土地流转如何影响农户收入增长*——基于规模经济与要素配置的视角

张永峰，王坤沂，路 瑶

（南京大学经济学院，南京 210000）

一、引 言

两权分离的家庭联产承包责任制最初与中国农村生产力水平落后的国情相适应，激发了农业生产动力，推动了农村经济快速发展，其历史地位应得到充分肯定。但在农业规模化和专业化生产要求下，家庭联产承包责任制内生的土地碎片化经营的现实困境日益显现，加之地权不稳定性进一步导致农村土地生产效率长期无法提升，最终成为制约乡村振兴战略实施的制度性障碍。土地流转契合农业现代化发展需要，有助于优化农村土地和劳动力要素市场化配置，既能实现土地本身价值，又可释放农村劳动力活力，是推动农村经济发展的必然路径。从1984 年中央一号文件中提出“社员在承包期内，因无力耕种或转营他业而要求不包或少包土地的，可将土地交给集体统一安排，也可经集体同意，由社员自找对象协商转包”，到2019年印发的《关于坚持农业农村优先发展做好“三农”工作的若干意见》中明确提出：“落实集体所有权、稳定农户承包权、放活土地经营权的法律法规和政策体系。健全土地流转规范管理制度，发展多种形式农业适度规模经营，允许承包土地的经营权担保融资。”在获得政策层面支持后，中国农村土地流转范围和面积不断扩大。根据农业农村部统计数据显示，截止2019年，中国农村土地面积达5.5亿亩，占总承包地1/3左右。那么，中国的土地流转经济效应如何，土地流转是否存在规模经济，土地流转后农户非农就业是否优化了农村劳动力要素资源配置，此乃本文研究重点。

与既往研究相比，首先，本文从土地规模经济和劳动力要素配置两个视角出发，利用中国家庭收入调查微观数据检验土地流转对农户收入的影响，发现与土地承包相比，土地转包具有更好的收入效应；其次，利用分位数回归检验土地流转的规模效应，发现土地转包并不存在规模效应，而土地承包存在一定程度的规模经济；最后，发现土地转包对农户收入的影响大于土地承包的原因在于农村剩余劳动力的要素配置效应，即农户让渡土地经营权后非农就业收入大于农业就业收入。

二、文献回顾与理论假说

（一）土地规模经济

早在1776年Adam Smith（2006）便在其代表性著作《国富论》中指出分工可有效提高工人劳动熟练程度，节约由变换工作而浪费的生产时间，且有利于发明和应用新机器。由于分工通常伴随工厂规模扩大，因而Smith（2006）的分工理论实际上暗指规模生产的经济效应。此外，Karl Marx（2004）指出：“只有在大工业企业中，人才会让自己过去的、已经对象化的劳动产品大规模地、像自然力那样无偿地发生作用”“生产的规模越是随着预付资本量一同扩大，生产的全部发条也就运作得越是有力。”实际上，土地作为农业生产中最重要的要素，同样存在显著的规模经济。通常而言，农业经营规模大小在很大程度上由土地利用规模决定，土地利用规模越大，农业经营规模就越大，经济效益越高。农业生产具有典型的规模经济效应，已有研究大多认为土地流转有助于提高农业生产效率。Feder 等（1993）认为通过把生产要素配置给最有效率的农户，可形成土地规模经营，最终提高农业生产力。Tesfaye 等（2004）认为可用劳动力数量和牲畜拥有数量越多，农户扩大农村土地经营规模的可能性越高。Jin 等（2009）分析了土地流转对农户人均收入分布的影响，发现不论是土地转入还是土地转出均可促进农户收入增加。同时，也有学者认为只有有效率的土地流转才能实现农地集中和规模经营，从而推动农业技术提升和农户收入增加（Tin Nguyen等，1996）。冒佩华（2015）、史常亮（2017）、杨子（2017）等研究发现，参与土地流转农户人均收入增长幅度显著高于未参与土地流转农户，且土地规模转入更大的农户人均总收入增加程度更高。因此，在土地流转中，对于土地承包而言，承包土地越多，越能增加农户收入。据此提出假设H1。

H1：土地承包可扩大农业生产规模，实现农业规模化经营，提高农户收入。

（二）要素配置效应

Lewis（1954）认为传统农业部门存在大量过剩劳动力，这部分劳动力实际上处于“伪失业”状态，无法创造有效收入，边际生产率为零或负数。在家庭联产承包责任制改革后，中国农业并未摆脱家庭土地经营面积小与家庭劳动力多并存的小农生产特征，故农村剩余劳动力在中国表现尤为明显。国家统计局数据显示，中国农户户均耕地面积不足8亩，约0.5公顷，远低于世界银行公布的2公顷的小农户标准。如果按照2公顷的小农户标准，中国18亿亩耕地仅需5 625万农户，而按照户均100亩的规模化经营标准，仅需1 600万户即可，也就是农村剩余劳动力接近2亿。显然，农户非农就业是解决农村劳动力过剩，提升农户收入水平的根本举措。农业转移人口参与劳动力市场使农业劳动力能在更大范围内选择就业，促使农村剩余劳动力资源得到更充分地利用。当非农就业收益大于农业就业时，农户倾向于转包土地，让渡土地经营权，从事非农就业。朱喜等（2011）、Taylor等（2010）学者亦从实证角度证实农村闲置劳动力转移有助于提升土地产出率和劳动生产率。此外，家庭劳动力资源在农业和非农上优化配置，可有效抵御经济波动带来的收入变动风险，实现家庭收益最大化。Deininger（2004）利用1997~1999年中国1 001户样本数据实证检验后发现土地市场化流转能更好地促进土地生产绩效提高。高静（2020）认为，农户转出土地中收入导向的价值理性、流转过程的契约理性能显著提升农户收入。换言之，土地流转和非农就业可使农业劳动力资源得到更优配置，最终提高农户收入水平。而洪银兴（2019）等则从根本上讨论了农地确权及其基础上的土地流转在农村土地制度改革中的重要意义，发现土地流转不仅可实现土地价值，还可激发土地活力，从根本上改变农业的弱势地位。据此提出假设H2。

H2：土地转包可释放农村剩余劳动力，实现劳动力要素优化配置，提高农户收入。

（三）生产率差异与土地流转收入效应分化

Lewis（1954）认为发展中国家农业生产率远低于工业生产率，存在现代化工业和传统农业并存的二元经济结构。在新中国成立初期，为加快积累工业发展资金，国家抬高工业品价格降低农产品价格，形成工农产品价格剪刀差，工农产品不等价交易使农业生产剩余长期遭受不公平“掠夺”，进一步导致工农业之间形成长期巨大工资差异，外出非农就业和农业生产之间也存在巨大收入差距，且这种情况还在持续扩大（余航等，2019）。根据国家统计局数据显示，2000年农林牧渔业工资总额由2000年人均268.94元涨至2018年人均716.09元，增长了2.66倍；采矿业、制造业和建筑业等传统行业工资总额则从 2000 年人均 498.44 元、2966.73 元、699.06 元涨至 2018 年人均 3 413.38 元、30 384.96 元和 15 949.53元，分别增长了6.85倍、10.24倍和22.915倍；同期，其他行业诸如电力、热力、燃气及水生产和供应业、交通运输、仓储和邮政业工资总额分别增长10.19 倍和8.68 倍，增幅远超传统农业部门。农业生产率和工业生产率的差异还反映在城乡收入差距上。根据国家统计局数据显示，2000年中国城镇居民和农村居民人均可支配收入分别为0.62万元和0.22万元，二者差额为0.40万元。而2019年中国城镇居民和农村居民人均可支配收入分别上涨至4.23万元和1.60万元，二者差额扩大至2.63万元，较2000年扩大了6.57倍。在当前的土地流转中，农户转包土地后大多转移到城市从事非农就业，而承包土地的农户仍留在农村从事农业相关工作，农业生产率和工业生产率的差异导致不同土地流转方向收入效应的分化，即土地转包后的非农就业收入大于土地承包后的农业就业收入。据此提出假设H3。

H3：土地转包比土地承包的收入效应更显著。

三、研究设计

（一）数据来源与变量选取

本文数据来源于2013年中国家庭收入调查收据。中国家庭收入调查（CHIP）重点在于研究“中国收入和不平等”状况，考虑到中国流动人口规模越来越大，在最初针对城镇和农村住户调查的基础上，于2002年增加流动人口调查。中国家庭收入调查已在1989年、1996年、2003年、2008年和2014年进行五次入户调查，目前最新数据为2014年调查的2013年数据。

本文被解释变量为农户可支配收入总额，核心解释变量为土地转包面积和土地承包面积。控制变量包括个人、社会保障、劳动安排和家庭资产负债总额特征四类。其中个人特征变量包括性别、婚姻状况、民族、政治面貌、户口性质、教育年限和健康状况；社会保障特征变量包括是否享有医疗保险、是否享有最低社会保障、是否享有养老保险、是否享有劳保福利；劳动安排特征变量包括是否从事农林牧渔生产活动和是否从事工资性生产活动；家庭资产负债特征变量包括家庭人民币金融资产总额、住户负债总额和是否提出借贷请求。

（二）描述性统计分析

表1为样本的描述性统计分析。样本中可支配收入最小值为-2.2，最大值为160，表明2013年中国农村家庭收入存在负收入情况，最高收入达160万元；土地转包面积和土地承包面积的最大值分别为42亩和400亩。性别均值为0.521，表明男性多于女性；婚姻状况均值为0.643，表明大多数受访者已婚；民族均值为0.920，表明绝大部分受访者为汉族；政治面貌和户口性质均值分别为0.047 和0.945，表明绝大多数受访者为非中共党员和农业户口；受教育年限均值为7.414。绝大部分享有医疗保险，大部分享有养老保险，极少享有最低社会保障和劳保福利。人民币金融资产总额最大值为362.6万元，负债总额最大值为90万元。

表1 描述性统计分析

（三）模型设定

为探究土地流转对农户收入的影响，本文设定基本计量模型如下。

式（1）用来衡量土地流转的经济效应。其中，y为农户可支配收入，tdlz代表土地流转，包括土地转包和土地承包，Xi为控制变量，ui为误差项。

同时，为测算土地流转的规模经济，本文建立分位数回归模型。分位数函数如下。

式（4）中，若tau=0.75，则表示有75%的数据在最小化损失函数求得的回归曲线f下方，25%位于曲线上方。

四、实证分析

（一）基准回归

表2报告了基准回归结果。其中列（1）是以土地转包面积为被解释变量的模型估计值；列（2）是以土地转包亩均费用为被解释变量的模型估计值。列（3）和列（4）分别是以土地承包面积和土地承包亩均费用为被解释变量的模型估计值。

表2 基准回归结果

续表

由表2 可知，土地转包和土地承包均显著促进农户收入增加。其中，在控制其他条件不变情形下，土地转包面积每增加1亩，农户收入增加0.065万元，土地转包亩均费用每增加1%，农户收入增加4.806%。同时，在控制其他条件不变情形下，土地承包面积每增加1 亩，农户收入增加0.025 万元，土地承包亩均费用每增加1%，农户收入增加13.554%。进一步对比发现，土地转包比土地承包对农户收入的收入效应更高。土地承包面积对农户收入的边际影响为0.025，而土地转包面积的边际影响为0.065，即土地转包的经济效应是土地承包经济效应的2.6倍。换言之，对农户而言，将土地转包比自身承包具有更好的经济效应。实际上，将土地转包后，大部分农户作为转移人口到城市务工，故相比于农民职业化，农业转移人口市民化更有助于促进农户收入增加。

土地转包方面，个人特征因素中，已婚、汉族且为中共党员对农户增收有积极作用；同时，户口性质、身体健康状况对农户增收有消极作用，即非农户口收入水平更高，农户身体越健康，收入水平越高。农户家庭资产负债特征因素中，家庭金融资产越多，家庭收入越高。此外，提出借贷请求对农户增收有积极作用，验证了农村小额信贷的溢贫效用。社会保障因素中，医疗保险、最低社会保障、养老保险和劳保福利对农户增收均有消极作用，表明享有医疗保险、最低社会保障、养老保险和劳保福利可能无助于农户收入增加，但其系数估计值均未通过显著性检验，最终效果有待进一步探讨。土地承包方面，民族为汉族显著增加农户收入，已婚可能促进农户收入增加。家庭资产负债因素中，家庭持有的人民币金融资产总额每增加1万元，农户收入分别增加0.190万元和0.186万元，均在1%水平下显著。家庭负债规模在1%水平下显著促进农户增收。提出借贷请求对农户增收有积极作用，但未通过显著性检验。社会保障特征变量对农户收入的系数估计值均为负，表明在土地承包模型中，享有社会保障可能无助于提高农户收入。

（二）异质性检验

中国不同区域农村经济发展差异巨大，不同区域农村土地流转的经济效应可能存在较大差异。因此，本文将样本数据划分为东部和中部地区进行异质性检验。表3为异质性检验估计值，其中，列（1）和列（2）是东部地区和中部地区以土地转包面积为被解释变量的模型估计值，列（3）和列（4）是以土地承包面积为被解释变量的东部地区和中部地区模型估计值。

表3 异质性检验

由表3可知，土地转包方面，东部地区土地转包的系数估计值为0.030，而中部地区土地转包对农户可支配收入的系数估计值为0.111，是东部地区的3.70倍。表明在控制其他条件不变情形下，东部地区农户土地转包面积每增加1亩，农户可支配收入增加0.03万元，而中部地区则增加0.111万元。土地承包方面，东部地区土地承包的系数估计值为0.013，而中部地区土地承包的系数估计值为0.049，是东部地区的3.77倍。表明在控制其他条件不变情形下，土地承包面积每增加1亩，东部地区农户收入增加0.013万元，而中部地区农户收入则增加0.049万元。因此，不论是土地转包的经济效应还是土地承包的经济效应，中部地区始终大于东部地区。

（三）规模经济效应检验

为进一步检验土地流转的规模效应，本文对土地转包面积、土地转包亩均费用和土地承包面积、土地承包亩均费用进行分位数回归。

图1为土地转包面积（左）和转包亩均费用（右）分位数回归图。可以看出，在7/10分位后土地转包面积分位数估计值出现下降趋势，表明土地转包面积可能并不存在规模经济。在6/10位数之前土地转包费用分位数估计值变化较为平稳，而在6/10位数后分位数估计值显著上升，表明土地转包亩均费用超过2.9万元（土地转包费用的6/10分位数）后，土地转包亩均费用越高，农户收入增加幅度越大。

图2为土地承包面积（左）和承包亩均费用（右）分位数回归图。可以看出，土地承包面积对农户可支配收入的分位数估计值呈波动上升趋势，表明土地承包面积可能存在一定程度的规模经济。相反，尽管在1/4、1/2和3/4位数的土地承包费用分位数估计值表现出逐步增加的规模经济，但在详细的分位数回归图中则并未表现出明显的规模经济。

（四）要素配置效应检验

不再具有土地经营权，土地流转农户多选择外出就业。因此，本文以外出就业和未外出就业检验土地流转的要素配置效应，表4为模型估计结果。其中列（1）是土地转包且外出就业的系数估计值，列（2）是土地转包但未外出就业的模型估计值，列（3）是土地承包且外出就业的模型估计值，列（4）是土地承包但未外出就业的模型估计值。

由表4可知，在土地转包且外出就业情形下，土地转包对农户收入的经济效应为0.077，高于土地转包但未外出就业情况。农户承包土地且未外出情形下，土地承包面积对农户收入的经济效应为0.029，低于土地承包且外出就业情况。因此，中国农村土地流转存在要素配置效应，即农户土地流转后非农就业有效提升了农户收入水平。

表4 外出就业对农户收入的影响机制

（五）稳健性检验

考虑到2013年中国家庭收入调查数据可能存在时效性不足问题，本文进一步采用2018年中国家庭追踪调查数据进行稳健性检验。中国家庭追踪调查（CFPS）由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施，通过追踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，比较客观反映了中国社会、经济、人口、教育和健康的变化趋势。中国家庭追踪调查对象覆盖全国25个省级行政区的16 000户家庭，调查对象包含样本家户中的全部家庭成员，具有较好代表性。表5为替换数据后的稳健性检验结果。

表5 替换数据的稳健性检验

由表5可知，采用2018年中国家庭追踪调查数据重新估计后，土地流转（包括土地转包和土地承包）对收入水平的估计值同样显著为正，即土地流转仍显著促进农户收入增加，土地流转的收入效应得到验证。同时，工作性质为虚拟变量，农业工作=1，非农就业=0，土地流转×工作性质的交乘项系数显著为负，表明土地流转且从事非农就业的农户收入显著更高，印证了土地流转存在要素配置效应。因此，基于2018年中国家庭追踪调查数据进行的稳健性检验表明基准回归的结论是可靠的。

同时，考虑到土地流转并非随机行为，为解决可能存在的样本自选择问题，本文进一步采用PSM进行稳健性检验，检验结果如表6 所示。前3 列是以土地转包为被解释变量的PSM 稳健性检验结果，后3列是以土地承包为被解释变量的稳健性检验结果。

表6 基于PSM的稳健性检验

由表6 可知，不论是以土地转包为被解释变量，还是以土地承包为被解释变量，ATT 值均为正，即进行土地转包和土地承包的农户家庭收入比未进行土地转包和土地承包的农户更高。同时，在近邻匹配和卡尺匹配中，以土地转包为被解释变量的ATT值均大于以土地承包为被解释变量的ATT值，再一次证实土地转包的收入效应大于土地承包的收入效应。

五、结论与政策建议

（一）结论

通过对2013年中国家庭收入调查数据的分析，本文检验了农村土地流转对农户收入的经济效应，并得出如下结论：首先，与土地承包相比，土地转包对农户收入的经济效应更高。其次，中部地区的土地转包和土地承包的经济效应大于东部地区。再次，土地转包可能并不存在规模效应而土地承包存在一定程度的规模经济。最后，中国农村土地流转存在要素配置效应，即土地流转后农户非农就业能有效提升农户收入水平。中国农村土地流转已进入快速发展阶段，可更好促进农村土地流转，提高农户收入，推动乡村振兴战略实施。

（二）政策建议

一是加快构建健全的土地流转市场。中共中央办公厅和国务院办公厅在2014年印发了《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》，十九大报告明确提出要“深化农村土地制度改革，完善承包地‘三权分置’制度”。十八大和十九大以来一系列政策文件表明土地流转已获得政策层面支持，但目前我国土地流转市场建设并不健全，制约农村土地有序流转，无法高效发挥农村土地经济效应。因此，构建统一开放、秩序规范、信息充分的农村土地流转市场，既是优化土地要素资源配置的有效方式，也是促进农村发展，提高农民收入的必然要求。

二是加大农业投资力度，推动农业规模化经营。尽管我国土地流转面积不断扩大，但本文结论表明，我国农业规模化经营效果依然十分有限。因此，除构建健全的土地流转市场，提高土地流转效率外，还要加大农业投资力度，完善农业基础建设，提高农业机械化水平，以更好地推动农业规模化经营。

三是积极推进农业转移人口市民化。本文结论表明，农业转移人口市民化比农民职业化更能推动农户收入增加。在农业剩余人口庞大和农业转移人口巨大的背景下，应深化户籍制度改革，进一步放宽城市尤其是中小城市落户条件，加强农业转移人口就业服务和职业技能培训，提高农业转移人口融入城镇能力，推进农业转移人口市民化。