基于山东省农地确权对农民收入的影响机制及作用效果研究

2023-03-22崔伟杰

南方农业 2023年1期

崔伟杰

（1.烟台大学经济管理学院，山东烟台 264005；2.莱阳市农业技术推广中心，山东莱阳 265200）

土地问题一直是我国“三农”问题的重中之重，1978 年的土地改革正式解决农地共有产权的非排他性问题，将农村土地承包经营权排他性地下放给农户，有效解决集体土地制度下“搭便车”问题，获得排他性土地权利的农户生产积极性得到极大提升，农民收入有了显著改善。改革虽然在充分调动农民生产积极性方面获得了成功，但是却将农地分散零碎地切割，改革衍生出的集体土地所有权和农户承包经营权之间的矛盾使农地产权不能充分界定，一方面，农民很难通过市场手段集中土地实现规模经营从而进一步提升农业经营性收入；另一方面，不充分的农地产权隐含着失地风险，阻碍农民从事非农产业获得更高的工资性收入。在这种背景下，国家围绕农村土地问题实施农村土地确权改革，2013 年中央一号文件要求用5 年时间基本完成农村土地承包经营权确权登记颁证工作，妥善解决农户承包地块面积不准、四至不清等问题。党的十九大之后，国家提出乡村振兴战略，要求根据实践发展需要，巩固、运用和拓展农地确权成果，为促进乡村振兴和农民增收创造有利条件。在这样的背景下，探讨农地确权的实施效果具有重要的理论和现实意义。

当前国内对农地确权进行了诸多研究，大部分集中在探讨农地确权和农地流转的关系上。一种观点认为，农地确权对农地流转具有促进作用，例如，程令国等指出，农地确权使得农户参与土地流转的可能性、平均土地流转量显著上升，因此农地确权促进了土地流转[1]；黎霆等指出，赋予农民长期稳定的农地产权能够稳定农户的社会保障权益，促进农地流转[2]；丁玲等指出，农村承包地确权登记颁证满意度对促进农户承包地转出、转入有积极影响[3]。另一种观点认为，随着全国土地确权工作基本完成，相关数据显示土地确权后我国农地流转增速是下滑的，质疑土地确权的政策效力，例如，罗必良等指出，中国农地确权是一个可能被过高预期的政策[4]；罗必良等证实了土地确权颁证后，会加大农户土地转入的难度，农地确权强化了农户的产权强度，增强了农户对土地的禀赋效应，进而抑制了农地经营权流转[5]。事实上，农地确权不仅仅会影响农地流转，还会对农民收入产生影响。例如，许恒周等认为，土地和劳动力是农户家庭主要生产要素，在农地确权工作中，农地和劳动力要素的重新配置与农户家庭收入密切相关，其核心价值是促使农地从农业经营能力较差、土地资源相对丰富的农户家庭流向生产经营能力较强、土地贫瘠的农户家庭，实现农村剩余劳动力的释放和农地规模化经营，进而增加农户家庭的收入水平[6]；杨宏利等认为，农地确权通过推动土地流转、增强产权经济激励、强化家庭劳动分工、促进经营抵押贷款等方式促进农民收入增加[7]；陈飞等认为，农地确权通过影响农户土地流转决策影响农户收入，无论转入或者转出土地，农户收入都会提高[8]；张国林等认为，土地确权显著提高了农民财产性收入[9]。而柯炼等认为，土地流转无法提高农民家庭人均收入[10]；高帆等认为，农地确权的增收效应在经济发展相对落后的中西部地区显著，在较发达的东部地区并不显著[11]。

当前学界对农地确权的研究多侧重于农地确权是否促进农地流转方面，关于确权对农民收入的影响更多是在前者基础上的一个衍生性探讨，且多停留在定性的理论探讨阶段，较少对农地确权的收入效应进行实证分析。本文以山东省为例，将农民收入按照来源划分为工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入，结合农地确权对农民不同收入的影响机制，全面分析农地确权对农民收入的影响效果。

1 农地确权对农民收入影响的理论分析

在农村，农地确权对于农户不同收入的作用机制各不相同。本研究将农民收入定义为农民可支配收入，根据山东省统计年鉴的定义，农民可支配收入指调查户在调查期内获得的、可用于最终消费支出和储蓄的总和，包括工资性收入、经营性净收入、财产性净收入和转移性净收入，农地确权一般会影响农户的工资性、经营性和财产性收入。

1.1 农地确权与农民工资性收入

随着我国城镇化进程加快，大量农村剩余劳动力涌向城市从事非农工作，获得比农业生产更高的工资性收入，城市化促使拥有不同资源禀赋的农村劳动力发挥各自的比较优势，适合在城市从事非农职业的农民流向城市获取更高收入，适合在农村务农的农民留在农村获得更高产出。农村土地产权的不充分界定会扭曲这种比较优势的形成从而降低资源配置效率，比如适合进城的农民可能面临失地风险而选择留在农村务农。农地确权从法律层面保障了农民土地权利的安全性和稳定性，解决了农民进城务工而失去土地的风险，这直接导致农户家庭层面劳动力资源的优化，从而提高农民收入水平。然而，农地确权对优化农民就业结构，提高其工资性收入的作用还受城市部门提供就业岗位是否充足影响，并不是每个进城务工的农民就一定能找到合适的城市就业岗位，受劳动力市场供需影响，在城市就业岗位短期不变的情况下，大量农民进城就业也会拉低劳动市场工资水平，从而降低农民工资性收入水平，另外城市落户所隐藏的成本也会影响农民进城务工的决策，因此农地确权能否提高农民工资性收入还需要更严格的实证分析。

1.2 农地确权与农民经营性收入

产权理论认为产权清晰界定有助于降低交易费用，提高效率。地权的稳定性和安全性是进行土地交易的前提，农地确权会促进土地流转，使农地从农业经营能力较差的农户流向生产经营能力较强的农户[6]，通过确权促进土地流转集中也有利于实现农业规模化现代化经营，提高农业生产效率，从而实现农民经营性收入增加。然而城市化使得农村现实状况可能会更加复杂，随着农村年轻群体不断流入城市务工，在农村从事农业生产的农民大多都是低学历的老年群体，拥有较高学历的年轻劳动力大多在城市从事非农产业，农村土地并没有按照绝对优势的理论逻辑进行流转。实际上比较优势的逻辑应用在城市化进程加快的中国农村更科学一些，虽然农村年轻劳动力在务农和进城务工方面都比老年劳动力更有优势。但年轻劳动力在务工方面的优势更大一些。一方面，农业对自然力的依赖依然很强，城市工业和服务业对劳动者的质量要求显然比农业更高一些；另一方面，农业作为弱势产业，营收水平不及二三产业，年轻人进城务工还可以获得更高的比较收益。年轻劳动力和老年劳动力之间比较优势的差异可能会导致农村土地更多地流向农业经营能力差的大龄农民手中，因此农地确权可能会导致农民经营性收入总体降低。

1.3 农地确权与农民财产性收入

学界普遍认为农地确权强化了农村土地产权的安全性稳定性，从而促进农地流转，农民可以通过流转土地获得更高的地租收入。然而从行为经济学的角度出发，农地确权强化了农民对土地的禀赋效用，推升了农村土地的价格，可能会抑制土地流转，因此农地确权能否通过土地流转增加农民财产性收入也有待进一步验证。

基于以上分析，本文将农民收入更细致地划分为工资性收入、经营净收入、财产净收入和转移净收入，构建农地确权对农民不同收入的作用机制图（见图1），初步认定农地确权会降低农民的平均经营性收入水平，但对于工资性收入、财产性收入的作用有待进一步验证，农地确权对农民总收入的作用也待进一步验证。

图1 农地确权与农户收入的作用机制图

2 数据来源、变量描述与模型设定

2.1 数据来源

本文数据来源于山东省统计年鉴，涉及山东省17 个市（莱芜于2019 年并入济南）2009—2018 年的相关数据信息，其中山东统计年鉴缺失2009 年各市农林水财政支出数据，本研究在查阅山东省各市统计年鉴基础上，补上了2009 年济南、枣庄、烟台、聊城、菏泽农林水财政支出，剩下12 个市的2009 年农林水财政支出通过计算2008 年和2010 年数据的平均值来替代处理。本样本属于平衡面板数据，有效样本容量共计170 个。

2.2 变量选择和描述

2.2.1 被解释变量

考察农地确权对农户收入的数量和结构的影响，本文不仅选取了农户可支配收入作为被解释变量，而且也引入了农户收入来源的四项测量指标，分别为工资性收入、经营性纯收入、财产性纯收入、转移性纯收入。为消除通胀因素，文中将各项收入指标均除以山东省消费价格指数（2009 年山东省消费价格指数设定为1）再取对数后纳入模型。

2.2.2 核心解释变量

2014 年农业农村部确定山东、安徽、四川三个省份作为农村土地确权颁证工作整省推进的首批试点省份，山东省2014 年全面开展农村土地承包经营权确权登记颁证工作，截至2015 年底，山东全省73 910 个有耕地村(社区)完成了土地确权登记颁证工作，占总数的95.9%；确权耕地面积587.71 万hm2，占家庭承包耕地面积的98.1%，山东已经基本完成了农村土地确权登记颁证工作。我们参考确权完成时点设定农地确权虚拟变量，2015 年前为确权前，2015年后为确权后。

2.2.3 控制变量

为保障回归结果的可靠性，本研究在梳理相关文献的基础上引入了一系列影响农民收入的控制变量，包括宏观经济因素、微观个体投入因素、政府投入因素。其中宏观经济因素包括城市GDP、城市总人口、二三产业生产总值占比、城市化率、失业率；微观因素包括农作物播种面积、农业机械总动力、农村人均文化教育支出；政府投入因素包括农林水财政支出。为了消除通胀因素，城市GDP、农村人均文化教育支出、农林水财政支出均除以山东省消费价格指数（2009年山东省消费价格指数设定为1）后再取对数后纳入回归模型。一般而言，宏观经济条件越好农民收入会越高，一方面，经济发达的城市工资水平更高，农民会更倾向选择较为发达的城市务工获得更高收入，本研究用城市总人口和GDP 来刻画城市宏观经济发展水平；另一方面，较高的城市化水平和二三产业比重及较低的失业率会给进城务工的农民提供更多的非农就业岗位，吸纳更多进城农民获得工资性收入。微观个体投入越多所获得的收入也会越高，农民从事农业经营一般会投入土地和资本，在这里用农作物播种面积和农业机械总动力来表示；根据明瑟收入方程，劳动者的收入还和人力资本投入正相关，在这里人力资本投入用农民人均文化教育消费来表示。最后，政府的支农力度也影响农民收入，在这里用政府农林水财政支出表示政府支农力度。上述变量名称、变量定义及相关变量描述性统计列于表1。

表1 变量定义及描述性统计

2.3 模型设定

为检验农地确权对农户家庭收入的影响，建立面板数据固定效应截面个体变截距模型：

（1）式中，yit为被解释变量，表示第i个城市第t年的农村家庭收入情况；α0为常数项；αi为不同城市的个体效应；δ为农地确权的收入效应；xcert为核心自变量，即是否确权，这里定义年份≥2015，xcert=1，否则xcert=0；Ac,it为控制变量矩阵；β 为控制变量矩阵的待估参数向量；uit为随机误差项。

本研究使用面板数据类型进行建模研究，比单纯地用截面数据或时间序列数据更能充分利用数据中不同个体时序间的信息，一定程度上还可以解决遗漏变量偏差问题，缓解解释变量多重共线性问题。stata 在估计固定效应模型时使用组间估计法，估计随机效应模型时使用FGLS 法，组间估计法无论个体效应和解释变量是否相关都会得到一致估计量，而FGLS 法在个体效应和解释变量相关时得到的估计量是有偏且不一致的。因此无论真实模型是固定效应还是随机效应，将其设为固定效应并按照组间估计法进行估计，得到参数估计量始终是一致的，因此本研究使用固定效应模型。为避免异方差和时间序列相关问题，本研究按城市进行聚类，使用聚类稳健估计量进行统计推断。

3 实证结果与分析

表2 为农地确权对农民收入的影响的固定效应模型估计结果，模型（1）～（5）被解释变量分别为农村居民可支配收入、工资性收入、经营性纯收入、财产性纯收入、转移性纯收入，解释变量为确权变量和其他控制变量，所有模型都通过了1%水平的F 检验，总体线性显著。

表2 农地确权对农民收入的影响模型估计结果

在控制城市不随时间变化的个体固定效应和其他影响农民收入的变量情况下，农地确权在1%的显著水平下负向影响农民可支配收入，可以看到农地确权后农民的可支配收入降低了8.6%。从农民收入结构上看，农地确权在10%的显著水平下负向影响农民的工资性收入，在1%的显著水平下负向影响农民的经营性纯收入，在5%的显著水平下负向影响农民的财产性纯收入，对农民的转移性纯收入没有显著影响。这一结果表明，农地确权对农民收入影响是负向的。其中农地确权对农民经营性收入的影响显著为负和前面的假定相吻合，在比较优势的逻辑下，农地确权使得农村质量较高的劳动力脱离农业从事收益更高的非农产业，从而使得农业从业者质量下降，农民经营性纯收入降低。在农地确权对农民工资性收入的影响方面，模型回归结果显著为负，表明农地确权虽然会释放更多农村剩余劳动力进城务工，但受城市就业岗位供给约束，劳动力市场出现供大于求的情况，农民务工人员工资水平被拉低，农地确权向城市贡献农村人口红利的作用可能大于增加农民工资性收入的作用，因此在短期农地确权对农民工资性收入的影响总体是负向的。农地确权也降低了农民财产性收入，可能农地确权的禀赋效应大于流转效应，农民通过出租土地获得的租金收入会降低。

关于控制变量对农民收入影响效应，在宏观经济情况方面，城市GDP 显著正向影响农民可支配收入、工资性收入和经营性收入，显然经济体量越大，人们无论是工作还是经营产业都会获得更多收入。城市总人口只正向影响农民工资性收入，表明农业经营收入对人口数量的依赖较低，城市的发展会吸纳较多的农村剩余劳动力。城市二三产业占比显著负向影响农民可支配收入和工资性收入，但对农民其他收入无显著影响，传统理论上认为二三产业的发展为农民提供更多非农就业机会，会促进农民工资性收入提高，但是随着城市的发展，城市低端的岗位会越来越少，低端就业工资会越来越低，因此二三产业占比达到一定程度可能会对农民非农就业和收入产生不利影响。城市化水平正向影响农民可支配收入、工资性收入和转移性收入，很显然城市化的加快会给农民提供更多就业机会，获得更多工资性收入，而且城市化的加快也会促进城市对农村的反哺，政府更倾向于加大对农民的转移支付。城市失业率对农民收入没有显著影响，失业率指标我国普遍采用的是城市登记失业率，城市登记失业率可能对农民收入影响作用甚微。

在微观投入方面，农作物播种面积仅显著负向影响农民工资性收入，很显然如果农民拥有更多的土地资源，会更倾向于从事农业，从而减少非农兼业，而且农业收入普遍较低，对总收入影响不明显。农业机械总动力显著正向影响农民可支配收入和工资性收入，很显然农业机械是对农村劳动力的替代，农业机械化水平的提升必然导致农村剩余劳动力的增加，农村剩余劳动力会退出农业生产到城市务工从而获得更高的工资性收入，机械对剩余劳动力的替代一般不会降低农业经营收入，所以农民总收入水平也会提升。农民的人力资本投入仅仅正向影响农民经营性收入，可能是因为和城市居民相比，农民受教育程度普遍较低，较低水平的人力资本的差异并不会显著影响务工农民在城市获取收入的竞争力，但是会显著影响农民从事农业生产所获得的收入。

在政府支农力度方面，农林水财政支出仅仅正向影响农民可支配收入，从农民收入结构上看，对农民各项收入均没有显著作用，说明政府总体支农力度太小，政府农林水投资效率有待提高。

4 模型设定检验

面板数据模型的个体效应分为固定效应和随机效应，固定效应假定城市个体效应和其他解释变量相关，随机效应的假定城市个体效应和其他解释变量不相关。虽然在大样本条件下将模型设定为固定效应，通过组间估计法总能得到一致估计量，但如果真实模型是随机效应模型，固定效应的估计结果会造成效率损失，因此需要对模型设定进行检验。

通常检验固定效应或随机效应的方法是豪斯曼检验，其检验原理是比较随机效应模型和固定效应模型估计参数的差异在大样本条件下是否显著，如果差异显著表明随机效应的设定有误；如果没有显著差异，则随机效应比固定效应更有效率。

表3是模型（1）-（5）豪斯曼检验的结果。

表3 豪斯曼检验结果

模型（1）（2）（5）在1%的显著水平拒绝随机效应模型的设定，模型（3）在5%的显著水平拒绝随机效应模型的设定，但模型（4）不拒绝随机效应模型的设定；所以模型（1）（2）（3）（5）设定为固定效应，通过了模型设定检验，模型（4）设定为随机效应模型会更有效率。

表2 中模型（6）是模型（4）的随机效应回归结果，我们发现核心解释变量农地确权在1%显著水平上为负，控制变量的显著程度也有了很大改善，表明农地确权后农民财产险收入显著降低了，没有改变原有结论，原有的回归结果还是非常稳健的。

5 结论与建议

5.1 结论

本文借助山东省统计年鉴数据，采用个体固定效用变截距模型对农地确权与农户不同收入之间的关系进行了实证分析。本文主要研究结论如下：农地确权对农户工资性收入、家庭经营性纯收入、财产性纯收入有显著的负向作用，对农户转移性收入没有显著作用，农地确权总体上对农户可支配收入的作用显著为负。比较优势下农村年轻劳动力转移、城市就业岗位不足，禀赋效应可能是农地确权降低农民收入的理论机制。