吳笑語 蔣遠(yuǎn)勝

2017年十九大報(bào)告中“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略的提出，體現(xiàn)了“三農(nóng)”工作仍是全黨工作的重點(diǎn)。2018年的中央一號(hào)文件以及之后印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018-2022年)》，強(qiáng)調(diào)了民族地區(qū)具有民族特色的村落和村寨對(duì)文化傳承的重要性，建議打造特色文化產(chǎn)業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、文化產(chǎn)業(yè)特色村和文化產(chǎn)業(yè)群，同時(shí)要求進(jìn)一步支持民族地區(qū)和邊疆地區(qū)的教育事業(yè)發(fā)展，吸引人才投身民族地區(qū)的鄉(xiāng)村振興。重點(diǎn)投入農(nóng)業(yè)農(nóng)村，協(xié)同進(jìn)行鄉(xiāng)村振興，是實(shí)現(xiàn)共同富裕的基礎(chǔ)，也是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的要求。鄉(xiāng)村振興的實(shí)現(xiàn)意味著農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，也意味著農(nóng)村居民物質(zhì)和精神上的需求得到進(jìn)一步的滿足，生活富足。

近年來，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入逐年上升，2020年達(dá)到了32189元，其中城鎮(zhèn)居民為43834元，農(nóng)村居民為17131元。與我國(guó)的平均情況相比，民族八省區(qū)在2020年的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為37280元，農(nóng)村居民為14037元，相對(duì)較低。如圖1所示，民族八省區(qū)的居民在2012-2020年間城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入也在逐年增長(zhǎng)，但是城鄉(xiāng)居民的收入差距呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢(shì)。要想振興鄉(xiāng)村，富裕農(nóng)民，就必須要拓寬農(nóng)戶的收入渠道，著重增加農(nóng)戶的收入，縮小城鄉(xiāng)間的收入差距。

圖1 2012-2020年民族八省區(qū)城鄉(xiāng)居民人均可支配收入

影響農(nóng)戶增收的因素眾多，但是農(nóng)戶天生就擁有的一項(xiàng)生產(chǎn)要素就是土地。對(duì)于從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶來說，土地等生產(chǎn)要素能夠影響農(nóng)戶的生產(chǎn)效率，進(jìn)而影響農(nóng)村家庭的產(chǎn)出[1]，最終影響著農(nóng)戶家庭的收入情況[2]。而對(duì)于從事非農(nóng)職業(yè)的農(nóng)戶來說，勞動(dòng)力向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移也會(huì)提高農(nóng)戶家庭的收入水平[3]。隨著農(nóng)戶對(duì)于從事農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)的差異化需求，他們對(duì)農(nóng)村土地的需求也有著顯著的不同，因此國(guó)家從2005年起開始調(diào)整農(nóng)村土地制度。尤其是在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出后，近年來的中央一號(hào)文件都強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革的重要性，要求不斷鞏固改革成果：完善“三權(quán)分置”制度，建設(shè)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)交易市場(chǎng)，推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)的土地實(shí)現(xiàn)有序流轉(zhuǎn)；培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，發(fā)展多種形式適度規(guī)?；?jīng)營(yíng)。在國(guó)家的推動(dòng)下，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)呈現(xiàn)出了多元化、市場(chǎng)化、規(guī)?；内厔?shì)[4]，這十幾年中土地流轉(zhuǎn)比例也得到了極大的提高。在2007年，我國(guó)家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積僅有0.64億畝，而這個(gè)數(shù)值到2016年底攀升至4.71億畝，占比從原先的不足5%上升至35.1%；這35.1%的承包耕地是由6788.9萬農(nóng)戶流轉(zhuǎn)出，占農(nóng)戶總承包戶的29.7%。在部分東部沿海發(fā)達(dá)省份，農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的比例高達(dá)50%[5]，相比全國(guó)30%的平均值，可以看出由于民族地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)起步較晚，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的比例相對(duì)東部沿海地區(qū)較低。

在關(guān)注農(nóng)戶收入提高的同時(shí)，還需關(guān)注農(nóng)村區(qū)域之間、農(nóng)戶收入群體之間的差距。即使民族八省區(qū)的農(nóng)村居民在2012-2020年間的人均可支配收入是逐年增加的，但是高收入的農(nóng)戶與低收入的農(nóng)戶之間的收入差距是否正在擴(kuò)大也是值得關(guān)注的問題。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是為了推動(dòng)鄉(xiāng)村地區(qū)的進(jìn)一步發(fā)展，既要實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶的總體生活水平富裕，同時(shí)也應(yīng)該實(shí)現(xiàn)不同農(nóng)戶群體之間的共同富裕。那么，民族地區(qū)的農(nóng)戶是否享受到土地流轉(zhuǎn)帶來的紅利？土地流轉(zhuǎn)又會(huì)否造成民族地區(qū)農(nóng)戶之間收入差距的變化？這是本文需要解答的問題。

一、農(nóng)戶與土地流轉(zhuǎn)問題研究回顧

學(xué)者們對(duì)于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)所產(chǎn)生的影響進(jìn)行了相當(dāng)?shù)难芯俊Ｒ环矫?，學(xué)者們關(guān)注了土地流轉(zhuǎn)對(duì)生產(chǎn)力與生產(chǎn)效率的影響。在土地流轉(zhuǎn)受到限制的地區(qū)，農(nóng)戶為了追求更高的產(chǎn)出，只能追求農(nóng)田生產(chǎn)力以及灌溉效率的提升[6]；而在土地流轉(zhuǎn)沒有受到限制的地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)形成規(guī)?；?jīng)營(yíng)后，農(nóng)業(yè)機(jī)械等現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)手段的使用能夠提高生產(chǎn)者的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率[7]。此外，土地流轉(zhuǎn)也會(huì)促使更多的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的形成，這不僅是我國(guó)耕地管理和集約化生產(chǎn)的重要途徑[8]，還能夠削弱農(nóng)村現(xiàn)存的空心化現(xiàn)象，重新激發(fā)農(nóng)村的活力，不僅具有社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效益，還能夠保持農(nóng)村的可持續(xù)發(fā)展，助力鄉(xiāng)村振興[9]。

另一方面，他們還重點(diǎn)關(guān)注了土地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)村居民貧困的減緩作用以及家庭的增收作用。尤其在那些第一產(chǎn)業(yè)相對(duì)發(fā)達(dá)、而二三產(chǎn)業(yè)相對(duì)落后的國(guó)家和地區(qū)，農(nóng)戶所能夠支配的土地的數(shù)量與質(zhì)量對(duì)他們的收入有著直接的影響[10]。國(guó)外學(xué)者們研究表明，農(nóng)村土地使用權(quán)的非正式轉(zhuǎn)讓有助于減少貧困的發(fā)生[11]，如果農(nóng)村土地的使用權(quán)能夠下放到農(nóng)戶手中，農(nóng)戶的資產(chǎn)可以得到更好地保護(hù)，農(nóng)戶之間因?yàn)橥恋囟a(chǎn)生沖突也會(huì)削減[12]，因此成功的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有助于促使農(nóng)村經(jīng)濟(jì)從相對(duì)貧困的、依賴農(nóng)業(yè)的狀態(tài)過渡到相對(duì)發(fā)達(dá)的、依賴人力資本的狀態(tài)[13]。國(guó)內(nèi)學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)，土地的轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出都能夠提升農(nóng)戶收入[14]、降低貧困發(fā)生率[15]，具有顯著的多維減貧效應(yīng)[16]，即當(dāng)土地流轉(zhuǎn)形成了一定的規(guī)模、實(shí)現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)時(shí)，土地的產(chǎn)出率提高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者收入得到提升；而隨著更多的土地從生產(chǎn)效率較低的農(nóng)戶手中轉(zhuǎn)入生產(chǎn)效率較高的農(nóng)戶手中，更多的農(nóng)戶轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)，從而提升了工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入[17]。同時(shí)，學(xué)者們還考慮到了農(nóng)戶內(nèi)部的收入差距是否會(huì)因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)而產(chǎn)生變化，是否在兼顧效率的同時(shí)做到公平。有學(xué)者認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)有利于減緩農(nóng)村居民的收入差距，削減了收入不平等[18]；而更多的學(xué)者則持有相反的研究結(jié)論[19]，他們認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)擴(kuò)大了農(nóng)戶之間的收入差距，因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)會(huì)促使土地集中在高收入的農(nóng)戶手中，因而產(chǎn)生的福利效應(yīng)對(duì)高收入農(nóng)戶更加顯著[20]。

總體來說，學(xué)者們對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶收入和收入差距的影響都有著相當(dāng)?shù)难芯?，但是?duì)于民族地區(qū)農(nóng)戶收入受到土地流轉(zhuǎn)影響的研究相對(duì)較少。因此本文聚焦民族地區(qū)，探索土地流轉(zhuǎn)對(duì)民族地區(qū)的農(nóng)戶家庭收入是否有著支撐作用。

二、土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入影響的理論分析

(一)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響

土地流轉(zhuǎn)的根本目的是為了重新配置生產(chǎn)要素，優(yōu)化土地資源的配置，獲取更多的收益，這一行為也意味著生產(chǎn)效率低的農(nóng)戶會(huì)將土地流轉(zhuǎn)向生產(chǎn)效率高的農(nóng)戶[21]。通過轉(zhuǎn)入土地，農(nóng)戶能夠獲取更多的耕地資源，能夠形成一定程度上的適度化規(guī)模經(jīng)營(yíng)，在合理投入農(nóng)業(yè)機(jī)械、勞動(dòng)力、化肥農(nóng)藥、水利灌溉等的情況下，合理壓縮生產(chǎn)和銷售的成本，可以達(dá)到增加收入的目的。通過轉(zhuǎn)出土地，農(nóng)戶可以擺脫土地對(duì)勞動(dòng)力的限制作用，在獲取土地租金的情況下，將剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，獲取經(jīng)營(yíng)性或工資性收入，拓寬收入渠道，提高家庭收入[22]。

(二)土地流轉(zhuǎn)對(duì)收入差距的影響

由于農(nóng)戶之間初始的資金積累和要素稟賦存在差異，他們對(duì)土地的投入狀況也就會(huì)存在差異，最終導(dǎo)致不同收入水平的農(nóng)戶從中獲取的收益產(chǎn)生差異。那些本身收入較高的農(nóng)戶，如果選擇轉(zhuǎn)入土地，他們的初始資金能夠幫助他們?cè)谕恋厥袌?chǎng)上租賃到一定規(guī)模的土地，也能夠幫助他們購買足夠多的投入品，最終實(shí)現(xiàn)更高的產(chǎn)值；如果選擇轉(zhuǎn)出土地，更多地投入到非農(nóng)部門，那么他們的初始資金與社會(huì)資本也能夠有助于他們?cè)趧趧?dòng)力市場(chǎng)上進(jìn)行務(wù)工或自主創(chuàng)業(yè)。而那些本身收入較低的農(nóng)戶，如果選擇轉(zhuǎn)入土地，他們?nèi)狈Y金來租賃大片的土地以及支付更大的農(nóng)業(yè)投入，難以形成規(guī)?；?jīng)營(yíng)；如果選擇轉(zhuǎn)出土地，可以獲取土地的租金，同時(shí)向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移以尋求就業(yè)。這也意味著，理論上無論是轉(zhuǎn)入還是轉(zhuǎn)出，農(nóng)戶都能夠在其中獲取一定的收益，但是由于最高收入的農(nóng)戶初始的資金積累更多，他們?cè)谵r(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)上能夠進(jìn)行的投入也就更多，規(guī)模效應(yīng)的作用下獲益也會(huì)越多，導(dǎo)致他們與中等收入農(nóng)戶之間差距拉大；而最低收入的農(nóng)戶由于起點(diǎn)較低，轉(zhuǎn)出土地獲得的穩(wěn)定租金能夠在相當(dāng)程度上拉高家庭收入，導(dǎo)致他們與中等收入的農(nóng)戶之間收入差距有一定的縮小。因此土地流轉(zhuǎn)對(duì)高、中、低收入農(nóng)戶的收入效應(yīng)應(yīng)該呈現(xiàn)為U型。

三、民族地區(qū)土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的實(shí)證策略

(一)模型構(gòu)建

1.傾向得分匹配PSM模型

農(nóng)戶家庭選擇是否進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)很大情況下是基于自身家庭的異質(zhì)性來進(jìn)行決策的，這是一種自我選擇，因此這些“流轉(zhuǎn)戶”與“非流轉(zhuǎn)戶”之間的先驗(yàn)條件存在較大差異，這可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)偏誤的問題。為了緩解上述的自選擇偏差導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，本文采用了傾向得分匹配PSM模型，經(jīng)過匹配再抽樣，再構(gòu)建出進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶假如未流轉(zhuǎn)時(shí)的收入水平這一反事實(shí)框架，估計(jì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的凈收入效應(yīng)，達(dá)到減少偏差的目的。

PSM模型首先需要估計(jì)傾向得分，假設(shè)農(nóng)戶是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)是由可觀測(cè)因素決定的，通過logit回歸來得出農(nóng)戶進(jìn)行流轉(zhuǎn)的傾向得分：

pi(x)=Prob(D=1|Xi)=E(D|Xi)

(1)

(1)式中，D是一個(gè)二元選擇解釋變量，代表是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，Xi是一系列影響農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)選擇的特征變量。其次，需要進(jìn)行樣本配對(duì)。在計(jì)算得出傾向得分值之后，為每一個(gè)進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶匹配另一個(gè)最相近的“反事實(shí)”個(gè)體(即未進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶)。本文采用了三種匹配方法，分別是最近鄰匹配、卡尺匹配與核匹配，通過比較結(jié)果來佐證其穩(wěn)健性。最終，還需根據(jù)匹配結(jié)果計(jì)算出平均處理效應(yīng)(ATT)，即土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)。實(shí)際進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶的ATT表達(dá)式為：

ATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)=E(Y1i|Di=1)-E(Y0i|Di=1)

(2)

(2)式中，Di=1代表農(nóng)戶i進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)，Y代表農(nóng)戶的家庭收入水平，Y1i和Y0i分別表示農(nóng)戶i在進(jìn)行與未進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)時(shí)的家庭收入水平。ATT表示流轉(zhuǎn)戶土地流轉(zhuǎn)之后的收入與假如不流轉(zhuǎn)的收入之差，即土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入水平的凈效應(yīng)。

2.分位數(shù)回歸QR模型

分位數(shù)回歸QR模型能夠研究自變量在條件分布的不同位置上，對(duì)因變量解釋程度的不同，因此本文將農(nóng)戶分為位于不同收入分位上的農(nóng)戶，分別研究土地流轉(zhuǎn)對(duì)他們收入的影響和邊際貢獻(xiàn)率。首先構(gòu)建分位數(shù)回歸模型：

Quantτ(Yi|Xi)=βτXi

(3)

(3)式中，βτ是Xi在τ分位上的回歸系數(shù)，Quantτ(Yi|Xi)代表Yi在τ(0<τ<1)分位點(diǎn)上的條件分位數(shù)。βτ可以通過最小化絕對(duì)離差來計(jì)算：

(4)

(二)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文采用2018年的截面數(shù)據(jù)。由于本文重點(diǎn)關(guān)注民族地區(qū)的情況，因此根據(jù)CFPS的題設(shè)，將民族地區(qū)定義為“民族八省區(qū)”——即少數(shù)民族人口相對(duì)集中的內(nèi)蒙古、廣西、西藏、寧夏、新疆自治區(qū)和貴州、云南、青海省。本文也考慮過采用少數(shù)民族身份來進(jìn)行區(qū)分，但是由于問卷采集的結(jié)果中，較多受訪者的民族身份的數(shù)據(jù)缺失，最終還是選取了民族八省區(qū)作為劃分標(biāo)準(zhǔn)。在數(shù)據(jù)處理過程中，本文首先剔除非民族八省區(qū)的樣本，同時(shí)僅保留居住在農(nóng)村的農(nóng)戶樣本，然后根據(jù)研究目標(biāo)和CFPS問卷中的問題選取所需變量，其中包括涉及農(nóng)戶家庭收入、農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)戶個(gè)體及家庭特征的相關(guān)變量。在剔除含有異常值和缺失值的樣本后，本文獲得有效樣本1638份，樣本覆蓋8個(gè)省(自治區(qū))。

(三)變量選取

1.結(jié)果變量Y。Y表征農(nóng)戶家庭的收入水平，本文采用農(nóng)戶家庭的人均純收入來作為被解釋變量。相較于整個(gè)家庭的總收入來說，人均收入剔除掉了家庭規(guī)模產(chǎn)生的影響，能夠更加準(zhǔn)確地反映出一個(gè)家庭的收入水平。在實(shí)證中，本文使用Y的自然對(duì)數(shù)形式lnY。

2.處理變量D。D是農(nóng)戶家庭是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)。在問卷中，對(duì)問題“是否將土地出租他人”或“您家是否租用他人土地”選擇了“是”，即認(rèn)為該農(nóng)戶家庭在當(dāng)年進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)，賦值D=1；而這兩個(gè)問題同時(shí)選擇“否”的農(nóng)戶家庭沒有進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，賦值D=0。

3.控制變量?？刂谱兞堪ㄐ詣e、是否有配偶、受教育程度、身體健康狀況、是否從事個(gè)體私營(yíng)、是否兼職、家庭消費(fèi)性支出(取對(duì)數(shù)形式)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、是否經(jīng)歷征地、是否擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械、是否購買養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否購買醫(yī)保、家庭規(guī)模。在進(jìn)行PSM估計(jì)之前，本文通過psestimate命令比較不同模型的極大似然值來對(duì)解釋變量進(jìn)行了篩選，選擇出了合適的協(xié)變量來促使匹配得到最佳的擬合程度[23]。篩選得出的一階協(xié)變量包括性別、是否兼職、家庭消費(fèi)性支出、家庭規(guī)模、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、是否經(jīng)歷征地、是否擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械、是否購買養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否購買醫(yī)保，以及一些二階協(xié)變量。

四、民族地區(qū)土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果

(一)PSM模型估計(jì)結(jié)果：土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶人均收入的影響

表1報(bào)告了影響民族地區(qū)農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)決策因素的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，家庭規(guī)模對(duì)土地流轉(zhuǎn)決策是有顯著的正向影響，擁有更多家庭成員意味著他們更愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，這可能是因?yàn)榧彝ヒ?guī)模的大小在一定程度上體現(xiàn)了勞動(dòng)力數(shù)量的多少，能投入更多勞動(dòng)力要素的家庭無論是租入土地從事農(nóng)業(yè)還是租出土地從事非農(nóng)業(yè)，都有一定的優(yōu)勢(shì)。是否經(jīng)歷征地對(duì)土地流轉(zhuǎn)決策的影響也是顯著為正的，這與預(yù)期結(jié)果有著一定的差異，理論上來說經(jīng)歷過土地征收的農(nóng)戶可能會(huì)擔(dān)心地權(quán)的穩(wěn)定性，從而不愿意轉(zhuǎn)入他人土地，但是考慮到近年來中央一號(hào)文件以及農(nóng)業(yè)農(nóng)村部都在聚焦保護(hù)耕地紅線，可能農(nóng)戶對(duì)于流轉(zhuǎn)耕地的地權(quán)穩(wěn)定性有著較高的信任度。家庭消費(fèi)性支出也有著明顯的正向作用，支出高的農(nóng)戶一定程度上要求他們的收入較高，因此自己擁有的小片地塊并不足以支持較高的支出，因此，他們可能傾向于放棄花費(fèi)時(shí)間成本在小農(nóng)業(yè)上，而是選擇將農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模做大，或是外出務(wù)工或進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。購買了養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)的農(nóng)戶也會(huì)更愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，在這兩種保險(xiǎn)的保障下，原來土地對(duì)農(nóng)戶的保障功能逐漸削減，農(nóng)戶自身的抗風(fēng)險(xiǎn)能力也得到了提高，因此農(nóng)戶能夠更加放心地將土地轉(zhuǎn)出或是投入更多資金來擴(kuò)大土地規(guī)模。

表1 PSM模型關(guān)于土地流轉(zhuǎn)選擇的估計(jì)結(jié)果

表2報(bào)告了使用三種匹配方法估計(jì)土地流轉(zhuǎn)對(duì)民族地區(qū)農(nóng)戶家庭人均純收入的ATT的結(jié)果。近鄰匹配的估計(jì)結(jié)果中，ATT并不顯著。卡尺匹配與核匹配得出的結(jié)果中，ATT結(jié)果顯著為正，系數(shù)分別為0.117與0.084，也就意味著進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均純收入比他們假如未流轉(zhuǎn)的情況提高了12.41%(exp(0.117)-1)與8.76%(exp(0.084)-1)，均值為10.57%(exp(0.1005)-1)，這證明了農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)對(duì)家庭人均純收入有著顯著的提升作用。進(jìn)一步地，這兩種匹配方法的ATE為0.083與0.0713，小于對(duì)應(yīng)的ATT，這也說明了實(shí)際上進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶是能夠通過土地流轉(zhuǎn)獲取更多的收益。

表2 傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果

運(yùn)用PSM模型進(jìn)行估計(jì)需要滿足兩個(gè)前提條件，因此需要對(duì)這兩個(gè)前提進(jìn)行檢驗(yàn)：①共同支撐域檢驗(yàn)。圖2是最近鄰匹配法下流轉(zhuǎn)戶和未流轉(zhuǎn)戶匹配前后的傾向得分密度函數(shù)對(duì)比，其余2種匹配方法與得到的結(jié)果與此類似。可以看出，在匹配后，流轉(zhuǎn)戶與未流轉(zhuǎn)戶的傾向得分概率密度分布重疊范圍得到了擴(kuò)大。②平衡性檢驗(yàn)。表3報(bào)告了匹配前后參與匹配變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，經(jīng)過匹配，參與匹配的各協(xié)變量的偏差實(shí)現(xiàn)了大幅度的下降：Pesudo-R2值和LR chi2值大幅下降到接近于0，偏差均值的下降也代表了匹配的效果更好，一般來說數(shù)值小于20即可[24]。

圖2 流轉(zhuǎn)戶和未流轉(zhuǎn)戶匹配前后的傾向得分密度函數(shù)對(duì)比

表3 匹配前后參與匹配變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)分位數(shù)回歸QR模型估計(jì)結(jié)果：土地流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入點(diǎn)位農(nóng)戶人均純收入的影響

表4報(bào)告了在0.1到0.9這九個(gè)不同收入分位點(diǎn)上，民族地區(qū)農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)對(duì)人均純收入的影響。與預(yù)期的不同，土地流轉(zhuǎn)邊際影響效應(yīng)與農(nóng)戶的收入水平之間并非呈現(xiàn)出U字型關(guān)系，而是土地流轉(zhuǎn)對(duì)最低收入農(nóng)戶的收入效應(yīng)達(dá)到了最大，隨后呈現(xiàn)出波動(dòng)下降的趨勢(shì)。可能的原因是，樣本中的農(nóng)戶處于高收入水平的人數(shù)太少了。圖3是土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶人均純收入影響的分位數(shù)變化情況圖，可以更明顯地看出土地流轉(zhuǎn)對(duì)位于0.1到0.9收入分位點(diǎn)上的農(nóng)戶的影響呈現(xiàn)出了波動(dòng)下降趨勢(shì)。也就是說，最窮的農(nóng)戶能夠享受到土地流轉(zhuǎn)最多的紅利，這有助于他們縮小自身與其他農(nóng)戶之間的收入差距；對(duì)于中間階層的農(nóng)戶，雖然土地流轉(zhuǎn)的邊際效應(yīng)在此處相對(duì)下降了，但是依然可觀，他們也應(yīng)該抓住機(jī)會(huì)主動(dòng)參與土地流轉(zhuǎn)。

表4 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶人均純收入影響的分位數(shù)回歸

圖3 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶人均純收入影響的分位數(shù)變化情況

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了證實(shí)前文使用PSM進(jìn)行的實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性，本文再通過2SLS和Heckman兩階段模型來進(jìn)行檢驗(yàn)。在其他控制變量不變的情況下，選取“家庭規(guī)?！焙汀笆欠褓徺I醫(yī)保”作為工具變量。由于在選擇被解釋變量時(shí)，本文采用了人均純收入，從而剝離了家庭人數(shù)對(duì)家庭總收入的影響，因此家庭規(guī)模會(huì)對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的決策產(chǎn)生影響，但是不會(huì)影響家庭的人均收入水平，從而是一個(gè)外生的變量，可以作為工具變量。類似的，農(nóng)戶家庭是否購買醫(yī)保，對(duì)他們面對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)狀況時(shí)的應(yīng)急能力有著一定的影響，從而對(duì)他們是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的決策產(chǎn)生影響，但是是否購買醫(yī)保并不會(huì)直接影響家庭人均收入狀況，因此這也是一個(gè)可以作為工具變量的外生變量。如表5所示，在采用上述2個(gè)工具變量之后，2SLS模型的估計(jì)結(jié)果顯示，是否進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)對(duì)民族地區(qū)農(nóng)戶人均純收入的影響顯著為正，與PSM回歸結(jié)果相同。同時(shí)，不可識(shí)別檢驗(yàn)的Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量的p值為0.000，小于0.01，顯著拒絕了“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)；弱工具變量檢測(cè)的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量為14.626、Kleibergen-Paap Wald rk F統(tǒng)計(jì)量為17.672，均大于15%的臨界值；過度識(shí)別檢驗(yàn)的Hansen J統(tǒng)計(jì)量的p值為0.5899，大于0.05，說明所有工具變量都是外生的。

表5 農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的2SLS、Heckman估計(jì)結(jié)果

在Heckman選擇方程的估計(jì)結(jié)果中，家庭消費(fèi)性支出、是否購買養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械、是否購買醫(yī)保對(duì)民族地區(qū)農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)決策的影響是正向的，家庭支出更高、購買了醫(yī)保和養(yǎng)老保險(xiǎn)、擁有農(nóng)機(jī)的農(nóng)戶更愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)；在收入方程中，從事個(gè)體私營(yíng)、家庭消費(fèi)性支出更高、經(jīng)歷過征地的農(nóng)戶收入受到的正向影響更大。Heckman兩階段模型的逆米爾斯值也是顯著的。

五、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用傾向得分匹配法和分位數(shù)回歸法分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)民族地區(qū)的農(nóng)戶家庭收入以及收入差距的影響，得到如下結(jié)論：①民族地區(qū)的農(nóng)戶能夠享受到土地流轉(zhuǎn)帶來的收入紅利。具體來說，假如農(nóng)戶沒有進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，他們的人均純收入會(huì)比實(shí)際情況(他們實(shí)際上進(jìn)行了土地流轉(zhuǎn))平均降低10.57%。②土地流轉(zhuǎn)對(duì)處于不同收入水平的民族地區(qū)農(nóng)戶來說，能夠產(chǎn)生的收入效應(yīng)是不同的，收入最低的農(nóng)民能夠享受到土地流轉(zhuǎn)的紅利最多，隨著收入水平的提升，農(nóng)戶能享受到的紅利波動(dòng)下降，這有利于縮小農(nóng)戶之間的收入差距。

(二)政策建議

民族地區(qū)的鄉(xiāng)村具有一定的特殊性。一方面，民族地區(qū)的鄉(xiāng)村，尤其是民族村寨是民族文化傳承的載體。少數(shù)民族的一些節(jié)慶日、祭祀和喪葬文化都要在這些特定的場(chǎng)所才具有其獨(dú)有的文化性，一旦遠(yuǎn)離民族地區(qū)的鄉(xiāng)村，這些民族文化就很難長(zhǎng)久地留存下去。另一方面，民族地區(qū)的鄉(xiāng)村在地理情況和生態(tài)環(huán)境上也有一定的獨(dú)特性。諸如西南地區(qū)的少數(shù)民族大多數(shù)聚居在山區(qū)，邊疆地區(qū)的少數(shù)民族也有著獨(dú)特的生活環(huán)境，而這些特殊的生活環(huán)境也就意味著他們可以在農(nóng)業(yè)上形成具有當(dāng)?shù)靥厣漠a(chǎn)業(yè)。因此，在針對(duì)民族地區(qū)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下的土地流轉(zhuǎn)提出政策建議時(shí)，就要充分考慮到民族地區(qū)鄉(xiāng)村的特殊性。

基于本文結(jié)論，一方面需要促進(jìn)民族地區(qū)的農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，達(dá)到提高收入水平的目的，另一方面則要注意農(nóng)戶之間的收入差距，減輕收入不平等的情況。在結(jié)合鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的大背景下，本文提出以下政策建議：

1.制定土地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策時(shí)，對(duì)民族地區(qū)的農(nóng)戶、尤其是低收入農(nóng)戶予以一定的政策傾斜。選擇民族地區(qū)的重點(diǎn)城市建立農(nóng)村產(chǎn)權(quán)交易所，實(shí)現(xiàn)農(nóng)交所對(duì)民族地區(qū)的覆蓋，充分發(fā)揮農(nóng)村產(chǎn)權(quán)交易所的中介作用，盡量降低土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的準(zhǔn)入門檻及交易成本，讓中低收入農(nóng)戶能夠放心地進(jìn)入土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)。同時(shí)，政府在土地流轉(zhuǎn)的過程中也要起到監(jiān)管的責(zé)任，保證所有的土地流轉(zhuǎn)都是在自愿原則下進(jìn)行，堅(jiān)持保護(hù)農(nóng)業(yè)耕地的原則，對(duì)農(nóng)用土地轉(zhuǎn)出后的經(jīng)營(yíng)方式進(jìn)行追蹤，同時(shí)還需充分考慮到不同民族的宗教信仰、風(fēng)俗習(xí)慣差異，避免部分村委或企業(yè)因追求土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益而對(duì)民族文化、建筑產(chǎn)生負(fù)面影響的情況發(fā)生。

2.對(duì)于轉(zhuǎn)入土地后的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，他們雖然擁有著一定的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)和技能，但是培訓(xùn)仍然能夠提升他們的生產(chǎn)技術(shù)，同時(shí)在社會(huì)化的農(nóng)藝服務(wù)幫助下，在政府補(bǔ)貼和銀行資金的支持下，新型經(jīng)營(yíng)主體的經(jīng)營(yíng)更容易形成規(guī)模效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)增收。這也就要求當(dāng)?shù)卣哟髮?duì)新型農(nóng)民的培訓(xùn)和技術(shù)支持，聯(lián)合地方高校和研究院所，開展技術(shù)下鄉(xiāng)服務(wù)，發(fā)展具有特色的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；政府還應(yīng)積極培育能夠提供農(nóng)藝服務(wù)的合作社，諸如農(nóng)業(yè)機(jī)械合作社等，滿足新型經(jīng)營(yíng)主體對(duì)社會(huì)化服務(wù)的需求，這也有助于拓寬農(nóng)戶的收入渠道；政府部門還應(yīng)該鼓勵(lì)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)、發(fā)展設(shè)施農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶積極申請(qǐng)補(bǔ)貼，減少部分農(nóng)戶因?yàn)槭芙逃潭认拗贫a(chǎn)生不愿意申請(qǐng)的情況發(fā)生，同時(shí)也需要農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)給予一定的信貸優(yōu)惠政策，予以農(nóng)戶更多的資金支持。

3.對(duì)于轉(zhuǎn)出土地后的農(nóng)戶，尤其是轉(zhuǎn)出土地后并沒有外出務(wù)工的農(nóng)戶，應(yīng)予以就業(yè)方面的指導(dǎo)和支持。隨著鄉(xiāng)村旅游業(yè)的逐步發(fā)展與盛行，部分轉(zhuǎn)出戶會(huì)選擇在當(dāng)?shù)匕l(fā)展民宿、餐飲、特色手工業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)，銀行可以根據(jù)農(nóng)戶個(gè)人信用發(fā)放創(chuàng)業(yè)小額貸款，村委也可以對(duì)創(chuàng)業(yè)群體進(jìn)行一定的指導(dǎo)和規(guī)劃，規(guī)避過度的同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)，幫助他們走出創(chuàng)業(yè)的第一步。部分轉(zhuǎn)出戶仍然會(huì)繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)，成為家庭農(nóng)場(chǎng)、合作社與龍頭企業(yè)等的雇工，政府也應(yīng)鼓勵(lì)這部分農(nóng)戶參與培訓(xùn)、并為他們提供農(nóng)業(yè)技能方面的培訓(xùn)，如果一名普通的農(nóng)戶能夠掌握駕駛農(nóng)業(yè)機(jī)械、病蟲害防治、農(nóng)產(chǎn)品的初加工等農(nóng)藝方面的技能，他們的收入渠道又能夠得到拓展。

4.政府與農(nóng)業(yè)院所應(yīng)聯(lián)合開展實(shí)地考察，為民族地區(qū)鄉(xiāng)村的特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行規(guī)劃，讓流轉(zhuǎn)后集中起來的土地能夠得到充分的利用，同時(shí)充分發(fā)揮具有民族特色的建筑、文化以及優(yōu)美生態(tài)環(huán)境的作用，吸引游客前往旅游。但是在這個(gè)過程中，除了對(duì)基本農(nóng)田的保護(hù)、避免農(nóng)地濫用外，還需注意人與環(huán)境的自然和諧，避免大規(guī)模的開發(fā)導(dǎo)致的環(huán)境破壞，因此要注意通過輪作、固沙、保護(hù)動(dòng)物棲息地等方式保護(hù)環(huán)境。綠水青山才是金山銀山，美麗生態(tài)的鄉(xiāng)村環(huán)境能夠?yàn)猷l(xiāng)村振興提供長(zhǎng)期的動(dòng)力，是實(shí)現(xiàn)“生態(tài)宜居”的基本要求。

5.推動(dòng)民族地區(qū)的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施，還需要加大對(duì)民族地區(qū)鄉(xiāng)村的基礎(chǔ)設(shè)施與公共服務(wù)的投入。無論是產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還是居民的生活，都離不開良好的基礎(chǔ)設(shè)施。更加完善的公路網(wǎng)、通訊網(wǎng)以及水電氣的提供能夠促使商品的高效運(yùn)輸，能夠提高農(nóng)村居民的生活舒適度，也有助于吸引來自城市的游客。其次，良好的公共服務(wù)在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施中也有著相當(dāng)重要的作用。鄉(xiāng)村內(nèi)部的規(guī)劃和治理有助于維護(hù)民族地區(qū)村寨內(nèi)部的歷史建筑。村委還應(yīng)該持續(xù)向民族地區(qū)村民宣傳講解醫(yī)療和養(yǎng)老保險(xiǎn)的作用，增強(qiáng)他們的抗風(fēng)險(xiǎn)能力。同時(shí)對(duì)于民族地區(qū)的鄉(xiāng)村教育上仍需加大扶持，除了義務(wù)教育以外，還需加強(qiáng)民族特有的文化、語言等方面的教育，避免造成民族文化的斷層。