朱琳， 陳榮賡， 廖和平， 尹悅嬌

1. 西南大學(xué) 國(guó)家治理學(xué)院，重慶 400715；2. 中南大學(xué) 公共管理學(xué)院，長(zhǎng)沙 410004；3. 西南大學(xué) 精準(zhǔn)扶貧與區(qū)域發(fā)展評(píng)估研究中心，重慶 400715；4. 西南大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院，重慶 400715

黨的二十大報(bào)告提出, 全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興, 堅(jiān)持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展． 2023年2月發(fā)布的《中共中央 國(guó)務(wù)院關(guān)于做好2023年全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)工作的意見》, 提出從促進(jìn)農(nóng)民就業(yè)增收、 促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)增收以及賦予農(nóng)民更加充分的財(cái)產(chǎn)權(quán)益出發(fā), 拓寬農(nóng)民增收致富渠道． 土地作為“三農(nóng)”工作的重要資源, 通過土地流轉(zhuǎn)有助于促進(jìn)農(nóng)戶多渠道增收[1]． 根據(jù)《中國(guó)農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計(jì)年報(bào)(2019年)》, 截至2018年底, 全國(guó)家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積超過0.36億hm2, 占家庭承包農(nóng)地面積的比重約為35.9%． 截至2020年底, 全國(guó)家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積超過0.37億hm2[2], 中國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積不斷擴(kuò)大． 通常認(rèn)為, 土地流轉(zhuǎn)具有收入效應(yīng)[3-4], 具體包括: 第一, 土地流轉(zhuǎn)有助于推動(dòng)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng), 促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化, 提高農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入[5]． 第二, 土地流轉(zhuǎn)能促進(jìn)家庭閑置勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移, 促進(jìn)工資性收入提升[6-7]． 第三, 由土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的租金可以為農(nóng)戶帶來財(cái)產(chǎn)性收入, 同時(shí)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的建立與完善可以進(jìn)一步發(fā)揮土地價(jià)值, 提升農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入[8]． 也有學(xué)者認(rèn)為, 土地流轉(zhuǎn)并不一定對(duì)農(nóng)戶增收產(chǎn)生顯著影響, 甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)面影響[9-10]． 爭(zhēng)論的主要原因可以歸納為3個(gè)方面: 一是多數(shù)研究將土地流轉(zhuǎn)視為整體進(jìn)行考察, 忽視了土地流轉(zhuǎn)帶來的收入效應(yīng)對(duì)轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶兩者之間的差異, 這會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤． 二是收入可根據(jù)不同來源進(jìn)行劃分, 土地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶不同收入來源會(huì)產(chǎn)生截然不同的影響, 而鮮有學(xué)者對(duì)收入來源異質(zhì)性下的土地流轉(zhuǎn)帶來的收入效應(yīng)進(jìn)行分析[11]． 三是多數(shù)研究采用最小二乘法(OLS)來估計(jì)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響, 忽視了土地流轉(zhuǎn)過程中存在的“自選擇”問題[12], 即愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶本身在收入水平、 教育水平等方面存在優(yōu)勢(shì), 最終導(dǎo)致了估計(jì)的偏差． 本文基于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心進(jìn)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies, 簡(jiǎn)稱CFPS)2018年數(shù)據(jù), 從收入來源的視角, 探究土地流轉(zhuǎn)如何促進(jìn)農(nóng)戶增收, 擬回答兩個(gè)問題: 一是土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)戶何種來源收入增加, 及在轉(zhuǎn)入戶與轉(zhuǎn)出戶的增收效應(yīng)異質(zhì)性; 二是何種中間機(jī)制在土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶增收關(guān)系中發(fā)揮作用．

本文的研究貢獻(xiàn)在于: 第一, 基于已有土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入關(guān)系的理論研究, 本文從農(nóng)戶收入來源出發(fā), 分別立足經(jīng)營(yíng)性、 財(cái)產(chǎn)性和工資性收入, 考察土地流轉(zhuǎn)對(duì)轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶各類收入的影響, 對(duì)現(xiàn)有相關(guān)研究進(jìn)行了補(bǔ)充． 第二, 對(duì)土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)戶增收的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)． 現(xiàn)有文獻(xiàn)研究關(guān)于土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收的影響的作用機(jī)制更多是理論層面, 較少對(duì)其中的機(jī)制作用發(fā)揮進(jìn)行驗(yàn)證, 本文檢驗(yàn)了土地流轉(zhuǎn)對(duì)轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶增收的作用機(jī)制． 第三, 本文采用了傾向得分匹配法(PSM), 在一定程度上能夠緩解土地流轉(zhuǎn)“自選擇”問題．

1 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收的中間機(jī)制分析

1.1 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收的影響

土地流轉(zhuǎn)有助于農(nóng)戶收入提升． 土地流轉(zhuǎn)可以通過勞動(dòng)分工機(jī)制、 土地財(cái)產(chǎn)機(jī)制、 土地資源整合機(jī)制以及農(nóng)業(yè)規(guī)模機(jī)制對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)生作用[3, 13]． 不同土地流轉(zhuǎn)形式對(duì)于農(nóng)戶增收、 各類型收入的影響呈現(xiàn)不同特征[8]． 從土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入來源的影響分析可知, 經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入仍然是農(nóng)戶收入的主要來源, 土地征用和租賃產(chǎn)生的收益是增收的重要來源, 具體表現(xiàn)為農(nóng)村宅基地、 住房、 承包土地的確權(quán)以及城鄉(xiāng)建設(shè)用地市場(chǎng)化會(huì)給農(nóng)戶帶來更多的財(cái)產(chǎn)性收益[14]． 但如果非農(nóng)就業(yè)、 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、 租金收入、 轉(zhuǎn)移支付等因素未能有效發(fā)揮作用[9], 那么會(huì)導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)對(duì)促進(jìn)農(nóng)戶增收難以取得預(yù)期效果． 將土地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行分類考察, 土地轉(zhuǎn)出戶的土地流轉(zhuǎn)行為有助于工資性收入、 財(cái)產(chǎn)性收入的增加; 土地轉(zhuǎn)入戶的土地流轉(zhuǎn)行為具有明顯收入效應(yīng), 經(jīng)營(yíng)性收入的增長(zhǎng)抵消了工資性收入的減少, 促進(jìn)了總收入增加[1]． 本研究從中間機(jī)制角度出發(fā), 基于中間機(jī)制能夠在土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶增收關(guān)系中產(chǎn)生中介作用提出假設(shè), 即土地流轉(zhuǎn)能夠促進(jìn)農(nóng)戶增收． 文中所涉及假設(shè)都基于發(fā)揮中間機(jī)制作用提出, 即土地流轉(zhuǎn)—中間機(jī)制—農(nóng)戶增收(圖1)．

圖1 土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶增收的中間機(jī)制

H1: 土地流轉(zhuǎn)有助于農(nóng)戶增收．

1.2 土地流轉(zhuǎn)、 中間機(jī)制與農(nóng)戶增收

土地流轉(zhuǎn)具體表現(xiàn)為土地轉(zhuǎn)出與土地轉(zhuǎn)入兩種形式, 相應(yīng)地即產(chǎn)生了兩類農(nóng)戶, 即土地轉(zhuǎn)出戶和土地轉(zhuǎn)入戶． 對(duì)于參與不同土地流轉(zhuǎn)形式的農(nóng)戶而言, 中間機(jī)制在土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶增收的關(guān)系中發(fā)揮的作用不盡相同, 因而分別做以下假設(shè)．

1.2.1 土地轉(zhuǎn)出、 土地租金與農(nóng)戶增收

土地轉(zhuǎn)出有助于土地租金增加, 從而促進(jìn)農(nóng)戶增收． 按照一般性的觀點(diǎn), 農(nóng)戶通過土地轉(zhuǎn)出, 獲得了租金收入, 促進(jìn)家庭收入的增加． 但是, 在這一過程中, 由于“熟人社會(huì)”“鄉(xiāng)土性”[15]等因素的影響, 致使存在著“零租金”的現(xiàn)象, 實(shí)質(zhì)上, 這是土地資源錯(cuò)配的一種表現(xiàn)[16]． 這種“零租金”現(xiàn)象導(dǎo)致的問題不僅體現(xiàn)在土地轉(zhuǎn)出上, 也反映在土地轉(zhuǎn)入中, 即“零租金”降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地效率和勞動(dòng)效率并擴(kuò)大了技術(shù)無效率部分[17], 原因在于, “零租金”流轉(zhuǎn)行為通常是口頭形式約定, 致使契約不完備, 缺乏相關(guān)的監(jiān)督約束機(jī)制, 導(dǎo)致轉(zhuǎn)入戶的短視行為, 從而降低了土地保護(hù)意愿, 造成土地質(zhì)量損耗[17]． 這樣一種情況的出現(xiàn), 不利于土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展．

H2a: 土地租金在土地轉(zhuǎn)出促進(jìn)農(nóng)戶增收中起中介作用．

1.2.2 土地轉(zhuǎn)出、 勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)戶增收

土地轉(zhuǎn)出有助于促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移, 從而促進(jìn)農(nóng)戶增收． 土地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生的勞動(dòng)分工為非農(nóng)就業(yè)提供了勞動(dòng)力基礎(chǔ)和市場(chǎng)需求, 最終可以提升這部分農(nóng)戶收入[18]． 同時(shí), 土地轉(zhuǎn)出與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移具有反向因果關(guān)系, 即農(nóng)戶外出就業(yè)增加了收入, 為參與土地流轉(zhuǎn)強(qiáng)化了主觀意愿[19]． 進(jìn)一步分析可知, 促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的動(dòng)力在于, 當(dāng)非農(nóng)就業(yè)收益大于農(nóng)業(yè)就業(yè)收益時(shí), 農(nóng)戶傾向于土地流轉(zhuǎn), 從事非農(nóng)工作．

H2b: 勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在土地轉(zhuǎn)出促進(jìn)農(nóng)戶增收中起中介作用．

1.2.3 土地轉(zhuǎn)入、 農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)戶增收

土地轉(zhuǎn)入有助于提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平, 從而促進(jìn)農(nóng)戶增收． 必要的土地流轉(zhuǎn)能使土地適度集中, 有利于發(fā)展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)和實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化[20], 而農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展能夠產(chǎn)生重要影響[21]． 通過農(nóng)業(yè)機(jī)械化也可以提升糧食產(chǎn)出從而促進(jìn)農(nóng)戶增收[22-23]． 與之不同的是, 有學(xué)者認(rèn)為土地轉(zhuǎn)入并不能提高農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)的需求, 通過分析地權(quán)穩(wěn)定性和農(nóng)地存量?jī)蓚€(gè)因素, 認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)對(duì)機(jī)械技術(shù)采納行為不存在顯著影響[24]．

H2c: 農(nóng)業(yè)機(jī)械化在土地轉(zhuǎn)入促進(jìn)農(nóng)戶增收中起中介作用．

1.2.4 土地轉(zhuǎn)入、 土地價(jià)值與農(nóng)業(yè)增收

土地轉(zhuǎn)入有助于土地價(jià)值增值, 從而促進(jìn)農(nóng)戶增收． 根據(jù)CFPS對(duì)于土地價(jià)值的定義, 土地價(jià)值與土地收益高度相關(guān)． 影響土地收益的因素可以歸納為: 土地面積、 復(fù)種指數(shù)、 投入成本、 租金、 價(jià)格等[25]． 對(duì)于轉(zhuǎn)入戶而言, 土地流轉(zhuǎn)對(duì)種植業(yè)增收具有關(guān)鍵影響的要素之一是單位土地面積的收益[26]． 土地轉(zhuǎn)入有助于農(nóng)戶改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu), 提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì), 提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格, 進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶增收[27]． 與此相反的是, 部分學(xué)者指出, 土地轉(zhuǎn)入并沒有提高平均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率, 只有當(dāng)土地轉(zhuǎn)入促進(jìn)了規(guī)?；?jīng)營(yíng)時(shí), 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率才能提高[28], 也就意味著小規(guī)模的土地流轉(zhuǎn)既不能顯著增加農(nóng)戶總收益, 也無法使農(nóng)戶更加積極地投入農(nóng)業(yè)資本[29]．

H2d: 土地價(jià)值在土地轉(zhuǎn)入促進(jìn)農(nóng)戶增收中起中介作用．

2 數(shù)據(jù)來源、 研究方法及變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心進(jìn)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS), 該調(diào)查以2010年為基期每?jī)赡旮M(jìn), 包含全國(guó)其中25個(gè)省(自治區(qū)、 直轄市), 涉及16 000余戶樣本． 本研究采用CFPS(2018)數(shù)據(jù), 將家庭金融數(shù)據(jù)與個(gè)人自答數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配, 剔除異常值與缺失值, 并對(duì)極少部分無法剔除的樣本值采用均值法進(jìn)行替代, 經(jīng)過復(fù)核和整理, 最終保留3 913個(gè)樣本, 其中參與土地流轉(zhuǎn)樣本數(shù)為1 076個(gè), 未參與土地流轉(zhuǎn)樣本數(shù)為2 837個(gè)．

2.2 研究方法

2.2.1 最小二乘法(OLS)

為檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收的影響, 本文建立基本計(jì)量模型:

ln(incomei)=c0+c1tudiliuzhuani+∑δicontroli+ε0

(1)

式中,ln(incomei)為因變量, 表示農(nóng)戶i的家庭收入對(duì)數(shù),tudiliuzhuani為自變量, 即是否參與土地流轉(zhuǎn),controli為其他控制變量．c0為常數(shù)項(xiàng),c1為待估解釋變量系數(shù),δi為待估控制變量系數(shù),ε0為隨機(jī)誤差項(xiàng)．

2.2.2 傾向得分匹配法(PSM)

在實(shí)驗(yàn)和準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中, 處理效應(yīng)一般采用反事實(shí)的方法來估計(jì)． 反事實(shí)因果是基于一個(gè)個(gè)體接受處理和未接受處理的結(jié)果之間的比較． 通過樣本隨機(jī)抽樣的方式, 可以得到處理樣本的期望與未處理樣本的期望之差, 以此來估計(jì)平均處理效應(yīng)(ATT)． 匹配方法是非實(shí)驗(yàn)條件下估計(jì)處理效應(yīng)的一種流行的統(tǒng)計(jì)方法[30]． 相較于工具變量、 雙重差分等方法, PSM的假定條件更容易滿足． 本研究采用PSM以解決樣本自選擇問題, 即由于農(nóng)戶是根據(jù)自身資源稟賦狀況來決定是否參與土地流轉(zhuǎn)的, 因而產(chǎn)生了自選擇問題． 平均處理效應(yīng)(ATT)的表達(dá)式為:

(2)

式中,E表示期望,income1i表示是參與土地流轉(zhuǎn)戶的家庭收入,income0i表示未參與土地流轉(zhuǎn)的家庭收入,x為協(xié)變量．

2.2.3 中介效應(yīng)模型

本文參考溫忠麟等[31]提出的中介效應(yīng)模型, 將模型設(shè)定為:

ln(incomei)=c0+c1tudiliuzhuani+∑δicontroli+ε1

(3)

Migi=a0+a1tudiliuzhuani+∑δicontroli+ε2

(4)

(5)

2.3 變量選擇

2.3.1 因變量

在土地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶增收影響的關(guān)系中, 將總收入進(jìn)一步劃分為工資性收入、 經(jīng)營(yíng)性收入以及財(cái)產(chǎn)性收入等不同收入類型, 有助于系統(tǒng)考察土地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶增收的影響． 根據(jù)CFPS對(duì)于這些收入的定義, 工資性收入是指家庭成員從事農(nóng)業(yè)工作或從事非農(nóng)受雇工作掙取的稅后工資、 獎(jiǎng)金和實(shí)物形式的福利． 經(jīng)營(yíng)性收入是指家庭從事農(nóng)、 林、 牧、 副、 漁的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)扣除成本后的凈收入和由自家生產(chǎn)并供自家消費(fèi)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的價(jià)值, 以及家庭從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)或開辦私營(yíng)企業(yè)獲得的凈利潤(rùn)． 財(cái)產(chǎn)性收入是指家庭通過出租土地、 房屋、 生產(chǎn)資料等獲得的收入．

2.3.2 自變量

根據(jù)研究主題, 本研究將土地流轉(zhuǎn)作為自變量． 根據(jù)CFPS對(duì)于“土地流轉(zhuǎn)”的定義, “土地”包含了耕地、 林地、 牧場(chǎng)、 水塘, 選擇“是否將土地出租他人”和“是否租用他人土地”作為識(shí)別是否參與土地流轉(zhuǎn)． 如果將土地出租或土地租用視為參與土地流轉(zhuǎn), 否則視為未參與土地流轉(zhuǎn)．

2.3.3 控制變量

根據(jù)已有學(xué)者的研究[32-33], 本文選擇戶主特征變量、 家庭特征變量以及地區(qū)特征變量等3類變量作為控制變量． 戶主特征變量包括戶主年齡、 性別、 健康狀況、 受教育水平． 由于在CFPS調(diào)查中并未設(shè)計(jì)戶主變量, 因此本研究選擇其中的“最熟悉家庭財(cái)務(wù)并可以回答家庭財(cái)務(wù)問題的成員”一項(xiàng)識(shí)別戶主[34], 即財(cái)務(wù)回答人對(duì)于家庭成員、 增收等整體情況能夠詳盡了解, 從功能上可以視為戶主． 家庭特征變量包括家庭人口規(guī)模、 現(xiàn)金與存款、 房產(chǎn)數(shù)量、 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系以及征地與否． 地區(qū)控制變量, 本研究將調(diào)查區(qū)域劃分為東北地區(qū)、 東部地區(qū)、 中部地區(qū)和西部地區(qū)．

2.3.4 中介變量

根據(jù)上文的理論分析, 本研究選擇家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、 農(nóng)業(yè)機(jī)械化、 土地價(jià)值以及土地租金作為中介變量． 其中土地價(jià)值根據(jù)CFPS的計(jì)算方式, 即家庭農(nóng)業(yè)總收入的25%來源于土地, 而土地的收益率為8%, 土地價(jià)值便可以由此推算得出． 變量定義與數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1．

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收影響的OLS估計(jì)

本文使用了“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”的方式解決異方差問題, 同時(shí)檢驗(yàn)了截面數(shù)據(jù)的多重共線性問題, VIF檢驗(yàn)(最大值為6.26, 均值為1.75)小于經(jīng)驗(yàn)值(10.00), 故可以判斷不存在多重共線性問題． 表2呈現(xiàn)了土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收影響的OLS估計(jì)結(jié)果, 限于篇幅, 未展示包含控制變量相應(yīng)系數(shù)的完整表格． 可以發(fā)現(xiàn): 第一, 土地流轉(zhuǎn)對(duì)家庭總收入、 財(cái)產(chǎn)性收入具有正向影響, 系數(shù)約為9.2%、 311.5%, 且在5%、 1%水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義． 對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入具有負(fù)向影響, 系數(shù)約為-61.8%, 且在1%的水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義． 第二, 土地轉(zhuǎn)出對(duì)家庭總收入、 財(cái)產(chǎn)性收入以及工資性收入具有正向影響, 系數(shù)約為23.8%、 556.0%、 68.7%, 且均在1%的水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義． 對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入具有負(fù)向影響, 系數(shù)約為-182.7%, 且在1%的水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義． 第三, 土地轉(zhuǎn)入對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入具有正向影響, 系數(shù)約為104.3%, 且在1%的水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義． 對(duì)家庭總收入、 財(cái)產(chǎn)性收入以及工資性收入具有負(fù)向影響, 系數(shù)為-8.9%、 -29.7%、 -51.6%, 且在1%、 10%的水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義．

表2 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收影響的OLS估計(jì)結(jié)果

3.2 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收影響的PSM估計(jì)

首先, 本文根據(jù)匹配效果對(duì)比了近鄰匹配、 核匹配、 半徑匹配等匹配方法, 最終采用近鄰匹配測(cè)量參與土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收的影響, 分別選取1∶1、 1∶3、 1∶4等3種比配比例, 對(duì)結(jié)果變量進(jìn)行初步的匹配分析, 3種比例所得結(jié)果基本一致． 其次, 根據(jù)IMBENS[35]提出的3種方法來測(cè)量在估計(jì)處理效應(yīng)過程中產(chǎn)生的方差． 本研究通過自舉法(1 000次)估計(jì)方差, 得到可能有效的標(biāo)準(zhǔn)誤差和置信區(qū)間． 最終結(jié)果通過了匹配平衡性檢驗(yàn)(匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值均小于10%, 匹配后的B值小于25%,R值處于[0.5, 2]), 表明配對(duì)樣本具有較好的平衡性． 表3所得的PSM估計(jì)結(jié)果與上文的OLS估計(jì)結(jié)果基本一致, 進(jìn)一步驗(yàn)證了土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收的影響． 但土地轉(zhuǎn)入對(duì)于家庭總收入的影響不再顯著．

表3 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收影響的PSM估計(jì)結(jié)果

3.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

在本文中, 由于土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入關(guān)系之間存在反向因果問題, 即較高收入的農(nóng)戶具有更加強(qiáng)烈的土地流轉(zhuǎn)意愿, 這最終會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏誤． 因此, 參考劉新智等[36]的研究, 選用村莊地形地貌作為土地流轉(zhuǎn)的工具變量, 納入回歸模型． 一方面, 地形地貌與土地流轉(zhuǎn)行為具有較強(qiáng)的相關(guān)性; 另一方面, 地形地貌與農(nóng)戶收入具有較強(qiáng)的外生性． 由于CFPS 2018年數(shù)據(jù)未報(bào)告村莊地形地貌, 采用2014年數(shù)據(jù)進(jìn)行村莊匹配, 將平原、 丘陵、 草原、 漁村歸為較平坦地形, 定義為1, 將高原、 高山歸為不平坦地形, 定義為0． 采用兩階段最小二乘法(2SLS)回歸, 結(jié)果如表4所示． 為檢驗(yàn)工具變量的有效性, 本文對(duì)工具變量分別進(jìn)行了識(shí)別檢驗(yàn)(Kleibergen-Paap rk LM statistic)和弱工具變量檢驗(yàn)(Kleibergen-Paap rk Wald F statistic), 結(jié)果均在1%水平上拒絕“工具變量識(shí)別不足”和“存在弱工具變量”的原假設(shè), 可知所選的村莊地形地貌是合適的工具變量． 因此, 在考慮可能的內(nèi)生性問題后, 土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭總收入之間的促進(jìn)關(guān)系依然穩(wěn)健．

表4 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中間機(jī)制, 又可稱為影響渠道、 影響途徑, 即“M是X影響Y的途徑”． 傳統(tǒng)的3步回歸不太適用于多重中介效應(yīng)的檢驗(yàn), 同時(shí)Bootstrap法是公認(rèn)的可取代Sobel法以直接檢驗(yàn)系數(shù)乘積的方法[37]． Bootstrap法是一個(gè)非參數(shù)的重新抽樣程序, 其對(duì)中介效應(yīng)的分布并沒有要求, 可以克服中介效應(yīng)的非正態(tài)分布問題[38]． 具體檢驗(yàn)程序采用溫忠麟等[39]在《中介效應(yīng)分析: 方法和模型發(fā)展》一文中提出的檢驗(yàn)流程． 本文關(guān)于土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶增收影響的中介效應(yīng)分析主要從4個(gè)方面開展: 第一, 將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、 農(nóng)業(yè)機(jī)械化、 土地價(jià)值以及土地租金4個(gè)中介變量納入土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶總收入的關(guān)系中, 以考察整體的中介效應(yīng)． 第二, 在土地轉(zhuǎn)出與財(cái)產(chǎn)性收入關(guān)系中納入土地租金作為中介變量． 第三, 在土地轉(zhuǎn)出與工資性收入關(guān)系中納入勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移為中介變量． 第四, 在土地轉(zhuǎn)入與經(jīng)營(yíng)性收入關(guān)系中納入土地價(jià)值、 農(nóng)業(yè)機(jī)械化兩個(gè)中介變量． 其中包括了兩個(gè)多重中介效應(yīng)模型和兩個(gè)單一中介效應(yīng)模型． 首先驗(yàn)證方程(3)的總效應(yīng)c1是否顯著． 根據(jù)前文對(duì)OLS回歸結(jié)果, 土地流轉(zhuǎn)與總收入、 土地轉(zhuǎn)出與財(cái)產(chǎn)性收入、 土地轉(zhuǎn)出與工資性收入、 土地轉(zhuǎn)出與經(jīng)營(yíng)性收入的總效應(yīng)c1分別為0.092、 5.560、 0.687和1.043, 且均在1%或5%的水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義, 因此可以按中介效應(yīng)立論, 繼續(xù)進(jìn)行下一步檢驗(yàn)． 中介效應(yīng)的逐步回歸結(jié)果與Bootstrap結(jié)果如表5所示．

表5 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入影響的中介效應(yīng)分析結(jié)果

3.4.1 土地流轉(zhuǎn)與總收入的中介效應(yīng)分析

以勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、 土地租金、 農(nóng)業(yè)機(jī)械化以及土地價(jià)值為中介變量, 考察土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶總收入的關(guān)系． 可以看到勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移(a=0.047,p<0.01;b=0.117,p<0.01)、 土地租金(a=3.110,p<0.05;b=0.035,p<0.01)、 農(nóng)業(yè)機(jī)械化(a=0.050;b=-0.005)以及土地價(jià)值(a=0.654,p<0.01;b=0.002)與土地流轉(zhuǎn)的關(guān)系中, 除農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響系數(shù)(a)不顯著外, 其他中介變量系數(shù)均在1%或5%的水平下差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義． 其中勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、 土地租金為中介變量,a值、b值均顯著, 則意味著存在間接效應(yīng)顯著,ab的置信區(qū)間分別為[-0.003, 0.014]、 [0.054, 0.161], 均不包含0． 即在土地流轉(zhuǎn)后, 通過影響勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與土地租金兩個(gè)中間機(jī)制, 有助于農(nóng)戶增收． 以農(nóng)業(yè)機(jī)械化、 土地價(jià)值為中介變量的土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶總收入的關(guān)系中,a值、b值至少一個(gè)不顯著, 通過Bootstrap法檢驗(yàn)ab, 得到置信區(qū)間[-0.003, 0.002]、 [-0.006, 0.019], 兩個(gè)置信區(qū)間均包含0, 則間接效應(yīng)不顯著, 停止檢驗(yàn)． 總的來看, 假設(shè)H1得到驗(yàn)證, 即土地流轉(zhuǎn)有助于農(nóng)戶增收．

3.4.2 土地轉(zhuǎn)出與工資性收入、 財(cái)產(chǎn)性收入的中介效應(yīng)分析

考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在土地轉(zhuǎn)出與工資性收入關(guān)系的中介效應(yīng)、 土地租金在土地轉(zhuǎn)出與財(cái)產(chǎn)性收入關(guān)系的中介效應(yīng)． 從表5可以看出, 土地轉(zhuǎn)出后, 農(nóng)戶外出就業(yè)減少, 影響系數(shù)約為-0.003, 并不顯著． 土地轉(zhuǎn)出后, 農(nóng)戶的土地租金顯著增加(a=5.668,p<0.001)． 按照檢驗(yàn)程序, 以土地租金為中介變量的土地轉(zhuǎn)出與財(cái)產(chǎn)性收入的關(guān)系中,a值、b值均顯著, 中介效應(yīng)ab的置信區(qū)間為[5.279, 5.850], 同時(shí)直接效應(yīng)c′不顯著, 可以得到“只有中介效應(yīng)”這一結(jié)果, 因此按照中介效應(yīng)解釋, 在土地轉(zhuǎn)出后, 通過土地租金這一中間機(jī)制, 可以實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng), 最終促進(jìn)農(nóng)戶增收, 假設(shè)H2a得到驗(yàn)證, 即土地租金在土地轉(zhuǎn)出促進(jìn)農(nóng)戶增收中起中介作用． 以勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移為中介變量的土地轉(zhuǎn)出與工資性收入的關(guān)系中,a值、b值其中一個(gè)顯著, 通過Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的置信區(qū)間, 得到置信區(qū)間[-0.021, 0.009], 其中包含0, 則意味著間接效應(yīng)不顯著, 停止檢驗(yàn), 即假設(shè)H2b不成立．

3.4.3 土地轉(zhuǎn)入與經(jīng)營(yíng)性收入的中介效應(yīng)分析

4 研究結(jié)論與啟示

本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù), 利用最小二乘法(OLS)、 傾向得分匹配法(PSM)分析了土地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶增收的影響, 并利用中介效應(yīng)模型, 進(jìn)一步分析了土地轉(zhuǎn)出與土地轉(zhuǎn)入兩種形式的土地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶總收入、 工資性收入、 經(jīng)營(yíng)性收入、 財(cái)產(chǎn)性收入的影響． 實(shí)證研究發(fā)現(xiàn):

從農(nóng)戶收入的視角來看: (1) 土地流轉(zhuǎn)具有收入效應(yīng)． 這與薛鳳蕊[40]、 錢忠好[1]等學(xué)者的研究結(jié)論一致． 從收入結(jié)構(gòu)來考察農(nóng)戶增收, 即從工資性收入、 財(cái)產(chǎn)性收入以及經(jīng)營(yíng)性收入等角度看農(nóng)戶增收, 可以發(fā)現(xiàn), 農(nóng)戶工資性收入與財(cái)產(chǎn)性收入的增加有助于抵消農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入的減少, 最終實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)． (2) 不同土地流轉(zhuǎn)形式的收入效應(yīng)存在差異． 從土地轉(zhuǎn)出來看, 農(nóng)戶在土地轉(zhuǎn)出后, 工資性收入與財(cái)產(chǎn)性收入增加以消除經(jīng)營(yíng)性收入減少的影響, 實(shí)現(xiàn)增收． 從土地轉(zhuǎn)入來看, 農(nóng)戶在土地轉(zhuǎn)入后, 由于農(nóng)業(yè)效益周期較長(zhǎng), 經(jīng)營(yíng)性收入的增加并未短期內(nèi)有效抵消工資性收入與財(cái)產(chǎn)性收入的減少, 最終導(dǎo)致了短期內(nèi)收入的減少．

從中間機(jī)制與農(nóng)戶收入的視角來看: (1) 對(duì)于轉(zhuǎn)出戶而言, 土地租金在土地轉(zhuǎn)出促進(jìn)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)的過程中起到了中介效應(yīng)作用, 而勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移并未很好地產(chǎn)生中介效應(yīng)作用． 可能的原因包括: 一是土地流轉(zhuǎn)與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移存在著反向因果關(guān)系, 即勞動(dòng)力流轉(zhuǎn)是土地流轉(zhuǎn)的動(dòng)因[41]; 二是農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)的變化, 即傳統(tǒng)農(nóng)戶急劇分化, 老人、 婦女、 孩子成為家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要力量[42]; 三是參與土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶很大程度上可能是從事非農(nóng)生產(chǎn)的農(nóng)戶, 這導(dǎo)致土地轉(zhuǎn)出對(duì)其收入的影響不顯著[43]． 以上可能的原因, 最終使得勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移機(jī)制作用難以有效發(fā)揮, 與此相對(duì)的是, 土地轉(zhuǎn)出能夠?qū)べY性收入產(chǎn)生有效作用． (2) 對(duì)于轉(zhuǎn)入戶而言, 農(nóng)業(yè)機(jī)械化與土地價(jià)值兩個(gè)中間機(jī)制在土地轉(zhuǎn)入促進(jìn)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入中起到了中介效應(yīng)作用．

土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)指的是土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)信息不完全的背景下, 參與的流轉(zhuǎn)主體在土地流轉(zhuǎn)過程中或過程后, 可能遭遇的損失或危險(xiǎn)[44]． 土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)直接作用于轉(zhuǎn)入戶或轉(zhuǎn)出戶, 對(duì)其收入產(chǎn)生影響． 本文基于上述研究結(jié)論, 從充分發(fā)掘中介機(jī)制作用, 化解土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)的角度, 提出鄉(xiāng)村振興背景下土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)戶增收的政策啟示:

一是完善土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)戶增收的制度保障, 重點(diǎn)提升轉(zhuǎn)出戶增收能力． 對(duì)于轉(zhuǎn)出戶而言, 主要面臨著權(quán)益受損風(fēng)險(xiǎn)、 社會(huì)保障風(fēng)險(xiǎn)以及就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)[45]． 首先, 轉(zhuǎn)出戶權(quán)益受損風(fēng)險(xiǎn)主要由村集體及轉(zhuǎn)入戶的機(jī)會(huì)主義行為所導(dǎo)致, 具體表現(xiàn)為村集體違背農(nóng)戶意愿而強(qiáng)制推行土地流轉(zhuǎn)[46]以及轉(zhuǎn)入戶逃避契約責(zé)任, 致使農(nóng)戶利益受損[47]． 其次, 轉(zhuǎn)出戶社會(huì)保障風(fēng)險(xiǎn)在于農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出后失去了農(nóng)地的保護(hù)功能, 在農(nóng)村社保不完善的狀況下風(fēng)險(xiǎn)暴露更加明顯． 最后, 轉(zhuǎn)出戶就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)在于農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出后失去了生計(jì)來源, 特別是對(duì)于以農(nóng)為生的純農(nóng)戶更是如此． 在經(jīng)濟(jì)壓力下, 過快的土地流轉(zhuǎn)與緩慢的非農(nóng)就業(yè)崗位增長(zhǎng)的不適應(yīng), 加劇了土地轉(zhuǎn)出戶的就業(yè)壓力． 因此, 基于本文涉及的土地租金與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移兩種中間機(jī)制, 根據(jù)《農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》(2021年)所指出的, “土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)……遵循依法、 自愿、 有償原則”, 提出在鄉(xiāng)村振興過程中應(yīng)當(dāng)完善土地流轉(zhuǎn)定價(jià)機(jī)制, 強(qiáng)化市場(chǎng)化土地流轉(zhuǎn)定價(jià)導(dǎo)向, 既要保障土地出租人的合理收益, 也要保護(hù)土地承包人的積極性． 同時(shí), 應(yīng)當(dāng)規(guī)范流轉(zhuǎn)行為, 引導(dǎo)農(nóng)戶、 村集體和業(yè)主各方通過農(nóng)村產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)交易平臺(tái)交易, 以保障各方主體權(quán)益．

二是加大產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策支持力度, 提升轉(zhuǎn)入戶增收能力． 對(duì)于轉(zhuǎn)入戶而言, 主要面臨著自然災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)、 規(guī)模經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)以及契約風(fēng)險(xiǎn)[45]． 具體表現(xiàn)為, 自然災(zāi)害的災(zāi)難性和殘酷性可能導(dǎo)致規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體因?yàn)?zāi)返貧[48], 并且轉(zhuǎn)入方不論是否遭遇自然災(zāi)害, 都必須向轉(zhuǎn)出方支付土地租金． 隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大, 對(duì)于轉(zhuǎn)入戶資金實(shí)力、 經(jīng)營(yíng)能力等方面提出了更高的要求, 同時(shí)在市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的影響下, 轉(zhuǎn)入戶收入波動(dòng)的幅度增大． 此外, “熟人社會(huì)”“鄉(xiāng)土性”[27]的存在, 導(dǎo)致了契約風(fēng)險(xiǎn), 直接表現(xiàn)為口頭協(xié)議、 協(xié)議短期化等, 這無疑加劇了轉(zhuǎn)入戶契約風(fēng)險(xiǎn)． 從收入來源來看, 相較于轉(zhuǎn)出戶, 轉(zhuǎn)入戶在某種程度上失去了工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入, 同時(shí)經(jīng)營(yíng)性收入在短期內(nèi)無法構(gòu)成農(nóng)戶增收的主要來源． 在短期內(nèi), 轉(zhuǎn)入戶可能面臨著收入減少的問題． 相較于轉(zhuǎn)出戶收入來源因土地租金等而進(jìn)一步擴(kuò)展, 轉(zhuǎn)入戶更加依賴經(jīng)營(yíng)性收入． 轉(zhuǎn)入戶在現(xiàn)實(shí)中主要表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)新型經(jīng)營(yíng)主體、 致富帶頭人等． 因此, 通過發(fā)揮中間機(jī)制作用以化解轉(zhuǎn)入戶面臨的風(fēng)險(xiǎn), 應(yīng)不斷完善產(chǎn)業(yè)幫扶措施, 包括農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼、 種糧補(bǔ)貼、 農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)、 農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、 生產(chǎn)性服務(wù)提供等惠農(nóng)政策, 直接或間接地提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與土地價(jià)值, 從而提升轉(zhuǎn)入戶發(fā)展?jié)摿εc增收可持續(xù)性． 在這一過程中, 應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)防“重發(fā)展、 輕服務(wù)”問題, 即在土地流轉(zhuǎn)過程中, 需通過建立和完善土地流轉(zhuǎn)糾紛解決機(jī)制, 保障轉(zhuǎn)入戶合法權(quán)益, 從而助推引進(jìn)和培育企業(yè)、 新型經(jīng)營(yíng)主體和龍頭大戶, 促進(jìn)土地規(guī)模化、 集約化經(jīng)營(yíng), 實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶增收．

三是夯實(shí)農(nóng)戶務(wù)工就業(yè)保障． 對(duì)部分由于土地轉(zhuǎn)出未能有效促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和增收的農(nóng)戶, 通過制定交通補(bǔ)貼、 務(wù)工補(bǔ)助等激勵(lì)政策, 鼓勵(lì)其主動(dòng)參與務(wù)工就業(yè)． 通過職業(yè)技能培訓(xùn), 提升轉(zhuǎn)出戶就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力． 土地轉(zhuǎn)出后, 大部分農(nóng)戶選擇外出打工維持生計(jì), 但其整體文化水平偏低, 缺乏專業(yè)技能, 因此需通過職業(yè)技能教育等方式, 為轉(zhuǎn)出戶提供專業(yè)技能培訓(xùn), 以促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與工資性收入提升． 加強(qiáng)動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)與幫扶, 對(duì)確因意外風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的工資性收入降低、 家庭無進(jìn)一步的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、 家庭收入減少的農(nóng)戶制定有效幫扶政策, 防范農(nóng)戶致貧或返貧．