農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)收入差距擴(kuò)大嗎-

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)收入差距擴(kuò)大嗎-農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)收入差距擴(kuò)大嗎《

中圖分類(lèi)號(hào)：F321.1文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1673-291X〔2022〕05-0024-03

引言

改革開(kāi)放之初，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制提高了資源配置效率，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力。但近20年來(lái)，隨著農(nóng)村勞動(dòng)力不斷向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)趨勢(shì)不斷顯現(xiàn)，其在優(yōu)化資源配置、提高生產(chǎn)效率、促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)等方面的促進(jìn)效應(yīng)逐漸得到學(xué)術(shù)界和決策者的重視。2022年中央一號(hào)文件就明確提出，要加快構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系，引導(dǎo)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)標(biāo)準(zhǔn)有序流轉(zhuǎn)，創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)和規(guī)模經(jīng)營(yíng)方式，積極開(kāi)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高農(nóng)民組織化程度，激勵(lì)開(kāi)展規(guī)模適度的農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)場(chǎng)，完善對(duì)糧食生產(chǎn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的支持效勞體系，等等。

毋庸置疑，農(nóng)村土地的自由流轉(zhuǎn)有利于提升土地資源的配置效率。但是，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的總收益在農(nóng)民內(nèi)部的分配問(wèn)題并未引起足夠重視，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)可能在提高了農(nóng)民收入水平的同時(shí)，導(dǎo)致農(nóng)民收入分配差距加大。近年來(lái)，經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民收入的影響等相關(guān)問(wèn)題作了很多討論和研究。示例，劉淑俊、張蕾〔2022〕提出，要發(fā)揮農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的積極效應(yīng)，抑制其消極效應(yīng)。積極效應(yīng)主要表現(xiàn)在土地流轉(zhuǎn)的規(guī)模效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)。消極效應(yīng)那么是基于土地流轉(zhuǎn)的收益過(guò)低、非農(nóng)收入的不穩(wěn)定等而考慮的[1]。王帥〔2022〕對(duì)寧安市農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移問(wèn)題進(jìn)行了相應(yīng)的研究，分析并論證了兩者之間的關(guān)系和影響因素，認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)存在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移效應(yīng)，大量的殘余勞動(dòng)力由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到了城市。

在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和就業(yè)，在得到更高勞務(wù)收入的同時(shí)，也獲得了租金收入[2-4]。李中〔2022〕那么將參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶(hù)同未參與的相比，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶(hù)的人均純收入、非農(nóng)務(wù)工人均純收入以及土地出租收入都已實(shí)現(xiàn)明顯增加[5]。

多學(xué)者從不同的角度分析了土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的影響，然而相關(guān)研究中卻較少考慮土地流轉(zhuǎn)的收益對(duì)農(nóng)民收入的影響究竟有多大，是否會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)間收入差距變大。余小英、王成璋〔2022〕雖然從土地流轉(zhuǎn)制度變遷的角度分析了流轉(zhuǎn)收益過(guò)低限制了土地流轉(zhuǎn)制度作用的發(fā)揮，說(shuō)明了土地流轉(zhuǎn)的收益對(duì)農(nóng)戶(hù)整體收入的影響較小，但這些也只是略微提及，沒(méi)有進(jìn)行深入分析[6]。韓菡、鐘甫寧〔2022〕還通過(guò)分析浙江、安徽兩省的農(nóng)戶(hù)調(diào)研數(shù)據(jù)，認(rèn)為農(nóng)民自身稟賦的差別會(huì)影響土地的流向，經(jīng)濟(jì)興旺地區(qū)的土地由于集中到大戶(hù)手中導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)收入差距變大，而欠興旺地區(qū)那么因流入小農(nóng)戶(hù)手中對(duì)收入差距的影響較小[7]。本文試圖通過(guò)運(yùn)用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量分析辦法探討農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)絕對(duì)收入、相對(duì)收入的影響程度，進(jìn)而為農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)可能帶來(lái)的收入分化負(fù)面效應(yīng)防備提供相應(yīng)的政策啟示。

一、實(shí)證分析

〔一〕數(shù)據(jù)來(lái)源、變量和根本統(tǒng)計(jì)分析

本次調(diào)查以杭州市的農(nóng)村為樣本，隨機(jī)選取農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行了調(diào)查。為了便于收集數(shù)據(jù)，本項(xiàng)研究主要通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查和農(nóng)戶(hù)訪(fǎng)談的形式進(jìn)行。

被解釋變量考慮家庭勞均收入〔家庭收入/家庭勞動(dòng)力數(shù)量〕，以incp表示，以及家庭勞均收入比〔家庭勞動(dòng)力人均收入/所有家庭勞動(dòng)力人均收入〕，以inctp表示。解釋變量為土地流轉(zhuǎn)情況，考慮兩種變量設(shè)置。一是虛擬變量，粗略反映是否有土地流轉(zhuǎn)，設(shè)為lcdum1，當(dāng)家庭有土地流轉(zhuǎn)出去記為1，沒(méi)有將土地流轉(zhuǎn)出去記為0；二是定量變量，以出租土地除以家庭承包總土地面積之比刻劃，設(shè)為landc。但也要控制其他的因素對(duì)被解釋變量的影響，將成年勞動(dòng)力平均受教育年限設(shè)為eduyr，成年勞動(dòng)力平均年齡設(shè)為age，家人健康狀況設(shè)為health，土地交通狀況設(shè)為traffic，土地肥沃程度設(shè)為landf，在外務(wù)工人員比例設(shè)為migrant。其中，將家人健康狀況、土地交通狀況、土地肥沃程度的相關(guān)描述作賦值處理，即很好賦值100，較好賦值80，一般賦值60，不好賦值40。

表1給出了主要變量的統(tǒng)計(jì)特征分析。對(duì)于土地流轉(zhuǎn)情況，lcdum1的均值為0.78，landc均值為0.63，這兩個(gè)數(shù)字都表明農(nóng)村整體的土地流轉(zhuǎn)率還是較高的?？墒墙?jīng)過(guò)對(duì)問(wèn)卷的相關(guān)統(tǒng)計(jì)，可以得到土地流轉(zhuǎn)率為0的問(wèn)卷總共有13份，占據(jù)了總問(wèn)卷數(shù)的21.67%，可見(jiàn)不同地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)政策的宣傳與執(zhí)行效果是不一樣的，因而導(dǎo)致了特殊情況的出現(xiàn)。

對(duì)于農(nóng)民的收入情況，我們可以看到incp的均值為2.80萬(wàn)元，inctp均值為1.13，其中inctp>1的樣本經(jīng)統(tǒng)計(jì)占據(jù)了57%的比例。所以總的來(lái)說(shuō)，農(nóng)村家庭整體的經(jīng)濟(jì)狀況還是處于中上水平的，正逐漸朝著好的方向開(kāi)展。通過(guò)察看它們的最大值、最小值以及四分位數(shù)的相關(guān)數(shù)據(jù)，我們可以看到incp的最小值為0.5萬(wàn)元，1/4位數(shù)為1.5萬(wàn)元，中位數(shù)為2.58萬(wàn)元，3/4位數(shù)為3.81萬(wàn)元，最大值為10萬(wàn)元。這些數(shù)據(jù)說(shuō)明，農(nóng)村中不同家庭的收入狀況有很大的差異，貧富差距還是明顯存在的，而inctp的最大值為4.02，最小值為0.20同樣也可以表明這一點(diǎn)。其他的如migrant、eduyr和age等變量同樣對(duì)農(nóng)戶(hù)的收入有一定的影響。

在進(jìn)行回歸分析前，我們先進(jìn)行簡(jiǎn)單的相關(guān)性分析，初步考察解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系。經(jīng)相關(guān)分析得到表2的結(jié)果。

由表2可以看出，incp或inctp與lcdum1的Pearson的相關(guān)系數(shù)均為0.211，在0.05的水平下不顯著，而incp或inctp與landc的Pearson相關(guān)系數(shù)均為0.339，在0.01的水平下顯著，可見(jiàn)解釋變量和被解釋變量之間存在著一定的線(xiàn)性關(guān)系。為了更加合理準(zhǔn)確地分析被解釋變量〔incp和inctp〕與解釋變量〔lcdum1和landc〕的線(xiàn)性關(guān)系，我們建立模型進(jìn)行多元線(xiàn)性回歸分析?！捕惩恋亓鬓D(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入影響的回歸分析

本文將構(gòu)建四個(gè)多元線(xiàn)性回歸模型來(lái)對(duì)農(nóng)戶(hù)的收入情況進(jìn)行絕對(duì)和相對(duì)指標(biāo)的分析。為了保持相關(guān)數(shù)據(jù)的平滑性和打消異方差的影響，我們對(duì)相關(guān)變量取對(duì)數(shù)后進(jìn)行多元線(xiàn)性回歸。所以，模型1和模型2是在60個(gè)樣本數(shù)據(jù)的條件下，取虛擬變量lcdum1〔不含landc〕為解釋變量時(shí)，對(duì)incp和inctp進(jìn)行回歸分析；而模型3和模型4那么是在剔除土地流轉(zhuǎn)率為0的數(shù)據(jù)情況下，取landc〔不含lcdum1〕為解釋變量的情況下進(jìn)行分析。我們?cè)赟PSS環(huán)境下進(jìn)行回歸，得到如下表3的結(jié)果。其中，模型1、3是以家庭勞均收入為被解釋變量進(jìn)行的回歸，模型2、4是以家庭勞均收入比為被解釋變量進(jìn)行的回歸。

我們可以看到，模型1、2、3、4的均在0.46高低波動(dòng)，調(diào)整也在0.38左右，可見(jiàn)模型的擬合優(yōu)度較好，因變量的變化用自變量來(lái)解釋的程度較強(qiáng)。同時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值也較大，回歸方程整體是顯著的。

對(duì)于自變量的顯著性檢驗(yàn)，從回歸的結(jié)果來(lái)看，四個(gè)模型中health和landf的相關(guān)系數(shù)均不顯著，所以推測(cè)模型中可能存在多重共線(xiàn)性或者多余變量。在取lcdum1作為解釋變量時(shí)，模型1和2中l(wèi)cdum1的相關(guān)系數(shù)在10%的水平下顯著，相關(guān)程度較弱，同時(shí)其系數(shù)為負(fù)值且大致相同，說(shuō)明土地流轉(zhuǎn)不論在絕對(duì)水平還是平均水平上都會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)收入的減少。對(duì)于系數(shù)為負(fù)值，我們推測(cè)主要是因?yàn)檗r(nóng)戶(hù)的土地流轉(zhuǎn)對(duì)象主要是親戚或是同村人，收取的土地租金太少甚至為零[8]。當(dāng)農(nóng)戶(hù)在沒(méi)有獲得更高的收入來(lái)源時(shí)，流轉(zhuǎn)土地便相應(yīng)地減少了農(nóng)戶(hù)的收入，但此項(xiàng)系數(shù)較小，說(shuō)明土地流轉(zhuǎn)與否對(duì)農(nóng)戶(hù)的收入影響較小。其余的控制變量中，eduyr的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明家庭成員的受教育年限是決定農(nóng)戶(hù)收入的重大因素，這合乎人力資本理論的根本思想，因?yàn)槭芙逃晗拊礁?，勞?dòng)者素質(zhì)也相對(duì)較高，有利于獲得更高的農(nóng)業(yè)或非農(nóng)業(yè)從業(yè)收入[9]；migrant的回歸系數(shù)同樣顯著為正，說(shuō)明家庭外出務(wù)工人員數(shù)越多，家庭收入越高，這反映了從事非農(nóng)勞動(dòng)收入仍高于從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的事實(shí)。同樣，age和traffic也在10%的水平下有一定的顯著性影響。

而當(dāng)取landc為解釋變量時(shí)，模型3和4中l(wèi)andc的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著，這表明土地流轉(zhuǎn)率的變化能有效解釋農(nóng)戶(hù)收入的差別。比方，土地流轉(zhuǎn)比例提高一倍，家庭勞均收入增加約0.75萬(wàn)元。對(duì)于與取lcdum1時(shí)顯著性的不同，我們認(rèn)為這與剔除了土地流轉(zhuǎn)率為0的數(shù)據(jù)再進(jìn)行回歸有關(guān)。當(dāng)剔除土地流轉(zhuǎn)率為0的數(shù)據(jù)后進(jìn)行回歸，則可能導(dǎo)致回歸顯著性的提高，系數(shù)的絕對(duì)值也相應(yīng)地增加。而兩者的系數(shù)和顯著性大致相同，也在一定程度上說(shuō)明無(wú)論在絕對(duì)指標(biāo)還是相對(duì)指標(biāo)上，流轉(zhuǎn)土地的農(nóng)民均得了比沒(méi)流轉(zhuǎn)之前更多的收入。同時(shí)可以得出，age和migrant也在5%的水平下系數(shù)顯著，而eduyr和traffic的影響程度較弱。

二、相應(yīng)結(jié)論與進(jìn)一步討論

在運(yùn)用多元線(xiàn)性回歸模型對(duì)浙江省杭州市的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)情況進(jìn)行實(shí)證分析后，我們得出如下結(jié)論：取虛擬變量〔lcdum1〕為自變量的時(shí)候，土地流轉(zhuǎn)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)收入下降；取定量變量〔landc〕為自變量的時(shí)候，土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭的收入有一定的影響，但是影響程度較弱，沒(méi)有導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)間收入差距變大。在外務(wù)工人員比例對(duì)農(nóng)民收入的影響較大，其余的如成年勞動(dòng)力平均受教育年限、成年勞動(dòng)力平均年齡、家人健康狀況、土地交通狀況、土地肥沃程度這幾個(gè)因素對(duì)整體家庭收入的奉獻(xiàn)率較小。

農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)是否會(huì)帶來(lái)收入分化效應(yīng)，大致取決于兩個(gè)方面：一是土地流轉(zhuǎn)的價(jià)格與土地經(jīng)營(yíng)性收入的比重。目前來(lái)說(shuō)，由于仍處于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的初期階段，土地流轉(zhuǎn)的價(jià)格太低，對(duì)應(yīng)的土地經(jīng)營(yíng)性收入占家庭收入的比重也相應(yīng)較低，因此，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對(duì)家庭絕對(duì)