农户农地流转经营效益及其成因研究*——基于新疆179份农户问卷调查

谢文宝，刘佳琪，刘国勇※

(1.新疆农业大学经济与贸易学院，乌鲁木齐 830052； 2.对外经济贸易大学保险学院，北京 100029)

·热点问题·

农户农地流转经营效益及其成因研究*
——基于新疆179份农户问卷调查

谢文宝1，刘佳琪2，刘国勇1※

(1.新疆农业大学经济与贸易学院，乌鲁木齐 830052； 2.对外经济贸易大学保险学院，北京 100029)

[目的]从农户经营角度研究流转耕地与非流转耕地之间的经济效益差异，并找出造成差异的成因，为提高土地经营效益，加快土地流转提供参考依据。[方法]基于农户投入产出调查数据，采用对比分析方法研究流转耕地与非流转耕地之间的经济效益差异，借助多元线性回归和处置效应模型研究造成经济效益差异的成因。[结果]耕地流转后的地块面积均有不同程度的扩大，但单位面积产出减少； 耕地流转后土地租金等非物质投入增加，导致单位耕地净收入低于非流转耕地； 流转耕地用于种植经济作物的收益高于粮食作物； 农业收入占家庭收入比重和土地确权对单位耕地流转的经济效益有显著正向影响，而耕地地块面积有显著负向影响； 户主民族属性、家庭人均耕地面积和地区差异对耕地是否流转产生显著正向影响，而户主年龄、受教育年限和土地流转风险认知对耕地是否流转产生显著的负向影响。[结论]土地流转实现了规模化经营，过高的土地租金等非物质投入是导致耕地流转后经济效益下降的主要原因，进而导致“去粮化”问题突出； 提高农户家庭农业收入占比、合理配置投入生产要素、加快土地确权登记有利于提高单位流转耕地经济效益。

农户 土地流转 经济效益 成因分析 处置效应模型

0 引言

农村土地承包经营权的自由流转有助于农地规模化经营，实现土地资源的优化配置，提高土地利用效率。农村土地作为稀缺有限的自然资源，对农民收入增长起到关键性作用。因此，研究土地流转后农户的经营行为、经济效益是当前值得关注的热点问题。

1 文献综述

张丽丽等[1]采用农户家庭利润最大化模型论证土地适度规模的存在性； 田洁玫等[2]发现在农地转入后，农地总面积增加、地块面积增大，农地流转使得植棉规模扩大并且产生规模效益。同时，土地流转后规模经营对土地产出、劳动生产率有显著的正向影响[3]，许庆等[4]扩大土地经营规模降低单位产量生产总成本而提高经济效益。土地流转后土地资源优化置配，种植的规模化和标准化促进了农业增产、农民增收[5]；同时农地流转提高农地利用效率，促进了转入户农民收入的增长[6]； 此外，对于转出方，土地流转后务工和出租土地收入对人均纯收入增长的贡献率高达75%[7]，因此，扩大农户耕地经营规模对提高农户农业生产利润是非常重要的[8]。然而，其他学者的研究发现农户在扩大种植规模的同时并未产生经济效益。种粮大户却没能通过规模种植获得规模效益，机械替代劳动后并未带来产量提高和成本降低，反而普遍陷入经营困境[9]； 经营规模扩大到一定程度以后，粮食的单产和总产水平会下降[10]，李文明等[11]发现水稻生产在统计上并不存在显著的规模报酬递增或递减现象，也不存在显著的规模经济。因此，农业并不存在显著规模经济效益，在复杂的现实环境下需要从农业经营本身的特点来重新认识[12]。

虽然众多学者对土地流转的规模效益及农民增收进行研究，但是研究结论并不一致，而且是基于家庭经营规模的分析，没有从地块经营规模的角度研究其经济效益，特别是流转与非流转耕地的经济效益及差异问题。由于土地流转可能会扩大家庭经营规模并增加农民收入，但不一定保证土地利用的效益最大化，文章从土地合理利用的角度分析流转与非流转耕地的经济效益，并实证研究效益差异的具体成因。

2 农地流转特征及流转土地经济效益分析

2.1 数据来源及土地流转特征

表1 农户问卷调查分布情况

地区喀什地区博州昌吉州市县泽普县博乐市呼图壁县奇台县、木垒县户数(户)53386721百分比(%)29.6121.2337.4311.73

该文数据来源于2014年7月至2015年1月对新疆土地流转程度较高的昌吉州、博州和土地流转程度较低的喀什地区的抽样调查，调研采用调查点分层抽样和农户随机抽样的方式，在每个县选取1～2个乡镇，每个乡镇选取2个行政村，随机入户调查。调查共发放问卷186份，剔除信息不完整、无效问卷7份，最终有效问卷179份，有效率96.24%。该文农户耕地投入产出数据都为地块层面的数据，对农户转入耕地地块的生产经营进行调查，同时对转入耕地农户和未流转耕地农户原承包地地块的投入产出情况调查，通过控制地块特征，该文可以确切的分析流转和未流转耕地的经济效益情况。调研最终获得179户农户255块耕地的投入产出效益数据，其中，转出24块，转入159块，非流转耕地72块。调查农户地区分布情况见表1。

从调查农户土地流转的情况看，转出耕地的农户，平均流转地块面积为2.72hm2，将近一半流转耕地面积小于1.33hm2，可以看出农户将比较细碎的耕地转出，而转入耕地平均地块面积为5.89hm2，明显大于转出耕地。耕地的平均流转价格每年为6592.95元/hm2； 农户流转耕地的平均期限为5.95年，约有近半数的耕地流转期限在1～3年，以短期流转为主； 流转方式主要以转包和出租为主，分别占比67.07%、23.17%，互换仅占4.88%。其中，有44块转入耕地与农户原有耕地相连，通过土地整理，平均新增耕地面积14.86%。

2.2 农户农地经营效益对比分析

该文基于耕地地块投入产出数据，以棉花和小麦作为例，分析流转和非流转耕地之间的经济效益差异。通过对农户调查数据的分析可以看出，流转耕地用于种植棉花的平均地块面积为6.61hm2，高于非流转耕地4.33hm2，单产为4337.775kg/hm2，低于非流转耕地的单产，流转耕地产值为2.732364万元/hm2，低于非流转耕地2.981475万元/hm2。在投入方面，流转耕地的物质投入为8371.26元/hm2，与非流转耕地相差不大； 其中流转耕地的种子费用、水费费用和机械费用高于非流转耕地，农家肥费用和农药费用低于非流转耕地，说明流转耕地的农家肥投入不足，农户在流转耕地上偏向短期利益，可能造成土地肥力下降，影响土地的持续利用； 同时，流转耕地的销售费用、财务费用以及固定资产折旧等其他费用为549.39元/hm2，高于非流转耕地； 流转耕地劳动力投入为214.86工日/hm2，低于非流转耕地，说明土地流转后机械费用增加导致劳动力投入的减少。种植棉花流转耕地的平均价格为6510.56元/hm2，其平均净收入为8621.84元/hm2，低于非流转耕地1.691957万元/hm2。

流转耕地用于种植小麦的平均地块面积为15.08hm2，远高于非流转耕地，每公顷单产为6168.754kg，低于非流转耕地单产，每公顷平均产值为1.523064万元/hm2。流转耕地物质投入为7202.15元/hm2，低于非流转耕地，特别是农业机械使用费用大幅减少； 流转耕地的劳动力投入为42.99工日/hm2，低于非流转耕地； 土地的平均流转价格为3937.50元/hm2，流转耕地净收入为2262.08元/hm2，低于非流转耕地7938.99元/hm2，可见流转耕地土地租金导致流转耕地的利润空间大幅减少。

表2 基于地块的棉花与小麦经济效益对比分析

主要指标单位棉花小麦非流转耕地流转耕地非流转耕地流转耕地播种面积hm24.336.611.6515.08单产kg/hm24732.5004337.7757463.5176168.754销售价格元/kg6.306.302.182.47产值元/hm229814.7527323.6416270.4715230.64种子费元/hm21071.441260.501220.671121.25化肥费用元/hm22664.752324.451508.121355.63农家肥费用元/hm2225.0032.51689.19281.25农药费用元/hm21502.251099.98802.711012.50农膜费用元/hm2912.00855.84581.76403.13水费费用元/hm21029.751250.00936.48825.00机耕费用元/hm2705.00998.611846.621190.63其他费用元/hm275.00549.3928.38112.50物质投入元/hm28185.198371.267613.937202.15劳动投入工日/hm2224.75214.8694.0542.99土地成本元/hm20.006510.560.003937.50净收入元/hm216919.578621.847938.992262.08

从上述分析发现：(1)流转耕地用于种植小麦和棉花的地块规模均有不同程度的扩大，但是流转耕地的单位面积产出均低于非流转耕地的产出； (2)棉花和小麦流转与非流转耕地在物质投入上差异不大，但是流转后雇工成本以及土地租金导致总投入大幅增加，流转耕地的净收入显著低于非流转耕地； (3)用于种植棉花的耕地其土地租金高于小麦，但是流转耕地用于种植棉花的产值远高于小麦，使得流转耕地的净收入高于小麦，导致流转耕地“去粮化”问题突出。导致上述现象出现的原因究竟是什么？值得深入研究，为此，该文采用计量分析的方法对其原因进行进一步分析。

3 影响因素的选取及描述性分析

上文对流转耕地和非流转耕地的经济效益进行了统计比较分析，发现流转耕地的经济效益低于非流转耕地的效益，但是是何种原因造成，是农户直接对不同耕地类型经营方式的差异，还是来自农户流转决策间接造成不同类型耕地经济效益差异？因此该文采用计量方法实证分析其经济效益差异的成因，为农户提供合适的物质、劳动投入提供指导，以实现流转耕地的利润最大化。

在现实环境条件下，影响流转耕地与非流转耕地之间的经济效益差异的原因很多，农户个体原因、农户家庭原因、土地资源禀赋、产权问题、规模化经营意愿、社会化服务、组织化程度等均可能对农户耕地的经济效益产生影响。例如，文化程度越高的农户采用先进技术、对市场信息敏感，以及能够通过合理投入达到较高经济效益； 家庭劳动力人数越多，其需要的雇工较少，人工成本较低； 兼业化程度越低(农业收入占家庭收入比重)的农户其经济收入主要依靠种植业，更注重土地经营的经济效益； 社会化服务为农户生产活动提供各种技术服务、信息服务等农户所需要的服务，因此，对社会化服务满意度越高的农户其生产效益要高于满意度低的农户； 参加合作社的农户统一购买生产资料降低生产成本，统一销售又可以提高销售价格，其经济效益可能高于未参加合作社的农户。因此，该文假设农户户主特征、农户家庭特征、土地资源禀赋等因素对农户耕地的经济效益产生显著影响，选择的具体影响因素指标及解释如表3。

表3 解释变量及其统计特征

变量符号变量解释流转耕地非流转耕地性别Sex户主性别,男性=1,女性=0;反映户主性别的影响0.97300.9610民族Race户主民族,汉族=1,少数民族=0;反映户主民族的影响1.00000.8442年龄Age户主年龄,单位:岁;反映户主年龄的影响44.567644.8571受教育年限Edu户主受教育年限,单位:年,小学文化程度=6,初中文化程度=9,高中文化程度=12,大专及以上=15;反映户主受教育程度的影响8.35149.0390家庭务农人数Agrilabor家庭务农人数,单位:人;反映家庭劳动力的影响2.22972.3636农业收入占家庭收入比重Agripro家庭农业收入占家庭总收入的比重;反映农户兼业的影响0.80450.8755耕地地块面积Plotarea耕地地块面积,单位:hm2,反映耕地规模的影响3.02560.8556人均面积Percarea家庭人均面积,单位:hm2;反映土地资源禀赋的影响7.18722.3962规模经营意愿Scalewill农户是否愿意规模经营,愿意=1,不愿意=0;反映农户意愿的影响0.75640.6535土地流转风险Ⅴenture农户认为土地流转是否有风险,有=1,没有=0;反映农户对土地流转风险认知的影响0.82430.8052社会服务满意度CommunService农户对农业社会化服务的满意度,不满意=1,基本可以满意=2,完全可以满意=3;反映社会化服务的影响2.02701.9091土地权证CertificateLand农户经营耕地是否有土地权证,有=1,没有=0;反映土地产权的影响0.46750.6216参加合作社Cooperative是否参加合作社,参加=1,没有参加=0;反映组织化程度的影响0.37840.1818地区差异Distinct农户所在区域分布,北疆=1,南疆=0;反映南北疆地区间差异的影响0.94590.3636

4 研究方法及模型选择

4.1 多元线性回归模型计量

该文将每公顷耕地的产值作为衡量流转耕地和非流转耕地经济效益的产出指标(Y)，基于可扩展的Cobb-Douglas生产函数构建产出Y的生产函数为：

Y=AKα1Lα2eμHeβX+γD

(1)

α1、α2分别代表物质投入和劳动力投入的投入弹性，H为种植作物的虚拟变量，D为是否为流转耕地的虚拟变量(0=非流转耕地， 1=流转耕地)，X为户主年龄、受教育年限、农业收入占比、家庭务农人数、人均面积、土地规模化经营意愿、土地权证、流转风险认知、社会化服务满意度、是否参加合作社和地区分布等控制变量，两边取对数后可得以下多元线性回归模型：

LnY=LnA+α1LnK+α2LnL+uH+βX+γD+ε

(2)

仅利用上述方程进行简单回归，存在样本非随机产生问题，农户选择是否流转耕地并不是随机的，因为农户转入耕地与否必然受到其经济能力、文化程度、技术水平等多种因素的影响，这使得通过简单分组获得的样本本身是经过了选择之后的，而并非随机的，因此必须考虑到计量经济学中样本选择问题的可能性。这种样本非随机产生的问题的存在，使得如果只是简单地用分组的样本去估计各变量对经济效益的影响，将会产生系统性偏差，难以得到农户转入耕地因素对其经营效益的一致估计，因此使用处理效应模型(TreatmentEffectModel)来处理这一问题。

4.2 处置效应模型(Treatment-EffectsModel)

处理效应模型提供了一种检验数据的方法，并可直接得出耕地流转对其产出的影响。Maddala[13]提出估计方法有极大似然估计(MaximumLikelihoodEstimation)和两步法估计(Two-stepEstimation)，文章采用的是两步法估计的方法。

对于流转耕地和非流转耕地的经济效益方程为：

LnYi=LnAi+α1LnKi+α2LnLi+μHi+γDi+εi

(3)

其中，耕地的约束方程为：

Di=βX+ω=∑βixi+ωi

(4)

其中，耕地的决定方程为：

(5)

方程中的变量定义：因变量Yi为耕地的产值，参数αki(k=1， 2；i=0， 1)表示资本、劳动要素对2个不同耕地类型经济效益的影响。εi(i=0,1)、ω是随机误差项。在约束方程Di=βX+ω中，Di代表是否流转耕地，并且是一个(1， 0)虚拟变量，用0表示不是流转耕地， 1表示是流转耕地；X代表解释向量(农户特征、家庭特征以及外界因素等)，β为参数向量，ω为随机误差项。耕地的流转与否来自其决定方程，决定是否流转又受制于农户自身因素、家庭因素以及社会经济环境的影响，而Treatment Effects模型则仅通过耕地是否流转这个变量来区分由耕地的属性造成经济效益的差异，综合上述考虑，Treatment Effects模型可以校正自选择偏差(Self Selected，农户是否转入耕地并非一个随机行为或随机的分配结果，而是农户基于自身经济条件、技术装备、规模经营愿望等因素而做出的一种行为选择结果)。处置效应模型将检验耕地的经济效益与其是否为流转耕地存在相关关系，而耕地流转是农户经营能力等多种因素影响的结果，即为农户的耕地流转行为受多种因素的影响。如果样本中耕地的经济效益未受到流转耕地与否的影响，那么将可以发现流转耕地与非流转耕地产出之间没有显著差异，否则，这些变量的参数将会显著地不等于零。

5 实证分析与结果讨论

5.1 多元线性回归

为了估计结果的可靠性，该文采用稳健性回归(Robust Regression)估计方法分析土地流转因素对其经济效益差异的影响，输出结果如表4所示。稳健性回归的F值(42.09)的P值检验为0.0000，通过了检验，拒绝整体模型中的回归系数都为零的原假设。

研究结果显示，劳动力投入(0.0239)对耕地的经济效益影响不显著，物质投入(0.3161)对耕地经济效益的影响显著，表明每增加1%的物质投入，产出增加0.3161%，物质投入的增加可以显著提高耕地的产出，劳动力的产出弹性系数为0.0239，表明每增加1%的劳动力，产出增加0.0239%。是否为流转耕地(-0.0219)的系数为负但不显著。

表4 多元线性回归和处置效应模型结果

变量符号OLS(Robust)Treatment-Effects模型Probit回归两步法估计系数T值系数T值系数T值劳动投入Labor0.02390.5974——0.02970.8453物质投入Capital0.3161**2.1016——0.2834***3.8263是否为流转耕地Transfer-0.0219-0.2937 — —-0.2817**-2.3719常数项Con6.4566***6.1776——5.9571***10.7267性别Sex-0.0601-0.3415-0.2977-0.2324-0.2706-0.2075民族Race-0.0087-0.10432.4643*1.73452.4605*1.7362年龄Age-0.0118-0.6153-0.0533***-3.5163-0.0464***-2.9858受教育年限Edu0.00260.9551-0.1745***-2.8268-0.1781***-2.8259家庭务农人数AgriLobor-0.0277-0.93940.11740.75320.11050.6920农业收入占家庭收入之比AgriPro0.2483**2.3844————耕地地块面积PlotArea-0.1157**-2.2069 — — — —家庭人均面积PerCArea——0.00591.46490.0069*1.6565规模经营意愿ScaleWill——0.07780.21810.25880.7276土地权证Certiland0.2104***2.99140.13940.46740.17520.5778土地流转风险Ⅴenture0.08481.4575-0.7236**-2.0142-0.6046*-1.9444社会服务满意度ComService0.02600.5914-0.0555-0.2657-0.0212-0.1012参加合作社Cooperative0.06150.7689-0.2313-0.7023-0.2566-0.7756地区分布Distinct-0.0530-0.30432.0383***5.62291.8877***5.0500逆转比率Mills————0.11721.4495样本量Obs231231231F值/Wald检验值F/WaldValue42.0948.64291.17P值Prob>F/Wald0.00000.00000.0000调整R2/LL值R-sq/LLValue0.7108-64.5521— 注:极大似然估计LL值为Logpseudolikelihood;限于篇幅,种植作物变量H的估计结果没有列出;***、**、*分别表示α在1%、5%、10%显著水平的条件下可以通过相应的假设检验

农业收入占家庭收入之比(0.2483)在1%的显著水平下显著，表明农业收入在家庭收入中的比例越高，其耕地的经济效益越高。原因是此类农户专门从事或主要从事农业生产，能够较好地使土地、劳动力、资金和技术等各种要素组合起来得到充分合理利用，推动生产向规模化、专业化发展。耕地地块面积的影响(-0.1157)在5%显著水平下负向显著，表明地块面积的扩大其经济效益反而下降，陷入了规模困境，其原因在于规模的扩大带来的生产经营上资金投入的压力，单位耕地的物质投入和劳动力投入略显不足，导致经济效益低于非流转耕地。土地权证(0.2104)在1%的显著性水平下显著，说明农户拥有土地权证对耕地经济效益影响为正向影响，其主要原因是土地确权保证土地产权的稳定性和排他性，提高农户对土地经营收益的合理预期，有利于农户在土地上投入较多的人力物力，以提高耕地质量，增加经济效益。地区差异(-0.0530)显著，说明北疆地区耕地经营的经济效益低于南疆地区，其原因是南疆地区人均耕地面积较少，土地流转困难，规模化经营不足，农户追求单位面积产出的经济效益，其结果为单位面积的产值高于北疆地区。

5.2 处置效应模型

该文采用处置效应模型两步法进行估计，首先用Probit模型对是否为流转耕地进行估计，然后根据估计结果计算逆转比率(逆转比率的计算详见Maddala的著作)，最后在耕地效益方程中带入逆转比率进行回归。第一步Probit回归中，因变量耕地是否流转为二元选择变量，自变量包括农户特征、家庭特征以及外界因素等因素。第二步，对流转耕地和非流转耕地的经济效益进行回归，解释变量中加入逆转比率以修正样本自选择性偏差的影响，估计的输出结果如表4所示。在第二阶段估计中，Wald卡方(291.17)检验(P=0.0000)，表明整个模型在统计上是显著的，逆转比率系数(0.1172)的T值检验(P=0.15>10%)不显著，说明流转耕地与非流转耕地经济效益的差距主要来自农户对不同耕地经营方式的差异。

劳动力投入对其产出的影响不显著但为正向影响，与OLS估计相比，其产出弹性系数由0.0239提高到0.0297，说明在考虑土地流转因素下，劳动力投入的产出弹性增加，即每增加1%的劳动力投入带来0.0297%的产出增加。物质投入与OLS估计相比，其产出弹性均出现下降，在样本选择模型下物质投入(0.2834)显著，这与多元线性回归的估计结果一致，只是其产出弹性系数的增减变化。处置效应模型中是否为流转耕地(-0.2817)对耕地经济效益在5%显著性水平下影响显著，表明流转耕地的经济效益显著低于非流转耕地的效益。

户主民族因素对耕地是否流转的影响(2.4605)在10%显著水平下显著，说明汉族农户土地转入的行为发生概率显著高于少数民族农户； 户主年龄(-0.0464)的影响显著，农户年龄越大越不可能转入土地； 户主受教育年限的影响系数-0.130,且在10%的水平上通过显著性检验，说明文化程度越高的农户，其转入耕地行为发生的概率越低。家庭人均耕地面积(土地资源禀赋)的系数为0.0069，在10%的置信水平下通过显著性检验，表明家庭人均耕地越多，其通过土地流转实现规模化经营的意愿越强烈，因此农户转入耕地行为的概率越高。农户对土地流转风险认知(-0.6046)对农地流转的影响为负且在10%下显著，说明农户认为土地流转存在风险，其转入耕地的概率低于认为不存在流转风险的农户，其原因是大多数农户是风险规避者，农户对土地流转风险认知制约了农户转入土地。地区差异(1.8877)对土地流转正向显著，在1%下通过显著性检验，表明北疆地区农户土地流转行为高于南疆地区，这与北疆地区土地流转规模及比例远高于南疆地区的事实相一致。

6 结论及建议

该文摒弃以往以农户家庭为单位的研究视角，而以耕地地块为研究视角，分析流转与非流转耕地之间的经济效益差异及其成因。研究发现：土地流转均实现了耕地地块面积的扩大，但是流转后雇工成本以及土地租金导致流转耕地净收入的下降，流转耕地用于种植经济作物的净收入远高于粮食作物的净收入，造成流转耕地去粮化现象突出。过高的土地租金导致耕地集中后难以维持种粮的盈利，以及种粮本身经济效益低下，因此需要综合考虑建立农地流转的激励机制和约束机制确保粮食安全[14-16]。

(1)差别化解决流转耕地去粮化问题。在市场需求的指导下加大力度加快新疆农业结构的调整，在粮食主产区，要采取多种财政补贴措施切实有效地确保粮食的种植规模； 在其他地区，合理引导农户多元化种植，因地制宜地发展多种经营，扩大经济作物种植规模，增加农民收入。

(2)积极培育新型经营主体，规范土地流转行为。发展现代农村农业教育，加大农民技术培训力度，大力培养新型职业农民； 提倡集中整治、连片开发，通过互换、转包等流转模式扩大耕地地块面积； 进一步推进新疆土地确权工作，降低农户农地流转中的各类风险。

(3)提高流转耕地经济效益，促进农民增收。鼓励土地长期流转，对转入耕地农户进行种植补贴； 提高农田基础设施投资力度，促进农户土地长期投资和开发利用； 提高农户机械化水平，保障种植规模与机械设备相适应，降低雇工成本，增加经济效益，增加农民收入。

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OPERATIONAL BENEFITS OF FARMLAND TRANSFER AND ITS CAUSES——BASED ON 179 HOUSEHOLDS SURVEY DATA IN XINJIANG

Xie Wenbao1，Liu Jiaqi2，Liu Guoyong1※

(1.Economics and Trade School, Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052, China; 2.School of Insurance, University of International Business and Economics, Beijing 100029, China)

The objective of this study is to research the differences of economic benefits between circulation land and non-circulation land from the perspective of household management, and find out the causes, in order to improve the land management benefit and provide a reference to speed up the land circulation. Based on the input and output data of household arable land in Xinjiang, the paper analyzed economic benefits differences between circulation land and non-circulation land by comparative analysis, and analyzed the causes of economic benefits differences with the multiple linear regression and treatment-effects model. The results showed that the scale of arable land circulation had been expanded, but the output of circulation farmland per hectare was lower than that of non-circulation farmland; the profit margin of the transfer land significantly decreased because of the increase of employee costs and land rents; the economic benefits of food crops were inferior to that of economic crops. The multiple linear regression analysis showed that proportion of agricultural income and land warrant had significantly positive impacts on the land economic benefits, but the area of the cropland was significantly negative.Treatment-effects model analysis showed that the ethnic of householders, household per capita land area and regional distribution produced influenced on land transfer positively, but the age and education of householders, the risk perception of land transfer were significantly negative. It concluded that the household achieved land scale management by land circulation, but the excessive non-material inputs such as land rent decreased the economic benefits of circulation lands, resulting in the issues of replacement of food crop on the circulation land. For improving the economic benefits of circulation land, it suggested to increase the households′ agricultural income proportion, rationally allocate input factors of production, and speed up the rural land ownership registration.

households; land transfer; economic benefits; cause analysis; treatment-effects model

10.7621/cjarrp.1005-9121.20170208

2015-11-14 作者简介：谢文宝(1987—)，男，甘肃平凉人，博士。研究方向：农业经济管理。※通讯作者：刘国勇(1964—)，男，甘肃武威人，博士、教授。研究方向：农业经济管理。Email：xjaulgy1234@163.com *资助项目：新疆维吾尔自治区软科学研究项目“城镇化视角下新疆土地流转对农民增收的路径研究”(201442102)

F321.1

A

1005-9121[2017]02056-08