張建　諸培新　王敏

摘要

本文基于江蘇省蘇北地區(qū)灌云縣和金湖縣的農(nóng)戶調(diào)研，采用內(nèi)生性處理回歸模型考察政府干預(yù)下土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶收入的影響，并從農(nóng)戶土地和勞動力資源配置效率的角度解釋農(nóng)戶收入變化的根源。研究結(jié)果表明，政府干預(yù)下土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶收入的影響效應(yīng)有很大差異，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入后收入增加了161.2%，轉(zhuǎn)出戶收入并未顯著增加；從農(nóng)戶資源配置角度考察，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率顯著提高，轉(zhuǎn)出土地后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率降低；農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出后非農(nóng)工作時間和工作報酬并未顯著增加，表明轉(zhuǎn)出戶并未提高非農(nóng)勞動力資源配置效率。同時，本文比較政府主導(dǎo)和農(nóng)戶自發(fā)兩種類型農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入和資源配置效率的影響差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對于自發(fā)土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，政府主導(dǎo)下農(nóng)戶轉(zhuǎn)入更大面積土地，并顯著提高了單位面積土地生產(chǎn)效率和家庭收入水平；而政府干預(yù)土地轉(zhuǎn)出不利于農(nóng)戶土地和勞動力資源配置效率及收入水平的提高?；谝陨戏治?，本文認(rèn)為政府干預(yù)降低了土地流轉(zhuǎn)交易費用，有利于轉(zhuǎn)入戶擴大土地面積，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效益，進而增加轉(zhuǎn)入戶收入；然而，政府干預(yù)下轉(zhuǎn)出戶資源配置面臨較大約束，配置效率和收入都未能實現(xiàn)最大化。因此，政府在完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)服務(wù)政策的同時，應(yīng)當(dāng)尊重農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿，使得農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)符合家庭資源配置收入最大化目標(biāo)。同時，要通過非農(nóng)就業(yè)培訓(xùn)、發(fā)展非農(nóng)經(jīng)濟，吸納更多勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，進一步促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和規(guī)模經(jīng)營，優(yōu)化農(nóng)村土地和勞動力資源配置效率，持續(xù)增加農(nóng)民收入。

關(guān)鍵詞政府干預(yù)；農(nóng)地流轉(zhuǎn)；農(nóng)戶收入；資源配置效率

中圖分類號F32文獻標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2016）06-0075-09doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.06.010

近年來的一系列“三農(nóng)”政策文件給予農(nóng)地流轉(zhuǎn)和規(guī)模經(jīng)營前所未有的關(guān)注，中央提出要加強土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)管理和服務(wù)，建立健全土地流轉(zhuǎn)市場，發(fā)展專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社等多種規(guī)模經(jīng)營主體；同時，地方政府也采取一系列政策大力推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)。農(nóng)業(yè)部課題組2009年的一項調(diào)研發(fā)現(xiàn)，全國11%的縣（市）設(shè)立專項資金用于流轉(zhuǎn)農(nóng)地整理，5%的縣（市）以專項資金補貼農(nóng)地流轉(zhuǎn)[1]。在政府的推動下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)速度明顯加快。2008年全國土地流轉(zhuǎn)面積僅占承包地總面積的8.6%，2014年上升到30.4%[2]。

有效的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場有利于土地向生產(chǎn)效率高的農(nóng)戶流轉(zhuǎn)，促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)民土地和勞動力資源配置效率進而增加其收入[3-5]。在政府主導(dǎo)的農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)背景下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的資源配置效率和收入影響研究結(jié)論不盡相同。薛鳳蕊等考察鄂爾多斯市現(xiàn)代農(nóng)牧業(yè)示范基地農(nóng)地流轉(zhuǎn)項目對農(nóng)民收入的影響，采用DID模型對土地流轉(zhuǎn)前后參與、未參與兩期農(nóng)戶收入數(shù)據(jù)進行計量分析，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶收入顯著增加[6]。而彭代彥、吳揚杰基于23省調(diào)研農(nóng)戶的研究表明，以土地集中為目標(biāo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入影響為負(fù)，農(nóng)地集中度提高10%，農(nóng)戶家庭人均收入將分別下降 1.15%和 1.93%[7]。游和遠(yuǎn)認(rèn)為，非農(nóng)化和非糧化背景下農(nóng)民不一定在自愿有償?shù)脑瓌t下決定是否參與土地流轉(zhuǎn)，實證表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)不直接導(dǎo)致農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移[8]。然而，現(xiàn)有文獻尚不足以說明以下兩個問題：第一，政府干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對于轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶收入和資源配置的不同影響；第二，政府干預(yù)下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)和自由流轉(zhuǎn)市場對農(nóng)民收入和資源配置的影響差異。弄清這兩個問題，有助于更好理解政府在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的角色定位并提出完善政府職能的政策建議。本文基于江蘇省蘇北地區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)，實證研究政府干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶收入的影響差異，從農(nóng)民資源配置效率的角度解釋收入差異的來源。本文接下來結(jié)構(gòu)安排為：第一部分是研究背景及理論分析；第二部分是研究方法；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源及樣本描述性統(tǒng)計分析；第四部分為計量模型估計結(jié)果；第五部分是研究結(jié)論和政策建議。

1研究背景及理論分析

1.1研究區(qū)域政府干預(yù)下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)

本研究選擇的區(qū)域為江蘇省蘇北地區(qū)連云港市灌云縣和淮安市金湖縣，兩縣均是農(nóng)業(yè)大縣，處于江蘇省欠發(fā)達地區(qū)。近年來，兩地農(nóng)戶在江蘇省各級政府的推動下大規(guī)模參與土地流轉(zhuǎn)，農(nóng)地使用權(quán)更多的向種植大戶、合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)等經(jīng)營主體集中，大量農(nóng)民失去土地經(jīng)營權(quán)。在推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)的過程中，地方政府采取經(jīng)濟扶持和行政命令并行的政策。經(jīng)濟激勵是指通過補貼、財政扶持等政策推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)，如江蘇省于2008年出臺扶持農(nóng)地規(guī)模流轉(zhuǎn)的補貼政策，補貼要求流轉(zhuǎn)期限在三年以上，單宗農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積在1 000畝以上（股份合作社入股面積在300畝以上），達到條件的直接對轉(zhuǎn)出農(nóng)戶一次性每畝補貼100元，2009年又拿出一部分資金對鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村級土地流轉(zhuǎn)服務(wù)平臺“以獎代補”[9]。在推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策中，兩地都有針對農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營主體的財政和金融扶持。行政命令是通過制定土地流轉(zhuǎn)目標(biāo)，向基層政府和村委會定指標(biāo)、下任務(wù)，如2009年連云港市提出2012年全市計劃土地流轉(zhuǎn)面積達到100萬畝，占承包地面積的比例達到30%；農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營率需達到40%以上。同時，連云港市還將農(nóng)地流轉(zhuǎn)目標(biāo)納入到縣區(qū)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村工作考核的重要內(nèi)容。2013年，金湖縣累計流轉(zhuǎn)比例達60.5%，灌云縣農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例達43%。

政府干預(yù)下農(nóng)地流轉(zhuǎn)呈現(xiàn)出不同的類型，包括農(nóng)戶自發(fā)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)和政府主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)。政府主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)是指處于政府干預(yù)政策下，由基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府或村集體代理農(nóng)戶與規(guī)模經(jīng)營主體談判、簽約，土地流轉(zhuǎn)價格、期限和規(guī)模等基本由政府確定，農(nóng)民間接參與土地流轉(zhuǎn)。與政府主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)相對應(yīng)的是農(nóng)戶自發(fā)的土地流轉(zhuǎn)，是由農(nóng)戶自己確定流轉(zhuǎn)對象，直接與轉(zhuǎn)入戶談判、簽約，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為不受政府的干預(yù)。

1.2理論分析

政府主導(dǎo)下，基層政府或村委會代理農(nóng)戶尋找潛在的交易對象，分別與流轉(zhuǎn)雙方談判、簽約，轉(zhuǎn)入轉(zhuǎn)出方間接交易。在當(dāng)前我國土地細(xì)碎化、小規(guī)模的情況下，鄉(xiāng)村集體的市場中介作用可以減少流轉(zhuǎn)交易費用，提高土地流轉(zhuǎn)市場效率[10]。轉(zhuǎn)入戶通過政府或村集體租入更多的土地，實現(xiàn)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營，有利于擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較優(yōu)勢并增加收入。對于自發(fā)的土地流轉(zhuǎn)，轉(zhuǎn)入戶需要與眾多小農(nóng)戶交易，面臨巨大的交易成本，阻礙了農(nóng)戶最優(yōu)土地規(guī)模的實現(xiàn)。無論是農(nóng)戶自發(fā)還是政府主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)，轉(zhuǎn)入戶均根據(jù)效用或收入最大化原則做出土地轉(zhuǎn)入決策，資源配置效率將會提高。政府主導(dǎo)下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)降低了交易費用對轉(zhuǎn)入戶土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的約束，農(nóng)業(yè)收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率將高于農(nóng)戶自發(fā)的轉(zhuǎn)入戶。

對于轉(zhuǎn)出戶，政府干預(yù)改變了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策。一方面，農(nóng)戶根據(jù)自身效用最大化原則確定是否參與土地流轉(zhuǎn)；另一方面，政府追求以村或小組為單位的土地規(guī)模集中流轉(zhuǎn)，農(nóng)戶決策受制于村集體流轉(zhuǎn)決策。當(dāng)村莊內(nèi)部多數(shù)農(nóng)戶選擇土地轉(zhuǎn)出時，處于用地范圍內(nèi)的農(nóng)戶往往被動服從村莊整體的決策安排。此外，農(nóng)戶無法自主選擇土地流轉(zhuǎn)的地塊和面積，資源配置行為受到較大的約束。而自發(fā)參與土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，會根據(jù)自身勞動力轉(zhuǎn)移能力和資源優(yōu)化配置原則決策是否轉(zhuǎn)出土地[11]，土地流轉(zhuǎn)行為不受約束。因此，農(nóng)戶自發(fā)轉(zhuǎn)出戶的資源配置效率將高于政府主導(dǎo)的土地流轉(zhuǎn)。綜上，政府的大規(guī)模干預(yù)會降低土地轉(zhuǎn)出市場的有效性，并對轉(zhuǎn)出戶收入和資源配置效率產(chǎn)生不利的影響。

2分析框架及研究方法選擇

評估農(nóng)地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)時需要解決農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的自我選擇問題，即影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的因素同時對農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響，從而導(dǎo)致估計偏誤。研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入問題的常用方法有DID模型[6]，傾向得分匹配（PSM）方法[12]。然而，以上兩種方法都存在一定缺陷。DID模型要求政策是嚴(yán)格外生的，不存在項目的自我選擇問題[13]，而現(xiàn)實中農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭收入和非農(nóng)就業(yè)能力[14-15]、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力[3，16]等因素相關(guān)。因此，DID模型評估方法會導(dǎo)致有偏估計；PSM方法可以很好地解決可觀測因素對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響，但由于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的不可觀測，以及農(nóng)戶對土地社會保障功能的依賴[17]，政府或村集體的動員[18]等非觀測因素會影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)，PSM方法并非能夠控制非觀測因素導(dǎo)致的估計偏差。因此，本文選擇基于工具變量法的內(nèi)生性處理回歸模型估計農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入和資源配置效率的影響。該模型第一步采用工具變量法估計出農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的概率，第二步將土地流轉(zhuǎn)估計概率帶入農(nóng)戶收入模型，可以很好的控制可觀測及非觀測因素對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響。模型被廣泛應(yīng)用于勞動者工資報酬差異的評估，公共政策對農(nóng)民生產(chǎn)效益和收入的影響[19-20]。

第一步是農(nóng)戶選擇土地流轉(zhuǎn)的估計。農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)模型是二元選擇方程，I=1表示農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)，I=0表示農(nóng)戶未參與土地流轉(zhuǎn)。設(shè)定農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的選擇模型為：

I=γS+η0V+λG+μ0D+u（1）

其中，S和V分別是影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的家庭和村莊層次等控制變量，農(nóng)戶家庭控制變量包括戶主特征、家庭勞動力條件、土地資源稟賦等。村級層次設(shè)置兩個變量，分別是村莊人均耕地面積和村勞動力外出務(wù)工比例，村級土地資源稟賦和勞動力轉(zhuǎn)移比重是影響村莊土地租賃市場發(fā)育的重要因素[21]。為了識別地區(qū)間的土地流轉(zhuǎn)差異，設(shè)置灌云縣和金湖縣地區(qū)虛擬變量D，取值1表示金湖縣，取值0表示灌云縣。由于S和V只控制了可觀測變量對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響，未能有效控制不可觀測因素的影響，尤其是調(diào)研地區(qū)普遍存在的地方政府對土地流轉(zhuǎn)市場的干預(yù)。因此，本文參照Deininger的變量設(shè)置方法[3]，設(shè)置“政府干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)”工具變量G捕捉不可觀測因素對農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的影響，由村莊調(diào)研內(nèi)政府主導(dǎo)下的轉(zhuǎn)入/轉(zhuǎn)出農(nóng)戶數(shù)（除去本戶）除以本村調(diào)研農(nóng)戶總數(shù)得到。γ，η0，λ，μ0均是待估計參數(shù)。

第二步將農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)選擇納入對農(nóng)戶收入、資源配置等變量估計的模型中，模型的基本設(shè)定為：

Y=αX+βI+θM+μ1D+μ2（DI）+ε（2）

其中，Y代表農(nóng)戶收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和非農(nóng)勞動力配置效率等因變量，X是因變量的影響因素，X和土地流轉(zhuǎn)方程控制變量可以有重疊的變量，但有效的估計要求至少有一個變量存在于土地流轉(zhuǎn)方程中而獨立于X，本文“政府主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)”工具變量符合這一要求。此外，設(shè)置土地流轉(zhuǎn)類型的虛擬變量M，政府主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)賦值為1，農(nóng)戶自發(fā)的土地流轉(zhuǎn)賦值為0。設(shè)置土地流轉(zhuǎn)和地區(qū)的交互項D·I，用于比較兩縣土地流轉(zhuǎn)對結(jié)果因變量的差異。α、β、θ、μ1、μ2均是待估計參數(shù)，其中β是農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的政策凈效應(yīng)，是本文重點關(guān)注的變量。u和ε是隨機誤差，服從二維正態(tài)分布：

uε～N00，σ2ερσερσε1，其中ρ是（u，ε）的相關(guān)系數(shù)。如果ρ≠0，方程（1）和（2）存在內(nèi)生性。內(nèi)生性處理回歸模型可以用兩階段法估計，但是兩階段估計的缺點是第一階段的估計誤差被帶到第二階段中，導(dǎo)致效率損失，因此本文選擇更有效的最大似然估計法[22]。

3數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計分析

3.1數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于2014年7—8月對江蘇省蘇北地區(qū)連云港市灌云縣和淮安市金湖縣的實地調(diào)研。此次調(diào)研包括連云港市灌云縣7個鄉(xiāng)鎮(zhèn)和淮安市金湖縣5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)的選擇綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平、土地資源稟賦和地域分布，然后按照農(nóng)民人均純收入在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇2-3個行政村，每個村內(nèi)部按照人口比例隨機選擇20-30個農(nóng)戶進行調(diào)研。本文將參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶分為農(nóng)戶自發(fā)的土地流轉(zhuǎn)和政府主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)兩種類型。農(nóng)戶問卷中設(shè)計“誰組織的土地流轉(zhuǎn)”這一問題，選項包括“1=上級政府，2=村集體，3=個人協(xié)商”，將選擇1、2選項的農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)歸為政府主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)，選擇選項3的農(nóng)戶歸為農(nóng)戶自發(fā)的土地流轉(zhuǎn)。調(diào)查一共收集到12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)30個行政村855個農(nóng)戶有效樣本數(shù)據(jù)，30個村級樣本數(shù)據(jù)。農(nóng)戶數(shù)據(jù)中，轉(zhuǎn)入戶194戶，轉(zhuǎn)出戶422戶，未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶239戶。政府主導(dǎo)下的轉(zhuǎn)入戶有52戶，占轉(zhuǎn)入農(nóng)戶數(shù)的 26.8%。轉(zhuǎn)出戶中，78.67%的農(nóng)戶由政府主導(dǎo)完成。金湖縣政府主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的趨勢更強，調(diào)研樣本42個轉(zhuǎn)入戶和267個轉(zhuǎn)出戶中，由政府主導(dǎo)完成的農(nóng)戶比例分別為42.86%和82.77%。

3.2描述性統(tǒng)計分析

3.2.1樣本農(nóng)戶家庭特征描述性統(tǒng)計

表1分別統(tǒng)計了三類農(nóng)戶家庭特征的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差。轉(zhuǎn)入戶在戶主年齡、戶主是否外出打工、人均耕地面積、家庭資產(chǎn)價值等多個方面與未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶存在顯著差異。轉(zhuǎn)入戶家庭資產(chǎn)、人均土地稟賦、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力均高于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，而非農(nóng)就業(yè)人員平均年齡和家庭撫養(yǎng)比低于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，轉(zhuǎn)入戶家庭戶主外出務(wù)工的概率較低。轉(zhuǎn)出戶在戶主教育程度、家庭資產(chǎn)價值、非農(nóng)勞動參與率、畝均土地凈產(chǎn)出等變量與未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶存在顯著差別。其他變量農(nóng)戶之間沒有顯著差異。

3.2.2樣本農(nóng)戶2013年家庭收入及資源配置描述統(tǒng)計

表2統(tǒng)計了樣本農(nóng)戶2013年家庭各項收入和土地、勞動力資源配置情況。從表中可以看出，轉(zhuǎn)入戶擁有最高的家庭人均純收入，其中農(nóng)業(yè)收入占比超過50%。轉(zhuǎn)出戶和未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶主要依賴非農(nóng)業(yè)收入，轉(zhuǎn)出戶非農(nóng)業(yè)收入高于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶。

農(nóng)戶勞動力資源配置效率以勞均非農(nóng)工作時間和勞均非農(nóng)工作報酬兩個統(tǒng)計量來反映。轉(zhuǎn)入戶勞均非農(nóng)工作時間顯著低于其他農(nóng)戶，非農(nóng)工作報酬與其他農(nóng)戶之間沒有顯著差異。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出后非農(nóng)工作時間增加，但是勞均非農(nóng)工作報酬并未增加。農(nóng)戶土地生產(chǎn)情況以畝均土地總收益、畝均土地資本投入、畝均自家用工和畝均雇工來反映。轉(zhuǎn)入戶和未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的畝均土地總收益均高于轉(zhuǎn)出戶，轉(zhuǎn)入戶畝均收益高達3 920.48元。部分收益源于一些轉(zhuǎn)入戶經(jīng)營高效益的經(jīng)濟作物，經(jīng)濟作物種植畝均

收益達到7 531.90元。轉(zhuǎn)入戶經(jīng)營稻麥作物畝均效益為2 765.80元，仍然高于轉(zhuǎn)出戶和未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，可見轉(zhuǎn)入戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力較強。畝均資本投入包括種子、化肥、農(nóng)藥、機械、灌溉、雇工等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，轉(zhuǎn)入戶畝均資本投入顯著高于其他兩類農(nóng)戶。三種農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自家用工沒有顯著差異。而在雇工方面，轉(zhuǎn)入戶畝均雇傭3.4個工，轉(zhuǎn)出戶和未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶幾乎完全依賴自家用工。從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的角度，轉(zhuǎn)入戶在資本和勞動力方面均有較高的投入，而轉(zhuǎn)出戶明顯降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，生產(chǎn)效益更低。

4模型估計結(jié)果及討論

4.1土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響

內(nèi)生性處理回歸模型可以使用stata13.0內(nèi)置的回歸命令進行估計。首先，本文對變量進行多重共線性檢驗。檢驗結(jié)果表明，自變量方差膨脹因子（VIF）均小于5，說明變量之間不存在多重共線性問題，可以直接引入方程。對于收入方程，本文基于AIC值較小的原則選擇人均收入的對數(shù)形式作為因變量，為了節(jié)省篇幅，這里并沒有展示出比較過程。模型估計結(jié)果見表3。

4.1.1土地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶收入的影響

如表3第二三欄，土地轉(zhuǎn)入內(nèi)生性回歸模型的聯(lián)立方程獨立性檢驗系數(shù)為27.88，并且在1%的水平上顯著，說明土地轉(zhuǎn)入方程與農(nóng)戶收入方程不是獨立的，需要解決選擇性偏差帶來的內(nèi)生性問題。

土地轉(zhuǎn)入方程中，政府干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)系數(shù)顯著為正，說明政府干預(yù)等非觀測因素是農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的重要原因。戶主外出打工會降低農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的概率。畝均土地凈產(chǎn)出、家庭資產(chǎn)價值和村莊勞動力外出務(wù)工比例的估計系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力、家庭財富以及村莊勞動力轉(zhuǎn)移程度均對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入有積極的影響。

土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶收入方程中（三欄），土地流轉(zhuǎn)虛擬變量的系數(shù)為1.612，且在1%的水平上顯著，表明農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地后收入增加了161.2%。農(nóng)地流轉(zhuǎn)類型虛擬變量顯著為正，說明政府主導(dǎo)下農(nóng)戶收入高于自發(fā)的土地轉(zhuǎn)入戶。這一現(xiàn)象可能有兩個方面的原因：一是政府主導(dǎo)下轉(zhuǎn)入戶平均轉(zhuǎn)入土地86.32畝，而農(nóng)戶自發(fā)土地流轉(zhuǎn)戶均只有18畝，轉(zhuǎn)入戶土地規(guī)模擴大后實現(xiàn)規(guī)模效益；二是政府主導(dǎo)下畝均土地總收益更高。政府主導(dǎo)下畝均土地收益有5 104.17元，而農(nóng)戶自發(fā)土地轉(zhuǎn)入戶只有3 487.01元。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，政府主導(dǎo)下67.74%的轉(zhuǎn)入戶種植高效經(jīng)濟作物，而自發(fā)的土地轉(zhuǎn)入戶多以糧食作物種植為主，僅有224%的農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物。

影響轉(zhuǎn)入戶收入的其他變量中，按照影響程度依次為家庭非農(nóng)勞動參與率、戶主是否外出打工、人均耕地面積、非農(nóng)就業(yè)人員平均年齡和畝均土地凈產(chǎn)出。地區(qū)虛擬變量的系數(shù)顯著為正，說明金湖縣土地轉(zhuǎn)入戶收入顯著高于灌云縣農(nóng)戶收入。主要原因是農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)規(guī)模所致。金湖縣農(nóng)戶平均土地流轉(zhuǎn)面積95.89畝，而灌云縣只有19.86畝。轉(zhuǎn)入戶樣本中，金湖縣42.86%的農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)由政府主導(dǎo)完成，而灌云縣這一比例僅為22.37%，兩地農(nóng)戶流轉(zhuǎn)規(guī)模的差異主要是由流轉(zhuǎn)模式的不同造成，政府主導(dǎo)下農(nóng)戶轉(zhuǎn)入更多的土地。

4.1.2土地轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶收入的影響

表3第四五欄是土地轉(zhuǎn)出內(nèi)生性處理回歸模型估計結(jié)果，模型聯(lián)立方程獨立性檢驗系數(shù)為0.44，土地轉(zhuǎn)出方程與農(nóng)戶收入方程是獨立的。說明在政府干預(yù)下，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策可能會脫離自身稟賦條件。土地轉(zhuǎn)出方程中，政府干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)變量系數(shù)顯著為正，說明政府干預(yù)是農(nóng)戶參與土地轉(zhuǎn)出的重要原因。畝均土地凈產(chǎn)出對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力較弱的農(nóng)戶傾向于土地轉(zhuǎn)出。家庭資產(chǎn)價值越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率越大，可能的原因是富有的家庭對農(nóng)業(yè)的依賴更低。然而，影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出的其他變量并不顯著，進一步說明政府干預(yù)下農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策可能脫離農(nóng)戶家庭的土地和勞動力資源稟賦條件。

土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶收入方程中（五欄），土地流轉(zhuǎn)虛擬變量的系數(shù)并不顯著，說明農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出后家庭收入并沒有增加。農(nóng)地流轉(zhuǎn)類型虛擬變量的系數(shù)為-0.122且在10%的水平上顯著，表明自發(fā)的土地轉(zhuǎn)出戶收入更高。影響轉(zhuǎn)出戶收入的其他變量中，按影響程度依次為家庭非農(nóng)勞動參與率、人均耕地面積、家庭有無村干部、戶主是否外出打工、非農(nóng)就業(yè)人員平均年齡、家庭資產(chǎn)價值和畝均土地凈產(chǎn)出。地區(qū)變量和 “地區(qū)與土地流轉(zhuǎn)交叉項”兩個變量并不顯著，說明兩地農(nóng)地流轉(zhuǎn)的差異并未對農(nóng)戶收入產(chǎn)生顯著影響。

4.2土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶資源配置效率的影響

進一步探究農(nóng)戶收入變化微觀解釋，本文考察土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率以及非農(nóng)勞動力配置效率的影響。在內(nèi)生性處理回歸模型框架下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率采用C-D生產(chǎn)函數(shù)進行估計，農(nóng)戶勞均非農(nóng)工作時間和勞動報酬采用因變量取對數(shù)的半對數(shù)形式進行估計。

4.2.1土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響

C-D生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建過程中，本文引入農(nóng)地流轉(zhuǎn)類型和資本投入交叉項，用于捕捉政府主導(dǎo)和農(nóng)戶自發(fā)土地流轉(zhuǎn)類型差異對資本的產(chǎn)出效率的影響。農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果見表4。土地資本投入的彈性系數(shù)均顯著為正，并對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻最大，其中轉(zhuǎn)入戶土地資本投入增加1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加42.7%，高于轉(zhuǎn)出戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增加值（39.3%）。對于轉(zhuǎn)入戶，農(nóng)地流轉(zhuǎn)類型和資本投入交叉項系數(shù)顯著為正，表明政府主導(dǎo)下的土地轉(zhuǎn)入戶增加資本投入進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。政府主導(dǎo)下轉(zhuǎn)入戶畝均資本投入2 103.07元，高于農(nóng)戶自發(fā)土地轉(zhuǎn)入戶資本投入1 245.03元。較高的資本投入一方面源于政府主導(dǎo)下土地轉(zhuǎn)入戶土地經(jīng)營規(guī)模較大，雇工支出增加，另一方面是由于轉(zhuǎn)入戶種植高效經(jīng)濟作物的比例更高，經(jīng)濟作物種子、化肥、人工投入等均高于糧食作物。對于轉(zhuǎn)出戶，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率未有顯著影響，表明政府主導(dǎo)下農(nóng)地流轉(zhuǎn)降低了農(nóng)戶土地資本投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的貢獻度。

4.2.2土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶勞動力資源非農(nóng)配置效率的影響

農(nóng)戶勞動力資源非農(nóng)配置模型的估計結(jié)果見表5。結(jié)果表明，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入后勞均非農(nóng)工作時間和勞均非農(nóng)工作報酬并未顯著降低，說明土地轉(zhuǎn)入未帶給農(nóng)戶很高的非農(nóng)就業(yè)機會成本?？赡艿脑蚴枪嘣瓶h和金湖縣農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中多采用省工的機械化作業(yè)和自灌溉系統(tǒng)，轉(zhuǎn)入戶不需要太多的自家勞動力投入。通過合理的家庭內(nèi)部分工，戶主及配偶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，年輕勞動力成員從事非農(nóng)工作，家庭兼業(yè)化即可實現(xiàn)勞動力最優(yōu)配置。值得注意的是，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出后勞動力非農(nóng)工作時間和報酬并未顯著增加。盡管農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)后勞動力獲得解放，但并未有效地轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，這是轉(zhuǎn)出戶收入未顯著增加的重要原因。勞均非農(nóng)工作報酬模型中農(nóng)地流轉(zhuǎn)類型虛擬變量系數(shù)顯著為負(fù)，即相對于政府主導(dǎo)下的轉(zhuǎn)出戶，農(nóng)戶自發(fā)流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶非農(nóng)工作報酬更高，說明其勞動力資源配置效率更高。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶自發(fā)的土地轉(zhuǎn)出戶擁有更自由的土地流轉(zhuǎn)權(quán)利，他們的流轉(zhuǎn)決策是基于勞動力非農(nóng)工作機會和報酬增加做出的。而政府主導(dǎo)下土地轉(zhuǎn)出戶受到政府農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營目標(biāo)較大的約束，基層政府和村集體會動員多數(shù)的農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)以實現(xiàn)土地規(guī)模連片經(jīng)營，一些非農(nóng)就業(yè)能力較弱的農(nóng)戶也被迫轉(zhuǎn)出土地。根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)，樣本地區(qū)政府主導(dǎo)下土地轉(zhuǎn)出戶中20%的農(nóng)戶非自愿參與土地流轉(zhuǎn)。對于被動參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，其土地轉(zhuǎn)出后勞動力難以非農(nóng)轉(zhuǎn)移，非農(nóng)業(yè)收入也難以增加[23]。

5結(jié)論與政策含義

當(dāng)前政府干預(yù)農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)的背景下，農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)必將對其收入和資源配置格局產(chǎn)生巨大影響。本文研究表明，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入后收入大幅度增加，土地轉(zhuǎn)出后收入反而降低。通過研究土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶土地和勞動力資源配置效率的影響來探究農(nóng)戶收入變化的根源，文章發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)入顯著提高了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，政府主導(dǎo)下轉(zhuǎn)入戶收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均高于自發(fā)的土地轉(zhuǎn)入戶。值得注意的是，通過合理的家庭內(nèi)部分工，土地轉(zhuǎn)入并未顯著降低農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)配置效率。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出后勞均非農(nóng)工作時間和工作報酬并未顯著增加，即農(nóng)戶并未因土地轉(zhuǎn)出而提高勞動力非農(nóng)配置效率。政府主導(dǎo)下的土地轉(zhuǎn)出戶勞動力非農(nóng)工作報酬低于農(nóng)戶自發(fā)的土地轉(zhuǎn)出戶。因此，政府干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)有利于轉(zhuǎn)入戶收入增加和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高，而對轉(zhuǎn)出戶收入增加效應(yīng)和非農(nóng)勞動力配置效應(yīng)未有顯著影響。

從本文的結(jié)論中可以引申出以下的政策啟示：政府的干預(yù)可以降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易費用，促進土地市場發(fā)育，有利于農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)業(yè)收入；而政府干預(yù)下轉(zhuǎn)出戶資源配置受到較強的約束，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率降低，勞動力非農(nóng)配置效率并未提高，因此收入也未增加。因此，政府在推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中，應(yīng)當(dāng)兼顧轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶的利益，在發(fā)展規(guī)模經(jīng)營時，要尊重農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出意愿，使得土地轉(zhuǎn)出能與農(nóng)戶家庭資源配置效率提升有效統(tǒng)一。同時，進一步發(fā)展非農(nóng)經(jīng)濟，解除體制性障礙對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的約束，吸納更多勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)領(lǐng)域從而促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和規(guī)模經(jīng)營。此外，進一步深化土地流轉(zhuǎn)制度改革，劃清土地流轉(zhuǎn)中政府和市場的邊界，將政府權(quán)力嚴(yán)格界定在市場機制培育，土地流轉(zhuǎn)服務(wù)，流轉(zhuǎn)風(fēng)險防范等方面，避免政府直接干預(yù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

（編輯：尹建中）

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AbstractThis paper studies the impact of land transfer under government intervention on household income and resources allocative efficiencies using survey data collected from Guanyun County and Jinhu County in the North of Jiangsu Province. Heterogeneity is accounted for in an endogenous treatment effect framework. Results show that land transfer under government intervention

had different effects on household that rent in land and rent out land. For household that rent in land， their income increased by 161.2% and agricultural production also increased significantly through renting in land. However， for households that rent out land， the current largescale transfer under government intervention did not necessarily improve their income； their agricultural productivity also decreased while offfarm labor use efficiency did not increase. We also compared the different effects of land transfer led by government and farmers free behavior on household income and resources allocative efficiencies， and found that farmers rent in more land under government intervention and they had higher income and agricultural production， while farmers who freely conducted land transfer got more total income and nonagricultural labor use efficiencies. Thus， land transfer led by government is beneficial to households that rent in land， but has the negative impact on households that rent out land. Policy implications include that government should further improve land transfer by relevant policies. In this process， household participation willingness should be fully respected to maximize their incomes and government should take measures to develop rural economics and the transfer of the rural labor force in order to promote land transfer and scale management. Thus， rural land and labor allocative efficiencies can be improved to continue to increase household incomes.

Key wordsgovernment intervention； farmland transfer； household income； resources allocative efficiencies