乡村振兴视阈下土地流转对民族地区农户收入的影响研究

吴笑语 蒋远胜

2017年十九大报告中“乡村振兴”战略的提出，体现了“三农”工作仍是全党工作的重点。2018年的中央一号文件以及之后印发的《乡村振兴战略规划(2018-2022年)》，强调了民族地区具有民族特色的村落和村寨对文化传承的重要性，建议打造特色文化产业乡镇、文化产业特色村和文化产业群，同时要求进一步支持民族地区和边疆地区的教育事业发展，吸引人才投身民族地区的乡村振兴。重点投入农业农村，协同进行乡村振兴，是实现共同富裕的基础，也是实现农业农村现代化的要求。乡村振兴的实现意味着农村地区经济的进一步发展，也意味着农村居民物质和精神上的需求得到进一步的满足，生活富足。

近年来，我国城乡居民的人均可支配收入逐年上升，2020年达到了32189元，其中城镇居民为43834元，农村居民为17131元。与我国的平均情况相比，民族八省区在2020年的城镇居民人均可支配收入为37280元，农村居民为14037元，相对较低。如图1所示，民族八省区的居民在2012-2020年间城乡居民的人均可支配收入也在逐年增长，但是城乡居民的收入差距呈现出扩大的趋势。要想振兴乡村，富裕农民，就必须要拓宽农户的收入渠道，着重增加农户的收入，缩小城乡间的收入差距。

图1 2012-2020年民族八省区城乡居民人均可支配收入

影响农户增收的因素众多，但是农户天生就拥有的一项生产要素就是土地。对于从事农业的农户来说，土地等生产要素能够影响农户的生产效率，进而影响农村家庭的产出[1]，最终影响着农户家庭的收入情况[2]。而对于从事非农职业的农户来说，劳动力向非农部门的转移也会提高农户家庭的收入水平[3]。随着农户对于从事农业与非农职业的差异化需求，他们对农村土地的需求也有着显著的不同，因此国家从2005年起开始调整农村土地制度。尤其是在乡村振兴战略提出后，近年来的中央一号文件都强调了农村产权制度改革的重要性，要求不断巩固改革成果：完善“三权分置”制度，建设农村产权流转交易市场，推动农村地区的土地实现有序流转；培育新型农业经营主体，发展多种形式适度规模化经营。在国家的推动下，我国农村地区的土地流转呈现出了多元化、市场化、规模化的趋势[4]，这十几年中土地流转比例也得到了极大的提高。在2007年，我国家庭承包耕地流转面积仅有0.64亿亩，而这个数值到2016年底攀升至4.71亿亩，占比从原先的不足5%上升至35.1%；这35.1%的承包耕地是由6788.9万农户流转出，占农户总承包户的29.7%。在部分东部沿海发达省份，农户参与土地流转的比例高达50%[5]，相比全国30%的平均值，可以看出由于民族地区的土地流转起步较晚，当地农户参与土地流转的比例相对东部沿海地区较低。

在关注农户收入提高的同时，还需关注农村区域之间、农户收入群体之间的差距。即使民族八省区的农村居民在2012-2020年间的人均可支配收入是逐年增加的，但是高收入的农户与低收入的农户之间的收入差距是否正在扩大也是值得关注的问题。乡村振兴战略是为了推动乡村地区的进一步发展，既要实现农户的总体生活水平富裕，同时也应该实现不同农户群体之间的共同富裕。那么，民族地区的农户是否享受到土地流转带来的红利？土地流转又会否造成民族地区农户之间收入差距的变化？这是本文需要解答的问题。

一、农户与土地流转问题研究回顾

学者们对于农村土地流转所产生的影响进行了相当的研究。一方面，学者们关注了土地流转对生产力与生产效率的影响。在土地流转受到限制的地区，农户为了追求更高的产出，只能追求农田生产力以及灌溉效率的提升[6]；而在土地流转没有受到限制的地区，土地流转形成规模化经营后，农业机械等现代化农业手段的使用能够提高生产者的农业生产效率和农业技术效率[7]。此外，土地流转也会促使更多的新型农业经营主体的形成，这不仅是我国耕地管理和集约化生产的重要途径[8]，还能够削弱农村现存的空心化现象，重新激发农村的活力，不仅具有社会、经济和生态效益，还能够保持农村的可持续发展，助力乡村振兴[9]。

另一方面，他们还重点关注了土地流转对于农村居民贫困的减缓作用以及家庭的增收作用。尤其在那些第一产业相对发达、而二三产业相对落后的国家和地区，农户所能够支配的土地的数量与质量对他们的收入有着直接的影响[10]。国外学者们研究表明，农村土地使用权的非正式转让有助于减少贫困的发生[11]，如果农村土地的使用权能够下放到农户手中，农户的资产可以得到更好地保护，农户之间因为土地而产生冲突也会削减[12]，因此成功的农村土地流转有助于促使农村经济从相对贫困的、依赖农业的状态过渡到相对发达的、依赖人力资本的状态[13]。国内学者们研究发现，土地的转入和转出都能够提升农户收入[14]、降低贫困发生率[15]，具有显著的多维减贫效应[16]，即当土地流转形成了一定的规模、实现规模化经营时，土地的产出率提高，农业生产效率提升，农业生产者收入得到提升；而随着更多的土地从生产效率较低的农户手中转入生产效率较高的农户手中，更多的农户转向非农就业，从而提升了工资性收入和经营性收入[17]。同时，学者们还考虑到了农户内部的收入差距是否会因为土地流转而产生变化，是否在兼顾效率的同时做到公平。有学者认为土地流转有利于减缓农村居民的收入差距，削减了收入不平等[18]；而更多的学者则持有相反的研究结论[19]，他们认为土地流转扩大了农户之间的收入差距，因为土地流转会促使土地集中在高收入的农户手中，因而产生的福利效应对高收入农户更加显著[20]。

总体来说，学者们对农村土地流转对于农户收入和收入差距的影响都有着相当的研究，但是对于民族地区农户收入受到土地流转影响的研究相对较少。因此本文聚焦民族地区，探索土地流转对民族地区的农户家庭收入是否有着支撑作用。

二、土地流转对农户收入影响的理论分析

(一)土地流转对农户收入的影响

土地流转的根本目的是为了重新配置生产要素，优化土地资源的配置，获取更多的收益，这一行为也意味着生产效率低的农户会将土地流转向生产效率高的农户[21]。通过转入土地，农户能够获取更多的耕地资源，能够形成一定程度上的适度化规模经营，在合理投入农业机械、劳动力、化肥农药、水利灌溉等的情况下，合理压缩生产和销售的成本，可以达到增加收入的目的。通过转出土地，农户可以摆脱土地对劳动力的限制作用，在获取土地租金的情况下，将剩余劳动力向非农部门转移，获取经营性或工资性收入，拓宽收入渠道，提高家庭收入[22]。

(二)土地流转对收入差距的影响

由于农户之间初始的资金积累和要素禀赋存在差异，他们对土地的投入状况也就会存在差异，最终导致不同收入水平的农户从中获取的收益产生差异。那些本身收入较高的农户，如果选择转入土地，他们的初始资金能够帮助他们在土地市场上租赁到一定规模的土地，也能够帮助他们购买足够多的投入品，最终实现更高的产值；如果选择转出土地，更多地投入到非农部门，那么他们的初始资金与社会资本也能够有助于他们在劳动力市场上进行务工或自主创业。而那些本身收入较低的农户，如果选择转入土地，他们缺乏资金来租赁大片的土地以及支付更大的农业投入，难以形成规模化经营；如果选择转出土地，可以获取土地的租金，同时向非农部门转移以寻求就业。这也意味着，理论上无论是转入还是转出，农户都能够在其中获取一定的收益，但是由于最高收入的农户初始的资金积累更多，他们在农业和非农业上能够进行的投入也就更多，规模效应的作用下获益也会越多，导致他们与中等收入农户之间差距拉大；而最低收入的农户由于起点较低，转出土地获得的稳定租金能够在相当程度上拉高家庭收入，导致他们与中等收入的农户之间收入差距有一定的缩小。因此土地流转对高、中、低收入农户的收入效应应该呈现为U型。

三、民族地区土地流转收入效应的实证策略

(一)模型构建

1.倾向得分匹配PSM模型

农户家庭选择是否进行农地流转很大情况下是基于自身家庭的异质性来进行决策的，这是一种自我选择，因此这些“流转户”与“非流转户”之间的先验条件存在较大差异，这可能会导致估计偏误的问题。为了缓解上述的自选择偏差导致的估计偏误，本文采用了倾向得分匹配PSM模型，经过匹配再抽样，再构建出进行了土地流转的农户假如未流转时的收入水平这一反事实框架，估计农地流转的净收入效应，达到减少偏差的目的。

PSM模型首先需要估计倾向得分，假设农户是否进行土地流转是由可观测因素决定的，通过logit回归来得出农户进行流转的倾向得分：

pi(x)=Prob(D=1|Xi)=E(D|Xi)

(1)

(1)式中，D是一个二元选择解释变量，代表是否进行土地流转，Xi是一系列影响农户进行土地流转选择的特征变量。其次，需要进行样本配对。在计算得出倾向得分值之后，为每一个进行了土地流转的农户匹配另一个最相近的“反事实”个体(即未进行土地流转的农户)。本文采用了三种匹配方法，分别是最近邻匹配、卡尺匹配与核匹配，通过比较结果来佐证其稳健性。最终，还需根据匹配结果计算出平均处理效应(ATT)，即土地流转的收入效应。实际进行了土地流转的农户的ATT表达式为：

ATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)=E(Y1i|Di=1)-E(Y0i|Di=1)

(2)

(2)式中，Di=1代表农户i进行了土地流转，Y代表农户的家庭收入水平，Y1i和Y0i分别表示农户i在进行与未进行土地流转时的家庭收入水平。ATT表示流转户土地流转之后的收入与假如不流转的收入之差，即土地流转对农户收入水平的净效应。

2.分位数回归QR模型

分位数回归QR模型能够研究自变量在条件分布的不同位置上，对因变量解释程度的不同，因此本文将农户分为位于不同收入分位上的农户，分别研究土地流转对他们收入的影响和边际贡献率。首先构建分位数回归模型：

Quantτ(Yi|Xi)=βτXi

(3)

(3)式中，βτ是Xi在τ分位上的回归系数，Quantτ(Yi|Xi)代表Yi在τ(0<τ<1)分位点上的条件分位数。βτ可以通过最小化绝对离差来计算：

(4)

(二)数据来源

本文使用的数据来自北京大学的中国家庭追踪调查(CFPS)数据库。根据数据的可得性，本文采用2018年的截面数据。由于本文重点关注民族地区的情况，因此根据CFPS的题设，将民族地区定义为“民族八省区”——即少数民族人口相对集中的内蒙古、广西、西藏、宁夏、新疆自治区和贵州、云南、青海省。本文也考虑过采用少数民族身份来进行区分，但是由于问卷采集的结果中，较多受访者的民族身份的数据缺失，最终还是选取了民族八省区作为划分标准。在数据处理过程中，本文首先剔除非民族八省区的样本，同时仅保留居住在农村的农户样本，然后根据研究目标和CFPS问卷中的问题选取所需变量，其中包括涉及农户家庭收入、农户参与土地流转、农户个体及家庭特征的相关变量。在剔除含有异常值和缺失值的样本后，本文获得有效样本1638份，样本覆盖8个省(自治区)。

(三)变量选取

1.结果变量Y。Y表征农户家庭的收入水平，本文采用农户家庭的人均纯收入来作为被解释变量。相较于整个家庭的总收入来说，人均收入剔除掉了家庭规模产生的影响，能够更加准确地反映出一个家庭的收入水平。在实证中，本文使用Y的自然对数形式lnY。

2.处理变量D。D是农户家庭是否进行土地流转。在问卷中，对问题“是否将土地出租他人”或“您家是否租用他人土地”选择了“是”，即认为该农户家庭在当年进行了土地流转，赋值D=1；而这两个问题同时选择“否”的农户家庭没有进行土地流转，赋值D=0。

3.控制变量。控制变量包括性别、是否有配偶、受教育程度、身体健康状况、是否从事个体私营、是否兼职、家庭消费性支出(取对数形式)、风险态度、是否经历征地、是否拥有农业机械、是否购买养老保险、是否购买医保、家庭规模。在进行PSM估计之前，本文通过psestimate命令比较不同模型的极大似然值来对解释变量进行了筛选，选择出了合适的协变量来促使匹配得到最佳的拟合程度[23]。筛选得出的一阶协变量包括性别、是否兼职、家庭消费性支出、家庭规模、风险态度、是否经历征地、是否拥有农业机械、是否购买养老保险、是否购买医保，以及一些二阶协变量。

四、民族地区土地流转收入效应的实证结果

(一)PSM模型估计结果：土地流转对农户人均收入的影响

表1报告了影响民族地区农户进行土地流转决策因素的估计结果。可以看出，家庭规模对土地流转决策是有显著的正向影响，拥有更多家庭成员意味着他们更愿意进行土地流转，这可能是因为家庭规模的大小在一定程度上体现了劳动力数量的多少，能投入更多劳动力要素的家庭无论是租入土地从事农业还是租出土地从事非农业，都有一定的优势。是否经历征地对土地流转决策的影响也是显著为正的，这与预期结果有着一定的差异，理论上来说经历过土地征收的农户可能会担心地权的稳定性，从而不愿意转入他人土地，但是考虑到近年来中央一号文件以及农业农村部都在聚焦保护耕地红线，可能农户对于流转耕地的地权稳定性有着较高的信任度。家庭消费性支出也有着明显的正向作用，支出高的农户一定程度上要求他们的收入较高，因此自己拥有的小片地块并不足以支持较高的支出，因此，他们可能倾向于放弃花费时间成本在小农业上，而是选择将农业经营规模做大，或是外出务工或进行创业。购买了养老保险与医疗保险的农户也会更愿意进行土地流转，在这两种保险的保障下，原来土地对农户的保障功能逐渐削减，农户自身的抗风险能力也得到了提高，因此农户能够更加放心地将土地转出或是投入更多资金来扩大土地规模。

表1 PSM模型关于土地流转选择的估计结果

表2报告了使用三种匹配方法估计土地流转对民族地区农户家庭人均纯收入的ATT的结果。近邻匹配的估计结果中，ATT并不显著。卡尺匹配与核匹配得出的结果中，ATT结果显著为正，系数分别为0.117与0.084，也就意味着进行了土地流转的农户家庭人均纯收入比他们假如未流转的情况提高了12.41%(exp(0.117)-1)与8.76%(exp(0.084)-1)，均值为10.57%(exp(0.1005)-1)，这证明了农户进行土地流转对家庭人均纯收入有着显著的提升作用。进一步地，这两种匹配方法的ATE为0.083与0.0713，小于对应的ATT，这也说明了实际上进行了土地流转的农户是能够通过土地流转获取更多的收益。

表2 倾向得分匹配估计结果

运用PSM模型进行估计需要满足两个前提条件，因此需要对这两个前提进行检验：①共同支撑域检验。图2是最近邻匹配法下流转户和未流转户匹配前后的倾向得分密度函数对比，其余2种匹配方法与得到的结果与此类似。可以看出，在匹配后，流转户与未流转户的倾向得分概率密度分布重叠范围得到了扩大。②平衡性检验。表3报告了匹配前后参与匹配变量的平衡性检验结果，可以看出，经过匹配，参与匹配的各协变量的偏差实现了大幅度的下降：Pesudo-R2值和LR chi2值大幅下降到接近于0，偏差均值的下降也代表了匹配的效果更好，一般来说数值小于20即可[24]。

图2 流转户和未流转户匹配前后的倾向得分密度函数对比

表3 匹配前后参与匹配变量的平衡性检验结果

(二)分位数回归QR模型估计结果：土地流转对不同收入点位农户人均纯收入的影响

表4报告了在0.1到0.9这九个不同收入分位点上，民族地区农户进行土地流转对人均纯收入的影响。与预期的不同，土地流转边际影响效应与农户的收入水平之间并非呈现出U字型关系，而是土地流转对最低收入农户的收入效应达到了最大，随后呈现出波动下降的趋势。可能的原因是，样本中的农户处于高收入水平的人数太少了。图3是土地流转对农户人均纯收入影响的分位数变化情况图，可以更明显地看出土地流转对位于0.1到0.9收入分位点上的农户的影响呈现出了波动下降趋势。也就是说，最穷的农户能够享受到土地流转最多的红利，这有助于他们缩小自身与其他农户之间的收入差距；对于中间阶层的农户，虽然土地流转的边际效应在此处相对下降了，但是依然可观，他们也应该抓住机会主动参与土地流转。

表4 土地流转对农户人均纯收入影响的分位数回归

图3 土地流转对农户人均纯收入影响的分位数变化情况

(三)稳健性检验

为了证实前文使用PSM进行的实证结果具有稳健性，本文再通过2SLS和Heckman两阶段模型来进行检验。在其他控制变量不变的情况下，选取“家庭规模”和“是否购买医保”作为工具变量。由于在选择被解释变量时，本文采用了人均纯收入，从而剥离了家庭人数对家庭总收入的影响，因此家庭规模会对农户进行土地流转的决策产生影响，但是不会影响家庭的人均收入水平，从而是一个外生的变量，可以作为工具变量。类似的，农户家庭是否购买医保，对他们面对家庭风险状况时的应急能力有着一定的影响，从而对他们是否进行土地流转的决策产生影响，但是是否购买医保并不会直接影响家庭人均收入状况，因此这也是一个可以作为工具变量的外生变量。如表5所示，在采用上述2个工具变量之后，2SLS模型的估计结果显示，是否进行土地流转对民族地区农户人均纯收入的影响显著为正，与PSM回归结果相同。同时，不可识别检验的Kleibergen-Paap rk LM统计量的p值为0.000，小于0.01，显著拒绝了“工具变量识别不足”的原假设；弱工具变量检测的Cragg-Donald Wald F统计量为14.626、Kleibergen-Paap Wald rk F统计量为17.672，均大于15%的临界值；过度识别检验的Hansen J统计量的p值为0.5899，大于0.05，说明所有工具变量都是外生的。

表5 农户进行土地流转收入效应的2SLS、Heckman估计结果

在Heckman选择方程的估计结果中，家庭消费性支出、是否购买养老保险、是否拥有农业机械、是否购买医保对民族地区农户进行土地流转决策的影响是正向的，家庭支出更高、购买了医保和养老保险、拥有农机的农户更愿意进行土地流转；在收入方程中，从事个体私营、家庭消费性支出更高、经历过征地的农户收入受到的正向影响更大。Heckman两阶段模型的逆米尔斯值也是显著的。

五、结论与政策建议

(一)结论

本文基于中国家庭追踪调查(CFPS)数据库2018年的调查数据，利用倾向得分匹配法和分位数回归法分析了农地流转对民族地区的农户家庭收入以及收入差距的影响，得到如下结论：①民族地区的农户能够享受到土地流转带来的收入红利。具体来说，假如农户没有进行土地流转，他们的人均纯收入会比实际情况(他们实际上进行了土地流转)平均降低10.57%。②土地流转对处于不同收入水平的民族地区农户来说，能够产生的收入效应是不同的，收入最低的农民能够享受到土地流转的红利最多，随着收入水平的提升，农户能享受到的红利波动下降，这有利于缩小农户之间的收入差距。

(二)政策建议

民族地区的乡村具有一定的特殊性。一方面，民族地区的乡村，尤其是民族村寨是民族文化传承的载体。少数民族的一些节庆日、祭祀和丧葬文化都要在这些特定的场所才具有其独有的文化性，一旦远离民族地区的乡村，这些民族文化就很难长久地留存下去。另一方面，民族地区的乡村在地理情况和生态环境上也有一定的独特性。诸如西南地区的少数民族大多数聚居在山区，边疆地区的少数民族也有着独特的生活环境，而这些特殊的生活环境也就意味着他们可以在农业上形成具有当地特色的产业。因此，在针对民族地区乡村振兴战略下的土地流转提出政策建议时，就要充分考虑到民族地区乡村的特殊性。

基于本文结论，一方面需要促进民族地区的农户进行土地流转，达到提高收入水平的目的，另一方面则要注意农户之间的收入差距，减轻收入不平等的情况。在结合乡村振兴战略的大背景下，本文提出以下政策建议：

1.制定土地流转相关政策时，对民族地区的农户、尤其是低收入农户予以一定的政策倾斜。选择民族地区的重点城市建立农村产权交易所，实现农交所对民族地区的覆盖，充分发挥农村产权交易所的中介作用，尽量降低土地流转市场的准入门槛及交易成本，让中低收入农户能够放心地进入土地流转市场。同时，政府在土地流转的过程中也要起到监管的责任，保证所有的土地流转都是在自愿原则下进行，坚持保护农业耕地的原则，对农用土地转出后的经营方式进行追踪，同时还需充分考虑到不同民族的宗教信仰、风俗习惯差异，避免部分村委或企业因追求土地流转产生的经济效益而对民族文化、建筑产生负面影响的情况发生。

2.对于转入土地后的新型农业经营主体，他们虽然拥有着一定的农业生产经验和技能，但是培训仍然能够提升他们的生产技术，同时在社会化的农艺服务帮助下，在政府补贴和银行资金的支持下，新型经营主体的经营更容易形成规模效应，实现增产增收。这也就要求当地政府加大对新型农民的培训和技术支持，联合地方高校和研究院所，开展技术下乡服务，发展具有特色的农业产业；政府还应积极培育能够提供农艺服务的合作社，诸如农业机械合作社等，满足新型经营主体对社会化服务的需求，这也有助于拓宽农户的收入渠道；政府部门还应该鼓励规模化经营、发展设施农业的农户积极申请补贴，减少部分农户因为受教育程度限制而产生不愿意申请的情况发生，同时也需要农村金融机构给予一定的信贷优惠政策，予以农户更多的资金支持。

3.对于转出土地后的农户，尤其是转出土地后并没有外出务工的农户，应予以就业方面的指导和支持。随着乡村旅游业的逐步发展与盛行，部分转出户会选择在当地发展民宿、餐饮、特色手工业等第三产业，银行可以根据农户个人信用发放创业小额贷款，村委也可以对创业群体进行一定的指导和规划，规避过度的同质化竞争，帮助他们走出创业的第一步。部分转出户仍然会继续从事农业，成为家庭农场、合作社与龙头企业等的雇工，政府也应鼓励这部分农户参与培训、并为他们提供农业技能方面的培训，如果一名普通的农户能够掌握驾驶农业机械、病虫害防治、农产品的初加工等农艺方面的技能，他们的收入渠道又能够得到拓展。

4.政府与农业院所应联合开展实地考察，为民族地区乡村的特色农业产业进行规划，让流转后集中起来的土地能够得到充分的利用，同时充分发挥具有民族特色的建筑、文化以及优美生态环境的作用，吸引游客前往旅游。但是在这个过程中，除了对基本农田的保护、避免农地滥用外，还需注意人与环境的自然和谐，避免大规模的开发导致的环境破坏，因此要注意通过轮作、固沙、保护动物栖息地等方式保护环境。绿水青山才是金山银山，美丽生态的乡村环境能够为乡村振兴提供长期的动力，是实现“生态宜居”的基本要求。

5.推动民族地区的农村土地流转、助力乡村振兴战略实施，还需要加大对民族地区乡村的基础设施与公共服务的投入。无论是产业的发展还是居民的生活，都离不开良好的基础设施。更加完善的公路网、通讯网以及水电气的提供能够促使商品的高效运输，能够提高农村居民的生活舒适度，也有助于吸引来自城市的游客。其次，良好的公共服务在乡村振兴战略的实施中也有着相当重要的作用。乡村内部的规划和治理有助于维护民族地区村寨内部的历史建筑。村委还应该持续向民族地区村民宣传讲解医疗和养老保险的作用，增强他们的抗风险能力。同时对于民族地区的乡村教育上仍需加大扶持，除了义务教育以外，还需加强民族特有的文化、语言等方面的教育，避免造成民族文化的断层。