張永峰，王坤沂，路 瑤

（南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京 210000）

一、引 言

兩權(quán)分離的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制最初與中國農(nóng)村生產(chǎn)力水平落后的國情相適應(yīng)，激發(fā)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)動力，推動了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，其歷史地位應(yīng)得到充分肯定。但在農(nóng)業(yè)規(guī)?；蛯I(yè)化生產(chǎn)要求下，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制內(nèi)生的土地碎片化經(jīng)營的現(xiàn)實(shí)困境日益顯現(xiàn)，加之地權(quán)不穩(wěn)定性進(jìn)一步導(dǎo)致農(nóng)村土地生產(chǎn)效率長期無法提升，最終成為制約鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的制度性障礙。土地流轉(zhuǎn)契合農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展需要，有助于優(yōu)化農(nóng)村土地和勞動力要素市場化配置，既能實(shí)現(xiàn)土地本身價(jià)值，又可釋放農(nóng)村勞動力活力，是推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然路徑。從1984 年中央一號文件中提出“社員在承包期內(nèi)，因無力耕種或轉(zhuǎn)營他業(yè)而要求不包或少包土地的，可將土地交給集體統(tǒng)一安排，也可經(jīng)集體同意，由社員自找對象協(xié)商轉(zhuǎn)包”，到2019年印發(fā)的《關(guān)于堅(jiān)持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展做好“三農(nóng)”工作的若干意見》中明確提出：“落實(shí)集體所有權(quán)、穩(wěn)定農(nóng)戶承包權(quán)、放活土地經(jīng)營權(quán)的法律法規(guī)和政策體系。健全土地流轉(zhuǎn)規(guī)范管理制度，發(fā)展多種形式農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，允許承包土地的經(jīng)營權(quán)擔(dān)保融資?！痹讷@得政策層面支持后，中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)范圍和面積不斷擴(kuò)大。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截止2019年，中國農(nóng)村土地面積達(dá)5.5億畝，占總承包地1/3左右。那么，中國的土地流轉(zhuǎn)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)如何，土地流轉(zhuǎn)是否存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，土地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)是否優(yōu)化了農(nóng)村勞動力要素資源配置，此乃本文研究重點(diǎn)。

與既往研究相比，首先，本文從土地規(guī)模經(jīng)濟(jì)和勞動力要素配置兩個(gè)視角出發(fā)，利用中國家庭收入調(diào)查微觀數(shù)據(jù)檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響，發(fā)現(xiàn)與土地承包相比，土地轉(zhuǎn)包具有更好的收入效應(yīng)；其次，利用分位數(shù)回歸檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)包并不存在規(guī)模效應(yīng)，而土地承包存在一定程度的規(guī)模經(jīng)濟(jì)；最后，發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)包對農(nóng)戶收入的影響大于土地承包的原因在于農(nóng)村剩余勞動力的要素配置效應(yīng)，即農(nóng)戶讓渡土地經(jīng)營權(quán)后非農(nóng)就業(yè)收入大于農(nóng)業(yè)就業(yè)收入。

二、文獻(xiàn)回顧與理論假說

（一）土地規(guī)模經(jīng)濟(jì)

早在1776年Adam Smith（2006）便在其代表性著作《國富論》中指出分工可有效提高工人勞動熟練程度，節(jié)約由變換工作而浪費(fèi)的生產(chǎn)時(shí)間，且有利于發(fā)明和應(yīng)用新機(jī)器。由于分工通常伴隨工廠規(guī)模擴(kuò)大，因而Smith（2006）的分工理論實(shí)際上暗指規(guī)模生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。此外，Karl Marx（2004）指出：“只有在大工業(yè)企業(yè)中，人才會讓自己過去的、已經(jīng)對象化的勞動產(chǎn)品大規(guī)模地、像自然力那樣無償?shù)匕l(fā)生作用”“生產(chǎn)的規(guī)模越是隨著預(yù)付資本量一同擴(kuò)大，生產(chǎn)的全部發(fā)條也就運(yùn)作得越是有力?！睂?shí)際上，土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最重要的要素，同樣存在顯著的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。通常而言，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模大小在很大程度上由土地利用規(guī)模決定，土地利用規(guī)模越大，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模就越大，經(jīng)濟(jì)效益越高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有典型的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，已有研究大多認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)有助于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。Feder 等（1993）認(rèn)為通過把生產(chǎn)要素配置給最有效率的農(nóng)戶，可形成土地規(guī)模經(jīng)營，最終提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力。Tesfaye 等（2004）認(rèn)為可用勞動力數(shù)量和牲畜擁有數(shù)量越多，農(nóng)戶擴(kuò)大農(nóng)村土地經(jīng)營規(guī)模的可能性越高。Jin 等（2009）分析了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶人均收入分布的影響，發(fā)現(xiàn)不論是土地轉(zhuǎn)入還是土地轉(zhuǎn)出均可促進(jìn)農(nóng)戶收入增加。同時(shí)，也有學(xué)者認(rèn)為只有有效率的土地流轉(zhuǎn)才能實(shí)現(xiàn)農(nóng)地集中和規(guī)模經(jīng)營，從而推動農(nóng)業(yè)技術(shù)提升和農(nóng)戶收入增加（Tin Nguyen等，1996）。冒佩華（2015）、史常亮（2017）、楊子（2017）等研究發(fā)現(xiàn)，參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶人均收入增長幅度顯著高于未參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，且土地規(guī)模轉(zhuǎn)入更大的農(nóng)戶人均總收入增加程度更高。因此，在土地流轉(zhuǎn)中，對于土地承包而言，承包土地越多，越能增加農(nóng)戶收入。據(jù)此提出假設(shè)H1。

H1：土地承包可擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，提高農(nóng)戶收入。

（二）要素配置效應(yīng)

Lewis（1954）認(rèn)為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門存在大量過剩勞動力，這部分勞動力實(shí)際上處于“偽失業(yè)”狀態(tài)，無法創(chuàng)造有效收入，邊際生產(chǎn)率為零或負(fù)數(shù)。在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革后，中國農(nóng)業(yè)并未擺脫家庭土地經(jīng)營面積小與家庭勞動力多并存的小農(nóng)生產(chǎn)特征，故農(nóng)村剩余勞動力在中國表現(xiàn)尤為明顯。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)戶戶均耕地面積不足8畝，約0.5公頃，遠(yuǎn)低于世界銀行公布的2公頃的小農(nóng)戶標(biāo)準(zhǔn)。如果按照2公頃的小農(nóng)戶標(biāo)準(zhǔn)，中國18億畝耕地僅需5 625萬農(nóng)戶，而按照戶均100畝的規(guī)?；?jīng)營標(biāo)準(zhǔn)，僅需1 600萬戶即可，也就是農(nóng)村剩余勞動力接近2億。顯然，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)是解決農(nóng)村勞動力過剩，提升農(nóng)戶收入水平的根本舉措。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口參與勞動力市場使農(nóng)業(yè)勞動力能在更大范圍內(nèi)選擇就業(yè)，促使農(nóng)村剩余勞動力資源得到更充分地利用。當(dāng)非農(nóng)就業(yè)收益大于農(nóng)業(yè)就業(yè)時(shí)，農(nóng)戶傾向于轉(zhuǎn)包土地，讓渡土地經(jīng)營權(quán)，從事非農(nóng)就業(yè)。朱喜等（2011）、Taylor等（2010）學(xué)者亦從實(shí)證角度證實(shí)農(nóng)村閑置勞動力轉(zhuǎn)移有助于提升土地產(chǎn)出率和勞動生產(chǎn)率。此外，家庭勞動力資源在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)上優(yōu)化配置，可有效抵御經(jīng)濟(jì)波動帶來的收入變動風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)家庭收益最大化。Deininger（2004）利用1997~1999年中國1 001戶樣本數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)土地市場化流轉(zhuǎn)能更好地促進(jìn)土地生產(chǎn)績效提高。高靜（2020）認(rèn)為，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地中收入導(dǎo)向的價(jià)值理性、流轉(zhuǎn)過程的契約理性能顯著提升農(nóng)戶收入。換言之，土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)就業(yè)可使農(nóng)業(yè)勞動力資源得到更優(yōu)配置，最終提高農(nóng)戶收入水平。而洪銀興（2019）等則從根本上討論了農(nóng)地確權(quán)及其基礎(chǔ)上的土地流轉(zhuǎn)在農(nóng)村土地制度改革中的重要意義，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)不僅可實(shí)現(xiàn)土地價(jià)值，還可激發(fā)土地活力，從根本上改變農(nóng)業(yè)的弱勢地位。據(jù)此提出假設(shè)H2。

H2：土地轉(zhuǎn)包可釋放農(nóng)村剩余勞動力，實(shí)現(xiàn)勞動力要素優(yōu)化配置，提高農(nóng)戶收入。

（三）生產(chǎn)率差異與土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)分化

Lewis（1954）認(rèn)為發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率遠(yuǎn)低于工業(yè)生產(chǎn)率，存在現(xiàn)代化工業(yè)和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)并存的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。在新中國成立初期，為加快積累工業(yè)發(fā)展資金，國家抬高工業(yè)品價(jià)格降低農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，形成工農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格剪刀差，工農(nóng)產(chǎn)品不等價(jià)交易使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)剩余長期遭受不公平“掠奪”，進(jìn)一步導(dǎo)致工農(nóng)業(yè)之間形成長期巨大工資差異，外出非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間也存在巨大收入差距，且這種情況還在持續(xù)擴(kuò)大（余航等，2019）。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2000年農(nóng)林牧漁業(yè)工資總額由2000年人均268.94元漲至2018年人均716.09元，增長了2.66倍；采礦業(yè)、制造業(yè)和建筑業(yè)等傳統(tǒng)行業(yè)工資總額則從 2000 年人均 498.44 元、2966.73 元、699.06 元漲至 2018 年人均 3 413.38 元、30 384.96 元和 15 949.53元，分別增長了6.85倍、10.24倍和22.915倍；同期，其他行業(yè)諸如電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)工資總額分別增長10.19 倍和8.68 倍，增幅遠(yuǎn)超傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和工業(yè)生產(chǎn)率的差異還反映在城鄉(xiāng)收入差距上。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2000年中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入分別為0.62萬元和0.22萬元，二者差額為0.40萬元。而2019年中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入分別上漲至4.23萬元和1.60萬元，二者差額擴(kuò)大至2.63萬元，較2000年擴(kuò)大了6.57倍。在當(dāng)前的土地流轉(zhuǎn)中，農(nóng)戶轉(zhuǎn)包土地后大多轉(zhuǎn)移到城市從事非農(nóng)就業(yè)，而承包土地的農(nóng)戶仍留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)相關(guān)工作，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和工業(yè)生產(chǎn)率的差異導(dǎo)致不同土地流轉(zhuǎn)方向收入效應(yīng)的分化，即土地轉(zhuǎn)包后的非農(nóng)就業(yè)收入大于土地承包后的農(nóng)業(yè)就業(yè)收入。據(jù)此提出假設(shè)H3。

H3：土地轉(zhuǎn)包比土地承包的收入效應(yīng)更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文數(shù)據(jù)來源于2013年中國家庭收入調(diào)查收據(jù)。中國家庭收入調(diào)查（CHIP）重點(diǎn)在于研究“中國收入和不平等”狀況，考慮到中國流動人口規(guī)模越來越大，在最初針對城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查的基礎(chǔ)上，于2002年增加流動人口調(diào)查。中國家庭收入調(diào)查已在1989年、1996年、2003年、2008年和2014年進(jìn)行五次入戶調(diào)查，目前最新數(shù)據(jù)為2014年調(diào)查的2013年數(shù)據(jù)。

本文被解釋變量為農(nóng)戶可支配收入總額，核心解釋變量為土地轉(zhuǎn)包面積和土地承包面積?？刂谱兞堪▊€(gè)人、社會保障、勞動安排和家庭資產(chǎn)負(fù)債總額特征四類。其中個(gè)人特征變量包括性別、婚姻狀況、民族、政治面貌、戶口性質(zhì)、教育年限和健康狀況；社會保障特征變量包括是否享有醫(yī)療保險(xiǎn)、是否享有最低社會保障、是否享有養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否享有勞保福利；勞動安排特征變量包括是否從事農(nóng)林牧漁生產(chǎn)活動和是否從事工資性生產(chǎn)活動；家庭資產(chǎn)負(fù)債特征變量包括家庭人民幣金融資產(chǎn)總額、住戶負(fù)債總額和是否提出借貸請求。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1為樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析。樣本中可支配收入最小值為-2.2，最大值為160，表明2013年中國農(nóng)村家庭收入存在負(fù)收入情況，最高收入達(dá)160萬元；土地轉(zhuǎn)包面積和土地承包面積的最大值分別為42畝和400畝。性別均值為0.521，表明男性多于女性；婚姻狀況均值為0.643，表明大多數(shù)受訪者已婚；民族均值為0.920，表明絕大部分受訪者為漢族；政治面貌和戶口性質(zhì)均值分別為0.047 和0.945，表明絕大多數(shù)受訪者為非中共黨員和農(nóng)業(yè)戶口；受教育年限均值為7.414。絕大部分享有醫(yī)療保險(xiǎn)，大部分享有養(yǎng)老保險(xiǎn)，極少享有最低社會保障和勞保福利。人民幣金融資產(chǎn)總額最大值為362.6萬元，負(fù)債總額最大值為90萬元。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

（三）模型設(shè)定

為探究土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響，本文設(shè)定基本計(jì)量模型如下。

式（1）用來衡量土地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。其中，y為農(nóng)戶可支配收入，tdlz代表土地流轉(zhuǎn)，包括土地轉(zhuǎn)包和土地承包，Xi為控制變量，ui為誤差項(xiàng)。

同時(shí)，為測算土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，本文建立分位數(shù)回歸模型。分位數(shù)函數(shù)如下。

式（4）中，若tau=0.75，則表示有75%的數(shù)據(jù)在最小化損失函數(shù)求得的回歸曲線f下方，25%位于曲線上方。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中列（1）是以土地轉(zhuǎn)包面積為被解釋變量的模型估計(jì)值；列（2）是以土地轉(zhuǎn)包畝均費(fèi)用為被解釋變量的模型估計(jì)值。列（3）和列（4）分別是以土地承包面積和土地承包畝均費(fèi)用為被解釋變量的模型估計(jì)值。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

續(xù)表

由表2 可知，土地轉(zhuǎn)包和土地承包均顯著促進(jìn)農(nóng)戶收入增加。其中，在控制其他條件不變情形下，土地轉(zhuǎn)包面積每增加1畝，農(nóng)戶收入增加0.065萬元，土地轉(zhuǎn)包畝均費(fèi)用每增加1%，農(nóng)戶收入增加4.806%。同時(shí)，在控制其他條件不變情形下，土地承包面積每增加1 畝，農(nóng)戶收入增加0.025 萬元，土地承包畝均費(fèi)用每增加1%，農(nóng)戶收入增加13.554%。進(jìn)一步對比發(fā)現(xiàn)，土地轉(zhuǎn)包比土地承包對農(nóng)戶收入的收入效應(yīng)更高。土地承包面積對農(nóng)戶收入的邊際影響為0.025，而土地轉(zhuǎn)包面積的邊際影響為0.065，即土地轉(zhuǎn)包的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是土地承包經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的2.6倍。換言之，對農(nóng)戶而言，將土地轉(zhuǎn)包比自身承包具有更好的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。實(shí)際上，將土地轉(zhuǎn)包后，大部分農(nóng)戶作為轉(zhuǎn)移人口到城市務(wù)工，故相比于農(nóng)民職業(yè)化，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化更有助于促進(jìn)農(nóng)戶收入增加。

土地轉(zhuǎn)包方面，個(gè)人特征因素中，已婚、漢族且為中共黨員對農(nóng)戶增收有積極作用；同時(shí)，戶口性質(zhì)、身體健康狀況對農(nóng)戶增收有消極作用，即非農(nóng)戶口收入水平更高，農(nóng)戶身體越健康，收入水平越高。農(nóng)戶家庭資產(chǎn)負(fù)債特征因素中，家庭金融資產(chǎn)越多，家庭收入越高。此外，提出借貸請求對農(nóng)戶增收有積極作用，驗(yàn)證了農(nóng)村小額信貸的溢貧效用。社會保障因素中，醫(yī)療保險(xiǎn)、最低社會保障、養(yǎng)老保險(xiǎn)和勞保福利對農(nóng)戶增收均有消極作用，表明享有醫(yī)療保險(xiǎn)、最低社會保障、養(yǎng)老保險(xiǎn)和勞保福利可能無助于農(nóng)戶收入增加，但其系數(shù)估計(jì)值均未通過顯著性檢驗(yàn)，最終效果有待進(jìn)一步探討。土地承包方面，民族為漢族顯著增加農(nóng)戶收入，已婚可能促進(jìn)農(nóng)戶收入增加。家庭資產(chǎn)負(fù)債因素中，家庭持有的人民幣金融資產(chǎn)總額每增加1萬元，農(nóng)戶收入分別增加0.190萬元和0.186萬元，均在1%水平下顯著。家庭負(fù)債規(guī)模在1%水平下顯著促進(jìn)農(nóng)戶增收。提出借貸請求對農(nóng)戶增收有積極作用，但未通過顯著性檢驗(yàn)。社會保障特征變量對農(nóng)戶收入的系數(shù)估計(jì)值均為負(fù)，表明在土地承包模型中，享有社會保障可能無助于提高農(nóng)戶收入。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)

中國不同區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異巨大，不同區(qū)域農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可能存在較大差異。因此，本文將樣本數(shù)據(jù)劃分為東部和中部地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。表3為異質(zhì)性檢驗(yàn)估計(jì)值，其中，列（1）和列（2）是東部地區(qū)和中部地區(qū)以土地轉(zhuǎn)包面積為被解釋變量的模型估計(jì)值，列（3）和列（4）是以土地承包面積為被解釋變量的東部地區(qū)和中部地區(qū)模型估計(jì)值。

表3 異質(zhì)性檢驗(yàn)

由表3可知，土地轉(zhuǎn)包方面，東部地區(qū)土地轉(zhuǎn)包的系數(shù)估計(jì)值為0.030，而中部地區(qū)土地轉(zhuǎn)包對農(nóng)戶可支配收入的系數(shù)估計(jì)值為0.111，是東部地區(qū)的3.70倍。表明在控制其他條件不變情形下，東部地區(qū)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)包面積每增加1畝，農(nóng)戶可支配收入增加0.03萬元，而中部地區(qū)則增加0.111萬元。土地承包方面，東部地區(qū)土地承包的系數(shù)估計(jì)值為0.013，而中部地區(qū)土地承包的系數(shù)估計(jì)值為0.049，是東部地區(qū)的3.77倍。表明在控制其他條件不變情形下，土地承包面積每增加1畝，東部地區(qū)農(nóng)戶收入增加0.013萬元，而中部地區(qū)農(nóng)戶收入則增加0.049萬元。因此，不論是土地轉(zhuǎn)包的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)還是土地承包的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，中部地區(qū)始終大于東部地區(qū)。

（三）規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效應(yīng)，本文對土地轉(zhuǎn)包面積、土地轉(zhuǎn)包畝均費(fèi)用和土地承包面積、土地承包畝均費(fèi)用進(jìn)行分位數(shù)回歸。

圖1為土地轉(zhuǎn)包面積（左）和轉(zhuǎn)包畝均費(fèi)用（右）分位數(shù)回歸圖?？梢钥闯觯?/10分位后土地轉(zhuǎn)包面積分位數(shù)估計(jì)值出現(xiàn)下降趨勢，表明土地轉(zhuǎn)包面積可能并不存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)。在6/10位數(shù)之前土地轉(zhuǎn)包費(fèi)用分位數(shù)估計(jì)值變化較為平穩(wěn)，而在6/10位數(shù)后分位數(shù)估計(jì)值顯著上升，表明土地轉(zhuǎn)包畝均費(fèi)用超過2.9萬元（土地轉(zhuǎn)包費(fèi)用的6/10分位數(shù)）后，土地轉(zhuǎn)包畝均費(fèi)用越高，農(nóng)戶收入增加幅度越大。

圖2為土地承包面積（左）和承包畝均費(fèi)用（右）分位數(shù)回歸圖?？梢钥闯?，土地承包面積對農(nóng)戶可支配收入的分位數(shù)估計(jì)值呈波動上升趨勢，表明土地承包面積可能存在一定程度的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。相反，盡管在1/4、1/2和3/4位數(shù)的土地承包費(fèi)用分位數(shù)估計(jì)值表現(xiàn)出逐步增加的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，但在詳細(xì)的分位數(shù)回歸圖中則并未表現(xiàn)出明顯的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

（四）要素配置效應(yīng)檢驗(yàn)

不再具有土地經(jīng)營權(quán)，土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶多選擇外出就業(yè)。因此，本文以外出就業(yè)和未外出就業(yè)檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)的要素配置效應(yīng)，表4為模型估計(jì)結(jié)果。其中列（1）是土地轉(zhuǎn)包且外出就業(yè)的系數(shù)估計(jì)值，列（2）是土地轉(zhuǎn)包但未外出就業(yè)的模型估計(jì)值，列（3）是土地承包且外出就業(yè)的模型估計(jì)值，列（4）是土地承包但未外出就業(yè)的模型估計(jì)值。

由表4可知，在土地轉(zhuǎn)包且外出就業(yè)情形下，土地轉(zhuǎn)包對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)為0.077，高于土地轉(zhuǎn)包但未外出就業(yè)情況。農(nóng)戶承包土地且未外出情形下，土地承包面積對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)為0.029，低于土地承包且外出就業(yè)情況。因此，中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)存在要素配置效應(yīng)，即農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)后非農(nóng)就業(yè)有效提升了農(nóng)戶收入水平。

表4 外出就業(yè)對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到2013年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)可能存在時(shí)效性不足問題，本文進(jìn)一步采用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施，通過追蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，比較客觀反映了中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變化趨勢。中國家庭追蹤調(diào)查對象覆蓋全國25個(gè)省級行政區(qū)的16 000戶家庭，調(diào)查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，具有較好代表性。表5為替換數(shù)據(jù)后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

表5 替換數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由表5可知，采用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)重新估計(jì)后，土地流轉(zhuǎn)（包括土地轉(zhuǎn)包和土地承包）對收入水平的估計(jì)值同樣顯著為正，即土地流轉(zhuǎn)仍顯著促進(jìn)農(nóng)戶收入增加，土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)得到驗(yàn)證。同時(shí)，工作性質(zhì)為虛擬變量，農(nóng)業(yè)工作=1，非農(nóng)就業(yè)=0，土地流轉(zhuǎn)×工作性質(zhì)的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明土地流轉(zhuǎn)且從事非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)戶收入顯著更高，印證了土地流轉(zhuǎn)存在要素配置效應(yīng)。因此，基于2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明基準(zhǔn)回歸的結(jié)論是可靠的。

同時(shí)，考慮到土地流轉(zhuǎn)并非隨機(jī)行為，為解決可能存在的樣本自選擇問題，本文進(jìn)一步采用PSM進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示。前3 列是以土地轉(zhuǎn)包為被解釋變量的PSM 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，后3列是以土地承包為被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

表6 基于PSM的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由表6 可知，不論是以土地轉(zhuǎn)包為被解釋變量，還是以土地承包為被解釋變量，ATT 值均為正，即進(jìn)行土地轉(zhuǎn)包和土地承包的農(nóng)戶家庭收入比未進(jìn)行土地轉(zhuǎn)包和土地承包的農(nóng)戶更高。同時(shí)，在近鄰匹配和卡尺匹配中，以土地轉(zhuǎn)包為被解釋變量的ATT值均大于以土地承包為被解釋變量的ATT值，再一次證實(shí)土地轉(zhuǎn)包的收入效應(yīng)大于土地承包的收入效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

通過對2013年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，本文檢驗(yàn)了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，并得出如下結(jié)論：首先，與土地承包相比，土地轉(zhuǎn)包對農(nóng)戶收入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更高。其次，中部地區(qū)的土地轉(zhuǎn)包和土地承包的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)大于東部地區(qū)。再次，土地轉(zhuǎn)包可能并不存在規(guī)模效應(yīng)而土地承包存在一定程度的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。最后，中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)存在要素配置效應(yīng)，即土地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)能有效提升農(nóng)戶收入水平。中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)已進(jìn)入快速發(fā)展階段，可更好促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，提高農(nóng)戶收入，推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施。

（二）政策建議

一是加快構(gòu)建健全的土地流轉(zhuǎn)市場。中共中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳在2014年印發(fā)了《關(guān)于引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》，十九大報(bào)告明確提出要“深化農(nóng)村土地制度改革，完善承包地‘三權(quán)分置’制度”。十八大和十九大以來一系列政策文件表明土地流轉(zhuǎn)已獲得政策層面支持，但目前我國土地流轉(zhuǎn)市場建設(shè)并不健全，制約農(nóng)村土地有序流轉(zhuǎn)，無法高效發(fā)揮農(nóng)村土地經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。因此，構(gòu)建統(tǒng)一開放、秩序規(guī)范、信息充分的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場，既是優(yōu)化土地要素資源配置的有效方式，也是促進(jìn)農(nóng)村發(fā)展，提高農(nóng)民收入的必然要求。

二是加大農(nóng)業(yè)投資力度，推動農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營。盡管我國土地流轉(zhuǎn)面積不斷擴(kuò)大，但本文結(jié)論表明，我國農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營效果依然十分有限。因此，除構(gòu)建健全的土地流轉(zhuǎn)市場，提高土地流轉(zhuǎn)效率外，還要加大農(nóng)業(yè)投資力度，完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，以更好地推動農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營。

三是積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化。本文結(jié)論表明，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化比農(nóng)民職業(yè)化更能推動農(nóng)戶收入增加。在農(nóng)業(yè)剩余人口龐大和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口巨大的背景下，應(yīng)深化戶籍制度改革，進(jìn)一步放寬城市尤其是中小城市落戶條件，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就業(yè)服務(wù)和職業(yè)技能培訓(xùn)，提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入城鎮(zhèn)能力，推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化。