錢有飛

(上饒師范學院 經濟與管理學院,江西 上饒 334001)

一、問題提出與文獻回顧

改革開放以來,我國農村家庭聯產承包責任制在取得了令人矚目的制度績效的同時,其不足之處也漸露端倪,尤其是土地按人均田承包所形成的農地細碎化的經營方式降低了農業(yè)生產的規(guī)模經濟效應[1－2],導致農產品生產成本過高,價格相對于美國等發(fā)達國家的農產品來說缺乏競爭優(yōu)勢,在國際貿易自由化的背景下,我國農產品將會大量依靠進口,而這又反過來制約國內的農產品生產能力與動力。同時,與農村家庭聯產承包責任制實施初期有所不同,在現階段,隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的不斷推進,我國具有大量非農就業(yè)崗位,由于農地細碎化經營下的務農收益低于外出務工的收益,大量青壯年農民進城務工,無心從事農業(yè)經營活動,農地拋荒與隱性拋荒(如復種指數降低、粗放式經營)以及農業(yè)從業(yè)人員老齡化成為普遍現象[3－5],大大降低了土地利用效率。農地細碎化經營的這些問題對農業(yè)增產、農民增收以及國家糧食安全造成了不良影響,而農地流轉則是解決當前中國農村土地利用細碎化的有效途徑之一。正因為如此,國家高度重視農地流轉問題,2003年實施并于2018年第二次修訂的《農村土地承包法》規(guī)定“農戶通過家庭承包取得的土地承包經營權可以依法采取轉包、出租、互換、轉讓或者其他方式流轉”[6];2014年則出臺專門的文件——《關于引導農村土地經營權有序流轉發(fā)展農業(yè)適度規(guī)模經營的意見》[7],對農地流轉進行支持與規(guī)范;2022年中央一號文件提出要開展農村產權流轉交易市場規(guī)范化建設試點[8]。

在鼓勵農地流轉的同時,為了調動農戶的生產積極性,國家也不斷加大對農業(yè)補貼的力度。2022年,僅農機購置補貼一項,中央財政安排補貼資金達212億元,同比增長11．58%[9]。由此可知,我國的農業(yè)補貼強度在不斷提高,那么其是否會對農地流轉產生影響?如果會,其影響機制是什么?對該問題的深入研究將有利于厘清農業(yè)補貼與農地流轉的關系,從而為有針對性地制定促進農業(yè)補貼與農地流轉協調發(fā)展的政策提供參考。

現有關于農業(yè)補貼的國外研究主要討論農業(yè)補貼對農業(yè)生產[10－11]、國際貿易[12]、社會福利[13－14]等方面的影響,而鮮有研究探討其對農地流轉的影響。在國內,已有一些文獻對該問題進行了研究。朱滿德和陳國強指出,雖然我國農業(yè)生產者的補貼水平逐年提高,但相對水平仍然較低,對農民增收的影響有限,其原因主要在于我國農業(yè)的小規(guī)模經營[15],因此,通過土地流轉擴大經營規(guī)模是農民增收的有效途徑之一,但現行的糧食補貼政策未能充分考慮到土地流轉和規(guī)模經營的長期目標[16]。侯石安采用二元分位數選擇模型和貝葉斯估計方法,測算不同初始稟賦和國家農業(yè)補貼政策對農戶轉出和轉入農地的選擇影響,指出種糧補貼、良種補貼、農資補貼對農戶農地流轉的激勵作用有限[17]。對此,趙海東認為,受農業(yè)補貼的影響,農戶對未來農業(yè)收入預期增加,“惜地情結”嚴重,不利于農地轉出;同時,利益關系的調整傳導到外出務工農民身上,也引起了土地流轉糾紛,對農民的直接補貼會吸引大量的已經轉移的勞動力回流,他們紛紛中斷以前的土地流轉合同,從而引發(fā)了許多糾紛,不利于土地流轉形成土地的規(guī)模經營[18]。然而,有研究表明,將農業(yè)補貼發(fā)放給農地經營者而不是農村土地的承包者,并加大農業(yè)補貼的力度,有助于促進土地流轉[19－20]。楊青等學者的實證研究表明,針對經營者的農業(yè)補貼能夠提高農戶農地的轉入規(guī)模[21],但也有學者認為,如果完全按照農戶的實際糧食播種面積進行補貼,隨著中央直補力度的不斷加大,又會造成規(guī)模經營者的收益遠遠大于小農經營者的收益,從而加劇農業(yè)勞動者的收入差距,扭曲土地流轉市場,因此,在按承包面積進行核算補貼的同時,對于超出承包面積的實際播種面積也給予一定的補貼[22]。

總體而言,現有研究主要關注農業(yè)補貼對農業(yè)生產、農戶福利以及農地流轉等方面的影響,在已有探討農業(yè)補貼對農地流轉影響的實證型研究中,還存在樣本量偏少或者研究結論不一致的情況,因此,現有的農業(yè)補貼,尤其是針對不同的補貼對象,其對農地流轉的影響仍有待于進一步研究?；诖?本文擬從理論上考察對不同對象進行農業(yè)補貼對農地流轉產生的影響,并運用全國21省市的農戶微觀層面數據對此進行實證檢驗,最后,提出相應的政策建議。

二、不同農業(yè)補貼對象對農地流轉的影響:理論分析

農業(yè)補貼能夠改變農戶務農的成本與收益,從而影響其耕種規(guī)模,進而影響農地流轉。參考冀縣卿等學者的研究[19],現用圖1所示的模型進行說明。

在圖1中,橫軸衡量農地承包規(guī)模和農地經營規(guī)模,縱軸衡量務農的邊際成本和邊際收益。當實行諸如種子補貼、化肥補貼等農業(yè)補貼后,會降低農戶的生產成本,使得其邊際成本曲線由MC0向右下方移動到MC1,而糧食直補等補貼使得農戶的邊際收益曲線由MR0向右上方移動到MR1。伴隨著邊際成本曲線和邊際收益的變化,農戶的最優(yōu)經營規(guī)模也由原來的OD1增加到OD2,對于轉入戶而言,其農地轉入面積將由DD1增加到DD2,而對于轉出戶而言,其轉出面積將由原來的D1D3減少到D2D3。由此可知,農業(yè)補貼將不利于農地轉出,而有利于農地轉入。

需要說明的是,以上的結論建立在同時對轉入方和轉出方進行補貼的基礎上,事實上,如果僅僅補貼轉出方,那么只有轉出方的邊際成本與邊際收益曲線會發(fā)生改變,從而最優(yōu)經營規(guī)模會發(fā)生相應變動,進而影響其轉出行為,但對轉入方的農地流轉行為并不會產生影響。在圖1中,這種情況表現為轉出方的土地轉出面積從D1D3縮小到D2D3,而轉入方的轉入面積仍為DD1。同樣地,如果僅僅補貼轉入方,那么農業(yè)補貼將促進農地轉入,而不會影響轉出,因此,農業(yè)補貼發(fā)放的對象不同,其對農地流轉的影響也會有所差異,具體總結見表1。

由表1可知,在以上三種補貼方式中,僅對轉入方進行農業(yè)補貼能促進農地流轉;僅對轉出方補貼不但不能促進,反而會阻礙農地流轉;而對轉出方、轉入方同時補貼,其是否能夠促進農地流轉取決于促進農地轉入力量與阻礙農地轉出力量的對比。

三、數據來源與樣本描述

(一)數據來源與變量說明

本文將運用上海財經大學2013年“千村調查”項目——“農村勞動力城鄉(xiāng)轉移情況”的數據進行研究。2013年的“千村調查”采取抽樣定點調查和學生返鄉(xiāng)調研相結合的方法,調查區(qū)域涉及21個省、市、自治區(qū)的30個縣,調查對象涵蓋了6203戶中的28 840位家庭成員。該數據樣本容量大、代表性較好,尤為重要的是,該數據包含了本研究所需的數據信息,現結合變量選擇情況對此進行說明。

本文考察的被解釋變量為農地流轉。農地流轉包含了農戶的農地流轉決策(即是否流轉農地)以及農地流轉數量兩部分,并且,從農地流轉的轉出方與轉入方的角度上看,農地流轉決策應該包含農地轉出決策與農地轉入決策,而農地流轉數量也相應地分為農地轉出數量與農地轉入數量。中共中央、國務院于2014年頒布的《關于引導農村土地經營權有序流轉發(fā)展農業(yè)適度規(guī)模經營的意見》指出,要“鼓勵承包農戶依法采取轉包、出租、互換、轉讓及入股等方式流轉承包地”[7],由此可知,農地出租是農地流轉的主要形式之一,因此,本研究將其作為“農地流轉”加以考察。在2013年“農村勞動力城鄉(xiāng)轉移情況”調查的家戶層面問卷中,詢問了農戶的租出土地數量以及租入土地數量。這兩個問題既反映了農戶的農地流轉數量,也反映了農戶的流轉決策,具體而言,如果農戶沒有出租土地,就意味著該農戶未進行農地轉出,反之則意味著進行了農地轉出。由于農地轉出決策是二分變量,我們對農戶發(fā)生農地出租行為的賦值為“1”,而不發(fā)生出租行為的賦值為“0”,相應地,在農地流入決策中,對發(fā)生農地租入行為的賦值為“1”,否則賦值為“0”;農地轉出、轉入數量則用農戶租出、租入的土地面積進行衡量。

本文主要考察的解釋變量為農業(yè)補貼。在2013年的“千村調查”問卷中,設置了“2012年,您是否拿到政府的農業(yè)補貼(包括糧食、種子、化肥補貼等)?”以及“2012年,您一共拿到____元的政府補貼?”兩個問題以考察農業(yè)補貼的情況。在前一個問題中,我們將回答為“是”賦值為“1”,回答為“否”的賦值為“0”,以反映是否獲得農業(yè)補貼;后一個問題反映農業(yè)補貼發(fā)放的數量。在問題設置上,后一個問題是建立在前一個問題答案為“是”的基礎之上的,當前一個問題回答為“否”時,是不需要回答這個問題的,在數據中它們?yōu)槿笔е?但是,當前一個問題回答為“否”時,事實上表明,農戶獲得農業(yè)補貼金額為0,因此,我們將這部分的缺失值調整為0。同時,需要指出的是,由于該問卷沒有明確列出各項補貼的金額,因此,我們將使用農業(yè)補貼總額對此進行研究。

此外,為了得到更為準確的估計結果,我們還需要控制其他可能影響農地流轉的因素,如戶主個人特征、家庭特征等。戶主特征主要包含戶主性別、年齡、受教育程度、是否有配偶以及健康狀況,其中,在設置受教育程度變量時,我們將其分為小學及以下、初中、高中及以上3個類別,并分別將其設置成虛擬變量,即對屬于相對應類別的賦值為“1”,否則為“0”。在回歸方程中,將“小學及以下”作為參照組。在健康狀況調查中,問卷的答案設置中包含了“很好”“好”“一般”和“不好”四個選項,本文將前3個選項合并,并賦值為“1”,以表示健康狀況良好;并將“不好”選項賦值為“0”,以表示健康狀況不良。

家庭特征變量包含家庭人口數、承包地面積及其平方項、家庭撫養(yǎng)比、是否參加新型村合作醫(yī)療(“新農合”)、農業(yè)收入占家庭總收入的比例、家庭貸款可得性以及家庭農忙時外出勞動力是否需要回家?guī)兔?。加入承包地面積的平方項,主要是考慮到農戶可能存在最優(yōu)的農地經營規(guī)模,農地轉入、轉出規(guī)模也相應地存在最優(yōu)值。由于“新農合”以家庭為單位進行參保,故在此列入家庭特征變量。農戶貸款可得性有利于及時獲得農業(yè)生產所需的資金,外出務工人員回家?guī)兔τ欣诰徑廪r忙時勞動力緊缺問題,因此,這兩個因素有利于農地轉入,而不利于農地轉出;對于貸款可得性,問卷對于“如果您家突然急需5000元錢用于意外事情,請問您會通過什么方式籌到這筆錢?”的問題設置了6個選項,即“1．用自己的存款;2．向親朋好友借;3．向銀行或信用社借;4．向錢莊等民間信貸機構借;5．沒任何辦法;6．其他”。我們將第3、4選項合并,并賦值為“1”,表示能夠獲得貸款,而將1、2、5、6選項合并,并賦值為“0”。另外,我們對問卷中“農忙時需要外出人員回家?guī)兔?”問題回答為“是”和“否”的選項分別賦值為“1”和“0”,以表示農忙時是否獲得外出勞動力的支持。

(二)變量描述性統(tǒng)計

為了在2013年“千村調查”中整理出所需的數據,我們剔除了所需變量的缺失值和極端值。另外,為了降低家庭層面重復樣本對研究的影響,同時,也考慮到戶主在家庭決策中的重要作用,我們以受訪者為戶主作為保留條件,最終確定4585份樣本。這樣,每個樣本中包含了戶主個人特征、家庭特征兩大類型的變量的值。為了便于比較不同流轉狀態(tài)下各變量觀測值的變化規(guī)律,我們將樣本分成沒有發(fā)生農地流轉和發(fā)生農地流轉兩大類,并進一步將發(fā)生農地流轉的樣本分成農地轉出和農地轉入兩類樣本,這些樣本的數據特征如表2所示。

如表2所示,從農地流轉的情況上看,首先,發(fā)生農地流轉的農戶占農戶總數的31．6%,農地流轉現象已較為普遍;戶均農地轉出數量為3．791畝,占轉出戶農地總額的76%,表明轉出戶已經將大部分的農地轉出,“兼業(yè)”情況并不明顯;戶均轉入農地的數量為9．285畝,超過了轉入戶所擁有7．411畝的承包地面積,盡管如此,轉入戶的經營規(guī)模仍然沒有達到20畝,這樣的規(guī)模難以取得規(guī)模經濟效益。其次,從農業(yè)補貼的情況上看,我國的農業(yè)補貼已覆蓋到83．3%的農戶,這一數據在轉入樣本中已達到90%,但農業(yè)補貼數量仍然有限,畝均農業(yè)補貼僅為89元。再次,從農業(yè)補貼與農地流轉的關系上看,農地轉出樣本的農業(yè)補貼覆蓋率和畝均農業(yè)補貼的數量都明顯低于未發(fā)生農地流轉的樣本,而農地轉入樣本的農業(yè)補貼覆蓋率和畝均農業(yè)補貼的數量則顯著高于未發(fā)生農地流轉的樣本。由此可知,農業(yè)補貼可能有利于農地轉入而不利于農地轉出,當然,這些變量的關系還需進一步實證檢驗。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

在控制變量方面,首先,85%以上的戶主受教育水平在初中及下,其中,小學及以下的約有50%,這說明農戶的整體受教育水平不高;其次,農業(yè)收入占家庭總收入的比例為31%,而在農地轉出樣本中,這一數據僅為12．1%,由此可知,當前農業(yè)收入已經不是農戶家庭收入的主要來源;再次,當需要資金時,僅有3．7%的農戶通過金融機構以及民間借貸獲得相應款項,這反映了農村金融體系尚不完善,農戶難以通過此渠道籌集資金。最后,從控制變量與因變量農地流轉的關系上看,農地轉出樣本中戶主年齡、受教育水平(小學及以下、高中及以上)、健康狀況變量的均值高于沒有發(fā)生農地流轉的樣本,表明這些變量可能與農地轉出正相關,而戶主性別、是否有配偶、初中學歷、承包地面積平方項、家庭人口數量、人口撫養(yǎng)比、是否參加新農合、農業(yè)收入占家庭總收入比例、是否可獲得貸款以及外出務工人員農忙回鄉(xiāng)幫忙變量則呈現相反的特征,因此,其可能與農地轉出負相關。根據同樣的方法可以討論這些控制變量與農地轉入的關系,為了節(jié)省篇幅,本文不再一一展開。當然,這些控制變量和農地流轉的關系也需要更加嚴謹的實證檢驗。

四、實證檢驗與結果分析

農業(yè)補貼對農地流轉的影響包含兩個方面:其一是對農戶農地流轉決策的影響,而農地流轉決策又分為農地流入決策與農地流出決策;其二是對農戶農地流轉數量的影響,與農地流轉決策相類似,農地流轉數量也分為農地轉出數量與農地轉入數量,基于以上分類,我們將分別對其進行考察。

對于農戶來說,由于流轉決策只包含兩種狀態(tài),即流轉或者不流轉,因此,農地轉出決策問題屬于離散響應模型或二元響應模型。對于此類問題,通常可以通過建立二元響應模型來考察自變量對因變量取值的概率的影響。假設DTrans ij表示第i個村的第j個農戶的農地流轉決策(當考察農地轉入時,表示農地流入決策,而當考察農地轉出時,則表示農地轉出決策),該變量是“二分變量”(即發(fā)生轉出行為為“1”,不發(fā)生則為“0”),那么農業(yè)補貼對農地轉出決策的影響可以通過估計模型(1)的系數得到,模型(1)設定為:

模型(1)中agrisubsidies ij表示第i村第j農戶是否收到農業(yè)補貼(是＝1,否＝0);X ij、H ij則分別為第i村第j農戶的戶主特征變量、家庭特征變量;αδ為各變量待估系數、εij為誤差項。

在流轉數量上,其模型形式如下:

其中,QTrans ij表示第i個村的第j個農戶的農地流轉面積(當考察農地轉入時,代表農地轉入面積,而當考察農地轉出時,則代表農地轉出面積);其他的變量的含義與方程(1)中的保持一致。需要說明的是,農戶不進行農地流轉,可以將其看成農地流轉數量為0,因此,為了更為全面地研究農業(yè)補貼對農地流轉數量的影響,本文將其一并納入考察范圍;同時,考慮到被解釋變量中存在大量的0值,從而因變量的概率分布變成了一個離散點與連續(xù)分布所組成的混合分布(Mixed Distribution),運用普通最小二乘法(OLS)方法將難以得到一致的估計,而運用規(guī)范審查回歸模型(Tobit Model)進行估計則能很好地解決該問題[23],基于此,本文運用Tobit的估計方法對農地流轉數量模型進行估計,并在估計中將0作為左歸并(Lower Limit)點,另外,參考格林和程令國等學者的做法[24－25],用概率單位模型(Probit Model)對農地流轉決策模型進行估計。由于Probit模型和Tobit模型的估計系數不代表自變量對因變量的邊際效應,因此,需要對其進行轉換,具體結果見表3。

如表3所示,農業(yè)補貼對農地轉出決策以及農地轉出數量具有顯著的負向影響。具體而言,農業(yè)補貼使得農戶的平均農地轉出概率降低4．8個百分點,并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著;同時,農業(yè)補貼使得農戶的平均農地轉出數量減少0．258畝,并且同樣在1%的統(tǒng)計水平上顯著。與對農地轉出的影響相反,農業(yè)補貼對農地轉入具有顯著的正向影響,它使農戶的平均農地轉入概率和農地轉入數量分別提高4．5個百分點和0．993畝,并且回歸結果都在1%的水平上顯著。由此可知,農業(yè)補貼不利于農地轉出,但促進了農地轉入。需要說明的是,2012年前后,我國的農業(yè)補貼普遍地以農戶的承包地面積為標準進行發(fā)放,由于擁有承包地的農戶既有可能是轉出戶,也有可能是轉入戶,因此,農業(yè)補貼的發(fā)放實際上既補貼了轉出方,也補貼了轉入方,而實證結果也表明,在這樣的情況下,農業(yè)補貼既降低了農地轉出,也促進了農地轉入,這樣,我們的理論分析中的第三種情形(補貼對象同時為轉入方和轉出方)得到了檢驗。當然,這僅僅是總體樣本所反映出來的事實,具體到某一地區(qū),可能存在只補貼轉出方而不補貼轉入方,或者只補貼轉入方而不補貼轉出方的情況,由于前面已經證實了補貼轉出方和轉入方能夠分別降低農地轉出和提高農地轉入,因此,這兩種情形也相應得到了印證。

表3 是否擁有農業(yè)補貼對農地流轉的影響

從戶主特征對農地流轉的影響情況上看,一方面,戶主年齡與農地轉入(包含農地轉入意愿與轉入數量)呈負向相關,這可能是因為戶主年齡越大,其從事農業(yè)勞動的能力也就越弱,從而其所能耕種的農地數量也就越少,進而轉入農地的數量越低;另一方面,戶主性別特征與農地轉出呈負相關,而與農地轉入呈正相關,其原因可能為,農業(yè)勞動屬于重體力勞動,男性相對于女性來說在體力上具有優(yōu)勢,戶主為男性的家庭,其從事農業(yè)勞動的能力也就越強,從而不利于農地轉出,反而有利于農地轉入。

從家庭特征對農地流轉的影響情況上看,第一,家庭承包地面積及其平方項與農地轉出分別呈正向相關與反向相關,這說明承包地面積與農地轉出面積之間存在倒“U”型的關系。其原因可能為:對于農地轉出戶而言,在農地承包地面積還不夠大,從而使得其務農的總收入難以彌補其從事非農就業(yè)的機會成本時,其理性選擇為從事非農就業(yè),因此,在這一階段,農地承包地面積越大,其轉出的面積也就越大;而當農地承包地足夠大時,由于農戶從事農業(yè)的總收入能夠彌補其外出務工的收入,因此,農戶有可能改變就業(yè)行為,即增加對農業(yè)的勞動投入,從而其農地轉出數量隨著農地承包地的面積增加而下降,甚至有可能轉入農地。另外,家庭承包地面積與農地轉入數量呈正相關,但是該變量的平方項對農地轉入的影響卻不顯著,因此,承包地面積與農地轉入數量之間的倒“U”型關系仍不明顯。這說明,目前我國農戶轉入的規(guī)模遠遠沒有達到最優(yōu)值,因此在數據上仍然表現為農地轉入面積隨著承包地面積增加而擴大。

第二,家庭人口數量越多,從事農業(yè)勞動的勞動力數量可能越多,所能耕種的土地數量也越大。此外,農業(yè)生產規(guī)模的擴大可以產生規(guī)模經濟效應,因此,在從事農業(yè)的勞動力數量增加的情況下,擴大種植面積,能夠降低農業(yè)生產的平均成本,從而提高農民收入。這些因素使得家庭人口數量與農地轉出、轉入分別呈現反向相關和正向相關的關系。

第三,人口撫養(yǎng)比越大,說明勞動力的家庭負擔也就越重,其應該轉入更多的農地擴大經營規(guī)模來增加家庭收入以應付家庭開支,因此家庭人口撫養(yǎng)比應該與農地轉入數量呈正相關的關系。但是,本文的實證結果卻與之相反,之所以如此,可能與當前的農業(yè)比較效益低下有關,在這樣的情況下,農戶的理性選擇是從事非農就業(yè),只有在自身人力資本難以適應非農就業(yè)時,才會選擇農業(yè)就業(yè),這也很好地解釋了當前農業(yè)從業(yè)人員“老齡化”現象。

第四,農業(yè)收入占家庭收入的比例越高,家庭需要耕種的土地面積可能就越大,從而農地轉出規(guī)模越小,農地轉入規(guī)模越大。因此,農業(yè)收入占家庭總收入的比例與農地轉出、轉入分別呈正相關與負相關關系。

最后,外出務工人員農忙時回鄉(xiāng)幫忙有利于緩解農忙時家庭勞動力不足,從而有利于擴大農地經營面積,因此,這一變量與農地轉出與轉入分別呈負向相關與正向相關。事實上,在農業(yè)生產季節(jié)性非常明顯的情況下,農閑務工、農忙務農的就業(yè)形式可以使得家庭勞動力得到充分利用,從而增加收入,這也是當前這一就業(yè)形式仍然存在的主要原因之一。

以上實證分析表明,由于我國同時對轉出方和轉入方進行了農業(yè)補貼,農業(yè)補貼與農地轉出呈負相關而與農地轉入呈正相關。為了進一步檢驗該結論,除了考察是否擁有農業(yè)補貼對農地流轉的影響之外,我們還考察了畝均農業(yè)補貼數量對農地流轉的影響,具體回歸結果如表4所示。

由表4可知,畝均農業(yè)補貼每增加1000元,農戶的農地轉出、轉入概率將分別降低23．7%和提高12%,并且分別在1%和5%的統(tǒng)計水平上顯著,而農地轉出、轉入數量將分別減少1．01畝和增加2．34畝,并且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。由此可知,與是否擁有農業(yè)補貼對農地流轉的影響類似,農業(yè)補貼數量也與農地轉出呈反相關,而與農業(yè)補貼呈正相關,從而前述研究結論得到進一步的驗證。在表4中,控制變量對農地流轉的影響與表3的基本一致,在此不再贅述。

表4 農業(yè)補貼數量對農地流轉的影響

五、結論與政策建議

本文從理論上探討了農業(yè)補貼對農地流轉的影響,并運用2013年“千村調查”的數據對其進行實證檢驗。結果表明:擁有農業(yè)補貼的農戶的農地轉出概率和轉出數量都顯著低于沒有獲得農業(yè)補貼的農戶,同時,其農地轉入概率以及農地轉入數量顯著高于沒有獲得農業(yè)補貼的農戶。此外,我們還考察了畝均農業(yè)補貼數量對農地流轉的影響,結果表明,隨著畝均農業(yè)補貼數量的增加,農戶的農地轉出概率和轉出數量下降,而農地轉入概率和轉入數量上升。由此可知,農業(yè)補貼不利于農地轉出,但能夠促進農地轉入。根據本文的理論分析以及農業(yè)補貼發(fā)放的實踐可知,這是我國農業(yè)補貼既補貼了轉出方也補貼了轉入方的結果。

本文的分析表明,農業(yè)補貼對農地流轉的影響與農業(yè)補貼的受益對象密切相關。如果只補貼轉出方,而不補貼轉入方(類似與僅對土地承包方進行補貼的情況),那么,一方面,農業(yè)補貼將難以對農地轉入方形成激勵,從而造成土地流轉市場需求不足;另一方面,由于對轉出方進行了補貼,增加了其務農的收益,其轉出農地意愿以及轉出數量都將有所降低,造成農地流轉市場上土地供給不足。由此可知,僅針對轉出方進行補貼,既不利于農地轉出,也不利于農地轉入,從而難以形成農地適度規(guī)模經營。在農地細碎化經營產生一系列問題(尤其是農業(yè)從業(yè)人員老齡化和農地拋荒)的背景下,這種補貼方式將不利于農業(yè)生產效率的提高,從而不利于農業(yè)增產以及保障我國的糧食安全。與針對農地轉出補貼的情況相反,如果僅針對轉入方進行農業(yè)補貼,那么,這種補貼方式既能夠對農地轉入產生激勵,同時,也不會對農地轉出產生阻力,因此,僅針對轉入方進行農業(yè)補貼,能夠有效促進農地流轉。從本文的實證結果上看,我國同時對轉出方和轉入方進行了農業(yè)補貼,這種補貼方式相對僅對農地轉入方進行補貼而言,其對農地流轉的影響仍然是有限的,但是,如果僅對轉入方進行補貼,有可能會進一步擴大小農經營者與規(guī)模經營者之間的收入差距(因為規(guī)模經營者轉入土地數量更多,得到的補貼也就越多)。因此,從提高農地流轉效率與兼顧公平的角度上來說,我國農業(yè)補貼可以在堅持“普惠”原則的同時,進一步擴大對轉入方的補貼力度。

綜上所述,為了促進農地流轉,需要加大對轉入方而不是轉出方的補貼力度,在當前農業(yè)比較收益低下的情況下,這種補貼方式也有利于提高務農人員的收入水平,縮小其與非農就業(yè)人員的收入差距,從而有利于社會公平。此外,由于我國當前主要根據土地承包面積而不是土地經營面積對農戶進行補貼,沒有將農業(yè)補貼與農業(yè)生產相掛鉤,導致一些農民即使不種地也能得到補貼,而真正從事農業(yè)生產的經營大戶、農民合作社、家庭農場等新型經營主體,卻很難得到除自己承包耕地之外的補貼支持。在這種情況下,農業(yè)補貼很大程度上已經脫離了農業(yè)生產,變成了農戶的收入補貼,從而對農業(yè)生產經營難以產生促進作用,這與農業(yè)補貼保障糧食安全的目標是不相符的,而加大對轉入方的農業(yè)補貼力度則有利于其真正服務于農業(yè)生產經營,從而提高農業(yè)補貼的有效性。事實上,我國政府已經開始對農業(yè)補貼政策進行改革,2015年頒布的《關于調整完善農業(yè)三項補貼政策的指導意見》將補貼對象確定為擁有耕地承包權的種地農民,而不是擁有耕地承包權的農民,同時,還將農業(yè)補貼向經營大戶、農民合作社等新型農業(yè)經營主體傾斜[26]。這些改革措施能夠提高農業(yè)補貼的有效性,但是,其是否能夠真正取得預期效果,還需要根據其是否得到有效執(zhí)行而定,因此,如何進行體制機制創(chuàng)新促進新政策的有效執(zhí)行,是未來研究的重要方向之一。