現(xiàn)有文獻對這些問題尚無較好的回答。因而，本研究從農(nóng)戶微觀視角出發(fā)，分析農(nóng)戶家庭的不同收入類型對土地流轉的作用機理，運用Heckman模型對湖北省667個農(nóng)戶樣本進行分析，識別不同類型農(nóng)戶土地流轉決策行為的影響差異。本研究一方面有助于從微觀層面揭示土地流轉的內(nèi)在驅動，進一步發(fā)揮收入結構變化促進土地流轉的重要作用，另一方面有助于從宏觀層面針對不同類型農(nóng)戶制定差別化的激勵措施，在促進農(nóng)戶增收的同時，引導農(nóng)戶進行土地有序流轉，提高土地流轉效率。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于課題組2018年10-11月在湖北省開展的農(nóng)村入戶實地調(diào)研，基于代表性和隨機性原則，采用分層抽樣和隨機抽樣法，按照“縣（市、區(qū)）-鎮(zhèn)-村-戶”的關系選擇黃岡、孝感、天門、仙桃、潛江、鄂州、荊州、洪湖和武漢共計9縣（市、區(qū)）、13個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、38個村的農(nóng)戶進行面對面訪談，得到調(diào)研問卷700份，剔除數(shù)據(jù)缺失的問卷，最終回收有效問卷667份，問卷有效率為95.29%。調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶個人特征、家庭經(jīng)濟特征、家庭稟賦特征和土地流轉狀況等基本信息。最終得到發(fā)生土地流轉的農(nóng)戶373戶，占總樣本的55.92%（其中轉出戶有240戶，占比為35.98%;轉入戶有133戶，占比為19.94%），未流轉戶294戶，占樣本總數(shù)的44.08%。

1.2 模型設定

考慮到農(nóng)戶的土地流轉行為并不是隨機發(fā)生的，其是否流轉以及流轉規(guī)模的大小受到多種因素的影響。對于未流轉戶，雖然無法直接觀察到其土地流轉的規(guī)模，但若直接將未流轉戶排除在外，僅僅回歸分析那些流轉的農(nóng)戶樣本，這種自我選擇樣本可能會導致估計結果有偏差。因此，本研究參照王亞楠等? [12] 的做法，選擇Heckman兩階段模型解決樣本選擇性偏差問題。

第一階段以“是否轉入”或“是否轉出”作為被解釋變量，對所有樣本進行概率單位（Probit）回歸估計。公式如下：

Y? i1 （p）=β 0+∑ n i=1 β iX? i1 +ε 1? （1）

其中， p 用于度量農(nóng)戶 i 參與流轉的可能性，若 p >0，則? Y?? i1? =1，表示農(nóng)戶參與流轉;若 p <0，則? Y?? i1? =0，表示農(nóng)戶不參與流轉。? X?? i1? 為可觀測變量，表示農(nóng)戶 i 的特征（家庭特征、資源稟賦特征、產(chǎn)權特征和社會保障特征）變量，? β?? i? 表示因? X?? i1? 變化導致的土地流轉概率的變化，? ε?? 1? 為誤差項。

因普通最小二乘法（OLS）估計可能存在樣本選擇性偏差，需從第一階段概率單位回歸模型中估算得到逆米爾斯比率（ λ ），公式如下：

λ= （ β ︿ ??X?? i ）/φ（ β ︿ ??X?? i ）? （2）

其中，? （ β ︿ ??X?? i ） 表示變量? β ︿ ??X?? i? 的正態(tài)分布函數(shù)， φ（ β ︿ ??X?? i ） 表示變量? β ︿ ??X?? i? 的累積密度函數(shù)。

第二階段利用OLS模型模擬土地流轉規(guī)模決策過程，此時 λ 作為工具變量修正OLS選擇性偏差，公式如下：

Y?? i2 = δ?? 0 +∑ ?n?? i=1?? δ?? i? X?? i2 + δ?? I λ+ ε?? 2?? （3）

其中，? Y?? i2? 表示流轉率的大小，? X?? i2? 表示第二階段的解釋變量，即影響農(nóng)戶流轉率的農(nóng)戶家庭特征、資源稟賦特征、產(chǎn)權特征和社會保障特征。? δ?? i? 表示 ??X?? i2? 變化一個單位導致的土地流轉率的變化，? δ?? I? 為 λ 的系數(shù)，? ε? ?2? 為誤差項。

1.3 指標及變量選擇

土地流轉決策行為指標選取與測度?？紤]到農(nóng)戶流轉決策行為包括“是否流轉”和“流轉規(guī)?！眱呻A段，本研究借鑒錢龍等? [13] 的研究結果，以“農(nóng)戶是否參與流轉”測度土地流轉參與行為，以“土地流轉率”測度農(nóng)戶土地流轉參與程度。其中“土地流轉率”又分為“土地轉入率”和“土地轉出率”，“土地轉入率”以土地轉入面積與家庭經(jīng)營耕地面積的比值來衡量，“土地轉出率”以土地轉出面積與自有耕地面積的比值來衡量。

解釋變量。家庭收入是農(nóng)戶家庭基本經(jīng)濟狀況的綜合反映，包括經(jīng)營性收入、轉移性收入、工資性收入和財產(chǎn)性收入? [14] 。本研究借鑒張明輝等? [15] 的研究結果，按照是否通過土地所得將農(nóng)戶收入劃分為直接收入（含農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和農(nóng)業(yè)補貼收入）和間接收入（非農(nóng)工資收入）。本研究沒有將財產(chǎn)性收入納入農(nóng)戶家庭收入的范疇，一方面是因為財產(chǎn)性收入在農(nóng)戶家庭收入中所占的比重很小，長期以來在2%的水平浮動? [9] ;另一方面是由于農(nóng)戶的財產(chǎn)性收入多半來自于土地租金，而土地租金是土地流轉的結果，若研究其對土地流轉的影響，會由于“顛倒因果關系”而導致嚴重的內(nèi)生性問題。

其他控制變量。為控制其他因素的影響，本研究參考已有研究成果，并結合實地調(diào)研經(jīng)歷，選擇家庭特征、資源稟賦特征、產(chǎn)權特征和社會保障特征等共4維度13個控制變量。變量含義及指標見表1。

2 家庭收入對土地流轉決策行為的影響分析

利用STATA15.0對農(nóng)戶土地流轉決策行為進行Heckman模型分析，要求作為第二階段模型的解釋變量是第一階段模型解釋變量的真子集。參照高珊等? [16] 的做法進行模擬檢驗，在經(jīng)過多次模擬檢驗后，在第二階段模型中減少戶主文化程度、家庭成員健康狀況和自有耕地面積3個變量。從數(shù)據(jù)處理結果（表2）來看，轉入率和轉出率模型估計結果得到的逆米爾斯比率（ λ ）分別在0.10和0.01的水平上顯著，這表明農(nóng)戶的土地流轉決策行為的確存在選擇性樣本偏差問題，使用Heckman兩階段決策行為模型是合理的。

2.1 不同收入類型對農(nóng)戶土地轉入決策行為的影響

表2顯示，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入均通過了兩階段決策模型0.01顯著性水平檢驗，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入每提高1%，土地轉入的可能性提高 0.706 8 個百分點，土地轉入率提高 0.022 5 個百分點，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入能顯著正向促進土地轉入，增加土地有效需求;農(nóng)業(yè)補貼收入顯著負向影響土地轉入，農(nóng)業(yè)補貼收入每提高1%，土地轉入的可能性降低 2.696 8 個百分點，與孫釙? [17] 的研究結果一致。

2.2 不同收入類型對農(nóng)戶土地轉出決策行為的影響

對于土地轉出決策行為，模型估計結果（表2）顯示，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入顯著負向抑制土地轉出，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入每提高1%，土地轉出可能性降低 1.428 5 個百分點，土地轉出率降低 0.287 4 個百分點，表現(xiàn)為隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的提高，土地有效供給減少;農(nóng)業(yè)補貼收入對農(nóng)戶土地轉出決策行為沒有顯著影響;非農(nóng)工資收入正向促進土地轉出，非農(nóng)工資收入每提高1%，土地轉出的可能性增加 0.046 6 個百分點，從整體來看，非農(nóng)工資收入顯著促進土地流轉的研究結論得到國內(nèi)大多數(shù)學者的認可? [7，18-20] 。然而，托達羅模型的農(nóng)村勞動力轉移經(jīng)典理論認為，較低的非農(nóng)工資收入不會促進土地轉出，只有較高的非農(nóng)工資收入才會促進土地有效供給? [21-22] 。因此還需深入分析不同水平的非農(nóng)工資收入對土地轉出決策的影響，以得到更穩(wěn)健的實證結果。本研究將非農(nóng)工資收入分為低收入組[非農(nóng)工資收入（1年）< 1.50× 10? 4 元]，中低收入組[ 1.51× 10? 4 元<非農(nóng)工資收入（1年）≤ 4.00× 10? 4 元]，中高收入組[ 4.01× 10? 4 元<非農(nóng)工資收入（1年）≤ 8.00× 10? 4 元]， 高收入組[非農(nóng)工資收入（1年）> 8.01× 10? 4 元]。表3顯示，低收入組的非農(nóng)工資收入與土地轉出決策呈顯著負相關，高收入組的非農(nóng)工資收入與土地轉出行為呈顯著正相關，中低收入組和中高收入組的非農(nóng)工資收入與土地轉出決策行為無顯著相關性，符合托達羅模型的農(nóng)村勞動力轉移經(jīng)典理論。說明非農(nóng)收入增長并不必然推動土地轉出，農(nóng)戶是否進行土地流轉取決于其家庭經(jīng)營特征、農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)業(yè)收入的綜合比較等。當農(nóng)戶非農(nóng)收入較低時，農(nóng)戶缺乏非農(nóng)就業(yè)的機會，土地成為其生活來源和保障的必須生產(chǎn)資料，此時農(nóng)戶對土地有著較高的依賴度，更傾向于保留土地;只有非農(nóng)工資收入達到較高程度時，農(nóng)戶才具有向二三產(chǎn)業(yè)有效轉移的條件，從而選擇將土地轉出。

3 穩(wěn)健性檢驗

為避免收入結構與土地流轉可能呈雙向因果關系而引起內(nèi)生性問題，還需對模型進行穩(wěn)健性檢驗。參考溫興祥? [23] 的研究方法，分別采用本地村級層面非農(nóng)工資水平和村級農(nóng)業(yè)收入水平作為非農(nóng)工資收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的工具變量。一方面，中國農(nóng)村是典型的熟人社會，鄰里之間的關系，村級層面非農(nóng)就業(yè)網(wǎng)絡是農(nóng)村居民相互聯(lián)系的紐帶? [24] ，同時，村級層面非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)經(jīng)營狀況反映了本地經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，與農(nóng)戶的非農(nóng)工資收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入密切相關? [25] ;另一方面，村級非農(nóng)工資水平和村級農(nóng)業(yè)收入水平并不會對單個農(nóng)戶的土地流轉決策產(chǎn)生直接影響?？梢姡ぞ咦兞糠贤馍约僭O。這里不考慮農(nóng)業(yè)補貼收入，因為在調(diào)研區(qū)內(nèi)，農(nóng)業(yè)補貼收入的發(fā)放對象為土地承包戶，土地流轉不會反向影響農(nóng)業(yè)補貼收入水平。

本研究參考陳云松? [26] 的內(nèi)生性檢驗方法，對非農(nóng)工資收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入與土地流轉之間的內(nèi)生性問題進行探討，并使用工具變量的IV-Heckit模型進行穩(wěn)健性檢驗[第一階段模型以非農(nóng)工資收入（農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入）為被解釋變量，以村級非農(nóng)工資收入水平（村級農(nóng)業(yè)收入水平）為解釋變量;第二階段模型以是否轉入或是否轉出為被解釋變量，以非農(nóng)工資收入或農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入為解釋變量]。第一階段的估計結果（表4）顯示，村級非農(nóng)工資水平的系數(shù)和村級農(nóng)業(yè)收入水平的系數(shù)均在0.01水平上顯著，表明村級非農(nóng)工資水平和非農(nóng)工資收入、村級農(nóng)業(yè)收入水平和農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入高度相關，基本排除弱工具變量的可能性，工具變量有效。第二階段估計結果表明，對于農(nóng)戶轉入決策，非農(nóng)工資收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入顯著促進農(nóng)戶轉入;對于農(nóng)戶轉出決策，非農(nóng)工資收入顯著促進農(nóng)戶轉出，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入顯著抑制農(nóng)戶轉出，這與Heckman估計結果一致，模型的穩(wěn)健性較好。

4 結論與建議

4.1 結論

綜上，可以得到以下研究結論：第一，不同收入類型對農(nóng)戶土地流轉決策行為有不同的影響。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對農(nóng)戶轉入土地具有顯著正向影響，對土地轉出具有顯著負向影響;農(nóng)業(yè)補貼收入負向影響土地轉入，但對土地轉出無顯著影響;非農(nóng)工資收入對農(nóng)戶土地轉出具有顯著正向影響。第二，不同非農(nóng)工資收入水平對農(nóng)戶土地流轉決策行為也具有不同的影響。非農(nóng)工資收入較低的農(nóng)戶更傾向于保留土地，只有較高的非農(nóng)工資收入才能促進土地轉出。說明非農(nóng)收入低的農(nóng)戶對于土地的依賴程度較高，非農(nóng)收入高的農(nóng)戶對土地依賴度較低，由此看來，進行土地流轉的是非農(nóng)收入較高的家庭。研究結果表明，農(nóng)民家庭收入是土地流轉的重要激勵和約束條件，深刻影響著農(nóng)民土地流轉決策行為。

4.2 政策建議

根據(jù)以上結論，建議國家和社會應從重視農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入在探索土地適度規(guī)模中的重要作用，完善農(nóng)業(yè)補貼政策和大力發(fā)展非農(nóng)就業(yè)等方面入手，促進農(nóng)民增收，引導土地有序流轉。

（1）為發(fā)揮農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入在促進土地轉入中的作用，地方政府應定期開展農(nóng)業(yè)技能培訓，大力引進先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術，提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的技能和管理水平。同時應考慮地區(qū)特點推廣現(xiàn)代農(nóng)業(yè)以提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入水平，例如在平原地區(qū)可加強高標準農(nóng)田和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)設施建設，促進農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn);在丘陵及山地可通過土地治理改造中低產(chǎn)田，推廣適合山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的微耕機械。

（2）為發(fā)揮農(nóng)業(yè)補貼在促進農(nóng)業(yè)發(fā)展中的重要作用，應在繼續(xù)加大農(nóng)業(yè)補貼強度的同時，將農(nóng)業(yè)補貼發(fā)放給土地經(jīng)營者，并將政策目標瞄準為耕地地力保護和支持適度規(guī)模經(jīng)營的“大戶補貼”，激勵新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的規(guī)模發(fā)展。

（3）為發(fā)揮工資性收入在促進勞動力轉移中的作用，應完善非農(nóng)就業(yè)市場，健全就業(yè)保障機制，開展與指導非農(nóng)就業(yè)技能培訓，提高農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)能力與非農(nóng)就業(yè)市場勞動需求的匹配度。同時出臺相關配套政策，解決好進城務工農(nóng)民的就業(yè)、醫(yī)療、住房和子女教育等問題，在提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)收入和穩(wěn)定性水平的同時，促進農(nóng)民身份轉變，提高農(nóng)民對城市生活的認同和歸屬感，從而促進農(nóng)業(yè)勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)部門轉移，促進土地流轉。

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（責任編輯：陳海霞）