政府干预农地流转：农户收入及资源配置效率

张建　诸培新　王敏

摘要

本文基于江苏省苏北地区灌云县和金湖县的农户调研，采用内生性处理回归模型考察政府干预下土地流转对不同类型农户收入的影响，并从农户土地和劳动力资源配置效率的角度解释农户收入变化的根源。研究结果表明，政府干预下土地流转对不同类型农户收入的影响效应有很大差异，农户土地转入后收入增加了161.2%，转出户收入并未显著增加；从农户资源配置角度考察，发现农户转入土地后农业生产效率显著提高，转出土地后农业生产率降低；农户土地转出后非农工作时间和工作报酬并未显著增加，表明转出户并未提高非农劳动力资源配置效率。同时，本文比较政府主导和农户自发两种类型农地流转对农户收入和资源配置效率的影响差异。结果发现，相对于自发土地流转的农户，政府主导下农户转入更大面积土地，并显著提高了单位面积土地生产效率和家庭收入水平；而政府干预土地转出不利于农户土地和劳动力资源配置效率及收入水平的提高。基于以上分析，本文认为政府干预降低了土地流转交易费用，有利于转入户扩大土地面积，实现规模经济效益，进而增加转入户收入；然而，政府干预下转出户资源配置面临较大约束，配置效率和收入都未能实现最大化。因此，政府在完善农地流转服务政策的同时，应当尊重农户土地流转意愿，使得农户土地流转符合家庭资源配置收入最大化目标。同时，要通过非农就业培训、发展非农经济，吸纳更多劳动力转移到非农业领域，进一步促进农村土地流转和规模经营，优化农村土地和劳动力资源配置效率，持续增加农民收入。

关键词政府干预；农地流转；农户收入；资源配置效率

中图分类号F32文献标识码A文章编号1002-2104（2016）06-0075-09doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.06.010

近年来的一系列“三农”政策文件给予农地流转和规模经营前所未有的关注，中央提出要加强土地承包经营权流转管理和服务，建立健全土地流转市场，发展专业大户、家庭农场、农民合作社等多种规模经营主体；同时，地方政府也采取一系列政策大力推进农地流转。农业部课题组2009年的一项调研发现，全国11%的县（市）设立专项资金用于流转农地整理，5%的县（市）以专项资金补贴农地流转[1]。在政府的推动下，农地流转速度明显加快。2008年全国土地流转面积仅占承包地总面积的8.6%，2014年上升到30.4%[2]。

有效的农地流转市场有利于土地向生产效率高的农户流转，促进农村剩余劳动力转移，提高农民土地和劳动力资源配置效率进而增加其收入[3-5]。在政府主导的农地大规模流转背景下，农地流转对农户的资源配置效率和收入影响研究结论不尽相同。薛凤蕊等考察鄂尔多斯市现代农牧业示范基地农地流转项目对农民收入的影响，采用DID模型对土地流转前后参与、未参与两期农户收入数据进行计量分析，发现土地流转后农户收入显著增加[6]。而彭代彦、吴扬杰基于23省调研农户的研究表明，以土地集中为目标的农地流转对农民收入影响为负，农地集中度提高10%，农户家庭人均收入将分别下降 1.15%和 1.93%[7]。游和远认为，非农化和非粮化背景下农民不一定在自愿有偿的原则下决定是否参与土地流转，实证表明农地流转不直接导致农村劳动力转移[8]。然而，现有文献尚不足以说明以下两个问题：第一，政府干预农地流转对于转入户和转出户收入和资源配置的不同影响；第二，政府干预下的农地流转和自由流转市场对农民收入和资源配置的影响差异。弄清这两个问题，有助于更好理解政府在农地流转中的角色定位并提出完善政府职能的政策建议。本文基于江苏省苏北地区的调研数据，实证研究政府干预农地流转对不同类型农户收入的影响差异，从农民资源配置效率的角度解释收入差异的来源。本文接下来结构安排为：第一部分是研究背景及理论分析；第二部分是研究方法；第三部分介绍数据来源及样本描述性统计分析；第四部分为计量模型估计结果；第五部分是研究结论和政策建议。

1研究背景及理论分析

1.1研究区域政府干预下的农地流转

本研究选择的区域为江苏省苏北地区连云港市灌云县和淮安市金湖县，两县均是农业大县，处于江苏省欠发达地区。近年来，两地农户在江苏省各级政府的推动下大规模参与土地流转，农地使用权更多的向种植大户、合作社和农业企业等经营主体集中，大量农民失去土地经营权。在推进农地流转的过程中，地方政府采取经济扶持和行政命令并行的政策。经济激励是指通过补贴、财政扶持等政策推动农地流转，如江苏省于2008年出台扶持农地规模流转的补贴政策，补贴要求流转期限在三年以上，单宗农地流转面积在1 000亩以上（股份合作社入股面积在300亩以上），达到条件的直接对转出农户一次性每亩补贴100元，2009年又拿出一部分资金对乡镇、村级土地流转服务平台“以奖代补”[9]。在推动农地流转的政策中，两地都有针对农业规模经营主体的财政和金融扶持。行政命令是通过制定土地流转目标，向基层政府和村委会定指标、下任务，如2009年连云港市提出2012年全市计划土地流转面积达到100万亩，占承包地面积的比例达到30%；农业规模经营率需达到40%以上。同时，连云港市还将农地流转目标纳入到县区、乡镇农村工作考核的重要内容。2013年，金湖县累计流转比例达60.5%，灌云县农地流转比例达43%。

政府干预下农地流转呈现出不同的类型，包括农户自发型农地流转和政府主导型农地流转。政府主导型农地流转是指处于政府干预政策下，由基层乡镇政府或村集体代理农户与规模经营主体谈判、签约，土地流转价格、期限和规模等基本由政府确定，农民间接参与土地流转。与政府主导型农地流转相对应的是农户自发的土地流转，是由农户自己确定流转对象，直接与转入户谈判、签约，农地流转行为不受政府的干预。

1.2理论分析

政府主导下，基层政府或村委会代理农户寻找潜在的交易对象，分别与流转双方谈判、签约，转入转出方间接交易。在当前我国土地细碎化、小规模的情况下，乡村集体的市场中介作用可以减少流转交易费用，提高土地流转市场效率[10]。转入户通过政府或村集体租入更多的土地，实现农地适度规模经营，有利于扩大农业生产的比较优势并增加收入。对于自发的土地流转，转入户需要与众多小农户交易，面临巨大的交易成本，阻碍了农户最优土地规模的实现。无论是农户自发还是政府主导的农地流转，转入户均根据效用或收入最大化原则做出土地转入决策，资源配置效率将会提高。政府主导下的农地流转降低了交易费用对转入户土地流转规模的约束，农业收入和农业生产效率将高于农户自发的转入户。

对于转出户，政府干预改变了农户土地转出决策。一方面，农户根据自身效用最大化原则确定是否参与土地流转；另一方面，政府追求以村或小组为单位的土地规模集中流转，农户决策受制于村集体流转决策。当村庄内部多数农户选择土地转出时，处于用地范围内的农户往往被动服从村庄整体的决策安排。此外，农户无法自主选择土地流转的地块和面积，资源配置行为受到较大的约束。而自发参与土地转出的农户，会根据自身劳动力转移能力和资源优化配置原则决策是否转出土地[11]，土地流转行为不受约束。因此，农户自发转出户的资源配置效率将高于政府主导的土地流转。综上，政府的大规模干预会降低土地转出市场的有效性，并对转出户收入和资源配置效率产生不利的影响。

2分析框架及研究方法选择

评估农地流转收入效应时需要解决农户参与土地流转的自我选择问题，即影响农户土地流转的因素同时对农户收入产生影响，从而导致估计偏误。研究农地流转对农民收入问题的常用方法有DID模型[6]，倾向得分匹配（PSM）方法[12]。然而，以上两种方法都存在一定缺陷。DID模型要求政策是严格外生的，不存在项目的自我选择问题[13]，而现实中农地流转与农户家庭收入和非农就业能力[14-15]、农户农业生产能力[3，16]等因素相关。因此，DID模型评估方法会导致有偏估计；PSM方法可以很好地解决可观测因素对农户土地流转的影响，但由于农户农业生产能力的不可观测，以及农户对土地社会保障功能的依赖[17]，政府或村集体的动员[18]等非观测因素会影响农地流转，PSM方法并非能够控制非观测因素导致的估计偏差。因此，本文选择基于工具变量法的内生性处理回归模型估计农地流转对农户收入和资源配置效率的影响。该模型第一步采用工具变量法估计出农户参与土地流转的概率，第二步将土地流转估计概率带入农户收入模型，可以很好的控制可观测及非观测因素对农户土地流转的影响。模型被广泛应用于劳动者工资报酬差异的评估，公共政策对农民生产效益和收入的影响[19-20]。

第一步是农户选择土地流转的估计。农户土地流转模型是二元选择方程，I=1表示农户参与土地流转，I=0表示农户未参与土地流转。设定农户土地流转的选择模型为：

I=γS+η0V+λG+μ0D+u（1）

其中，S和V分别是影响农户土地流转的家庭和村庄层次等控制变量，农户家庭控制变量包括户主特征、家庭劳动力条件、土地资源禀赋等。村级层次设置两个变量，分别是村庄人均耕地面积和村劳动力外出务工比例，村级土地资源禀赋和劳动力转移比重是影响村庄土地租赁市场发育的重要因素[21]。为了识别地区间的土地流转差异，设置灌云县和金湖县地区虚拟变量D，取值1表示金湖县，取值0表示灌云县。由于S和V只控制了可观测变量对农户土地流转的影响，未能有效控制不可观测因素的影响，尤其是调研地区普遍存在的地方政府对土地流转市场的干预。因此，本文参照Deininger的变量设置方法[3]，设置“政府干预农地流转”工具变量G捕捉不可观测因素对农户参与土地流转的影响，由村庄调研内政府主导下的转入/转出农户数（除去本户）除以本村调研农户总数得到。γ，η0，λ，μ0均是待估计参数。

第二步将农户土地流转选择纳入对农户收入、资源配置等变量估计的模型中，模型的基本设定为：

Y=αX+βI+θM+μ1D+μ2（DI）+ε（2）

其中，Y代表农户收入、农业生产效率和非农劳动力配置效率等因变量，X是因变量的影响因素，X和土地流转方程控制变量可以有重叠的变量，但有效的估计要求至少有一个变量存在于土地流转方程中而独立于X，本文“政府主导农地流转”工具变量符合这一要求。此外，设置土地流转类型的虚拟变量M，政府主导型农地流转赋值为1，农户自发的土地流转赋值为0。设置土地流转和地区的交互项D·I，用于比较两县土地流转对结果因变量的差异。α、β、θ、μ1、μ2均是待估计参数，其中β是农户参与土地流转的政策净效应，是本文重点关注的变量。u和ε是随机误差，服从二维正态分布：

uε～N00，σ2ερσερσε1，其中ρ是（u，ε）的相关系数。如果ρ≠0，方程（1）和（2）存在内生性。内生性处理回归模型可以用两阶段法估计，但是两阶段估计的缺点是第一阶段的估计误差被带到第二阶段中，导致效率损失，因此本文选择更有效的最大似然估计法[22]。

3数据来源及描述性统计分析

3.1数据来源

本研究所用数据来源于2014年7—8月对江苏省苏北地区连云港市灌云县和淮安市金湖县的实地调研。此次调研包括连云港市灌云县7个乡镇和淮安市金湖县5个乡镇，乡镇的选择综合考虑经济发展水平、土地资源禀赋和地域分布，然后按照农民人均纯收入在每个乡镇选择2-3个行政村，每个村内部按照人口比例随机选择20-30个农户进行调研。本文将参与土地流转的农户分为农户自发的土地流转和政府主导的农地流转两种类型。农户问卷中设计“谁组织的土地流转”这一问题，选项包括“1=上级政府，2=村集体，3=个人协商”，将选择1、2选项的农户土地流转归为政府主导型农地流转，选择选项3的农户归为农户自发的土地流转。调查一共收集到12个乡镇30个行政村855个农户有效样本数据，30个村级样本数据。农户数据中，转入户194户，转出户422户，未流转农户239户。政府主导下的转入户有52户，占转入农户数的 26.8%。转出户中，78.67%的农户由政府主导完成。金湖县政府主导农地流转的趋势更强，调研样本42个转入户和267个转出户中，由政府主导完成的农户比例分别为42.86%和82.77%。

3.2描述性统计分析

3.2.1样本农户家庭特征描述性统计

表1分别统计了三类农户家庭特征的平均值和标准差。转入户在户主年龄、户主是否外出打工、人均耕地面积、家庭资产价值等多个方面与未流转农户存在显著差异。转入户家庭资产、人均土地禀赋、农业生产能力均高于未流转农户，而非农就业人员平均年龄和家庭抚养比低于未流转农户，转入户家庭户主外出务工的概率较低。转出户在户主教育程度、家庭资产价值、非农劳动参与率、亩均土地净产出等变量与未流转农户存在显著差别。其他变量农户之间没有显著差异。

3.2.2样本农户2013年家庭收入及资源配置描述统计

表2统计了样本农户2013年家庭各项收入和土地、劳动力资源配置情况。从表中可以看出，转入户拥有最高的家庭人均纯收入，其中农业收入占比超过50%。转出户和未流转农户主要依赖非农业收入，转出户非农业收入高于未流转农户。

农户劳动力资源配置效率以劳均非农工作时间和劳均非农工作报酬两个统计量来反映。转入户劳均非农工作时间显著低于其他农户，非农工作报酬与其他农户之间没有显著差异。农户土地转出后非农工作时间增加，但是劳均非农工作报酬并未增加。农户土地生产情况以亩均土地总收益、亩均土地资本投入、亩均自家用工和亩均雇工来反映。转入户和未流转农户的亩均土地总收益均高于转出户，转入户亩均收益高达3 920.48元。部分收益源于一些转入户经营高效益的经济作物，经济作物种植亩均

收益达到7 531.90元。转入户经营稻麦作物亩均效益为2 765.80元，仍然高于转出户和未流转农户，可见转入户农业生产能力较强。亩均资本投入包括种子、化肥、农药、机械、灌溉、雇工等农业生产成本，转入户亩均资本投入显著高于其他两类农户。三种农户农业生产自家用工没有显著差异。而在雇工方面，转入户亩均雇佣3.4个工，转出户和未流转农户几乎完全依赖自家用工。从农业生产投入的角度，转入户在资本和劳动力方面均有较高的投入，而转出户明显降低了农业生产投入，生产效益更低。

4模型估计结果及讨论

4.1土地流转对农户收入的影响

内生性处理回归模型可以使用stata13.0内置的回归命令进行估计。首先，本文对变量进行多重共线性检验。检验结果表明，自变量方差膨胀因子（VIF）均小于5，说明变量之间不存在多重共线性问题，可以直接引入方程。对于收入方程，本文基于AIC值较小的原则选择人均收入的对数形式作为因变量，为了节省篇幅，这里并没有展示出比较过程。模型估计结果见表3。

4.1.1土地转入对农户收入的影响

如表3第二三栏，土地转入内生性回归模型的联立方程独立性检验系数为27.88，并且在1%的水平上显著，说明土地转入方程与农户收入方程不是独立的，需要解决选择性偏差带来的内生性问题。

土地转入方程中，政府干预农地流转系数显著为正，说明政府干预等非观测因素是农户参与土地流转的重要原因。户主外出打工会降低农户土地流转的概率。亩均土地净产出、家庭资产价值和村庄劳动力外出务工比例的估计系数显著为正，说明农户农业生产能力、家庭财富以及村庄劳动力转移程度均对农户土地转入有积极的影响。

土地转入农户收入方程中（三栏），土地流转虚拟变量的系数为1.612，且在1%的水平上显著，表明农户转入土地后收入增加了161.2%。农地流转类型虚拟变量显著为正，说明政府主导下农户收入高于自发的土地转入户。这一现象可能有两个方面的原因：一是政府主导下转入户平均转入土地86.32亩，而农户自发土地流转户均只有18亩，转入户土地规模扩大后实现规模效益；二是政府主导下亩均土地总收益更高。政府主导下亩均土地收益有5 104.17元，而农户自发土地转入户只有3 487.01元。调研发现，政府主导下67.74%的转入户种植高效经济作物，而自发的土地转入户多以粮食作物种植为主，仅有224%的农户种植经济作物。

影响转入户收入的其他变量中，按照影响程度依次为家庭非农劳动参与率、户主是否外出打工、人均耕地面积、非农就业人员平均年龄和亩均土地净产出。地区虚拟变量的系数显著为正，说明金湖县土地转入户收入显著高于灌云县农户收入。主要原因是农户土地流转规模所致。金湖县农户平均土地流转面积95.89亩，而灌云县只有19.86亩。转入户样本中，金湖县42.86%的农户土地流转由政府主导完成，而灌云县这一比例仅为22.37%，两地农户流转规模的差异主要是由流转模式的不同造成，政府主导下农户转入更多的土地。

4.1.2土地转出对农户收入的影响

表3第四五栏是土地转出内生性处理回归模型估计结果，模型联立方程独立性检验系数为0.44，土地转出方程与农户收入方程是独立的。说明在政府干预下，农户土地流转决策可能会脱离自身禀赋条件。土地转出方程中，政府干预农地流转变量系数显著为正，说明政府干预是农户参与土地转出的重要原因。亩均土地净产出对农户土地转出影响为负，说明农业生产能力较弱的农户倾向于土地转出。家庭资产价值越高，农户转出土地的概率越大，可能的原因是富有的家庭对农业的依赖更低。然而，影响农户转出的其他变量并不显著，进一步说明政府干预下农户土地流转决策可能脱离农户家庭的土地和劳动力资源禀赋条件。

土地转出农户收入方程中（五栏），土地流转虚拟变量的系数并不显著，说明农户土地转出后家庭收入并没有增加。农地流转类型虚拟变量的系数为-0.122且在10%的水平上显著，表明自发的土地转出户收入更高。影响转出户收入的其他变量中，按影响程度依次为家庭非农劳动参与率、人均耕地面积、家庭有无村干部、户主是否外出打工、非农就业人员平均年龄、家庭资产价值和亩均土地净产出。地区变量和 “地区与土地流转交叉项”两个变量并不显著，说明两地农地流转的差异并未对农户收入产生显著影响。

4.2土地流转对农户资源配置效率的影响

进一步探究农户收入变化微观解释，本文考察土地流转对农户农业生产效率以及非农劳动力配置效率的影响。在内生性处理回归模型框架下，农业生产效率采用C-D生产函数进行估计，农户劳均非农工作时间和劳动报酬采用因变量取对数的半对数形式进行估计。

4.2.1土地流转对农户农业生产效率的影响

C-D生产函数构建过程中，本文引入农地流转类型和资本投入交叉项，用于捕捉政府主导和农户自发土地流转类型差异对资本的产出效率的影响。农户农业生产函数估计结果见表4。土地资本投入的弹性系数均显著为正，并对农业产出的贡献最大，其中转入户土地资本投入增加1%，农业产值增加42.7%，高于转出户农业生产增加值（39.3%）。对于转入户，农地流转类型和资本投入交叉项系数显著为正，表明政府主导下的土地转入户增加资本投入进而提高农业生产效率。政府主导下转入户亩均资本投入2 103.07元，高于农户自发土地转入户资本投入1 245.03元。较高的资本投入一方面源于政府主导下土地转入户土地经营规模较大，雇工支出增加，另一方面是由于转入户种植高效经济作物的比例更高，经济作物种子、化肥、人工投入等均高于粮食作物。对于转出户，土地流转对农户农业生产效率未有显著影响，表明政府主导下农地流转降低了农户土地资本投入对农业生产的贡献度。

4.2.2土地流转对农户劳动力资源非农配置效率的影响

农户劳动力资源非农配置模型的估计结果见表5。结果表明，农户土地转入后劳均非农工作时间和劳均非农工作报酬并未显著降低，说明土地转入未带给农户很高的非农就业机会成本。可能的原因是灌云县和金湖县农户农业生产中多采用省工的机械化作业和自灌溉系统，转入户不需要太多的自家劳动力投入。通过合理的家庭内部分工，户主及配偶从事农业生产，年轻劳动力成员从事非农工作，家庭兼业化即可实现劳动力最优配置。值得注意的是，农户土地转出后劳动力非农工作时间和报酬并未显著增加。尽管农户土地流转后劳动力获得解放，但并未有效地转移到非农业领域，这是转出户收入未显著增加的重要原因。劳均非农工作报酬模型中农地流转类型虚拟变量系数显著为负，即相对于政府主导下的转出户，农户自发流转的转出户非农工作报酬更高，说明其劳动力资源配置效率更高。调研发现，农户自发的土地转出户拥有更自由的土地流转权利，他们的流转决策是基于劳动力非农工作机会和报酬增加做出的。而政府主导下土地转出户受到政府农地规模经营目标较大的约束，基层政府和村集体会动员多数的农户参与土地流转以实现土地规模连片经营，一些非农就业能力较弱的农户也被迫转出土地。根据调研数据，样本地区政府主导下土地转出户中20%的农户非自愿参与土地流转。对于被动参与土地流转的农户，其土地转出后劳动力难以非农转移，非农业收入也难以增加[23]。

5结论与政策含义

当前政府干预农地大规模流转的背景下，农户参与土地流转必将对其收入和资源配置格局产生巨大影响。本文研究表明，农户土地转入后收入大幅度增加，土地转出后收入反而降低。通过研究土地流转对农户土地和劳动力资源配置效率的影响来探究农户收入变化的根源，文章发现土地转入显著提高了农户农业生产效率，政府主导下转入户收入和农业生产效率均高于自发的土地转入户。值得注意的是，通过合理的家庭内部分工，土地转入并未显著降低农户家庭劳动力非农配置效率。农户土地转出后劳均非农工作时间和工作报酬并未显著增加，即农户并未因土地转出而提高劳动力非农配置效率。政府主导下的土地转出户劳动力非农工作报酬低于农户自发的土地转出户。因此，政府干预农地流转有利于转入户收入增加和农业生产效率提高，而对转出户收入增加效应和非农劳动力配置效应未有显著影响。

从本文的结论中可以引申出以下的政策启示：政府的干预可以降低农地流转交易费用，促进土地市场发育，有利于农户转入土地，提高农业生产效率，增加农业收入；而政府干预下转出户资源配置受到较强的约束，农业生产效率降低，劳动力非农配置效率并未提高，因此收入也未增加。因此，政府在推动农地流转过程中，应当兼顾转入户和转出户的利益，在发展规模经营时，要尊重农户土地转出意愿，使得土地转出能与农户家庭资源配置效率提升有效统一。同时，进一步发展非农经济，解除体制性障碍对农村劳动力非农转移的约束，吸纳更多劳动力转移到非农业领域从而促进农村土地流转和规模经营。此外，进一步深化土地流转制度改革，划清土地流转中政府和市场的边界，将政府权力严格界定在市场机制培育，土地流转服务，流转风险防范等方面，避免政府直接干预农地流转。

（编辑：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