王香花，劉 甜

（中北大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，太原 030051）

“三農(nóng)”問題是目前國家關(guān)注的重點問題之一，其中農(nóng)民收入的增加是關(guān)系國計民生的核心要義。在國家“十四五”規(guī)劃中指出要全面實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，爭取早日實現(xiàn)鄉(xiāng)村的產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富裕。其中，生活富裕是落腳點，為了達(dá)到這一要求，首先就必須保證農(nóng)民收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同步增長。因此，實現(xiàn)農(nóng)村居民收入的增長也就成為了關(guān)鍵問題。學(xué)界認(rèn)為農(nóng)民收入與財政支持、城鄉(xiāng)融合、農(nóng)村金融的發(fā)展以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會保障水平等因素有著密切的關(guān)系［1，2］，但是最為直接且重要的影響因素是農(nóng)用地流轉(zhuǎn)以及其所帶來的一系列資源要素的重新配置。其中，農(nóng)業(yè)機械化水平的提高就是土地流轉(zhuǎn)所引起的土地資源集約化的直接結(jié)果，同時也是影響農(nóng)民收入的因素之一。

目前，關(guān)于農(nóng)用地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民收入的相關(guān)探索主要集中于農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的直接影響與間接影響，大部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)用地流轉(zhuǎn)可以直接帶來農(nóng)民收入的增加且兩者呈正向關(guān)系［3，4］。梁遠(yuǎn)等［5］基于對CFPS 微觀數(shù)據(jù)分析，同樣證實了這一點。但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)用地流轉(zhuǎn)還可以通過中介變量對農(nóng)民收入產(chǎn)生間接影響，認(rèn)為農(nóng)用地流轉(zhuǎn)主要通過勞動要素的流動進(jìn)一步作用于農(nóng)民收入。農(nóng)用地流轉(zhuǎn)可以通過影響非農(nóng)就業(yè)進(jìn)而影響農(nóng)民收入［6，7］。張亞洲等［8］認(rèn)為農(nóng)用地流轉(zhuǎn)主要通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率作用于農(nóng)民收入。

農(nóng)用地流轉(zhuǎn)不僅對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，還可為農(nóng)業(yè)機械化的推廣與發(fā)展提供條件。一般而言，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)有利于農(nóng)業(yè)機械化水平的提高［9］。通過土地流轉(zhuǎn)可將土地集中在一起，便于農(nóng)業(yè)實現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營和大型農(nóng)機的使用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)機械化水平的提高［10］。陳云飛等［11］通過對油菜種植農(nóng)戶的分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)用地的規(guī)模化經(jīng)營大大提升了耕作的機械化水平。而農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營的實現(xiàn)與農(nóng)用地流轉(zhuǎn)密不可分，這也從側(cè)面說明了農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化的提升作用。

農(nóng)業(yè)機械化作為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要標(biāo)志之一，在農(nóng)業(yè)發(fā)展中的支撐作用越來越明顯。農(nóng)業(yè)機械的使用不僅直接影響了農(nóng)業(yè)的種植結(jié)構(gòu)［12］以及農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，還促進(jìn)了農(nóng)民收入的增加。農(nóng)業(yè)機械化的提升可以同時提升農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)民的非農(nóng)收入［13］。國內(nèi)外的相關(guān)研究也普遍認(rèn)為農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)民收入之間存在顯著的正向關(guān)系［14］，且農(nóng)業(yè)機械化水平的提升在增加農(nóng)民收入的同時還縮小了城鄉(xiāng)差距［15］。

從上述分析來看，現(xiàn)有研究主要集中于對農(nóng)用地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)民收入兩兩關(guān)系的探討，且集中于微觀方面的研究，對農(nóng)用地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)機械化水平與農(nóng)民收入三者之間關(guān)系以及農(nóng)業(yè)機械化作為中介變量的研究較為鮮見。因此，本研究將農(nóng)業(yè)機械化水平作為中介變量，建立農(nóng)用地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)機械化水平以及農(nóng)戶收入三者之間的關(guān)系，并利用30 個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行宏觀方面的研究，還將根據(jù)各個區(qū)域農(nóng)用地的不同情況，從理論與實證兩個方面做出具體分析。

1 理論分析與研究假說

1.1 農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的作用機制

實現(xiàn)農(nóng)用地的自由流轉(zhuǎn)對提高農(nóng)民收入有著重要的意義。對土地轉(zhuǎn)出戶來說，轉(zhuǎn)出土地不但可以降低其進(jìn)城務(wù)工的隱性成本，還可以為其帶來務(wù)工收入；同時，農(nóng)用地的流轉(zhuǎn)還可解放生產(chǎn)力，直接為土地轉(zhuǎn)出者帶來一筆額外的租金收入。所以就這些方面而言，土地的自由流轉(zhuǎn)有利于轉(zhuǎn)出農(nóng)戶對土地資源與人力資源的有效配置。對土地轉(zhuǎn)入戶來說，通過轉(zhuǎn)入土地可擴大自己的耕作面積，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營，促進(jìn)農(nóng)用地合理利用，進(jìn)而降低農(nóng)戶的經(jīng)營成本，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。由此看來，對農(nóng)用地轉(zhuǎn)入戶與轉(zhuǎn)出戶來說都可以實現(xiàn)收入的增加?；谝陨戏治觯岢龅谝粋€假設(shè)。

假設(shè)1：農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入有著正向的影響。

1.2 農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化的作用機制

土地細(xì)碎化是限制農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的重要因素，如果土地集中在小農(nóng)、小戶的手中，而這些散戶可能無力購買大型農(nóng)業(yè)機械，這就會大大影響農(nóng)機的推廣與農(nóng)業(yè)機械化水平的提高。而農(nóng)用地流轉(zhuǎn)帶來的集中效應(yīng)可對農(nóng)機的推廣起關(guān)鍵性的作用［16］，為農(nóng)戶實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營創(chuàng)造條件，規(guī)?；?jīng)營又與農(nóng)業(yè)機械化的實現(xiàn)呈正向關(guān)系，即農(nóng)用地流轉(zhuǎn)可推動農(nóng)業(yè)的機械化發(fā)展。基于以上分析，提出第二個假設(shè)。

假設(shè)2：農(nóng)用地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)機械化呈正向關(guān)系。

1.3 農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)戶收入的作用機制

農(nóng)業(yè)機械化水平的提高主要通過2 種方式來對農(nóng)民收入發(fā)揮促進(jìn)作用。第一，農(nóng)業(yè)機械化水平的提高可以降低農(nóng)民的生產(chǎn)成本。薛超等［17］研究表明農(nóng)業(yè)機械化可以代替農(nóng)民的勞動力成本，而勞動力成本高于農(nóng)業(yè)機械化的成本，即農(nóng)業(yè)機械化可以降低生產(chǎn)成本。第二個途徑是農(nóng)業(yè)機械化可以通過提高農(nóng)業(yè)的全要素生產(chǎn)率、增加產(chǎn)量來促進(jìn)農(nóng)民收入的增加［18］。吳智豪等［19］則通過空間計量模型發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機械水平的提高不僅促進(jìn)了當(dāng)?shù)鼐用窦Z食產(chǎn)量的增加，而且還帶動了周邊地區(qū)農(nóng)戶糧食產(chǎn)量的增加。糧食產(chǎn)量的增加在一定程度上也可以反映農(nóng)戶收入的增加。基于以上分析提出第三個假設(shè)。

假設(shè)3：農(nóng)業(yè)機械化水平與農(nóng)戶收入存在正向關(guān)系，且農(nóng)用地流轉(zhuǎn)可以通過影響農(nóng)業(yè)機械化水平進(jìn)一步影響農(nóng)民收入。

2 數(shù)據(jù)描述、變量選擇與模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)描述

本研究中，與土地相關(guān)的數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》各省份的統(tǒng)計年鑒以及國泰安數(shù)據(jù)庫；與農(nóng)業(yè)機械化相關(guān)的數(shù)據(jù)主要來自于《中國農(nóng)業(yè)機械工業(yè)年鑒》；與農(nóng)民收入相關(guān)的數(shù)據(jù)主要來自于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計年鑒。這些數(shù)據(jù)覆蓋了全國30 個省、市及自治區(qū)，時間為2005—2019 年。其中，為了保證實證結(jié)果的可靠性，對個別省份和地區(qū)（西藏以及港澳臺）的數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除，并對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量 在對各指標(biāo)進(jìn)行篩查的基礎(chǔ)上，選擇了農(nóng)村家庭人均可支配收入作為農(nóng)戶收入的代表指標(biāo)。

2.2.2 解釋變量 選擇的解釋變量有農(nóng)用地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)綜合機械化水平。選取耕地流轉(zhuǎn)率（即耕地流轉(zhuǎn)面積與經(jīng)營的耕地總面積的比值）作為農(nóng)用地流轉(zhuǎn)的衡量指標(biāo)；農(nóng)業(yè)綜合機械化水平是參考周振等［20］的方法，通過式（1）計算得到。

2.2.3 控制變量 農(nóng)民的收入不僅與農(nóng)用地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)機械化水平相關(guān)，從內(nèi)部來看，其還受到農(nóng)村居民的文化水平、農(nóng)村居民的消費情況以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響；從外部來看，農(nóng)民的收入還受到地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、農(nóng)業(yè)遭受自然災(zāi)害的情況和政府對農(nóng)民的相關(guān)補貼等因素的影響。因此，本研究選取了人均受教育年限、農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民人均消費水平、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率、農(nóng)民收到的轉(zhuǎn)移收入、地區(qū)GDP 以及農(nóng)作物受災(zāi)面積作為控制變量，變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

2.3 模型設(shè)定

本研究的數(shù)據(jù)屬于面板數(shù)據(jù)且指標(biāo)較多，結(jié)合hαusmαn檢驗的結(jié)果可知固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。同時，為了保證回歸結(jié)果的可靠性，選擇使用固定效應(yīng)模型（FE）和混合回歸模型（OLS）進(jìn)行回歸。為驗證上一部分的理論假設(shè)，借鑒黎翠梅等［7］的研究思路設(shè)定了核心模型，即模型（2）、模型（3）、模型（4），如下所示。

式中，y為農(nóng)村家庭人均可支配收入水平；trαnslαnd為農(nóng)用地流轉(zhuǎn)率；mechlevel為農(nóng)業(yè)綜合機械化水平：X為控制變量；ε為隨機誤差；β1、β4、β8分別為模型（2）、模型（3）、模型（4）的截距；β0、β2、β3、β5、β6、β7、β9均為系數(shù)。

3 實證分析

3.1 總體樣本分析

3.1.1 總體樣本回歸分析 從混合回歸與固定效應(yīng)回歸的結(jié)果（表2）可以看出，未加入控制變量時，模型（2）中trαnslαnd的系數(shù)為0.717，顯著為正；加入控制變量后，發(fā)現(xiàn)無論是混合回歸還是固定效應(yīng)回歸，模型（2）中trαnslαnd的系數(shù)仍然為正，也通過了顯著性檢驗，這表明農(nóng)用地流轉(zhuǎn)確實可以促進(jìn)農(nóng)民收入的增加，從而驗證了假設(shè)1。

混合回歸的結(jié)果（表2）顯示，未加入控制變量時，模型（3）中trαnslαnd的系數(shù)為0.353，且在 1%的水平下顯著。隨著控制變量的不斷加入，trαnslαnd仍在1%的水平下顯著，但是其系數(shù)隨著控制變量的不斷加入，trαnslαnd仍在 1% 的水平下顯著，但模型（3）中 FE 回歸結(jié)果顯示trαnslαnd的系數(shù)由 0.328（表2）變成-0.189（表3）。這一點可能是由于樣本內(nèi)部的差異所導(dǎo)致，下文將進(jìn)行檢驗。但從整體來看，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)有利于提升農(nóng)業(yè)的機械化水平，假設(shè)2 得以驗證。

接著將mechlevel、trαnslαnd兩個變量同時加入方程中，發(fā)現(xiàn)無論是混合回歸還是固定效應(yīng)回歸，模型（4）中mechlevel的系數(shù)顯著為正（表2）；在加入控制變量后（表3）mechlevel的顯著性也未發(fā)生明顯的變化，假設(shè)3 得以部分驗證。

表2 總體樣本未加入控制變量的回歸結(jié)果

表3 總體樣本加入控制變量的回歸結(jié)果

參考溫忠麟等［21］的研究，進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗（對α、b、c以及c＇的說明見圖1）。在未加入控制變量時，α、b和c＇都通過了顯著性檢驗，這說明直接效應(yīng)與間接效應(yīng)都比較顯著。且α×b和c＇都為正，說明存在部分中間效應(yīng)，其中|α×b/c|=2.56%，也就是說間接效應(yīng)占總效應(yīng)的2.58%；在加入控制變量后發(fā)現(xiàn)，直接效應(yīng)與間接效應(yīng)仍然顯著，但是|α×b/c|=6.39%，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比重有了明顯提升，至此假設(shè)3 得以全部驗證。

圖1 中介效應(yīng)說明

3.1.2 穩(wěn)健性檢驗 參考吳智豪等［19］的方法，用農(nóng)業(yè)機械總動力替換農(nóng)業(yè)綜合機械化水平來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4 所示。加入控制變量時，模型（2）中trαnslαnd的系數(shù)仍然顯著。在模型（3）中trαnslαnd的系數(shù)與表 3 中的數(shù)據(jù)僅有微小的差別，該結(jié)果仍通過了顯著性檢驗，這進(jìn)一步驗證了假設(shè)2 的可靠性。同樣，模型（4）中的mechlevel、trαnslαnd兩個變量的系數(shù)與表3 相比并沒有明顯的變化。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

以同樣的方法來分析該模型的中介效應(yīng)。同樣，a、b、c＇都在1%的水平下通過了顯著性檢驗，即直接效應(yīng)與間接效應(yīng)顯著。此時，α×b與c＇同號且仍然存在部分中介效應(yīng)。從整體來看，整個穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果與上文的分析基本一致。

3.1.3 內(nèi)生性處理 由于農(nóng)民收入可能反過來對農(nóng)用地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響，且可能存在遺漏關(guān)鍵變量的情況，從而導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏差。本研究參考周京奎等［6］的方法并結(jié)合研究內(nèi)容將工業(yè)用地比率和城鎮(zhèn)建設(shè)用地總面積作為解釋變量引入模型中。并采用2SLS（兩階段最小二乘法）對模型中可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行控制。從表5 可以看出，P大于0.1，接受原假設(shè)，即工具變量有效。

表5 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

3.2 分樣本回歸

由于不同地區(qū)的自然條件、農(nóng)用地流轉(zhuǎn)情況、農(nóng)業(yè)機械化水平以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況不同，將總樣本劃分為東部、西部、中部3 個不同的子樣本進(jìn)一步進(jìn)行異質(zhì)性分析。

3.2.1 東部地區(qū) 由表6 可知，無論是混合回歸還是固定效應(yīng)回歸，模型（2）中trαnslαnd的系數(shù)顯著為正，這說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)確實增加了東部地區(qū)農(nóng)民的收入。但是，模型（3）中trαnslαnd的系數(shù)卻出現(xiàn)了負(fù)數(shù)或者不顯著的情況，這與總樣本回歸的結(jié)果相左。

為了進(jìn)一步探尋其中原因，對2005—2019 年東部各省農(nóng)用地流轉(zhuǎn)面積以及農(nóng)機總動力的情況進(jìn)行分析。從圖2 可以看出，除江蘇、河北、遼寧、廣東、浙江、山東7 個省份農(nóng)用地流轉(zhuǎn)面積不斷增加外，其他各省市農(nóng)用地流轉(zhuǎn)面積幾乎沒有變化。但再看與之相對的農(nóng)機總動力（圖3），除山東、河北、江蘇、遼寧4 個省份有明顯的提升外，其他省市沒有太大變化。而且對比可知，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)面積的提升幅度明顯高于農(nóng)機總動力，兩者的提升幅度嚴(yán)重脫節(jié)。這主要是由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，以商業(yè)為主，農(nóng)業(yè)占地面積少、耕地碎片化明顯，不利于農(nóng)機的推廣與發(fā)展，農(nóng)業(yè)機械化水平提升緩慢。農(nóng)用地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)機械化水平的相關(guān)程度低。但是，模型（4）顯示α、b、c＇都在1%的水平下顯著（表6），這說明從總體來看，直接效應(yīng)與間接效應(yīng)仍然顯著。α×b與c＇同號，且結(jié)果顯示部分中介效應(yīng)仍成立。

圖2 2005—2019 年各省農(nóng)用地流轉(zhuǎn)面積的變化趨勢

圖3 2005—2019 年各省農(nóng)業(yè)機械總動力的變化趨勢

表6 東部地區(qū)回歸結(jié)果

3.2.2 中部地區(qū) 從表7 可以看出，模型（2）和模型（4）中的核心變量mechlevel、trαnslαnd都在一定程度上未通過顯著性檢驗，且總體的顯著性不高。經(jīng)過對樣本數(shù)據(jù)的考察發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)內(nèi)部數(shù)據(jù)的南北差異大。北部地區(qū)的農(nóng)用地相對較多，農(nóng)業(yè)比較發(fā)達(dá)，有利于機械化經(jīng)營；而南部地區(qū)的農(nóng)用地面積相對較少，耕地細(xì)碎化嚴(yán)重。因此，本研究將中部地區(qū)分為南、北兩個部分進(jìn)行混合回歸，結(jié)果如表8 所示。

表7 中部地區(qū)回歸結(jié)果

從表8 可以看出，中部北方地區(qū)農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的直接和間接影響系數(shù)均顯著，且農(nóng)業(yè)機械化水平與農(nóng)用地流轉(zhuǎn)也存在顯著的正向關(guān)系。又由于α×b與c＇同號，即農(nóng)業(yè)機械化水平確實在農(nóng)民收入的提升方面起到部分中介效應(yīng)。但是，中部南方地區(qū)的回歸結(jié)果顯示，trαnslαnd的系數(shù)不顯著。同時，檢驗未通過，說明直接效應(yīng)與間接效應(yīng)都不顯著，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)機械化水平以及農(nóng)民收入三者間的關(guān)系在南方地區(qū)并不明顯。

表8 中部地區(qū)分區(qū)域回歸結(jié)果

3.2.3 西部地區(qū) 從2 種回歸結(jié)果（表9）可以看出，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民收入的相關(guān)系數(shù)明顯為正［模型（3）中的OLS 回歸除外］，即農(nóng)用地流轉(zhuǎn)確實能直接給西部地區(qū)的農(nóng)民帶來收入的增加。但是，表9 中混合回歸結(jié)果與固定效應(yīng)結(jié)果顯示，mechlevel系數(shù)雖都通過檢驗但并不完全一致。為了進(jìn)一步明確兩者關(guān)系，在不加控制變量的情況下進(jìn)行了回歸，結(jié)果顯示農(nóng)用地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)機械化水平呈正向關(guān)系，出現(xiàn)這種情況可能是由于控制變量或者樣本內(nèi)部的差異所致。由表9、表10 中模型（4）的結(jié)果還可以看出，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機械化水平的提高對農(nóng)民收入增加的間接效應(yīng)同樣顯著，α×b與c＇同號，部分中介效應(yīng)仍然成立。

表9 西部地區(qū)未加入控制變量的回歸結(jié)果

表10 西部地區(qū)加入控制變量的回歸結(jié)果

4 小結(jié)與建議

4.1 小結(jié)

第一，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)可以為農(nóng)民提供更加多樣的收入來源，有利于農(nóng)民更加合理地對資源進(jìn)行配置，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入的增長。農(nóng)用地流轉(zhuǎn)也可將耕地集中在部分農(nóng)戶手中，促進(jìn)規(guī)?；?jīng)營的實現(xiàn)和農(nóng)機的應(yīng)用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)機械化水平的提升。同時，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)還可以通過提升農(nóng)業(yè)機械化水平來促進(jìn)農(nóng)民收入。

第二，東部、西部、中部不同地區(qū)農(nóng)用地流轉(zhuǎn)都可以促進(jìn)農(nóng)民收入的提高，農(nóng)業(yè)機械化水平均與農(nóng)民收入呈正相關(guān)，農(nóng)業(yè)機械化水平的部分中介效應(yīng)也幾乎都成立。但農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的促進(jìn)效應(yīng)不同，西部地區(qū)農(nóng)用地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的促進(jìn)效應(yīng)最為明顯，其次是東部地區(qū)。農(nóng)業(yè)機械化水平對農(nóng)戶收入的促進(jìn)效應(yīng)也因地區(qū)不同而各不相同，同樣也是西部地區(qū)的促進(jìn)效應(yīng)最為明顯，農(nóng)業(yè)機械化的部分中介效應(yīng)也是西部地區(qū)更為突出。

第三，在分樣本回歸中，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)機械化水平的關(guān)系出現(xiàn)了與總樣本回歸結(jié)果不符的情況，這種情況主要存在于東部地區(qū)和中南部地區(qū)。主要是因為東部地區(qū)以及中南部地區(qū)農(nóng)用地細(xì)碎化嚴(yán)重，農(nóng)用地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)機械化水平脫節(jié)嚴(yán)重，這也成為了阻礙農(nóng)民收入增加的重要原因之一。

4.2 建議

基于以上分析，本研究提出以下幾點建議。

第一，進(jìn)一步完善土地流轉(zhuǎn)市場，健全土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度，促進(jìn)農(nóng)用地的自由流轉(zhuǎn)，為農(nóng)民對勞動要素、土地要素等資源要素的合理配置提供制度保障。同時，也應(yīng)該建立農(nóng)用地流轉(zhuǎn)監(jiān)管平臺與服務(wù)平臺，做好對農(nóng)用地流轉(zhuǎn)的監(jiān)管，積極向農(nóng)民提供以及普及農(nóng)用地流轉(zhuǎn)的相關(guān)知識。

第二，加大對農(nóng)機的補貼與推廣，鼓勵農(nóng)民購買農(nóng)機，不斷加大對農(nóng)機的科研投入，提高農(nóng)業(yè)科技水平，為勞動力的解放提供基礎(chǔ)。同時，也應(yīng)該加大對農(nóng)機購置的信貸支持，對暫時沒有能力購買農(nóng)機的農(nóng)戶適當(dāng)降低利息，促進(jìn)農(nóng)業(yè)機械化水平的整體提升，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)民收入的促進(jìn)效應(yīng)。

第三，針對不同的地區(qū)制定不同的農(nóng)用地流轉(zhuǎn)政策。對東部地區(qū)以及中南部地區(qū)應(yīng)該大力整合土地資源，將多家農(nóng)戶的土地由統(tǒng)一的部門進(jìn)行集中的管理與經(jīng)營，降低農(nóng)用地的細(xì)碎化、分散化經(jīng)營，為土地大規(guī)模機耕創(chuàng)造條件。