郭君平 曲颂 夏英 吕开宇

摘要

基于我国东中部6省1 604户农户的调研数据，本文采用分位数回歸模型，从转入与转出视角实证分析、比较了农地流转的收入效应和收入分配效应。估计结果显示：总体上，农地转入的增收效应显著，但农地转出无此效应。分区域考察，农地流转拉大了东部与中部地区农户间的收入差距。其中，东部地区农地转入和转出均有显著增收效应，且后者远大于前者；中部地区农地转入的增收效应明显，但农地转出却有显著的“减收”效应。从不同收入阶层来看，农地转入促进了贫困户及低收入户至部分高收入户增收，其中收入水平越高的农户获益愈大；相较之下，农地转出仅使部分低收入户增收，有一定缩小收入差距功能。更进一步，东部地区农地转入可使除中高收入组农户以外的其他农户增收，农地转出则可使除贫困户和部分低收入组农户以外的其他农户增收，此两种流转类型均会扩大农户收入差距。中部地区农地转入可使所有农户增收，但同时加剧了收入不平等；与之不同，农地转出能使低收入组农户增收，也可使部分高收入组农户“减收”，因而比较利于减少贫富差距。据此，决策当局应当着力消除各种非市场因素限制，构建功能良好的土地租赁市场，发挥价格机制、竞争机制、供求机制以及法律保障机制在农地配置中的主导作用，推动农地流转方式更加市场化、规范化；同时，完善土地流转中租金和期限的确定机制，减少交易成本，提高收入分配的均衡性，保护农户（尤其是贫困户）在农地流转中的短期和中长期利益；此外，多渠道扩大农民非农就业机会，并提高其非农就业能力。

关键词 农地流转；转入规模；转出规模；收入分配；分位数回归

中图分类号 F321.1；F323.8 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2018）05-0160-10 DOI：10.12062/cpre.20180124

我国土地资源稀缺且流动性差，人多地少矛盾突出，要妥善解决土地经营的公平与效率问题，必须建立健全土地市场化流转机制，提高土地资源配置和使用效率，国家为此出台了一系列有力的扶持政策。早在1984 年，中央“一号文件”就开始鼓励农地向种田能手集中。2001年中共中央《关于做好农户承包地使用权流转工作的通知》、2007年党的十七大报告、2008年党的十七届三中全会通过的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》以及2011—2016年连续6年的中央“一号文件”均对土地流转进行鼓励和指导。这些政策对农村经济、乡村治理影响巨大，被赋予了诸多使命，诸如优化农用地空间布局、实现集中连片种植、推动土地向业主或大户适度集中、调整农业产业结构、构建现代农业“三个体系”、提升农业综合生产力、促进农地资产资本化以及拓宽农户增收渠道等。此中，促农增收最为重要，主要通过规模经营效应、劳动力转移效应和学习效应等路径实现。目前，农地流转正逐渐成为广大农民积累原始资本的新形式。从转出户角度看，农地流转的财产性收入效应可分为直接和间接两种。其中，直接效应是指农地流转能为转出户带来土地承包经营权转让收入，间接效应是指农地流转益于农村剩余劳动力转移到非农部门和城市部门就业，进而促进农户工资性与经营性收入增长。从转入户角度看，普通农户、种养大户和家庭农场通过流转获取相对集中的土地，在不同程度实现农业生产经营集约化、规模化、专业化或标准化发展，进而带来农户收入增长。近年，不少地区在坚持家庭承包经营基本政策不变和保障农户土地承包经营权的前提下，积极创新土地流转模式，通过土地出租、土地入股、土地转包、土地信托等形式组建农村专业合作社或农业产业化企业等方式鼓励农村土地合理、规范、有序、适度流转，取得了一定成效。但是，农村土地流转的流向和规模对农户（含贫困户）的收入及其分配产生怎样影响？程度如何？区域差异是否明显等逐渐成为政界、学界关注的热点问题，兼具理论和实践意义。这亦是本研究的“出发点”和 “着力点”。

1 文献综述

目前，学界基于不同方法、材料和视角对农地流转的收入效应、收入分配效应及其机理机制进行了探索性研究，尽管既有相关文献为数不多，但所得结论并不完全相同，甚或在某些方面“千差万别”。

其一，在农地流转的收入效应（机制）方面。主要有三种代表性观点：一是农地流转会减少农民收入，但存在形式和地区差异。例如，姜松和王钊[1]认为土地流转及其各种形式（出租除外）对农民增收均具有显著负向效应且具有空间差异。二是农地流转没有增收效果，或贫困农户无法从农地租赁市场中获益[2]。三是农地流转能促进农户增收，但是否存在群体差异尚无定论。许恒周和郭玉燕[3]基于协整方法分析后，认为农民非农收入与农地流转之间呈长期均衡关系（双向因果关系），但短期存在波动，而且早期农地流转对农民非农收入的影响较弱。薛凤蕊等[4]和李中[5]先后运用双重差分模型的研究表明，土地流转可显著增加农户人均年纯收入，其中土地流转后务工和出租土地收入对参与户人均年纯收入增长的贡献率高达75%且有一定稳定性和持续性。陈刚[6]将《农村土地承包法》的实施作为一次冲击实验，以此评估土地流转对农民财产性收入增长的影响，结果显示，建立在稳定承包权基础上的土地流转可显著增加农民财产性收入和纯收入。韩啸等[7]指出，土地流转对转入户收入有正向影响，而对转出户收入影响并不显著。而李庆海等[8]验证了租出抑或租入土地均会增加农户纯收入。更进一步，陈飞和翟伟娟[9]利用倾向值匹配法的研究证实，租入和租出土地均有利于提升农户收入并降低贫困发生率，但福利效应在不同家庭组之间差异显著；其中，土地租入户的净收入效应依次来源于耕地规模扩大、技术效率提高和中间投入增加；租出户的净收入效应主要来源于非农收入增加，部分源于土地租金。王象永等[10]发现土地流转可大幅增加农民财产性收入，其中九成普通农户受益于此，且规模经营户收入增长明显。刘远风[11]得出土地流转促进了农民增收，但其收入效应多源自土地财产实现机制和劳动分工优化机制的判断。

中国人口·资源与环境 2018年 第5期

其二，在农地流转的收入分配效应方面。一种观点认为，土地流转会导致收入不平等。例如，林乐芬和王军[12]认为土地买卖可能会牺牲小农利益，导致农户贫富差距拉大。朱建军和胡继连[13]根据反事实分析框架，评估了农地流转对我国农民收入和收入分配的影响，结果发现，农地租入和租出均能促进农户收入增长，而且农地流转一定程度上加剧了农民收入的不平等。另一种观点认为，农地流转有助于缩小收入差距。例如，万广华等[14]通过实证分析指出，土地是减少农村收入不平等的唯一因素，但其影响作用较小，因此为加强此种影响，政策制定者需鼓励贫困农民流转土地。Zhang[15]研究认为，土地租赁市场降低了农村收入不平等，不仅可提高即将陷入收入底层农民的收入，也能缓解非农就业造成的收入差距。高欣等[16]运用统计分析法、多元线性回归模型和基尼系数测算法，发现农地流转有效增加了参与流转的农户家庭人均总收入，且转出户家庭人均收入的增长幅度高于转入户。不仅如此，转出土地后因家庭财富和人力资本水平差异逐渐明显而使转出户的收入差距扩大；相反，转入土地后农户家庭实现规模化经营和生产效益的增值，使转入户的收入差距缩小。韩菡和钟甫宁[17]以基尼系数分析了不同地区土地流转对农民收入分配的影响。结果表明，在经济发达、土地单位收益高的地区，土地倾向于流转到高收入农户手中，可能会扩大当地农户的收入差距；在经济欠发达、土地单位收益低的地区，低收入农户更易获得土地转入的机会，当地的收入分配状况会得到改善。

通过以上文献梳理可知：在研究方法上，对于农地流转的收入效应，一部分学者利用倾向值匹配、双重差分法及格兰杰因果关系等因果关系法分析，另一部分学者运用相关（或偏相关）关系法分析，如线性回归模型；对于农地流转的收入分配效应，学者基本都利用基尼系数进行测算；此外，相关案例分析多局限于土地流转前后的收入差别，而未能区分土地流转与地方经济决策、农业产业布局变更对农户收入及收入分配的影响。在研究内容上，既有研究侧重讨论土地流转促农增收的表现、原因和条件，而忽视土地流转收入效应（或扶贫效应）的内在机制及土地流转过程中其他经济社会要素对农民（尤其是贫困农民）收入的作用机理。在主要结论或观点上，学界目前尚未形成统一认识，且“分歧”（或争论）大于“共识”，有待进一步深入研究积累更多资料。在调查样本上，代表性文献中所用樣本量都不大，且调查区域覆盖范围小，多数具有较强的地域局限性。

众所周知，农地流转的总体目标是追求社会福利最大化及实现公平与效率的统一，但我国农村区域广袤，经济水平、种植业类型差异明显，在区域差异化背景下，不同地区土地流转对转出户与转入户收入的影响或同或异。鉴于此，本文利用东中部6省1 604户农户的实地调研数据，基于微观分析模型，探究农地流转规模对转入户与转出户的收入效应、收入分配效应及其区域差异性，以期为地方优化资源（土地和劳动力）配置效率、推动农地有序流转、促进农民整体增收以及繁荣农村经济社会等提供理论依据。总体上，本文的边际贡献在于：①一改过去常用方法，尝试将分位数回归法用于估计土地流转的农户收入分配效应；②从土地流转的扶贫效应出发，将土地转入、转出规模对贫困户的收入影响纳入实证研究范畴，并以之作为其他按收入十等分农户情况的对照。

2 数据来源、理论框架及研究方法

2.1 数据来源与样本特征

分析数据源自中国农业科学院科技创新工程课题组于2015年6月—9月在全国六省开展的农村实地调研。具体而言，在12个整省开展土地确权的省区中选取4个省份，即山东、江苏、河南、吉林；另外择定2个非整省确权省份（浙江和黑龙江）。调查过程中采取分层随机抽样选取样本村，即每个省抽取3或4个县，根据各乡镇距离县城的远近，从每个县选取2或3个乡（镇），每个乡（镇）抽取2或3个行政村，每个行政村随机走访10～15农户，共回收问卷1 630份，在剔除数据缺失严重的问卷后，最终获得有效样本1 604户农户，有效率为984%。本次调查对象为家庭事务的决策者，熟知土地经营状况，调查内容包括农户家庭基本信息、农民非农就业情况、土地承包与流转状况、土地产权情况等。调研样本的土地流转均发生在普通农户之间，以及普通农户与种养大户、家庭农场、农业合作社等（不含企业等其他经济实体）之间。如表1所示，发生土地流转的农户共1 120户，约占总样本的70%，其中，土地转入户882户，占总样本的5499%；土地转出户338户，占总样本的2107%；土地转入转出兼具户100户，仅占总样本的623%（为实现土地集中连片经营，将分散细碎的自有土地转出，同时在自家相对完整的地块附近转入他人土地）。为简化分析和更易于达到研究目标，本文不对小样本的土地转入、转出兼具户作过多处理和讨论，因此后文进行推断性统计和实证计量分析时只考察土地纯转入（转出）户。

2.2 理论框架和研究方法

文中所探讨的土地流转是指土地承包经营权（使用权）的流转，即拥有土地承包经营权的农户将土地经营权转让给其他农户、经济组织或实体，包括转入和转出双向流动。土地流转过程只有同时满足以下两个条件才有可能发生：一是当非农生产的预期收益与土地租金之和超过自身耕种土地所得收益时，兼业农户才愿转出土地；二是当专业农户的土地经营收益超过耕种土地的机会成本与土地租金之和，才会转入土地[9]。农户收入在相当程度上取决于土地经营规模，而土地经营规模引致的农户收入差距是农户农业收入差距的重要组成部分。具体而言，如果农村劳动力转移后留下的“剩余土地”流向具备比较丰裕资金和人力资本的生产大户，那么农户的农业收入差距将会扩大；反之，如果“剩余土地”流向缺乏资金和人力资本的小农户，那么农户的农业收入差距可能减小。而且，不同地区农村土地流向的差别也将导致农户收入差距变化各异[17]。更进一步，从土地流转对农户收入结构的影响来考察，在正式制度下，土地流转不仅可通过减少土地细碎化、扩大经营规模增加农户经营性收入，也可通过劳动力转移、土地流转补贴分别增加农户工资性收入和转移性收入，还可通过土地转让、征用补偿以及房屋出租、出售、拆迁补偿等增加农户财产性收入；但在非正式契约关系下，土地流转因具有短期性、随意性和不稳定性特点而不利于农户收入持续增长[18]。

表1 样本分布情况

Tab.1 List of samples distribution

本文拟采用分位数回归估计家庭农地流转规模对不同阶层农户收入增长的边际贡献。依据高梦滔和姚洋[19]的研究成果可知，如果农地转入或转出规模对于低收入人群收入的边际贡献大于中等收入人群和高收入人群，则这种农地转入或转出规模具有的作用就是减轻收入差距，反之则是扩大收入差距。线性回归模型是一种简单的均值回归，旨在考察自变量对因变量的条件期望E（y|x）的影响，但其无法揭示自变量x对整个条件分布y|x的影响。与之不同，分位数回归模型可提供条件分布y|x的全部信息。分位数回归法（quantile regression）最早由Koenker & Bassett[20]提出并进行了系统研究，其思想是对普通最小二乘法的扩展，用多个分位函数来估计整体模型。理论上，分位数回归是依据因变量的条件分布来拟合自变量的回归方法。假设条件分布y|x的总体q分位数yq（x）是x的线性函数，即：

yq（xi）=x′i βq

（1）

其中，βq被称为“q分位数的回归系数”，其估计量β^q可由以下最小化问题来定义：

minβq ∑ni：yi≥X′i βqq|yi-x′i βq|+

∑ni：yi

（2）

相较普通最小二乘估计而言，分位数回归法有以下优势：一是不要求很强的分布假设，在随机扰动非正态分布的情况下，其估计量更有效；二是尤其适合具有异方差的模型；三是估计量不易受奇异值影响而更稳健可靠；四是对条件分布刻画更细致，不仅能给出条件分布的大体特征，而且不同分位点下的参数估计可能有深入探讨的意义[21]。因此，虑及分位数回归估计能够精确描述解释变量对于被解释变量的变化范围以及条件分布形状的影响，本文将农户家庭人均年纯收入作为因变量，将农户农地转入规模、转出规模及其他影响因素作为自变量，建立如下分位数回归模型：

Qτ[Income|X]=β0，τ+β1，τTransin+β2，τTransout+

∑βi，τCV+ετ

（3）

式中，Qτ[Income|X]为研究关注的结果变量，代指农户在τ分位数上的人均年纯收入，主要由工資性收入（本地或外地务工）、家庭经营性收入（种养殖或自营工商业）、转移性收入（政府种粮补贴等）以及财产性收入等构成；Transin是农户农地转入规模；Transout为农户农地转出规模，均是本文考察的核心自变量；ε为随机扰动项；β0τ系常数项，β1τ、β2τ依次是对两核心自变量进行参数估计的第τ个分位数的系数；CV为其他控制变量（根据国内外学者相关研究和实地调研情况选取），主要包括户非农就业人数占比、户主性别、户主年龄、户主受教育年限、户耕地面积以及地理区位等。

其中：①家庭非农就业人数占比的大小在较大程度上决定了农户收入的高低[18]。随着城镇化进程加快，农民非农就业现象更加普遍，非农就业因能带给农民更多的单位时间净收益而具有促农增收作用。②是否干部户。一方面，干部身份在一定程度能代表较高的素质；另一方面，是否干部户可作为表达社会资本的关键因素之一。③家庭抚养比一般对中低收入农户的人均年纯收入有更强的抑制作用。④耕地面积是制约农民农业收入的根本因素之一，农户耕地面积增多，既可得到土地规模效应，也可获得更多农业补贴和出租土地收入[5]。但同时，在某种程度上固化了农民对土地的依赖性，以致劳动力转移受阻和非农收入下降。⑤户主性别。通常以男性为户主的家庭人均年纯收入高于以女性为户主的家庭，尤其对中低收入农户而言，以男性为户主可明显促进家庭人均年纯收入的增加。⑥户主年龄对农户家庭收入的影响可能呈现多重效应：一是户主年龄越大，过去分得的土地越多，相应的流转租金也越多；二是户主随着年龄变大在农业生产决策上越保守，抑或因个体技术型贬值和经济性贬值而致使非农收入下降[16]；三是年龄的增长或带来工作经验的增加（学习曲线），进而促使农户诸种收入相应提高。⑦户主受教育年限越长，适应社会能力越强，越易接受先进理念技术或向技术型、管理型岗位转移，以获得更多收入[9]。⑧地理区位。不同地区经济发展水平不均衡，土地流转差异明显。相比东部地区，中部地区亩均地租收入更少，且农村人口数量大，农民收入来源以粮食作物为主，土地流转多发生在外出务工者和留守村民之间（见表2）。

3 实证结果及分析

3.1 农地流转的收入效应

在进行计量分析之前，通过两独立样本t检验推断农地转入户与未转入户、农地转出户与未转出户的人均年纯收入均值是否有显著差异。如表3所示，总体而言，农地转入户的人均年纯收入比未转入户高6 960元（在5%水平显著），农地转出户的人均年纯收入虽比未转出户低1 460元，但两者间差异统计上不显著。分区域考察，东部地区农地转入户的人均年纯收入显著高于未转入户，即前者比后者高16 190元，而农地转出户的人均年纯收入比未转出户低1 080元（统计上亦不显著）；反观中部地区，尽管农地转入户的人均年纯收入比未转入户低3 020元，农地转出户的人均年纯收入比未转出户低6 860元，但它们均无显著差异。

基于上述分析，下文进一步采用均值回归法分析农地转入规模、农地转出规模对农户人均年纯收入的影响。表4中第1列、第3列和第5列为无控制变量的OLS回归结果，第2列、第4列和第6列为纳入控制变量的OLS回归结果（文中相关分析或解释以此为准）。

就全样本而言，农地转入规模变量的系数显著为正，总体上农户每转入一亩地，家庭人均年纯收入增加230元，其原因有两方面，一是转入户因土地流转增加了农业生产土地要素投入量，进而提高了产出；二是转入户通过转入土地进行农业现代化、集约化和产业化经营，使小规模兼业农业向适度规模专业化农业方向发展；三是农地转入还能增加农户政策转移性收入[7]。相比之下，农地转出规模变量的系数为负但未通过显著性检验。对此，可能的解释是转出户通常是劳动力已实现非农就业或缺乏劳动力的农户（以非生产为主），土地收入占家庭总收入比例不高，且现有政策未能进一步激励剩余劳动力转移，使得农地流转对劳动力释放影响不足，进而导致对其收入影响有限。这与中国实情相吻合。

从不同区域来看，东部地区农地转入规模和农地转出规模均在1%水平显著且系数为正。即东部地区农户每转入一亩地，家庭人均年纯收入增加510元；每转出一亩

地，家庭人均年纯收入增加1 530元。相比转入土地，转出土地更利于东部地区农户增收，这是因为东部地区农户种地的机会成本高，且农业经营非其主要收入来源。中部地区农地转入规模、农地转出规模对农户人均年纯收入分别有正向极显著影响和负向弱显著影响。在其他约束条件不变情况下，中部地区农户每转入一亩地，家庭人均年纯收入仅增加30元；而每转出一亩地，家庭人均年纯收入减少250元（不增反降），究其原因是中部地区农地转出市场化程度低，信息不畅通，土地转出户普遍将土地委托给邻居、亲属、朋友等无偿经营或象征性收取少量租金，这种“非正式”契约关系不仅未给转出户带来较大租金收益，而且远小于其机会成本。

3.2 农地流转的收入分配效应

为全面刻画、分析不同阶段不同农户收入水平下农地流转的收入效应，下文先将农户收入水平分成9个分位数（τ=01～09），外加贫困发生率分位点（全样本：008分位点、东部地区：011分位点、中部地区：005分位点），其中分位数01、02～04、05、06～07、08～09分别对应农户低收入组、中低收入组、中等收入组、中高收入组和

表2 变量设定及描述性统计

Tab.2 Definitions and descriptive statistics of variables

表3 推斷性统计分析

Tab.3 Deductive statistics /103元

高收入组，然后采用分位数回归进行估计，同时运用只依赖给定观测信息而无需其他假设或增加新观测的自助抽样法（400次重复抽样）求得标准误，以削弱分位数回归模型误差项的未知干扰，增强估计、推断效能。在模型回归结果中，分位数由小至大表示农户收入水平由低向高演变，通过对比各自变量的系数变化可观察到各因素对农户收入的边际贡献如何随着农户收入水平的提升而发生改变。

3.2.1 农地流转规模对不同农户人均年纯收入的影响

从分位数回归结果来看，所有方程的Link test值均在1%显著性水平上显著，表明设定的函数形式合适，模型整体具有显著性。如表5所示，农地转入规模除在09分位点不显著外，在其他分位点均通过显著性检验且系数随着条件分布从低向高递增（图1左边部分），此结果说明农地转入规模会扩大农户收入差距（由土地规模效应所致），

表4 均值回归结果

Tab.4 Results of mean value regression

注：“***”“**”和“*”分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为稳健性标准差。

具有一定程度的“马太效应”。相反，农地转出规模除在01分位点通过显著性检验外，在其他各分位均不显著，表明农地转出可明显提高低收入组农户的人均年纯收入，但是，其他绝大多数农户难以通过此种方式达到增收目的，因为土地租金水平总体偏低，而且占农户总收入的比重偏低。

控制变量方面，非农就业人数占比在贫困发生率分位点和九个分位点处对农户人均年纯收入的均有显著正向影响，且系数随着条件分布递增。是否干部户在02～06分位的分位数回归中，均通过显著性检验。家庭抚养比在贫困发生率分位点及其他各分位点均通过显著性检验，但系数为负且随着条件分布呈递减之势。农户承包地面积在贫困发生率分位点及其他各分位点均通过显著性检验，且系数随着条件分布递增，即农户承包地面积越大，其人均年纯收入越高。由于样本地区农户的户主普遍是男性，且各分位处农户差异小，使得户主性别对农户收入的影响除在07分位点显著外，在其他分位点均未通过显著性检验。户主年龄对农户收入的负向作用只在贫困发生率分位点、01、02分位点通过显著性检验，表明低收入组农户的户主年龄越大，家庭人均年纯收入越低。户主受教育年限在各个分位点处系数为正值，但仅在03、08、09分位点显著。地理区位除在01、02分位点不显著外，在其他分位点均通过显著性检验，不仅系数均为正，而且随着条件分布渐次递增。这说明东部地区低收入组农户的人均年纯收入与中部地区无明显差异，但东中部地区中低收入组以上农户的人均年纯收入差异显著，而且这种区域差异性会随着农户收入的提高而增大。

3.2.2 不同区域农地流转的收入分配效应

在东部地区：①除对中高收入组农户（以兼业为主）的人均年纯收入影响不显著外，农地转入规模对贫困组农户和其他收入组农户均有增收作用，而且所处收入分位点越高的农户，从中获益愈大。简言之，农地转入规模增大

图1 分位数回归中两核心自变量

系数的变化情况

Fig.1 Coefficients changes of two key independent

variables by quantile

不仅能提高东部地区绝大多数农户的收入水平，同时也会拉大该地区农户收入差距。②除对贫困组农户和部分低收入组农户（家庭劳动力少或老弱病残者多）的人均年纯收入无显著影响外，农地转出规模对其他收入组农户均有增收作用，而且家庭收入越高的农户受益越大。与农地转入规模一样，农地转出规模增大既能促进东部地区大部分农户增收，但也会扩大当地农户收入差距。③对比两种农地流转类型，农地转出规模对相同收入组农户的收入效应远远大于农地转入规模。

在中部地区：①农地转入规模对贫困组农户和其他所有收入组农户的人均年纯收入均有显著正向影响，其原因是中部地区农地流转多属于“非正式”（自发组织、口头协议），大部分转出户为防止土地“抛荒”而寻求“友情代耕” （呈短期性和随意性特征）或为其他特殊目的不计代价（或代价在可接受范围内）转出土地，在此情况下，转入户仅付少量费用甚或不用付费，土地经营收入则都归自己。并且所处收入分位点越高的农户，从中获益越大。即农地转入规模增大既能提高中部地区所有农户的收入水平，又会拉大该地区农户收入差距。②农地转出规模在01、02、08分位的分位数回归中通过显著性检验，但回归系数的方向各异，其中前两者均为正，后者为负。这意味着农地转出规模增大可明显提高低收入组农户的人均年纯收入，但同时会减少部分高收入组农户的人均年纯收入，其原因是中部地区低收入组农户弃耕的收益（非农业收入和土地租金收益）大于机会成本（即农业收入）；正相反，部分高收入组农户的家庭农业收入比重较高，且农地转出

表5 分位数回归结果

Tab.5 Results of quantile regression

注：“***”“**”和“*”分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为稳健性标准差。

多为短期代管（基本不正式签订流转合同），几无租金收入，弃耕的机会成本大。

3.3 稳健性检验

由于农户人均纯收入与其土地转入、转出行为不完全在同一年度，因此土地转入、转出跟收入之间存在内生性的可能性不大。即便如此，为保证研究结论的可靠性，进一步考察发现，采用Winsor缩尾处理法（即对所有连续变量上下1%的样本进行缩尾处理，以减弱极端值的影响）或未处理缺失值的样本进行稳健性检验，虽然部分变量的回归系数存在些许差异，但其作用方向和显著性水平与前文基本一致，因此主要结论并未发生实质性变化。受篇幅限制，稳健性检验结果未在文中列示，留存备索。

4 结论与政策含义

本文基于黑、吉、鲁、豫、苏、浙六省1 604户农户的实地调查数据，主要运用分位数回归法系统考察了我国东中部地区农地流转的收入分配效应，得出如下结论：①总体上，农地转入的增收效应显著，但农地转出无此效应。分区域考察，农地流转拉大了东部与中部地区农户间的收入 差距，其中，东部地区农地转入和转出均有显著增收效应，且后者远大于前者；中部地区农地转入的增收效应明显，但农地转出却有显著的“减收”效应。②分不同收入阶层来看，农地转入促进了贫困户及低收入户至部分高收入户增收，且农户收入水平越高，获益愈大；相较之下，农地转出仅使部分低收入户增收，在一定程度上利于缩小收入差距。③在东部地区，农地转入可使除中高收入组农户以外的其他农户增收，农地转出则可使除贫困户和部分低收入组农户以外的其他农户增收，这两种流转类型均会导致农户收入差距扩大。在中部地区，农地转入可使所有收入组农户增收，但同时加剧了收入不平等；与之不同，农地转出不仅能使低收入组农户增收，也可使部分高收入组农户减收，因而具有缩小区域内农户收入差距的功能。

因此，在农地流转规划、形式、合约日益多样化和复杂化的形势背景下，综合前文分析内容和上述主要结论，提出以下政策建议：第一，着力消除各种非市场因素限制，构建功能良好的土地租赁市场，发挥价格机制、竞争机制、供求机制以及法律保障机制在农地配置中的主导作用，推动农地流转方式更加市场化、规范化，即促进土地流转由依靠口头协议的不规范流转向签订书面合同的规范流转转

表6 东、中部样本分位数回归结果

Tab.6 Results of quantile regression with the samples in eastern and middle regions

注：①CV指代其他控制变量，Yes表示控制变量全部纳入模型中；②“***” “**”和“*”分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为稳健性标准差。

变，由无偿代耕向按市场规律的有偿流转转变，由农户间自发流转向政府和市场引导与自发并重的自主流转转变。第二，完善土地流转中租金和期限的确定机制，减少交易成本，提高收入分配的均衡性，保护农户在农地流转中的短期和中长期利益，尤其要保证贫困户藉此获得稳定的生活来源，降低生计脆弱性。第三，多渠道扩大农民非农就业机会，并提高其非农就业能力。一方面，督促地方政府就业中心、民政部门出台惠民政策为农民提供更多进城务工经商机会；另一方面，加大农村基础教育投入和农民技术培训力度，提升农民文化素質和职业竞争力，鼓励教育水平高、务工经验丰富的农民走出农村，从事收入更高的非农工作，以达到土地供需的高水平市场均衡。

（编辑：王爱萍）

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Research on income distributive effects of farmland circulation

GUO Jun-ping QU Song XIA Ying LV Kai-yu

（Institute of Agricultural Economics and Development， Chinese Academy of Agricultural Sciences， Beijing 100081， China）

Abstract Based on the survey data of 1 604 households from 6 provinces in the Eastern and Middle China， this paper uses a quantile regression model to empirically analyzes and compares the income effects and income distributive effects of farmland circulation from the perspective of both renting-in and renting-out farmland. The findings reveal that： ① Generally， renting-in farmland has a significant income growth effect， while renting-out farmland fails to improve income. ②Farmland circulation enlarges the income gaps among households in the eastern and middle regions. To be specific， in the eastern region， both renting-in and renting-out farmland have obvious income growth effects， and the latter effect is bigger. As for the middle region， renting-in farmland has a significant income growth effect， but renting-out farmland would dramatically decrease lessors income. ③ From the view of different income levels， renting in farmland promotes the poor， the low-income and some high-income households to increase their income， and with higher income， its benefit gets larger. By comparison， renting-out farmland could only raise part of low-income households revenue and narrow the income gap to some extent. ④Furthermore， renting-in farmland in eastern region could increase all the farmers income except the high-income households， while renting-out farmland also raise farmers income other than the poor and some low-income households， and both the two renting types could expand farmers income gap. In the middle region， renting-in farmland would increase all farmers income， but intensify income inequality. On the contrary， renting-in farmland could increase the low-income households income， but reduce some high-income households income， which would help to narrow the wealth gap. Therefore， there is the need for planning authorities to eliminate all the non-market constraints， build a well-functioning land circulation market， promote the price， competition， legal protection， supply and demand to play a leading role in rural land allocation， and motivate the circulation mode be more marketization and normalization. Meanwhile， improving the negotiation mechanism of rent and term in circulation， reducing circulation costs， enhancing income distribution equilibrium， protecting short-term and long-term benefits of farmers， especially poor farmers， providing more off-farm job opportunities for farmers and improve their off-farm capacities also should be strengthened.

Key words rural farmland circulation； renting-in scale； renting-out scale； income distribution； quantile regression