柯煉，汪小勤，陳地強

（1. 華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074；2. 中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長沙 410006）

產(chǎn)權(quán)理論分析認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)能夠促進農(nóng)戶收入顯著增長，是因為不受約束的土地產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)市場可以實現(xiàn)農(nóng)戶比較優(yōu)勢的轉(zhuǎn)移［1-2］，使轉(zhuǎn)入農(nóng)戶與轉(zhuǎn)出農(nóng)戶都能夠?qū)ｉT從事所屬的優(yōu)勢職業(yè)，最大化生產(chǎn)效率，提高各自收入水平。

但奇怪的是，大量關(guān)于土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入的經(jīng)驗研究結(jié)果卻表明：土地流轉(zhuǎn)能否產(chǎn)生收入溢價，尚未達成完全一致。部分學(xué)者認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)可以提高農(nóng)民收入水平［3-5］。其原因在于：轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶，由于經(jīng)營的土地面積擴大，可以對土地進行規(guī)?；?、集約化耕種，提高生產(chǎn)效率，促進農(nóng)戶收入增長［6-9］。轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶則可以將勞動力和其他生產(chǎn)性資產(chǎn)從農(nóng)業(yè)中解放出來，投入到非農(nóng)部門以獲得較高的非農(nóng)收入［2，10-13］。而事實上，土地流轉(zhuǎn)可能并不一定能對農(nóng)戶收入水平產(chǎn)生顯著的影響，甚至還可能會對農(nóng)民增收有負(fù)向影響［14-16］。因為對于轉(zhuǎn)入戶而言，土地流轉(zhuǎn)并沒有改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，生產(chǎn)率水平不會發(fā)生顯著變化［17-18］，農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入上升幅度無法彌補非農(nóng)收入的下降幅度，故而不會導(dǎo)致顯著的家庭純收入增長。目前，中國進行土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)民很大程度上可能是從事非農(nóng)生產(chǎn)的農(nóng)民，使土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭勞動力的釋放作用不顯著，從而無法提高轉(zhuǎn)出戶家庭收入水平［19-21］。故總體而言，學(xué)者們在土地流轉(zhuǎn)是否具有資源優(yōu)化配置作用，從而促進農(nóng)民收入增長的相關(guān)研究結(jié)論中存在較大分歧。

進一步對已有文獻的結(jié)論進行歸納整理后，發(fā)現(xiàn)目前學(xué)術(shù)界認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)存在分歧的原因可能主要體現(xiàn)在以下兩個方面：首先，對農(nóng)戶在參與土地流轉(zhuǎn)過程中自選擇行為問題的忽視。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化導(dǎo)致的結(jié)果是農(nóng)業(yè)相比于非農(nóng)業(yè)，在邊際產(chǎn)出上存在弱勢，因此，愿意轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶可能本身在經(jīng)濟實力、教育水平、農(nóng)業(yè)經(jīng)營方面具有明顯的優(yōu)勢［22-23］，即存在“自選擇”行為。而以往文獻大多數(shù)直接使用OLS（Ordinary Least Squares）估計方法來測算土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響，未考慮到樣本農(nóng)戶的“自選擇”行為，進而導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏差［24-26］。其次，忽視了土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出戶的影響差異。大多數(shù)研究通常將轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶作為一個整體進行研究，并未將轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出戶在參與土地流轉(zhuǎn)后不同的收入增長路徑納入到考慮范圍之內(nèi)，這勢必會產(chǎn)生土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的錯估，從而導(dǎo)致對土地流轉(zhuǎn)的效果的誤讀［8，27-28］。因此，盡管現(xiàn)有學(xué)者對土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)進行了大量研究，但由于研究方法及研究視角方面存在差異，導(dǎo)致現(xiàn)有結(jié)論尚未達成完全一致。而重要的是，除了上述兩個方面之外，未考慮到土地流轉(zhuǎn)對不同來源收入的異質(zhì)性影響也可能會造成估計偏誤，但卻鮮有學(xué)者對該因素進行具體分析并展開研究。根據(jù)產(chǎn)權(quán)理論，土地流轉(zhuǎn)可以促進轉(zhuǎn)入農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)經(jīng)營的優(yōu)勢以及轉(zhuǎn)出農(nóng)戶在其他職業(yè)優(yōu)勢的最大化發(fā)揮。同時，因為資源限制，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn)之間也存在著替代效應(yīng)，投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資源增加，用于非農(nóng)生產(chǎn)的資源則會減少，反之亦然。這就必然導(dǎo)致土地轉(zhuǎn)出（入）對工資性收入、經(jīng)營性收入的影響方向不一致。另外，土地轉(zhuǎn)出（入）對不同收入的影響程度也是非對稱的，如果我們忽略不同收入變化的差異，同樣也會加大土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的有偏估計。因此，文章試圖利用2010—2018年北京大學(xué)國家發(fā)展研究院公布的五輪中國家庭追蹤調(diào)查跨期面板數(shù)據(jù)，對土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民收入之間的關(guān)系進行考察，意在回答以下幾個問題：土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)在不同農(nóng)戶類型與不同收入來源上存在怎樣的差異？土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的差異性起因是什么？文章研究發(fā)現(xiàn)，參與土地流轉(zhuǎn)確實會促進收入增長，但主要來自轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的收入增加，轉(zhuǎn)入戶收入變化不顯著。進一步原因分析表明，土地轉(zhuǎn)出戶會將部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門，而轉(zhuǎn)入戶則會加大農(nóng)業(yè)部門勞動力投入。因此，轉(zhuǎn)出農(nóng)戶因為工資性收入的大幅增加而改善總收入，但轉(zhuǎn)入農(nóng)戶卻因經(jīng)營性收入上升幅度無法超過工資性收入下降幅度，而較難產(chǎn)生收入改善。

文章可能的研究貢獻在于：第一，豐富了對土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的文獻基礎(chǔ)，幫助讀者更全面地了解土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響。文章對土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)問題存在分歧的原因進行了拓展?，F(xiàn)有分析大多未考慮土地流轉(zhuǎn)對不同來源收入的異質(zhì)性影響。文章將農(nóng)戶家庭收入進一步細(xì)化為經(jīng)營、工資、財產(chǎn)和轉(zhuǎn)移性收入，考察了土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出戶各類收入影響的差異，對現(xiàn)有收入效應(yīng)結(jié)論分歧問題相關(guān)研究進行了補充與拓展。第二，基于因果識別策略得出了關(guān)于土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)更為可靠的結(jié)論。文章運用固定效應(yīng)、雙重差分以及處理效應(yīng)模型等微觀計量方法，最大程度上緩解了土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)估計中由于不可觀測變量導(dǎo)致的估計偏誤問題。當(dāng)前學(xué)者更傾向于使用PSM（Propensity Score Matching）方法來緩解土地流轉(zhuǎn)中的“自選擇”問題，但PSM只能緩解由可觀測變量帶來的選擇性偏差，所以當(dāng)存在不可觀測變量導(dǎo)致的選擇性偏差時，容易產(chǎn)生估計偏誤。第三，對土地流轉(zhuǎn)的資源配置作用進行部分驗證?，F(xiàn)有文獻對于土地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)民收入的作用機制多停留在理論層面，但鮮有作者對其機制能否有效發(fā)揮作用進行驗證。文章考察了土地流轉(zhuǎn)對家庭勞動力資源配置的影響，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)在資源配置方面具有優(yōu)化作用。

1 理論分析

土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響一直是學(xué)術(shù)界持續(xù)關(guān)注的話題，理論認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)能夠促進農(nóng)戶比較優(yōu)勢的發(fā)揮，實現(xiàn)最優(yōu)化的資源配置。具體而言，在交易成本等外部約束不存在的條件下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有優(yōu)勢的農(nóng)戶會接受他人轉(zhuǎn)讓的土地資源，擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。而非農(nóng)生產(chǎn)具有優(yōu)勢的農(nóng)戶會轉(zhuǎn)出所擁有的土地，在非農(nóng)生產(chǎn)上投入更多資源。由此達到一個最優(yōu)的資源配置組合，實現(xiàn)生產(chǎn)率的提高，并帶來雙方收入的改善。

基于生產(chǎn)投入函數(shù)，假定存在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢農(nóng)戶與非農(nóng)生產(chǎn)優(yōu)勢農(nóng)戶兩種類型，我們可以對土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)進行簡單的理論分析，結(jié)果如圖1所示。由圖1可知，在未發(fā)生土地流轉(zhuǎn)時，兩類農(nóng)戶的產(chǎn)出投入均衡點為E，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更具優(yōu)勢農(nóng)戶的收入無差異曲線為L1，非農(nóng)生產(chǎn)更具優(yōu)勢的農(nóng)戶收入無差異曲線為T1。雙方都需要在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入AE數(shù)量的資源，在非農(nóng)生產(chǎn)投入NE數(shù)量的資源。顯然，在未發(fā)生土地流轉(zhuǎn)條件下，兩類農(nóng)戶均未實現(xiàn)收入最大化。當(dāng)發(fā)生土地流轉(zhuǎn)以后，兩類農(nóng)戶的收入無差異曲線都發(fā)生了轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更具優(yōu)勢的農(nóng)戶的收入無差異曲線從L1轉(zhuǎn)移到L2，非農(nóng)生產(chǎn)更具優(yōu)勢的農(nóng)戶則從T1轉(zhuǎn)移到T2，兩類農(nóng)戶的收入都得到了明顯改善。通過畫出T2 與L2 過生產(chǎn)約束線的切點后，可知農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更具優(yōu)勢的農(nóng)戶投入均衡點從E 轉(zhuǎn)移到D，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入增加了（AD-AE），非農(nóng)生產(chǎn)投入減少了（NE-ND）。而非農(nóng)生產(chǎn)更具優(yōu)勢的農(nóng)戶投入組合從E點轉(zhuǎn)移至F，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入減少了（AE-AF），非農(nóng)生產(chǎn)投入增加了（NF-NE）。因此，從理論假說而言，土地流轉(zhuǎn)通過優(yōu)化資源配置促進農(nóng)戶收入增長。

圖1 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入曲線影響示意圖

但在現(xiàn)實世界中，由于信息和能力限制，參與流轉(zhuǎn)的雙方基本難以實現(xiàn)最優(yōu)的資源配置。特別是轉(zhuǎn)入農(nóng)戶，由于存在資源約束如：經(jīng)營業(yè)務(wù)約束、規(guī)模約束、融資約束等，從而無法達到最高收入水平，在轉(zhuǎn)入土地之后農(nóng)戶的收入水平會居于L1和L2之間，即轉(zhuǎn)入農(nóng)戶收入水平有所增長，但不一定顯著。而相比于轉(zhuǎn)入農(nóng)戶，轉(zhuǎn)出農(nóng)戶受到的資源約束要小得多，從而更容易獲得接近最高收入水平的收入，即轉(zhuǎn)出戶可能在土地流轉(zhuǎn)中獲益更高。在此條件下，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響將出現(xiàn)一定程度的分化。

將上述約束具現(xiàn)化后，可發(fā)現(xiàn)由于資源稟賦限制，土地流轉(zhuǎn)對于不同收入來源的影響具有異質(zhì)性。比如：對于轉(zhuǎn)入農(nóng)戶來說，擁有更多的土地能夠幫助他獲得一定程度的規(guī)模效益，提高家庭經(jīng)營性收入［19，25，27］，但因為非農(nóng)投入時間下降，工資性收入減少［12］。租入土地之后需要投入更多資金用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［29］，可用于投資理財?shù)馁Y金減少，財產(chǎn)性收入降低。轉(zhuǎn)入戶轉(zhuǎn)入土地后可能需要購買更多良種、購置更多農(nóng)業(yè)機械，獲得的良種補貼和農(nóng)機具購置補貼增加，轉(zhuǎn)移性收入增加［12，14］。轉(zhuǎn)出農(nóng)戶因為投入非農(nóng)部門的資源增加，工資性收入上升同時農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入下降。另一方面，轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶可以獲得一筆穩(wěn)定的租金收入［8，20］，同時，轉(zhuǎn)出土地之后需要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資金減少，這部分資金可用于理財投資，財產(chǎn)性收入增加［28］。在現(xiàn)行農(nóng)業(yè)補貼政策下，轉(zhuǎn)出戶盡管轉(zhuǎn)出了原有的承包地，但大多數(shù)地區(qū)仍將糧食直接補貼和農(nóng)資綜合補貼直接發(fā)放給原承包戶，因而，轉(zhuǎn)出土地可能并不會導(dǎo)致轉(zhuǎn)移性收入減少［21，30-31］。

綜上所述，土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶在不同收入來源上的影響并不一致。轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的工資性收入與財產(chǎn)性收入增加，轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的經(jīng)營收入與轉(zhuǎn)移收入出現(xiàn)正的回報。更重要的是，作者有理由認(rèn)為不同收入來源的變化幅度并非對稱的，所以土地流轉(zhuǎn)能否促進農(nóng)戶收入顯著增長尚不明晰。因此，在接下來的實證檢驗中，作者不僅會進一步地分析土地流轉(zhuǎn)對不同農(nóng)戶收入的影響，還會進一步討論土地流轉(zhuǎn)導(dǎo)致的收入影響異質(zhì)性產(chǎn)生的原因，為完善制度改革，確保所有參與者都能從土地流轉(zhuǎn)中獲益，提供參考依據(jù)。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源及描述

數(shù)據(jù)來自2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）24省入戶調(diào)查數(shù)據(jù)。首先，在整體數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上剔除了非農(nóng)村家庭的數(shù)據(jù)；其次，僅保留2010、2012、2014、2016、2018年都進行追蹤調(diào)查的農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)；最后，剔除了存在嚴(yán)重缺失的農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)，最終剩余2323 個農(nóng)戶家庭的數(shù)據(jù)，共11615 個觀測值。如表2 所示，2010年參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶為444 戶，占總樣本的19.11%，其中84戶轉(zhuǎn)出土地，占比為3.62%，轉(zhuǎn)入戶為387戶，占比為16.66%，有27 戶既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出土地，占比為1.16%。隨后幾年，參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶規(guī)模不斷擴大，且轉(zhuǎn)出戶增加比例高于轉(zhuǎn)入戶，截至2018年，轉(zhuǎn)出戶增加了580戶，占比上升至28.58%，轉(zhuǎn)入戶為858戶，占比36.93%，參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶為1329戶，占比為57.21%。既轉(zhuǎn)入又轉(zhuǎn)出農(nóng)戶數(shù)量逐年增長，說明越來越多農(nóng)戶為了實現(xiàn)集中生產(chǎn)經(jīng)營進行土地置換，農(nóng)戶的生產(chǎn)管理意識增強。

表2 樣本分布情況

為了更直觀呈現(xiàn)各類型農(nóng)戶的收入差異，我們將農(nóng)戶分為：轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出、未流轉(zhuǎn)和參與流轉(zhuǎn)（包括轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出）四類，并繪制了如下家庭純收入對比圖。從圖2可知，轉(zhuǎn)出戶的收入增長幅度最大，未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的年平均家庭純收入在各類型的農(nóng)戶中最低，且隨著土地流轉(zhuǎn)實施年限增長，這種差距越來越大。初期轉(zhuǎn)入戶的年平均家庭純收入最高，但增長速度較慢，后期轉(zhuǎn)出戶的年平均家庭純收入已經(jīng)超過轉(zhuǎn)入戶，而參與流轉(zhuǎn)在轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出戶中間，說明我們?nèi)糁豢紤]是否參與流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響，可能會低估土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)。

圖2 各類型農(nóng)戶年平均家庭純收入對比圖

2.2 變量定義及描述性統(tǒng)計

文章關(guān)注兩個問題：其一，土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶的收入影響是否存在異質(zhì)性；其二，土地流轉(zhuǎn)異質(zhì)性影響的原因是什么？由于文章要從收入結(jié)構(gòu)視角來考察土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶的異質(zhì)性影響，所以選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財產(chǎn)性收入、工資性收入和家庭純收入作為被解釋變量（其中經(jīng)營性收入既包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入也包括非農(nóng)經(jīng)營收入），核心解釋變量為是否轉(zhuǎn)出、是否轉(zhuǎn)入和是否參與流轉(zhuǎn)。同時，在參考其他文獻的基礎(chǔ)上選擇了可能對農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響的戶主特征變量（戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度）和家庭特征變量（家庭規(guī)模、勞動力人數(shù)、平均受教育年限等）作為控制變量［10，27］。為確定農(nóng)民收入的影響因素，在表3 中給出了流轉(zhuǎn)戶和非流轉(zhuǎn)戶各類經(jīng)濟指標(biāo)及其差異的統(tǒng)計描述。

表3的統(tǒng)計結(jié)果顯示，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入和經(jīng)營性收入方面，轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶顯著低于未流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，而轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶和參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶（包括轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出）顯著高于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶。轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶和參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入顯著高于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶財產(chǎn)性收入均值差異不顯著。參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，無論轉(zhuǎn)入還是轉(zhuǎn)出，家庭純收入的均值明顯高于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶。在其他控制變量上，參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶和未參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶也存在顯著差異，說明可能存在“選擇偏誤”問題，即農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)是非隨機性的“自選擇”行為。上述各指標(biāo)的統(tǒng)計差異性有可能不是土地流轉(zhuǎn)行為的必然結(jié)果，而是由其他因素所導(dǎo)致的，因此，需要進一步通過多元回歸分析驗證土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)。

表3 流轉(zhuǎn)農(nóng)戶與非流轉(zhuǎn)農(nóng)戶經(jīng)濟指標(biāo)對比分析

2.3 研究方法

為驗證土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶的收入影響是否存在異質(zhì)性，且異質(zhì)性是否會導(dǎo)致結(jié)論分歧的產(chǎn)生，設(shè)定土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響的基本模型：

考察土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入影響時，Dit為虛擬變量，Dit=1表示家庭i在時間t轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入土地或參與流轉(zhuǎn)，Dit=0表示未參與土地流轉(zhuǎn)。lnYit表示農(nóng)戶家庭i在t時期的收入，分別表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入和家庭純收入的對數(shù)值。Zit表示影響農(nóng)民收入的一系列控制變量，如戶主個人特征中的性別、年齡、受教育程度等，家庭特征中的家庭規(guī)模、勞動力人數(shù)、農(nóng)地面積、家庭資產(chǎn)等。γi表示個體固定效應(yīng)，δt表示時間固定效應(yīng)，εit是隨機誤差項。在實證分析時，分別對轉(zhuǎn)入戶與未流轉(zhuǎn)戶，轉(zhuǎn)出戶與未流轉(zhuǎn)戶，參與流轉(zhuǎn)與未流轉(zhuǎn)戶進行回歸分析。

3 實證分析及結(jié)果

3.1 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶不同收入來源的影響分析

在本部分中，將應(yīng)用模型（1）驗證土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶的收入影響，以及土地流轉(zhuǎn)對不同收入來源的影響，佐證文章提出的土地流轉(zhuǎn)影響存在“異質(zhì)性”的觀點。在使用模型（1）之前，進行了Hausman 檢驗，結(jié)果表明應(yīng)當(dāng)使用固定效應(yīng)分析。

將農(nóng)戶分為參與流轉(zhuǎn)和未參與流轉(zhuǎn)兩類，分析參與流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響。從表4 可以發(fā)現(xiàn)參與土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)移性收入、財產(chǎn)性收入有顯著的正向影響，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入有顯著的負(fù)向影響，但對工資性收入和經(jīng)營性收入的影響不顯著，說明有部分農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地之后從事非農(nóng)經(jīng)營而非外出務(wù)工，所以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入顯著下降，但是經(jīng)營性收入沒有明顯變化，總的來說土地流轉(zhuǎn)對家庭純收入增長有正向促進作用，與前人研究結(jié)論相一致［2，24，28］。控制變量對于各類型農(nóng)民收入的影響，基本和楊子等［25］、高欣等［27］等人的研究結(jié)論相一致。

從表4中可知，土地轉(zhuǎn)出對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入和經(jīng)營性收入有顯著的負(fù)向影響，對工資性收入和財產(chǎn)性收入有顯著的正向影響。因為農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地后，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入的時間和勞動力減少，必然導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入降低，從而影響經(jīng)營性收入，這部分勞動力和時間可以用于從事非農(nóng)部門工作，提高工資性收入水平。轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶可以獲得一筆穩(wěn)定的租金收入，同時，轉(zhuǎn)出土地之后需要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資金減少，這部分資金可用于理財投資，財產(chǎn)性收入增加。如前文分析所言，根據(jù)現(xiàn)行政策，土地轉(zhuǎn)出并不會導(dǎo)致農(nóng)戶轉(zhuǎn)移性收入減少，一些地方政府為促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)，往往對轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶給予一定的獎勵和補貼，致使農(nóng)戶轉(zhuǎn)移性收入上升?？偟膩碚f，土地轉(zhuǎn)出可以顯著提高農(nóng)民家庭純收入。

表4 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響

轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入和經(jīng)營性收入水平顯著上升，因為經(jīng)營的土地面積增加，投入在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的勞動力和時間也會增加，這就導(dǎo)致工資性收入減少。同時，國家對于規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶會提供資金補貼，所以租入土地對于轉(zhuǎn)移性收入有顯著正向影響。租入土地之后需要投入更多資金用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，可用于投資理財?shù)馁Y金減少，對財產(chǎn)性收入有顯著負(fù)向影響。由于我國缺乏相應(yīng)的農(nóng)業(yè)保護和支持政策，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入較低且增長緩慢，轉(zhuǎn)入戶的經(jīng)營性收入上漲幅度并沒有明顯超過工資性收入下降幅度，家庭純收入沒有發(fā)生顯著變化。這與賀薛峰等［32］得出的種植規(guī)模在200畝的小規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶收益微薄，中等規(guī)模經(jīng)營戶和經(jīng)營大戶基本無利可圖的結(jié)論相一致。值得注意的是在前文數(shù)據(jù)描述中，轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的年平均家庭純收入水平明顯高于轉(zhuǎn)出戶和未流轉(zhuǎn)戶，但是實證分析結(jié)果表明土地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶家庭純收入沒有顯著影響，這說明轉(zhuǎn)入戶的高收入水平是本身特征決定的，而不是土地流轉(zhuǎn)帶來的，也即土地流轉(zhuǎn)過程中存在“自選擇”行為。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

而事實上由于各農(nóng)戶家庭初始條件不同，其是否參與土地流轉(zhuǎn)的決策與未來預(yù)期收入是相關(guān)的，即是否參與土地流轉(zhuǎn)是自我選擇的結(jié)果，從而導(dǎo)致模型產(chǎn)生內(nèi)生性問題，使得OLS估計有偏［26，28］。當(dāng)存在“選擇偏差”時，在大多數(shù)情況下，需要使用以下兩種方法：第一類方法假設(shè)個體依可觀測變量選擇是否進行土地流轉(zhuǎn)；第二類方法則假設(shè)個體依不可觀測變量選擇。若依可觀測變量選擇假設(shè)成立，則可采用傾向得分匹配法（PSM）來緩解自選擇問題；假設(shè)個體依不可觀測變量選擇是否參與土地流轉(zhuǎn)，其解決方法通常是遵循Heckman［33］樣本選擇模型的傳統(tǒng)，直接對處理變量進行結(jié)構(gòu)建模，利用Heckman兩步法估計。

3.2.1 傾向得分匹配和雙重差分

由于傾向得分匹配只能緩解由可觀測變量帶來的內(nèi)生性，應(yīng)用上還存在一定的爭議，所以文章將傾向得分匹配和雙重差分方法相結(jié)合來分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響。而雙重差分的使用前提在于，在處理發(fā)生前，處理組和控制組需要具有共同趨勢。使用傾向得分匹配法（PSM）對數(shù)據(jù)進行篩選，尋找與進行土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶條件類似的控制組以消除樣本的選擇性問題，在匹配后的樣本范圍內(nèi)使用雙重差分法（DID）估計出土地流轉(zhuǎn)的真實效應(yīng)，由此能在較大程度上保證估計結(jié)果的準(zhǔn)確性。構(gòu)造流轉(zhuǎn)的虛擬變量Treati，當(dāng)家庭i轉(zhuǎn)出、轉(zhuǎn)入土地或參與流轉(zhuǎn)時Treati取1，未參與流轉(zhuǎn)時取0。同時，定義時間虛擬變量Postt，參與流轉(zhuǎn)之后的時期取1，之前的時期取0。在此基礎(chǔ)上，可以構(gòu)建如下雙重差分模型：

模型（2）是一般的雙重差分模型形式，但該模型更適用于兩期的情形，考慮到文章中不同的農(nóng)戶家庭參與土地轉(zhuǎn)入或者轉(zhuǎn)出的時間點不固定，因此文章將模型（2）改為更通用的多期雙重差分模型（3）來估計土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響。在多期雙差分模型中，我們將Postt×Treati變量定義為參與流轉(zhuǎn)之后的觀察時點賦值為1，將未參與流轉(zhuǎn)的觀察時點賦值為0，因此其定義與雙差分交互項定義相似。而在控制個體效應(yīng)的條件下，Treati變量因不隨時間變化將不再需要［34-35］：

由于上述普通面板回歸中既包含了土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶又包含了土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶，所以回歸得到的結(jié)果可能存在偏差，為了解土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出對農(nóng)民收入的真實效應(yīng)，在研究土地轉(zhuǎn)出時剔除轉(zhuǎn)入戶的數(shù)據(jù)，只保留土地轉(zhuǎn)出和未參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的數(shù)據(jù)；反之亦然。同時，有部分農(nóng)戶家庭2018年才開始轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出土地，無法用雙重差分進行分析，這部分?jǐn)?shù)據(jù)也應(yīng)剔除掉。

具體設(shè)計中，首先，構(gòu)建影響農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)、是否參與轉(zhuǎn)入、是否參與轉(zhuǎn)出的logit 回歸方程。按照傾向得分匹配方法的要求，進行傾向得分計算的變量盡量選擇兩組樣本存在顯著差異且不隨時間變化的變量，作者最終選取了戶主年齡、性別、受教育程度、家庭規(guī)模、地區(qū)變量等作為測算傾向得分值的協(xié)變量。其次，以近鄰匹配（1：1）不放回抽樣為匹配方法生成各變量的傾向得分。控制變量的平衡性檢驗結(jié)果表明（表5），在匹配完成之后，控制組與處理組之間的協(xié)變量總體上不存在顯著性差異。最后，按照生成的共同支持樣本，剔除掉不屬于共同支持的樣本，以剩下的樣本再次使用雙重差分方法進行識別檢驗。

表5 傾向得分匹配前后解釋變量的平衡性檢驗結(jié)果

在控制前面相同變量和年度效應(yīng)的基礎(chǔ)上，將三個PSM-DID回歸的結(jié)果放到表6中，對比基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，由可觀測變量導(dǎo)致的農(nóng)戶“選擇偏差”，的確會導(dǎo)致估計偏誤的產(chǎn)生，但影響較弱：土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入由顯著負(fù)向影響變?yōu)轱@著正向影響，從而顯著提高經(jīng)營性收入水平，對其他收入類型的影響沒有發(fā)生變化，對家庭純收入影響依然顯著。土地轉(zhuǎn)出對于各類型農(nóng)民收入影響的顯著性和方向，與基本回歸結(jié)果完全一致。而土地轉(zhuǎn)入對財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的影響變得不再顯著，對其他收入的影響沒有變化，對家庭純收入依然沒有顯著影響。

表6 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響（PSM-DID）

3.2.2 處理效應(yīng)模型

農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)本身受到其他不可觀測因素的影響，所以導(dǎo)致解釋變量存在內(nèi)生性問題?？紤]到解釋變量為二值變量，需要使用Heckman 兩步法來緩解不可觀察變量帶來的內(nèi)生性。兩步法最有效率的做法是，使用最大似然估計法（MLE），同時估計所有模型參數(shù)。需要注意的是，上述處理效應(yīng)模型要求結(jié)構(gòu)方程中存在有效的工具變量，或擾動項不服從正態(tài)分布。因此，文章參照Kung［36］、Démurger 等［37］以及Wahba 等［38］等人的做法，使用留一法（Leave-one-out Strategy），將村莊中除家庭i之外本村轉(zhuǎn)入（轉(zhuǎn)出）戶占全村村民總戶數(shù)的比重（per）作為土地轉(zhuǎn)入（轉(zhuǎn)出）的工具變量。同時，村莊到縣城的距離（dis）可能會對農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生影響，但與他們的流轉(zhuǎn)決策沒有直接關(guān)系，也可以作為文章的工具變量。根據(jù)Heckman 兩步法，在第一階段的模型中，以土地流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出）為因變量，將影響土地流轉(zhuǎn)意愿的相關(guān)要素作為自變量進行Probit 回歸，并得到逆米爾斯比率（lambda）作為控制變量代入第二階段的回歸中。文章選取了戶主年齡、戶主受教育程度、戶主性別，以及家庭規(guī)模、年度虛擬變量、地區(qū)虛擬變量等作為一階段Probit 回歸的自變量，基于以上處理，文章在第一階段使用Probit回歸模型如下［39］：

表7中報告了第二階段的回歸結(jié)果，在大多數(shù)情況下逆米爾斯比率（lambda）系數(shù)是顯著的，說明的確存在樣本選擇偏誤，所以選用Heckman兩步法進行分析是合適的，且處理效應(yīng)模型的回歸結(jié)果與PSM-DID以及基準(zhǔn)回歸的結(jié)果基本一致：土地流轉(zhuǎn)可以促進家庭純收入顯著上升，但是收入增長主要源于轉(zhuǎn)出戶，轉(zhuǎn)入戶家庭純收入并沒有顯著變化；土地轉(zhuǎn)出對工資性收入有顯著正向影響，對經(jīng)營性收入有顯著負(fù)向影響；土地轉(zhuǎn)入對工資性收入有顯著負(fù)向影響，對經(jīng)營性收入存在顯著正向影響。根據(jù)基準(zhǔn)回歸、PSM-DID和處理效應(yīng)模型的回歸結(jié)果可知，研究方法的選用對于最終的結(jié)論會有一定的影響，但是更多還是因為對土地流轉(zhuǎn)異質(zhì)性影響的忽視，才導(dǎo)致了研究結(jié)論分歧。

表7 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響（處理效應(yīng)模型）

3.3 土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)的進一步分析

3.3.1 原因分析

上述實證結(jié)果表明土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出戶的收入影響存在異質(zhì)性，且主要體現(xiàn)在工資性收入和經(jīng)營性收入兩方面，前文理論分析認(rèn)為異質(zhì)性產(chǎn)生的原因在于，進行土地流轉(zhuǎn)后轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入戶的勞動力資源配置發(fā)生變化，從而導(dǎo)致工資性收入和經(jīng)營性收入變化。接下來將分析土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶勞動力資源配置的影響是否存在差異，以驗證上述觀點是否成立，并對土地流轉(zhuǎn)資源優(yōu)化配置作用進行檢驗。

由于土地流轉(zhuǎn)可以影響農(nóng)戶勞動力資源配置，農(nóng)戶勞動力資源配置結(jié)構(gòu)也會影響農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿，即兩者之間存在反向因果關(guān)系，所以需要使用工具變量法來緩解內(nèi)生性問題。文章將使用留一法計算的轉(zhuǎn)出（轉(zhuǎn)入）比例、縣城距離作為土地轉(zhuǎn)出（轉(zhuǎn)入）的工具變量，來分析土地流轉(zhuǎn)對勞動力資源配置的影響，為了更清晰識別土地流轉(zhuǎn)的勞動力資源配置效用，不僅分析了土地流轉(zhuǎn)對戶主生產(chǎn)決策的影響還分析了對家庭勞動力配置的影響。上述工具變量通過了弱工具變量檢驗和識別不足檢驗，說明回歸結(jié)果較為可靠。

由表8可知，土地轉(zhuǎn)出對于戶主外出務(wù)工和家庭外出務(wù)工人數(shù)有顯著正向影響，對戶主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)有顯著負(fù)向影響，這一研究結(jié)論與理論分析和收入變化分析的結(jié)論相一致，說明農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地后，將更多勞動力投入到非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力減少，從而使得農(nóng)戶的工資性收入上升，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入下降；同時，土地轉(zhuǎn)出對戶主創(chuàng)業(yè)有顯著正向影響，與前文實證分析中發(fā)現(xiàn)經(jīng)營性收入下降幅度較農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入小的結(jié)論相一致。土地轉(zhuǎn)入對戶主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)有顯著正向影響，對外出務(wù)工的影響并不顯著，說明土地轉(zhuǎn)入戶將更多勞動力資源配置于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，相應(yīng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營性收入顯著上升，工資性收入下降。

表8 土地流轉(zhuǎn)對勞動力資源配置的影響

上述研究表明土地流轉(zhuǎn)會對轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶的勞動力資源配置產(chǎn)生影響，促進了勞動分工的實現(xiàn)，但是勞動生產(chǎn)效率的提高不僅依賴于勞動分工，還需要提高專業(yè)化生產(chǎn)水平。然而，中國現(xiàn)行土地流轉(zhuǎn)政策，更側(cè)重于鼓勵農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有優(yōu)勢的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地實現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營，非農(nóng)生產(chǎn)具有優(yōu)勢的農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地優(yōu)化勞動力資源配置，鮮少涉及提高專業(yè)化生產(chǎn)水平的相關(guān)技術(shù)培訓(xùn)。轉(zhuǎn)出戶的勞動力主要從事非技術(shù)性工作，專業(yè)化水平易于提高，而農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營需要相關(guān)專業(yè)管理知識，以提高生產(chǎn)經(jīng)營效率。但根據(jù)中國家庭金融調(diào)查（CHFS 2015）的調(diào)研數(shù)據(jù)，在回答“是否獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)？”問題的1404戶農(nóng)戶中，僅有174 戶農(nóng)戶曾經(jīng)接受過技術(shù)指導(dǎo)，其中轉(zhuǎn)入戶僅30戶，占轉(zhuǎn)入戶總比例為14.29%，上述數(shù)據(jù)說明目前我國轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的規(guī)模化經(jīng)營更多體現(xiàn)在生產(chǎn)規(guī)模擴大，由于缺乏相應(yīng)的管理和技術(shù)，并沒有改變生產(chǎn)方式、提高專業(yè)化生產(chǎn)水平，導(dǎo)致轉(zhuǎn)入戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入增長無法彌補工資性收入減少，家庭純收入無法顯著增長。

3.3.2 土地流轉(zhuǎn)對家庭收入的貢獻分析

前文已經(jīng)對土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生異質(zhì)性影響的原因進行分析，但土地流轉(zhuǎn)通過影響各類收入，多大程度上影響了家庭純收入變動尚不明晰。目前，較多學(xué)者使用傾向得分匹配法得到的處理組平均處理效應(yīng)（ATT）來展示土地流轉(zhuǎn)對收入的影響程度［24-25，28］。然而，有一點值得注意的是PSM 標(biāo)準(zhǔn)誤的計算需要滿足一個假定，即PSM 所估計的傾向得分就是真正的傾向得分。PSM 得到的處理效應(yīng)估計可能是有偏的。Abadie 等［40］考慮到傾向得分的估計偏差，調(diào)整傾向得分的大樣本方差，對傾向得分的估計進行修正，得到一個穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤，即“AI 穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”。因此，文章使用基于該“AI 穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”的Teffects-Psmatch方法來估計土地流轉(zhuǎn)收入效應(yīng)大小。

首先，由于需要估計土地流轉(zhuǎn)的平均收入效應(yīng)，樣本篩選過程與前文使用PSM-DID 方法時保持一致。處理后，分別計算土地流轉(zhuǎn)、轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入對各類收入及家庭純收入的平均處理效應(yīng)（ATE）。表9 中，相比于未流轉(zhuǎn)戶，流轉(zhuǎn)戶家庭純收入增加了2157.864 元，其中，經(jīng)營性收入增加了1241.554 元，增長貢獻為58.00%，工資性收入增長并不顯著，與前文的回歸結(jié)果基本一致。轉(zhuǎn)出戶家庭純收入增長了6950.921元，接近80%來自工資性收入的增長，其他收入對家庭純收入變化的貢獻較小。與前文分析相一致，土地轉(zhuǎn)出后家庭勞動力從事非農(nóng)經(jīng)營的概率增加，所以家庭經(jīng)營性收入的下降幅度小于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入的下降幅度。對于轉(zhuǎn)入戶而言，工資性收入減少了2544.442 元，遠高于經(jīng)營性收入的上升幅度，所以，流入戶的家庭純收入相比于未流轉(zhuǎn)戶反而下降了?？傊暙I分析結(jié)果表明，土地流轉(zhuǎn)確實存在顯著的收入增長效應(yīng)，但是收入增長主要是由于轉(zhuǎn)出戶收入顯著增加；因為轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)營收入并沒有顯著性地提高，土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的福利效應(yīng)并不明顯。

表9 Teffects-Psmatch平均處理效應(yīng)結(jié)果

4 結(jié)論和政策建議

比較已有的研究發(fā)現(xiàn)，相關(guān)學(xué)者難以就土地流轉(zhuǎn)能否促進農(nóng)戶收入增長這一問題達成一致意見。文章以為，這些實證證據(jù)分歧的出現(xiàn)是因為對土地流轉(zhuǎn)異質(zhì)性影響的忽視，當(dāng)忽略土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入農(nóng)戶與轉(zhuǎn)出農(nóng)戶以及工資性收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)性營收入等不同收入來源的影響差異時，就有可能導(dǎo)致不同結(jié)論的出現(xiàn)。

為此，從收入結(jié)構(gòu)視角，基于跨期面板微觀數(shù)據(jù)，分析土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的家庭收入以及兩類農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)影響。實證結(jié)論發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)總體上確實會促進收入增長，但收入增長主要是因為土地流轉(zhuǎn)極大改善了轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的收入。進一步分析結(jié)果表明，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響差異主要是因為土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生了明顯的勞動力配置改善，轉(zhuǎn)出戶將更多勞動力投入非農(nóng)生產(chǎn)（比如：外出務(wù)工與創(chuàng)業(yè)概率增加），而轉(zhuǎn)入戶則在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入更多勞動力。然而，對土地流轉(zhuǎn)貢獻度的分析卻發(fā)現(xiàn)，對于轉(zhuǎn)出農(nóng)戶，工資性收入增長幅度遠高于經(jīng)營性收入下降幅度，農(nóng)戶家庭純收入水平顯著上升，其中，接近80%來自工資性收入增長。而對于轉(zhuǎn)入農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)經(jīng)營與生產(chǎn)的收入改善效應(yīng)較弱，反而造成轉(zhuǎn)入戶的家庭收入并未有明顯改善。

上述研究結(jié)論表明，土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)還有進一步改善的空間，尤其在于土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的福利改善作用并不明顯。因此，文章可能的政策啟示是：要增強轉(zhuǎn)入戶的收入水平，一方面要開展技術(shù)培訓(xùn)，增強農(nóng)戶的管理意識，發(fā)揮規(guī)?；a(chǎn)和集約化生產(chǎn)的優(yōu)勢，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加畝均純收入。另一方面，要完善中國的農(nóng)業(yè)支持保護政策。以現(xiàn)行農(nóng)機具購置補貼政策為例，只有購買大型農(nóng)機的農(nóng)戶才能獲得這部分轉(zhuǎn)移支付收入，但是大部分的中小規(guī)模轉(zhuǎn)入戶無力購買大型農(nóng)械，無法從中受益，這就可能出現(xiàn)貧者愈貧、富者愈富的現(xiàn)象，導(dǎo)致農(nóng)村內(nèi)部收入差距進一步擴大，因此，需要調(diào)整農(nóng)業(yè)補貼政策標(biāo)準(zhǔn)，讓一般轉(zhuǎn)入戶也能從中獲益。前文的分析表明土地轉(zhuǎn)出主要通過工資性收入和財產(chǎn)性收入來促進家庭純收入增長，但財產(chǎn)性收入占家庭純收入比例仍極低，所以政府需要發(fā)展土地流轉(zhuǎn)市場，顯化土地資源的資產(chǎn)價值，提高農(nóng)民財產(chǎn)性收入［41］。對于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶而言，要根據(jù)其家庭資源稟賦進行引導(dǎo)，使其能夠參與到土地轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出進程，提高家庭純收入水平。