土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大
——基于江蘇39個村725戶農(nóng)戶的調(diào)查分析

肖龍鐸，張 兵

(1.中國人民銀行南京分行， 江蘇 南京 210004； 2.南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，江蘇 南京 210095)

土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大
——基于江蘇39個村725戶農(nóng)戶的調(diào)查分析

肖龍鐸1，張 兵2

(1.中國人民銀行南京分行， 江蘇 南京 210004； 2.南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，江蘇 南京 210095)

本文利用江蘇省農(nóng)村地區(qū)39個村725戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響。研究結(jié)果表明，土地流轉(zhuǎn)使農(nóng)戶在生產(chǎn)要素投入方面進行重新配置，進而改變其收入結(jié)構(gòu)，而立足于農(nóng)村社會異質(zhì)化程度逐步加大的現(xiàn)實，土地流轉(zhuǎn)對高、低收入農(nóng)戶的收入產(chǎn)生了不同的影響。相比于低收入農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)更有利于高收入農(nóng)戶收入的增長。一個村的土地流轉(zhuǎn)規(guī)模對該村基尼系數(shù)的增長具有顯著的促進作用，而對該村收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長具有顯著的抑制作用，即土地流轉(zhuǎn)加劇了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢。

土地流轉(zhuǎn)；收入增長；農(nóng)戶內(nèi)部收入差距

一、引 言

統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，改革開放以來，我國農(nóng)戶內(nèi)部收入差距總體上呈現(xiàn)持續(xù)擴大的趨勢，農(nóng)戶人均純收入的基尼系數(shù)從1978年的0.22提高到1990年的0.31，2000年進一步升至0.35，2010年則高達0.38[1]。由此可以發(fā)現(xiàn)，在改革開放以來的三十余年間，我國農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的上升幅度超過70%。如果收入差距持續(xù)擴大并超過一定限度，勢必影響農(nóng)村社會的穩(wěn)定和凝聚力，進而對我國經(jīng)濟和社會的健康發(fā)展產(chǎn)生威脅。

近年來，國家鼓勵各地在堅持家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的前提下開展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營實踐，鼓勵土地向種養(yǎng)大戶、家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體流轉(zhuǎn)。在此背景下，我國土地流轉(zhuǎn)范圍不斷擴大，截至2013年底，全國土地流轉(zhuǎn)總面積已達到2273.5萬公頃，占家庭承包耕地總面積的25.7%，比2008年增長了3倍[2]。土地流轉(zhuǎn)范圍的迅速擴大及經(jīng)營規(guī)模的不斷集中對“三農(nóng)”產(chǎn)生了多方面的重要影響，眾多學者對此進行了研究。例如，Deininger和Jin(2005)研究了土地流轉(zhuǎn)對土地生產(chǎn)績效的影響[3]，陳柏峰(2009)研究了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民階層分化的影響[4]。那么，現(xiàn)階段土地流轉(zhuǎn)是否對越發(fā)嚴峻的農(nóng)戶內(nèi)部收入差距產(chǎn)生影響？如果有影響，緩解還是加劇了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢？

目前，系統(tǒng)研究土地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的文獻較少，多數(shù)文獻是在研究土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民收入關(guān)系時對這一問題做了些許討論。Zhang(2008)對浙江農(nóng)村的調(diào)查數(shù)據(jù)分析后認為土地租賃市場能提高底層農(nóng)民的收入，同時對非農(nóng)就業(yè)造成的收入差距也具有緩解作用[5]。林樂芬和王軍(2010)則認為土地租賃市場可能犧牲小農(nóng)利益，使“耕者無其田”，進而導致貧富差距拉大[6]。劉鴻淵(2010)也認為農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村收入差距產(chǎn)生加大的強化效應(yīng)[7]，但未對其推測進行實證檢驗。朱建軍和胡繼連(2015)通過對比流轉(zhuǎn)前后農(nóng)民收入分配的基尼系數(shù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)在一定程度上加劇了農(nóng)民收入分配的不平等[8]。冒佩華和徐驥(2015)在實證分析土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭收入的影響時發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)具有明顯的“非對稱性”[9]。

綜合現(xiàn)有相關(guān)研究可以發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)究竟緩解還是加劇農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢目前尚存在分歧，已有研究大多是從土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入影響的研究中對這一問題作了些許引申討論，鮮有文獻系統(tǒng)地對土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)展開深入分析。在土地流轉(zhuǎn)成為今后我國農(nóng)村地區(qū)不可逆轉(zhuǎn)的發(fā)展趨勢的背景下[10]，無論理論上還是實踐中都有必要對前述問題作出科學的回答。因此，作為對已有研究的補充，本文將利用江蘇省農(nóng)村地區(qū)39個村725戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響，以期為完善相關(guān)政策提供參考。

二、研究假說

在家庭聯(lián)產(chǎn)承包的農(nóng)地制度下，農(nóng)村土地所有權(quán)屬于集體，農(nóng)戶則擁有土地承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)。對農(nóng)戶來說，重要的不是土地所有權(quán)而是經(jīng)營權(quán)，擁有了土地經(jīng)營權(quán)便意味著擁有了利用土地進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資進而獲得收益的權(quán)利，而土地流轉(zhuǎn)則是在所有權(quán)和承包權(quán)不變的前提下，僅將經(jīng)營權(quán)在農(nóng)戶或經(jīng)濟組織間轉(zhuǎn)讓的一種交易行為。土地流轉(zhuǎn)使土地這一農(nóng)業(yè)最重要的生產(chǎn)要素得以重新進行“市場化”的調(diào)整和分配，因此必將改變農(nóng)戶在土地、勞動力和資本等生產(chǎn)要素投入上的配置格局，從而對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距產(chǎn)生影響。一般來說，土地流轉(zhuǎn)分為流入和流出兩種情況，下面我們分別對這兩種情況展開分析。

首先，考察土地流入的情況。由于在一定的技術(shù)條件下，農(nóng)業(yè)收入的大小主要取決于土地經(jīng)營面積[11]。因此，土地流入哪類農(nóng)戶、流入多少就成為影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的首要因素。相比于低收入農(nóng)戶，高收入農(nóng)戶更有能力承受更高的土地租金，因而有可能租到更多土地，從而可以跨過土地經(jīng)營規(guī)模“門檻”實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，獲得更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入。而受限于自身資本約束，低收入農(nóng)戶一般沒有能力從土地流轉(zhuǎn)市場中獲得更多的土地，或有能力獲得但租賃的面積遠遠小于土地經(jīng)營規(guī)模的“門檻”。同時，由于高收入農(nóng)戶具有較高的人力資本水平、較強的市場信息獲取能力，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中更易采用新技術(shù)，因而可通過降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本獲得比低收入農(nóng)戶更高的經(jīng)營收益。因此，對具有流入土地意愿的農(nóng)戶來說，高收入農(nóng)戶比低收入農(nóng)戶能獲得更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入。

其次，考察土地流出的情況。對流出農(nóng)戶來說，他們從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中解放出來，既可以從事個體工商經(jīng)營、進行家庭創(chuàng)業(yè)，也可以成為當?shù)仄髽I(yè)或農(nóng)業(yè)的雇工，從而可以賺取更多的非農(nóng)經(jīng)營和務(wù)工收入，并在轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)后得到一定的租金收入。因此，從理論上來講，土地流轉(zhuǎn)可在一定程度上增加流出農(nóng)戶的收入，但這是以充足的非農(nóng)就業(yè)崗位及農(nóng)民具有相應(yīng)職業(yè)能力與之相匹配為前提的。隨著農(nóng)村社會的分化，農(nóng)戶異質(zhì)性程度逐年加大[7]，高收入農(nóng)戶人力資本水平較高，其更有可能實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)或非農(nóng)就業(yè)，從而獲得更高的非農(nóng)經(jīng)營和務(wù)工收入，而人力資本水平較低的低收入農(nóng)戶實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)或非農(nóng)就業(yè)的可能性則低的多，即使成功，其非農(nóng)經(jīng)營和務(wù)工收入一般也低于高收入農(nóng)戶。

綜上所述，土地流轉(zhuǎn)使農(nóng)戶在土地、勞動力和資金等生產(chǎn)要素投入方面重新配置，進而改變其收入結(jié)構(gòu)，而立足于農(nóng)村社會異質(zhì)化程度逐步加大的現(xiàn)實，無論流入還是流出土地，低收入農(nóng)戶都不具有比較優(yōu)勢[12]，土地流轉(zhuǎn)將對高、低收入農(nóng)戶的收入增長產(chǎn)生不同的影響，從而對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢具有加劇效應(yīng)。因此，本文提出以下的研究假說：

假說一：與低收入農(nóng)戶相比，土地流轉(zhuǎn)更有利于高收入農(nóng)戶收入的增長。

假說二：土地流轉(zhuǎn)加劇了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢。

三、數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計分析

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2015年江蘇財政科研課題對全省土地流轉(zhuǎn)情況展開的實地調(diào)查。調(diào)查地點包括蘇北、蘇中和蘇南三個地區(qū)，蘇北選取了徐州沛縣和宿遷泗洪，蘇中選取了泰州興化和揚州江都，蘇南選取了南京高淳和蘇州太倉。采用隨機和分層相結(jié)合的抽樣方法*在選取鄉(xiāng)鎮(zhèn)和村社時采用隨機抽樣，在每個村抽取農(nóng)戶時則按其家庭經(jīng)濟狀況采用分層抽樣。，共涉及16個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、39個村、725戶農(nóng)戶，數(shù)據(jù)包括了2012～2014年村級層面和農(nóng)戶層面的人口、收入及土地等信息。江蘇作為農(nóng)業(yè)大省之一，近年來在推進土地流轉(zhuǎn)、發(fā)展規(guī)模經(jīng)營上走在了全國的前列*從2008年起，江蘇省財政設(shè)立“農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)扶持資金”，專項用于扶持農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，對具有一定規(guī)模的土地集中連片流轉(zhuǎn)的流出方以獎代補進行扶持，這一措施加速了全省的土地流轉(zhuǎn)進程。。據(jù)調(diào)查顯示，截至2014年，全省有44.26%的農(nóng)戶和45.10%的土地參與了流轉(zhuǎn)，土地流轉(zhuǎn)范圍的擴大對農(nóng)戶的生產(chǎn)生活產(chǎn)生了深刻影響(馮淑怡,2014)。

(二)統(tǒng)計分析

本文利用調(diào)查數(shù)據(jù)分析農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)參與的收入分布情況，將725戶農(nóng)戶按照人均年純收入由高到低的順序進行排列并等分成五組，每組農(nóng)戶都有一個收入?yún)^(qū)間(見表1所示)，從中可以看出不同收入水平農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的參與情況。

表1 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)參與的收入分布

注：根據(jù)725戶農(nóng)戶2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計得出；括號中的數(shù)值為占比。

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在725戶農(nóng)戶樣本中，有309戶參與了土地流轉(zhuǎn)(占比42.62%)，其中75戶流入土地(占比10.34%)。收入?yún)^(qū)間由低到高，流入土地的農(nóng)戶分別有3戶、8戶、14戶、26戶和24戶，占比分別為2.07%、5.52%、9.66%、17.93%和16.55%。由此可見，流入土地的多為中高收入農(nóng)戶，這在一定程度上驗證了前文分析中高收入農(nóng)戶更有實力流入土地的推測。五組農(nóng)戶中參與土地流轉(zhuǎn)的占比分別為43.45%、40.69%、41.38%、44.83%和42.76%(見表1所示)，這說明不同收入水平農(nóng)戶在是否參與土地流轉(zhuǎn)決策方面并沒有明顯差異。那么，土地流轉(zhuǎn)對不同收入水平農(nóng)戶收入的影響有無差異呢？以下我們展開詳盡的實證分析。

四、實證研究結(jié)果及分析

(一)模型設(shè)定與變量說明

1.土地流轉(zhuǎn)對高、低收入農(nóng)戶收入不同影響的檢驗

首先，我們構(gòu)建以下的農(nóng)戶收入模型：

(1)

模型(1)可能存在變量的內(nèi)生性問題，即農(nóng)戶在是否參與土地流轉(zhuǎn)決策上存在“自選擇”問題，忽視這一問題將導致估計結(jié)果產(chǎn)生偏差。而解決變量的內(nèi)生性問題需借助于工具變量，建立是否參與土地流轉(zhuǎn)決策和工具變量的誘導方程，該誘導方程可看作是一個處理效應(yīng)模型，即是否參與土地流轉(zhuǎn)代表該農(nóng)戶是否被“處理”，參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶作為處理組，不參與的農(nóng)戶作為對比組。據(jù)此，我們設(shè)定的誘導方程具體形式如下：

plandi=α+βIVIV+γXi+μi

(2)

其中，IV是工具變量，α、β、γ是待估參數(shù)，μi是隨機擾動項。將模型(2)估計的第i戶農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的預(yù)測值導入模型(1)，以代替原有農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)的0～1取值。工具變量選取第i戶農(nóng)戶所在村的土地流轉(zhuǎn)比率，即該村已參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶占該村所有農(nóng)戶的比值*這里的已參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶是指在村委會層面統(tǒng)計的流轉(zhuǎn)戶，不包括“熟人”或“親屬”之間私底下小范圍流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，目前這種形式的流轉(zhuǎn)占比很小，因此不會影響本文的研究結(jié)論。，這是一個表示土地流轉(zhuǎn)同群效應(yīng)的變量*同群效應(yīng)是指在一個村內(nèi)，若參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶較多，則某個農(nóng)戶參與流轉(zhuǎn)的可能性就越大，因此這一變量和農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)存在一定相關(guān)性，但并不影響農(nóng)戶收入，符合工具變量的要求。。由于農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)是一個二元選擇變量，故模型(2)選擇probit模型。如果農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)不存在內(nèi)生性問題，則OLS回歸更為有效。具體相關(guān)變量說明及描述性統(tǒng)計見表2所示。

表2 農(nóng)戶收入模型相關(guān)變量說明及描述性統(tǒng)計

注：根據(jù)725戶農(nóng)戶2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計得出。

與前文一致，同樣對樣本按人均年純收入由高到低的順序進行排列并等分成五組，家庭人均年純收入最低的兩組合并為低收入農(nóng)戶群體，其他三組則合并為高收入農(nóng)戶群體。

2.土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大影響的檢驗

(1)變量選擇

a.被解釋變量。本文將農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的速度作為被解釋變量。參考Beck et al.(2007)的做法，采用(ⅰ)基尼系數(shù)的增長和(ⅱ)收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長兩個指標來衡量[13]，(ⅰ)越大、(ⅱ)越小，則農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的速度增加，反之則減小。

基尼系數(shù)是經(jīng)濟學界衡量收入差距應(yīng)用最廣泛的指標，本文參考Yao(1999)的計算方法。假定樣本可以分成n組，設(shè)wi、mi、pi分別表示第i組農(nóng)戶的總收入占全部樣本總收入的份額、平均戶均收入和農(nóng)戶頻數(shù)(i=1,2,…,n)，將全部樣本農(nóng)戶按收入(mi)從小到大排序后，衡量農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的基尼系數(shù)(GINI)可通過以下公式計算得出[14]：

(3)

b.解釋變量。本文的關(guān)鍵解釋變量是土地流轉(zhuǎn)比率，與前文一致，即指樣本村已參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶占該村所有農(nóng)戶的比值，用以衡量該村土地流轉(zhuǎn)的參與程度。其他控制變量則包括衡量村莊經(jīng)濟發(fā)展、人口增長和負擔程度等方面的指標。具體變量的描述性統(tǒng)計見表3所示。

表3 變量選擇及描述性統(tǒng)計

(2)模型設(shè)定

根據(jù)本文的研究思路，我們構(gòu)建如下的土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的面板回歸模型：

yi,t-yi,t-1=αi+βlandci,t+γXi,t+εi,t

(4)

其中，yi,t表示第i村第t時期基尼系數(shù)的自然對數(shù)和收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比的自然對數(shù)；landci,t表示第i村第t時期的土地流轉(zhuǎn)比率；Xi,t表示控制變量，包括基尼系數(shù)初始值的自然對數(shù)(iniG)、收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比初始值的自然對數(shù)(iniL)、全村人均生產(chǎn)總值增長率(pcGDP)、戶均純收入增長率(pcni)、非勞動力占比(nlfr)和勞動力平均受教育年限初始值的自然對數(shù)(lfe)；αi為反映各村之間差異的變量，也是各村的固定效應(yīng)；β為待估參數(shù)；γ為控制變量系數(shù)；εi,t為隨機擾動項。

(二)模型估計結(jié)果

1.土地流轉(zhuǎn)對高、低收入農(nóng)戶收入不同影響的檢驗

按照前文分類，我們分別對低收入農(nóng)戶、高收入農(nóng)戶及全體農(nóng)戶三個群體進行處理效應(yīng)模型估計(結(jié)果見表4、5所示)。

表4 農(nóng)戶收入模型誘導方程的估計結(jié)果

注：* 、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。下同。

表5 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入影響的處理效應(yīng)模型估計結(jié)果

表4給出了誘導方程的估計結(jié)果。據(jù)表顯示，土地流轉(zhuǎn)比率對農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)均在1%的水平上具有正向影響，一個村的土地流轉(zhuǎn)比率越高，該村農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的可能性越大，即農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策具有明顯的同群效應(yīng)。此外，年齡對其土地流轉(zhuǎn)決策具有顯著的負向影響，可能的原因是年齡越大的農(nóng)戶越保守，對土地的保障性依賴越強。而家庭非農(nóng)勞動力占比對農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)具有顯著的正向影響，可能的原因是非農(nóng)勞動力占比越高，農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入越高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機會成本越大，因此參與土地流轉(zhuǎn)的意愿越強。

表5的三個模型的hazard lambda值均在1%的水平上顯著為負，說明農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)具有內(nèi)生性，因此處理效應(yīng)模型的估計結(jié)果更有效。在全體農(nóng)戶模型中，農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入具有顯著的正向影響，這與多數(shù)研究土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入影響的結(jié)論一致[9][15]。然而，我們更關(guān)心的是土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響在不同群體中是否具有差異性。在高、低收入農(nóng)戶兩個模型中，雖然是否參與土地流轉(zhuǎn)的系數(shù)都為正，但只有高收入農(nóng)戶模型通過了5%的顯著性檢驗，且數(shù)值比低收入農(nóng)戶模型中的更大，說明高收入農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)獲得的收益要顯著大于低收入農(nóng)戶，這證實了本文提出的假說一。

此外，以上的估計結(jié)果還顯示，戶主受教育水平對高、低收入農(nóng)戶的收入均具有顯著的正向影響，說明由受教育程度代表的人力資本水平對農(nóng)戶收入具有重要作用。事實上，人力資本異質(zhì)性正是土地流轉(zhuǎn)對高、低收入農(nóng)戶收入增長影響差異性的重要微觀原因之一。家庭非農(nóng)勞動力占比對農(nóng)戶收入的影響顯著為正，可能是由于隨著農(nóng)村勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，非農(nóng)收入已成為大多數(shù)農(nóng)戶收入的重要組成部分[16]，因此非農(nóng)勞動力占比越大，其收入也越高。家庭人均實際耕地面積對農(nóng)戶收入具有顯著的正向影響，且影響系數(shù)隨著農(nóng)戶收入水平的提高而加大，可能的原因是土地規(guī)模經(jīng)濟存在一定的“門檻”，相比于低收入農(nóng)戶，高收入農(nóng)戶更有能力轉(zhuǎn)入較多土地而跨過“門檻”，進而獲得更高的收益。人情往來支出對農(nóng)戶收入的影響顯著為正，可能是由于人情支出反映了農(nóng)戶人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)深度，而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是一種可以帶來收益的稀缺資源，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越深的農(nóng)戶更有可能取得更高的回報[17]。在地區(qū)虛擬變量中，是否為蘇北地區(qū)對農(nóng)戶收入具有顯著的負向影響，而是否為蘇中地區(qū)對農(nóng)戶收入具有正向影響，說明蘇北、蘇中和蘇南三個地區(qū)農(nóng)戶在收入方面的確存在差異。

2.土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大影響的檢驗

根據(jù)前文模型設(shè)定，我們分別對基尼系數(shù)增長和收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比增長進行面板回歸，Hausman檢驗的結(jié)果顯示兩個模型均應(yīng)采用隨機效應(yīng)。具體估計結(jié)果見表6所示。

表6 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大影響的估計結(jié)果(N=117)

從表6可以看出，在對基尼系數(shù)增長的回歸結(jié)果中，土地流轉(zhuǎn)比率的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，說明一個村的土地流轉(zhuǎn)規(guī)模對該村基尼系數(shù)的增長具有顯著的促進作用。而在對收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比增長的回歸結(jié)果中，土地流轉(zhuǎn)比率的系數(shù)為負值且在1%的水平上顯著，說明一個村的土地流轉(zhuǎn)規(guī)模對該村收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長具有顯著的抑制作用。綜合以上兩點可以得出結(jié)論：土地流轉(zhuǎn)在一定程度上加劇了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢。

此外，以上兩個模型的估計結(jié)果還顯示，基尼系數(shù)初始值和收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比初始值的影響系數(shù)均顯著為負，說明初始值越大，其增長越慢；初始值越小，增長越快。戶均純收入增長率對基尼系數(shù)增長的影響系數(shù)為正，對收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比增長的影響系數(shù)為負，但都在1%的水平下顯著，說明戶均純收入增長越快的村，其農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢越快，可能的原因是由于農(nóng)村社會異質(zhì)性逐漸加大，戶均純收入增長越快，高、低收入農(nóng)戶在收入方面的差距就會越大。勞動力平均受教育年限對基尼系數(shù)增長的影響系數(shù)為正，對收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比增長的影響系數(shù)為負，但都在10%的水平下顯著，說明農(nóng)村勞動力受教育水平擴大了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距，可能的原因是勞動力受教育水平的不同代表了其人力資本水平的差異，而農(nóng)村勞動力之間人力資本水平的差距是導致其收入尤其是個體工商經(jīng)營及務(wù)工等非農(nóng)收入差距的決定性因素[18][19]。

五、結(jié)論與討論

本文利用江蘇省農(nóng)村地區(qū)39個村725戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響。研究結(jié)果顯示，立足于農(nóng)村社會異質(zhì)化程度逐步加大的現(xiàn)實，土地流轉(zhuǎn)對高、低收入農(nóng)戶的收入產(chǎn)生了不同的影響。相比于低收入農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)更有利于高收入農(nóng)戶收入的增長。一個村的土地流轉(zhuǎn)規(guī)模對該村基尼系數(shù)的增長具有顯著的促進作用，而對該村收入最低五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長具有顯著的抑制作用，即土地流轉(zhuǎn)加劇了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的趨勢。

本文的研究結(jié)論還有待進一步探討和檢驗，但至少從短期來看，我們的研究結(jié)果支持土地流轉(zhuǎn)在一定程度上加劇了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的觀點。因此，在土地流轉(zhuǎn)及農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營成為不可逆轉(zhuǎn)的發(fā)展趨勢下，鼓勵土地流轉(zhuǎn)的政策應(yīng)從增加非農(nóng)就業(yè)機會及完善土地流轉(zhuǎn)市場著手，在政策推行過程中要堅持尊重農(nóng)民意愿的原則，不應(yīng)直接行政干預(yù)，更不可大規(guī)模強制推行流轉(zhuǎn)從而剝奪農(nóng)民的種地權(quán)利。此外，政府推行相關(guān)政策在考慮土地流轉(zhuǎn)增收效應(yīng)的同時，也要關(guān)注其收入分配效應(yīng)，在“構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系”不斷加強對規(guī)模經(jīng)營主體支持的同時，也要重視低收入農(nóng)民的收入增長問題。

一個值得注意的問題是，本文的研究結(jié)論是基于江蘇省農(nóng)村地區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，雖然本文試圖按照經(jīng)濟發(fā)展水平的不同分別從蘇南、蘇中和蘇北三個地區(qū)進行抽樣，但江蘇作為全國經(jīng)濟發(fā)展水平較高的省份，近年來政府在推行土地流轉(zhuǎn)方面的力度整體上較大。其他地區(qū)尤其是與江蘇在經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面差異較大的地區(qū)能否得到與本文一致的研究結(jié)論，甚至出現(xiàn)與本文結(jié)論相反的情況，這些都有待后續(xù)的深入研究和探討。

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(責任編輯:化木)

LandTransferandExpansionofRuralResidents’IncomeGap：BasedontheSurveyof725Farmersfrom39VillagesinJiangsuProvince

XIAO Longduo1, ZHANG Bing2

(1.Nanjing Branch, The People’s Bank of China, Nanjing 210004, China; 2.College of Finance, Nanjing Agriculture University, Nanjing 210095, China)

Using the survey data of 725 farmers from 39 villages in Jiangsu province, this paper empirically analyzes the influence of land transfer on the rural residents’ income gap. The results showed that land transfer enables farmers to reconfigure their production inputs, and change the structure of their income. Based on the reality of the heterogeneity degree gradually increasing in rural society, land transfer has different effects on the income growth of the high-income and low-income farmers. Compared to the low-income farmers, land transfer is more advantageous to the income growth of the high-income farmers. The land transfer size of a village has a significant promoting effect on the growth of the gini coefficient, and had significant inhibitory effect on the income growth of the poorest quintile, namely, land transfer exacerbates the expansion of rural residents’ income gap.

Land Transfer; Income Growth; Rural Residents’ Income Gap

2016-07-15

國家自然科學基金青年項目(71403124)；江蘇高校哲學社會科學研究基金資助項目(2015SJD091)；南京農(nóng)業(yè)大學中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費人文社會科學研究基金資助項目(SKPT2015027；KJQN201565；SKCX2016007)

肖龍鐸(1989-)，男，山東濟寧人，中國人民銀行南京分行經(jīng)濟師，博士；張兵(1962-)，男，江蘇鹽城人，南京農(nóng)業(yè)大學金融學院教授。

F323

:A

:1004-4892(2017)09-0010-09