徐夢(mèng)婷 李 強(qiáng)

安徽科技學(xué)院管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030

0 引言

農(nóng)村承包土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)從20 世紀(jì)80 年代開始出現(xiàn)，并逐步擴(kuò)展，土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)逐漸開放。2014 年，中央一號(hào)文件明確提出了“三權(quán)”分置政策思路，即土地所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)“三權(quán)”分置，經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)的格局。2023 年，中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)“引導(dǎo)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)有序流轉(zhuǎn)，發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)”。土地規(guī)模的擴(kuò)大是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效率的必要條件，土地流轉(zhuǎn)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)、促進(jìn)土地資源合理配置的有效方式之一。當(dāng)前，普通農(nóng)戶仍然是我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的主體，如何帶動(dòng)小農(nóng)戶有序參與土地流轉(zhuǎn)并實(shí)現(xiàn)增收，仍是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展的重點(diǎn)工作。因此，在此背景下探討農(nóng)戶是否能通過轉(zhuǎn)入土地實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)有其現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來，較多學(xué)者實(shí)證研究了土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民收入的影響，研究成果豐富。冒佩華等［1］借助2000 年和2012 年的農(nóng)戶家庭微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，采用平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect，ATE）和受處理的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effects on Treated，ATT）方法，實(shí)證分析了土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響。其通過研究發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)能顯著提高農(nóng)戶家庭的收入水平。錢忠好等［2］利用2006—2013 年江蘇、廣西、湖北和黑龍江4 ?。ㄗ灾螀^(qū)）1 872 個(gè)農(nóng)戶的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響。洪名勇等［3］基于中國(guó)省域2003—2018 年面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)發(fā)展模型，分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民收入耦合協(xié)調(diào)發(fā)展時(shí)空演變特征，并運(yùn)用空間杜賓模型剖析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)不同類型農(nóng)民收入的空間效應(yīng)。吳笑語(yǔ)等［4］基于2015 年中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換（Endogenous Switching Regression Model，ESR）研究了土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭平均收入的影響，其次運(yùn)用無條件分位數(shù)處理效應(yīng)（Uconditional Quantile Treatment Effect，UQTE）模型和廣義分位數(shù)回 歸（Generalized Quantile Regression，GQR）模型，分析了土地流轉(zhuǎn)對(duì)分布在不同收入水平上的農(nóng)戶人均收入效應(yīng)差異。對(duì)于土地轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)，部分學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力強(qiáng)且具備農(nóng)業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)的農(nóng)戶，通過轉(zhuǎn)入更多土地增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入，實(shí)現(xiàn)土地資源由低效率農(nóng)戶向高效率農(nóng)戶的優(yōu)化配置。錢龍等［5］通過研究發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)入土地對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率沒有顯著影響，但會(huì)顯著提升土地產(chǎn)出率，進(jìn)而促進(jìn)其規(guī)模經(jīng)營(yíng)收入的增長(zhǎng)。在土地流轉(zhuǎn)的具體增收機(jī)制方面，成程等［6］、朱琳等［7］驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)機(jī)械化、土地價(jià)值在土地轉(zhuǎn)入與農(nóng)業(yè)收入間的中介作用；杜鑫等［8］基于2020 年的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶通過土地轉(zhuǎn)入行為獲得了家庭人均純收入約10%的增幅。

也有學(xué)者認(rèn)為，土地轉(zhuǎn)入對(duì)小農(nóng)戶的增收效應(yīng)或作用有限。例如，柯煉等［9］基于2010—2018 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Family Panel Studies，CFPS），分析發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)中轉(zhuǎn)入戶的家庭純收入沒有明顯變化，這可能是由于土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶在土地規(guī)模擴(kuò)大的同時(shí)，缺乏相應(yīng)的農(nóng)機(jī)培訓(xùn)，導(dǎo)致其經(jīng)營(yíng)性收入的增長(zhǎng)幅度無法彌補(bǔ)工資性收入的減少。另外，彭小霞［10］通過總結(jié)土地流轉(zhuǎn)案例，認(rèn)為農(nóng)戶之間小規(guī)模的土地流轉(zhuǎn)行為雖然能在一定程度上解決地塊零碎、經(jīng)營(yíng)不便的問題，但與土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的差距仍然存在，流轉(zhuǎn)后的農(nóng)戶依舊處在分散經(jīng)營(yíng)的狀態(tài)，無法形成顯著的規(guī)模效應(yīng)。同時(shí)，土地轉(zhuǎn)入戶在經(jīng)營(yíng)更大面積的土地時(shí)，必然會(huì)追加農(nóng)業(yè)投資購(gòu)買設(shè)備、技術(shù)、人力資源等，這部分投入實(shí)際上是土地流轉(zhuǎn)交易成本的體現(xiàn)，扣除增加的經(jīng)營(yíng)成本后，土地轉(zhuǎn)入戶收入增長(zhǎng)的幅度難以保證。

綜上所述，土地轉(zhuǎn)入能否促進(jìn)農(nóng)戶家庭收入增長(zhǎng)仍然值得進(jìn)一步討論。筆者利用2020 年中國(guó)鄉(xiāng)村振興綜合調(diào)查（China Rural Revitalization Survey，CRRS）在山東省、河南省、安徽省3 個(gè)省的調(diào)查數(shù)據(jù)，來考察土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶增收的影響，并檢驗(yàn)土地規(guī)?；潭仁欠裼欣谵r(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入的提升。

2 數(shù)據(jù)來源、變量設(shè)定及實(shí)證策略

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

筆者基于2020 年CRRS 在山東、河南、安徽3 個(gè)省的調(diào)查數(shù)據(jù)來考察土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶增收的影響。在數(shù)據(jù)使用過程中，剔除缺失值、異常值后，最終得到農(nóng)戶樣本為663戶。

在已有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，根據(jù)CRRS 問卷特點(diǎn)，選取農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的對(duì)數(shù)值作為被解釋變量，農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入決策（虛擬變量，0=未轉(zhuǎn)入土地，1=有轉(zhuǎn)入土地）作為核心解釋變量，農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積的對(duì)數(shù)值（表示土地規(guī)模化經(jīng)營(yíng)程度）［2］作為中介變量。同時(shí)，選取農(nóng)戶個(gè)體特征（包括戶主年齡、性別、受教育年限、是否擔(dān)任村干部）及家庭特征（農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、家庭金融資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值、是否有借貸行為、是否有農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)）作為控制變量。具體賦值情況見表1。

表1 變量設(shè)定

2.2 模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶的增收效應(yīng)，設(shè)定普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）回歸模型為

式（1）中：lnaincomei表示參與土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的對(duì)數(shù)值，為被解釋變量；rentingini表示農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入決策（虛擬變量，0=未轉(zhuǎn)入土地，1=有轉(zhuǎn)入土地），為核心解釋變量；Zi表示影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)性經(jīng)營(yíng)收入的其他控制變量。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)轉(zhuǎn)入土地后，農(nóng)戶是否通過承包經(jīng)營(yíng)耕地面積的擴(kuò)大實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入的增長(zhǎng)，即土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)程度是否在土地轉(zhuǎn)入行為與農(nóng)戶增收之間存在中介作用，筆者借鑒溫忠麟等［11］提出的逐步檢驗(yàn)法，在公式（1）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建中介效應(yīng)模型為

式（2）和式（3）中：lnlandopei表示中介變量，即農(nóng)戶家庭的經(jīng)營(yíng)耕地面積的對(duì)數(shù)值（土地規(guī)?；潭龋?。

2.3 實(shí)證流程

利用上述模型進(jìn)行分析的具體流程如下。

第一步，檢驗(yàn)公式（1）中的核心解釋變量rentingini的系數(shù)α1是否顯著，若顯著，則進(jìn)行下一步。

第二步，檢驗(yàn)公式（2）中的核心解釋變量rentingini的系數(shù)β1和公式（3）中的中介變量lnlandopei的系數(shù)γ2是否顯著，若顯著，則進(jìn)行下一步。

第三步，檢驗(yàn)公式（3）中的核心解釋變量rentingini的系數(shù)γ1是否顯著，若顯著，且β1γ2與γ1同號(hào)，則存在部分中介效應(yīng)，此時(shí)報(bào)告中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例β1γ2/α1；若不顯著，則直接效應(yīng)不顯著，只存在中介效應(yīng)（完全中介效應(yīng)）。若上述逐步檢驗(yàn)方法不顯著，則使用Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

利用上述3 個(gè)模型得出的回歸結(jié)果如表2 所示。由表2 的模型（1）可知，土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的影響系數(shù)（α1=1.237）在1%的水平上顯著為正，說明土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的增長(zhǎng)起到顯著的正向促進(jìn)作用。由表2 的模型（2）可知，土地轉(zhuǎn)入對(duì)中介變量經(jīng)營(yíng)耕地面積的對(duì)數(shù)值（土地規(guī)?；潭龋┑挠绊懴禂?shù)（β1=1.379）在1%的水平上顯著為正。由表2 的模型（3）可知，中介變量經(jīng)營(yíng)耕地面積的對(duì)數(shù)值（土地規(guī)?；潭龋?duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的影響系數(shù)（γ2=0.731）在1%的水平上顯著為正，同時(shí)土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的影響系數(shù)（γ1=0.240）在10%的水平上顯著為正。由此可見，β1、γ2與γ1均顯著且同號(hào)，因此土地規(guī)?；闹薪樾?yīng)存在，且為部分中介效應(yīng)，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.814 9，即土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭的增收作用中大約有81.49%是通過土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)的中介作用實(shí)現(xiàn)的。

表2 回歸結(jié)果分析

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

筆者基于2020 年CRRS 在山東、河南、安徽3 個(gè)省的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過OLS 回歸和中介效應(yīng)模型分析土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶增收效應(yīng)及其作用機(jī)制，得出以下結(jié)論。

①土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的增長(zhǎng)起到顯著的正向促進(jìn)作用。

②土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)在土地轉(zhuǎn)入與農(nóng)戶增收之間存在部分中介效應(yīng)，也就是說，土地轉(zhuǎn)入行為不僅直接影響農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的增長(zhǎng)，還通過土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)這一中介間接影響其收入；土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭的增收作用中大約有81.49%是通過土地規(guī)模化經(jīng)營(yíng)的中介作用實(shí)現(xiàn)。

4.2 政策建議

為了進(jìn)一步促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，消除土地轉(zhuǎn)入過程中可能存在的限制因素，筆者提出以下建議。

第一，農(nóng)戶作為土地流轉(zhuǎn)過程中的弱勢(shì)主體，在進(jìn)行土地轉(zhuǎn)入決策時(shí)，通常面臨信息不對(duì)稱、議價(jià)能力弱等問題。因此，政府及村集體組織應(yīng)建立專門的中介服務(wù)機(jī)構(gòu)，面向普通農(nóng)戶開展咨詢與建議服務(wù)，為土地轉(zhuǎn)入戶與轉(zhuǎn)出戶之間搭建通暢的平臺(tái)，保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力較強(qiáng)的農(nóng)戶能有效轉(zhuǎn)入土地。

第二，土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶會(huì)經(jīng)常面臨農(nóng)業(yè)設(shè)施、種子化肥、經(jīng)營(yíng)管理等各方面生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本上升的問題，且金融要素下鄉(xiāng)支農(nóng)程度較弱，農(nóng)村金融供給與農(nóng)戶資金需求不匹配。為此，相關(guān)部門應(yīng)加強(qiáng)基層金融服務(wù)，幫助土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶以更簡(jiǎn)潔的手續(xù)、較為合理的抵押門檻獲得信貸支持，為其解決農(nóng)業(yè)投資的后顧之憂。

第三，農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)是通過各類生產(chǎn)要素的優(yōu)化組合達(dá)成的。在土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大的同時(shí)，農(nóng)戶個(gè)體的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力也會(huì)制約農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)。因此，相關(guān)部門應(yīng)重視農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)，同時(shí)為愿意返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的大學(xué)生、農(nóng)民工等提供政策支持，培養(yǎng)既具有現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)管理知識(shí)，又擁有實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)的高素質(zhì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者。