农地流转对农村内部收入不平等的影响

吴超,李强,王会,刘霞婷,宋中丽

(北京林业大学经济管理学院,北京 100083)

1978年改革开放以来,中国农村经济的发展取得了瞩目的成就,农村居民收入也不断提高,年均增长率接近8%[1],但收入增长的同时收入不平等的现象也不断在加剧。当前在农村内部,农村家庭之间的收入差距处于高位徘徊的阶段[2]。根据《中国统计年鉴》的数据,2013—2019年中国农村家庭高收入组(20%)的人均可支配收入与低收入组(20%)家庭的人均可支配收入之比由7.4∶1上升为8.4∶1。另外,通过中国家庭追踪调查(CFPS)数据计算得出,2012—2018年农村基尼系数居高不下,从0.490上升为0.517。收入差距扩大不仅会阻碍农户收入增长,甚至会形成不断扩大的内生机制,通过人力资本等渠道完成代际传递,进而影响收入阶层的流动[3]。目前,中国农村阶层趋于固化的问题已经逐渐显现[4]。因此,农村内部收入不平等问题成为亟待解决的现实问题,对实现共同富裕具有重要意义。

土地不仅是农村家庭最基本最重要的生产资源,也是其它生产资源投入的载体,决定了家庭其它生产要素分配的比例,是减少收入不平等的重要因素[5]。近年来中国以农村土地“三权分置”为重点大力推进农地制度改革,进而发挥土地的增值作用,改善收入分配问题。在此政策下,农地经营权的流转规模扩大,速度加快。根据国家统计局数据显示,2004年农村承包地流转面积约为387万hm2,到2018年全国家庭承包地流转面积超过了3 533万hm2,占家庭承包地总面积的近39%。在当前农村内部收入差距居高不下与社会阶层趋于固化的双重背景下,农地经营权流转在重构家庭要素禀赋结构的同时促使农村家庭生计策略偏好发生改变[6],对收入和收入分配可能产生深远的影响。现有研究关于农地流转对收入结构的影响存在分歧。一方面,有学者认为农地流转可以减缓农村家庭的收入不平等,万广华等[5]在分解影响农村收入不平等的因素时发现土地是减少收入不平等的唯一因素,并认为低收入农民之间的农地流转可以减轻收入不平等。Zhang[7]认为农地流转市场通过将农地转移到非农收入来源较少的农村家庭,使这些家庭拥有更大份额的耕地和农业收入,抵消了他们在非农就业方面的劣势,有助于缓解非农收入对农村收入日益加剧的不平等影响,从而对整体收入分配产生了均衡效应。另外,也有诸多学者基于基尼系数得出农地流转加剧了农村的收入不平等[8-10]。还有一些学者考虑到农村家庭要素禀赋的差异性,以家庭收入为分类标识,利用条件分位数回归或是分组均值回归的方法研究农地流转收入效应的差异化,发现高收入群体农地流转的增收效应明显大于低收入群体的增收效应,所以农地流转会扩大农村收入差距[11-13]。

以上文献为研究农地流转对农村收入不平等的影响奠定了坚实的基础,但是仍有可以讨论的空间。一方面,鲜有文献直接建立农村整体收入不平等指标与农地流转的关系,现行简捷做法是依据不同收入阶层收入增速的差异间接推断的,这样并不能完全说明收入差距的真实变化。另一方面,现有研究关注的是静态收入差距分析,农地流转引起不同收入阶层收入增速的差异或者基尼系数的变化都是基于短期某年截面数据得到的有关收入不平等指标,无法提供有关农地流转引起的农村居民收入动态变化信息,也就是说,并不清楚农地流转对各个收入阶层的居民所处相对地位的影响,最初处于收入分配底层的农村家庭能否通过农地流转实现阶层跃迁?单从一个截面探究静态的农户收入不平等是不全面的,所谓的公平不仅仅体现在贫富差距的大小,还要考虑是否存在足够高的从贫到富的机会[14],所以有必要开展农村家庭收入流动性的研究,这样才能全面考察农地流转对收入不平等的影响。

鉴于上述,本文将以农村家庭为单位,利用中国家庭金融调查(CHFS)微观数据,通过再中心化影响函数回归直接建立收入分配不平等指标与农地流转之间的关系,从静态维度分析农地流转能否缩小农村内部收入差距。同时,通过收入转移矩阵从动态维度分析低收入农村家庭能否通过农地流转实现阶层跃迁。此外,本文还根据所处地区、农地流转数量和租金支付形式(有偿流转或无偿流转)探索其影响的异质性,有助于政府制定有针对性的农地流转扶持政策以缓解农村内部的收入不平等。

在农户收入决定模型中,家庭资源禀赋起着核心作用,家庭的资源禀赋由人力资本、物质资本和社会资本等要素组成。区域、制度等外部因素同样影响家庭收入。农地流转制度会重构家庭资源禀赋结构,家庭生计策略偏好也随之发生改变,从而对家庭总收入产生影响。在此过程中,由于不同收入阶层家庭初始的家庭资源禀赋具有差异性,农地流转对家庭收入的影响幅度和方向也不尽相同,从而对农村收入不平等产生影响。具体从转入农地和转出农地这两种行为对家庭农业收入和非农业收入的影响进行展开分析(本文简单将家庭收入分为农业收入和非农业收入两个部分,非农收入主要是工资性收入)。农地流转对收入不平等的作用机理如图1所示。

图1 农地流转影响收入不平等的作用机理Fig. 1 Mechanism of farmland transfer affecting income inequality

参考Deininger和Jin[15]的研究,构建农地流转影响收入差距的理论模型。由于农村土地流转市场发展不完善,单位流转农地存在交易成本,这将导致转入农地的净租金为农地租金与交易成本之和,而转出农地得到的净租金为农地租金扣除交易成本。从“理性人”的经济假设出发,家庭首先依据农地的边际利润与净租金的比较做出流转决策以实现生产活动利润最大化。当经营农地的边际利润小于农地租金与交易成本之和(净租金)时,家庭选择转出农地。当经营农地的边际利润大于农地租金与交易成本之差(净租金)时,家庭选择转入农地。当农地的利润位于两者之间,则家庭不参与农地流转。

参与农地流转后,转入农地对家庭收入的影响与农地经营方式有关系。转入农地后的农地经营方式大致分为规模生产和小农生产两种。对于农业收入部分来说,转入农地后不管是规模生产还是小农生产,均会增加农业生产利润(由于经营农地的边际利润大于净租金)。根据家庭资源禀赋差异,简单将农村家庭划分为低收入家庭和高收入家庭两种。低收入家庭由于资金有限普遍采取小农生产,主要依靠自有劳动力精耕细作、投入成本较低、农地边际产出较高,而高收入家庭多规模生产,营利性动机强,往往伴随着雇佣劳动力、购买或者租赁大型农机等大量农业投资行为,所以投入成本高、监管难、农地边际产出较低[16-17]。并且由于高收入家庭规模生产的营利性动机更强和市场化程度更高,所以转入单位农地的租金要高于小农生产的家庭[18]。因此,低收入家庭转入农地扩大经营后的农业生产净收入的增长幅度可能超过高收入家庭。对于非农收入部分来说,采用小农生产经营方式的低收入转入家庭能够将非农就业与农业工作结合起来(由于农地规模小和农业生产的季节性),对家庭现有的生产资源分配结构影响较小,因而参与转入额外土地对非农收入的影响很小[19],而高收入转入家庭因规模生产会将更多的生产资源分配到农业生产中,其非农收入会下降。综上,低收入家庭转入土地的增收效应很有可能大于高收入家庭,这将有利于减缓农村收入差距。

转出农地对家庭收入的影响与家庭初始的资源分配状况有关系。对于农业收入部分来说,转出农地会增加农业收入(由于经营农地的边际利润小于净租金)。但由于低收入家庭收入基数小,其增收幅度相对更大。即使低收入家庭转出农地所得的租金绝对值小于高收入家庭,但其相对值不一定小于高收入家庭。对于非农收入部分来说,转出农地将会使劳动力等生产要素从农业活动分配到非农业就业,因此非农业收入将会增加。低收入家庭对土地的依赖程度高,种地为生,会将大部分的生产要素投入到农业生产中[20]。低收入家庭在转出农地前,家庭资源的初始分配比例是农业生产活动大于非农业就业,转出农地后将发生逆转。在农业综合收益低于非农业综合收益的背景下,生产资源使用途径的转变(非农业就业)或者是转变使用途径的人数增加会使低收入家庭非农收入大幅提高。高收入家庭对土地的依赖性并不高,转出土地对高收入家庭资源配置的影响较小,非农收入增加有限。因此,低收入家庭可能从转出农地中收益更多,有利于减缓农村收入差距。

综上,本文认为农地流转更有利于低收入家庭的收入增长,从而可以缩小农村的收入差距。同时,农地流转可以提高农村的收入流动性以及低收入阶层向上流动的概率。

2.1 数据来源

本文使用的数据主要来自于中国家庭金融调查(CHFS)的2015年和2017年两轮调查数据。该数据库可以提供家庭的人口统计特征,上一年的收入与支出、农地权益变更等方面的信息。更为重要地,该数据库在调查农地流转参与状况时更进一步询问了流转的规模、租金等较为详细具体的信息,有助于本文较为全面地选取变量并进行异质性分析。另外,该数据库可筛选出追踪样本用于家庭收入流动性方面的研究。根据研究目的,本文对原始数据进行了分配和处理:2015年调研的截面数据用于农地流转对收入差距影响的静态分析,2017年调研的数据仅保留家庭收入数据并与2015年调研的家庭数据进行匹配以用于农地流转影响收入流动性的动态分析;
剔除16岁以下的低龄户主家庭、75岁以上的高龄户主家庭;
为了便于诸多收入不平等指标的计算,仅保留了可支配收入为正的农村家庭样本;
同时为了消除极端值的影响,家庭资产和家庭收入均双边缩尾 0.01[2]。最终得到9 117个农村家庭追踪样本数。

2.2 模型选择

1)基于再中心化影响函数回归的不平等处理效应。本文使用Firpo等[21-22]、Firpo和Pinto[23]提出的基于再中心化影响函数回归(Recentered Influence Function Regression,简称RIF回归)的不平等处理效应方法,从静态维度开展农地流转对农村收入不平等影响的实证检验。不平等处理效应方法(Inequality Treatment Effects,简称ITE)定义为参与和不参与项目时潜在结果边际分布的不平等指标之间的差异。RIF回归可以反映自变量分布的变动对结果变量无条件分布统计量(如分位数、方差、基尼系数等)的影响,其好处在于直接建立了收入不平等指标与农地流转的回归方程,并且可以估计出农地流转对整个收入分布的无条件(边际)影响。

标准的RIF回归并不适用估计自变量分布变化较大时的影响,特别是考虑虚拟变量时,因此引入不平等处理效应克服这一弱点。其核心在于先使用参数或非参数方法估计出可用于识别“反事实”分布的逆概率权重,再使用RIF回归估计自变量对结果变量分布统计量(如分位数、方差、基尼系数等)的边际影响。具体过程如下。

定义T为分组变量,T=1表示参与农地流转,T=0表示未参与农地流转。YT表示在分组变量T下的农户家庭的收入情况(Y=[y1,y2, …,yi],yi是第i个农户家庭人均收入水平),X表示观察到的特征变量。不平等处理效应可以表示为参与农地流转和未参与农地流转两种情况下收入的分布统计量v之差,表达式为:

式中:FY1和FY0表示两种潜在收入的无条件累积分布函数。在现实中,两种潜在收入不可能被完全观察到,只能获得分组之后的现实收入及其分布。如果家庭参与农地流转,则只可观测到Y1,无法观测到Y0。可观察到的收入为:

第一步,计算FY1和FY0的拟合值。首先通过可观察到的特征变量X,用参数方法(如Probit或Logit模型)、半参数或非参数方法估计加权因子ωk(X),然后使用该加权因子计算得出FY1和FY0的拟合值(分别用FITY1和FITY0表示)[24]。

第二步,构造FITY1和FITY0的分布统计量的再中心化影响函数RIF。RIF为农地流转决策变量T和特征变量X的函数:

式中:k=(0, 1)。yi是第i个农户家庭人均收入水平,是农地流转决策变量T的处理效应,为特征变量X的待估参数,ε为残差。

第三步,使用RIF回归估计不平等处理效应。构造分布统计量的RIF后,将RIF作为被解释变量,进行OLS回归。分布统计量的RIF的期望等于分布统计量分身且满足期望迭代性质,从而将个体收入yi与衡量群体不平等指标(如分布统计量为基尼系数)建立联系,估计出农地流转对不平等指标(分布统计量)的无条件(边际)影响。根据式(3),拟合模型为:

等式两侧对T取条件期望并对T求导,则系数为不平等处理效应,即农地流转对收入不平等的影响:

本文主要用到的分布统计量为基尼系数、分位数以及分位数差距。为了全面评估农地流转对收入差距的影响,不仅使用基尼系数(用gini表示)评估整体的收入不平等,还添加了90分位数和10分位数之间的对数收入差距、50分位数和10分位数对数收入差距、90分位数和50分位数对数收入差距(分别简写为Q90Q10、Q50Q10、Q90Q50,p分位数是指将收入从低到高排序后第p%位置的数值)三个不平等衡量指标,旨在反映收入分布的最两极以及分布的较低和较高部分发生的情况。

2)收入转移矩阵。本文使用收入转移矩阵分析农地流转对收入流动性的影响,检验农地流转能否成为低收入农村家庭实现阶层跃迁的阶梯,实现从动态维度评估农地流转对农村收入不平等的影响。参考龚锋等[25]的“反事实收入”构建方法,采用基于Logit模型的倾向得分匹配方法(PSM),构造所有农村家庭2014年都参与土地流转时的“反事实”收入分布,测算并比较2014年的实际收入分布和“反事实”收入分布分别与2016年实际收入分布对比的收入转移矩阵及其指标。

收入转移矩阵是分析收入流动性常用的工具。通过将收入从低到高排序分成n组(本文将收入五等分),标记出每个家庭初期和末期的收入等级,然后计算出初期每一收入分组人数中在末期位于各收入分组的人数比重,从而计算出收入转移矩阵。收入转移矩阵的元素Pij代表初期收入阶层为i到末期年收入阶层为j的概率。通常用惯性率和平均流动率衡量收入流动性的大小。其中,惯性率是指初期和末期收入等级不变的家庭所占比例,该指标与收入流动性呈反向关系。平均流动率是指分析时段内不同收入等级间相互流动的概率,该指标与收入流动性呈正向关系。

2.3 变量说明

1)被解释变量。本文的被解释变量为基尼系数、分位数以及分位数差距这三个收入分布统计量的再中心化影响函数。再中心化影响函数是由家庭人均可支配收入(由家庭成员全年的人均税后现金收入和实物收入构成)转换而来的。

2)解释变量。农地流转变量设置为二元离散变量,只要家庭存在转出或者租入农地的行为,就认为该家庭参与了农地流转,赋值为1,反之为0。

3)控制变量。本文选取了户主特征、家庭生产要素特征、生产经营特征和地理位置特征作为控制变量(表1)。户主特征包括户主受教育水平、性别和年龄。一般而言,户主是家庭中起决策作用的人,其受教育水平越高,接收和辨别社会信息能力更强,从而在更优决策下获得更高的收入。户主年龄与生产工作经验成正向关系,有利于收入的增加。但同时,农村家庭户主年龄越大也意味着对农业生产的依赖程度高,在生产决策中更偏向农业从而使非农收入降低[9]。男性在人力资本存量和社会资本存量更具优势[26],户主男性对家庭收入影响为正。

表1 变量说明及描述性统计Table 1 Variable description and descriptive statistics

本文从人口特征、社会保障、社会资本和物质资本四个维度衡量家庭生产要素特征,具体包括人口规模、劳动力人数、家庭成员平均健康状况、家庭成员参保人数、人情礼支出、家庭成员是否担任村干部和人均资产。家庭人口越多,需要抚养的老人和小孩可能越多,对中低收入家庭的收入水平抑制作用更明显[27]。劳动力人数衡量了家庭可用的劳动力资源,健康状况衡量了人口质量,对家庭收入有重要影响。社会保险是抵御风险的重要手段,对收入分配起调节作用。中国农村地区人情社会特征明显,社会关系代表了资源获取和配置能力[28],从而影响收入分配。家庭物质资本状况选用人均资产进行衡量。家庭资产除了包括金融资产,还包括房屋资产、车辆资产、土地资产等非金融资产,其价值大小一方面隐含了资产生息能力,影响财产性收入,另一方面可通过信贷约束影响生产经营规模,进而影响经营收入,最终对收入差距产生影响[29]。

在家庭生产经营现状方面,本文选取了农地资源、农业兼业行为、农业机械价值和非农就业人数进行描述。农地资源和农业机械是重要的农业生产资源,农地面积大小和农机化程度高低通过农业生产效率对农业经营收入产生差异性影响,同时也会影响非农就业的意愿[27]。农业兼业行为和家庭从事非农业人口数量与非农收入密切相关。区域经济发展差异与自然资源禀赋、市场进入机会紧密联系[30],为了控制区域层面因素可能的影响,引入了地区虚拟变量进行控制。变量的具体说明见表1。

3.1 农户收入不平等与农地流转参与情况分析

根据样本计算得出,总体家庭人均收入的基尼系数为0.519,高于国际警戒线,收入差距较大。未流转家庭人均收入的基尼系数为0.521,流转家庭的基尼系数为0.510,可见未流转家庭的收入差距大于流转家庭,且大于包含流转行为的总体家庭的收入差距。2014年参与流转的农村家庭比例为26.03%,流转面积占承包地总面积的27.23%。尽管有偿流转的家庭数量高于无偿流转,但是无偿流转家庭比例也高达38.10%。在无偿流转农地的家庭中,无偿转入农地的家庭约占2/3(表2)。

表2 农村家庭农地流转的基本情况Table 2 Basic situation of farmland transfer of rural households

从表3可以看出,“零租金”的现象在位于收入分布尾部的家庭中更普遍。并且尾部家庭转入土地的租金明显低于顶部家庭,其中收入位于底层的家庭转入每公顷土地的租金仅为顶层家庭的1/3,说明低收入家庭经营额外土地的租赁成本较低。

表3 不同收入水平的农村家庭转入农地租金的情况Table 3 Rents of transfer-in farmland of households with different income levels

低收入家庭和中低收入家庭农地经营规模狭小,多采用小农生产的方式。在流转家庭中,低收入家庭的平均流转面积为0.552 hm2(表4),约为顶部家庭流转面积的58%,且低收入家庭的流转面积与其他收入阶层(除高收入阶层)的差距并不大,甚至超过中低收入阶层;
从不同的流转方向看,各收入分组家庭转入农地的面积明显高于转出农地的面积,这与家庭联产承包责任制下土地分配较为平均有关系。低收入家庭转入农地的面积与中高收入家庭持平,高达0.447 hm2,这与大量外出务工家庭为保留土地的使用权将农地转给继续耕种农地的留守家庭(多为低收入家庭)暂代经营[31-32]这一现实相符合。从流转规模大小来看,约有23.39%的家庭流转面积大于等于2/3 hm2,且规模流转土地以转入土地为主。

表4 不同收入水平的农村家庭农地经营和流转规模的情况Table 4 Scale of farmland management and circulation of rural households with different income levels

3.2 静态分析——农地流转对收入差距的影响

根据前文所述,利用RIF回归估计农地流转对收入差距的影响,本文也进一步考察了不同流转方向对收入差距的影响。回归结果显示,农地流转减缓了收入的两极分化(Q90Q10)和低端的不平等(Q50Q10),收入差距分别缩小4.77%(-0.143/2.999)和12.32%(-0.213/1.729),但加剧了高端的不平等(Q90Q50),比 例 为5.51%(0.070/1.270)(表5)。另外,参与农地流转可使基尼系数显著下降3.41%(-0.018/0.528),表明整体的收入不平等程度下降。除此之外,不同的流转方向对收入不平等的影响也具有差异性。农地转入和农地转出均可以使基尼系数下降,比例分别为3.42%和6.40%;
农地转入使低端的不平等程度下降13.00%(-0.213/1.638),但使高端的不平等程度上升8.25%(0.104/1.260);
农地转出则缓解了两极分化和低端的不平等程度,比例分别为8.46%(-0.272/3.216)和9.42%(-0.185/1.964);
综合来看,农地转出对收入差距的调节作用更明显。这可能是因为:由于转入农地的准入成本过高,低收入家庭很难越过资金门槛实现农地的规模经营,甚至会被排除在农地转入市场之外,因此低收入家庭往往更加倾向于转出农地,同时在农业综合收益低于非农业综合收益的背景下,转出农地的增收效应更强[12]。

表5 农地流转影响收入差距的RIF回归结果Table 5 RIF regression results of the impact of farmland transfer on income disparity

综上,从整体层面考察,农地流转确实起到了缩小农村内部收入差距的效果,但把收入分布拆解成两极、高端和低端三个局部来看,加剧和缓解收入差距的影响同时存在。此外,相比于农地转入,农地转出对收入差距的调节作用更明显。农地流转缩小了农村内部收入差距这一结论与以往的研究[11,33]结果有差异,主要是因为后者是依据不同收入分组收入增速的差异进行推断,关注的是局部的收入不平等,并没有将个体的流转行为与整体的收入不平等指标纳入回归方程中,无法观察到所有阶层的收入变动对收入差距的综合影响。

农地流转对收入不平等的影响与农地流转的增收效应及其分布规律有关系。因此,本文进一步地考察了不同收入分位点农地流转、农地转入和农地转出对收入的影响,从收入增长和基尼系数变动的关系角度阐述农地流转对收入分配的调节作用。无条件分位数回归结果显示,农地流转变量的系数均为正(图2),说明农地流转可使各个分位数上的家庭收入都有所增长,每一个家庭都可以通过农地流转得到一个相同额度的额外收入(哪怕每个家庭的收入都增加一元钱),实现收入分布一个正的位置改变。当每一个家庭都获得某一固定额度的收入增量时,基尼系数将会减小[34],因此整体的收入不平等程度有所改善;
在收入的5~95分位数,农地流转对家庭收入的积极影响大致呈正“U”型,且拐点的两侧左高右低,这意味着不同收入阶层在农地流转作用下收入增速出现差异性。农地流转对位于收入分布底端家庭收入的促进作用最大,其次是位于收入分布上端的家庭,然而对位于收入分布中间位置家庭收入的促进作用最弱。当处于收入分布较低部分的家庭比较高部分的家庭经历了一个更大的收益,基尼系数同样也会减小[35]。因此,农地流转可以减缓收入的两极分化和低端的不平等,但同时也会加剧高端的不平等。

进一步地,从不同流转行为(转入和转出)阐释不同收入阶层在农地流转作用下收入增速出现差异性的原因。从图2中可知,不同流转方向对家庭收入积极影响的变化趋势不一样。从转出角度考虑,农地转出对收入的正向回报随着分位数的增加而降低,表明农村低收入家庭从农地转出中收益更多。如理论分析所述,由于低收入家庭主要收入渠道是农地经营,家庭生产资源在转出农地后从农业生产向非农就业大幅调整,在非农业综合收益大于农业综合收益的背景下,非农收入大幅增加,从而实现家庭收入的高增长。而高收入家庭对土地的依赖性并不高,转出土地对家庭资源配置的影响较小,收入增加有限。

图2 农地流转增收效应的收入分布Fig. 2 Income distribution law of the effect of increasing income from farmland transfer

从转入角度考虑,农地转入对收入底层和顶层家庭的收入促进作用较大且对收入底层家庭的促进作用明显高于顶层家庭。这主要是因为:“零租金”的现象在低收入家庭中更普遍且低收入家庭经营额外土地的租赁成本也较低(表3),那么常采用低生产成本高产出的小农生产方式的低收入家庭转入农地扩大经营后的农业生产净收入增长幅度大于高收入家庭。同时,经营农业的低收入家庭由于生产季节性和农地经营规模小,参与转入额外土地对非农收入的影响可能很小,而高收入家庭的非农收入将会因家庭生产资源投放量减少而下降。所以,低收入家庭转入土地的增收效应很有可能大于高收入家庭,有利于收入差距的缩小。

3.3 稳健性检验分析

为了验证上述结果的稳健性,本文参考沈栩航等[36]的做法,将被解释变量换成阿特金森指数(不平等厌恶系数为0.5和1,分别简记为atkin(0.5)和atkin(1))、广义熵指数(参数为0和1,分别简记为entropy(0)和entropy(1))构成的RIF作为衡量农村内部收入不平等的补充指标进行检验。结果显示,农地流转、农地转入和农地转出的回归系数均显著为负(表6),表明农地流转缓解了农村内部收入不平等这一结论具有较强的稳健性。

表6 稳健性检验结果Table 6 Robustness test results

3.4 动态分析——农地流转对收入流动性的影响

单纯考察某一固定时点的收入差距,而忽视各收入阶层相对位置的改变无法完全反映现实情况[37]。因此,本文利用收入转移矩阵分析农地流转对农村家庭收入流动性的影响,实现农地流转对农村收入不平等的动态考察。

表7上部分由2014年和2016年这两年的实际可支配收入组成,下部分则由2014年假设所有农村家庭都参与农地流转的“反事实”收入和2016年实际可支配收入组成,旨在代表流转市场发展程度不同,前者低于后者。计算出两个收入转移矩阵的惯性率分别为31.61%和23.57%,平均流动率分别为117.47%和144.02%。反映流转市场发展程度更高的收入转移矩阵的惯性率更小且平均流动率更大,说明参与农地流转可以提高整体的收入流动性。从各个收入分组具体展开分析,以完全流转的“反事实”收入转移矩阵为例,与不完全流转的实际收入转移矩阵相比,在初期处于收入最低分组的家庭有约75%的概率在末期跳出最低收入阶层,这一比例要高于农地流转实践率低的背景中的低收入家庭。与之相对应,最高收入阶层家庭维持在原位置的概率减少约14.59%。但同时,中高收入阶层家庭向上流动的概率减少3.45%。综上所述,权衡利弊后可以得出农地流转有利于提高收入流动性,能够改善趋于僵化的动态收入分配格局,并且农村低收入家庭可以通过农地流转实现阶层跃迁。该结论与于水等[38]从社会学角度进行理论分析的观点一致,本文在此基础上进行实证验证。

表7 2014年—2016年实际收入和“反事实”收入转移矩阵(%)Table 7 2014—2016 real income and the “counterfactual” transfer matrix (%)

3.5 农地流转对农村收入不平等影响的异质性分析

虽然前面分析发现农地流转总体上有利于减少不平等,但对不同地区和不同流转行为农户的作用是否一致,特别是对不同流转规模和不同租金支付形式。不同地区农业和非农业的发展程度决定农地所流向的收入阶层,农地流转数量和租金支付的形式(货币支付即有偿流转,人情支付即无偿流转)的差异会影响农业经营利润,进而影响家庭收入和农村收入分配状况。基于此,本文重点从静态维度分东部、中部和西部三个地区考察农地流转对农村收入不平等的地区差异性,以流转规模和有无租金为分类标识,探究大规模流转农地、有偿流转农地(转入和转出)对农村收入差距的影响。本文参考样本流转规模的分布直方图和平均数(0.641 hm2),设定流转规模0.67~3.33 hm2为大规模流转(小于0.67 hm2为小规模流转,大于3.33 hm2为超大规模流转),从转入角度(因大规模流转农地以转入为主)重点考察大规模流转农地对收入差距的影响。

回归结果显示,农地流转对收入差距的缩小作用主要发生在中部和西部地区,在东部地区这一效果并不明显(表8),这可能是因为东部地区与中西部地区相比,非农业较为发达,农业缺乏比较优势。对于中部地区的农村家庭来说,无论是收入分布的局部不平等还是整体的不平等,农地流转的调节作用都显著,收入差距缩小比例均超10%,其中基尼系数下降比例达16.01%。对于西部地区的家庭来说,农地流转主要缩小的是收入分配顶层与底层、中间层与底层之间的差距。整体收入不平等在中西部地区缓解,但在东部地区有可能加剧,这可能是因为经济发达地区的土地单位收益高,土地倾向于流转到高收入农户手中,因此会扩大当地农户的收入差距,相反,在经济欠发达地区,其土地单位收益低,低收入农户更容易获得转入土地的机会,当地的收入分配状况会得到改善[8]。

表8 农地流转影响农村收入不平等的地区差异Table 8 Regional differences in rural income inequality affected by farmland transfer

从流转规模来看,大规模转入农地与未流转农地相比,可使整体收入不平等程度下降14.48%。此外,与未流转农地相比,大规模转入农地可使收入分布尾部的家庭收入增加,且收入增速要大于收入分布顶部的家庭(表9)。这可能是因为,高收入家庭大规模转入农地后往往加大农业投资旨在实现规模化和集约化经营,投入成本更高,且回报周期长,与之相对应的是风险高、短期利润薄。

从租金支付的形式来看,有偿转出农地与无偿转出农地相比,可使样本整体的收入不平等程度缩小12.03%(表9)。而有偿转入农地对收入分配的调节作用并不显著(与无偿转入农地相比)。此外,有偿流转农地对收入增长的影响具有方向差异性。有偿转入农地会使在25及以下分位点的农村家庭的收入显著下降,而对收入分布剩余位置的农村家庭收入均有正向作用。这可能是与有偿转入农地对这两个收入阶层的农村家庭收入影响路径不同有关系。对于大多数低收入家庭来说,以小农生产方式为主,其本身农业生产和抵御风险的能力水平也较低,有偿转入农地很有可能只会徒增生产成本从而使经营收入下降。对于高收入家庭来说,有偿转入农地的流转方式大大减弱了农地经营权流转的不稳定性和临时性,有利于农业投资和生产条件的长期改良[39],进而提高农业生产效率,实现农民收入持续增长。有偿转出农地对收入影响的整体趋势是单调下降的。

表9 农地流转规模和租金支付形式对收入分布的影响Table 9 Impact of the scale of farmland circulation and rent payment forms on income distribution

4.1 结论

研究表明,农地流转对农村内部收入不平等具有显著的缓解作用。从静态维度考察,农地流转能够有效缩小农村内部整体的收入差距。但把收入差距拆解成两极、高端和低端三个局部来看,农地流转减缓收入两极分化和低端不平等的同时也加剧了高端的收入不平等。农地流转对位于收入分布底端家庭收入的促进作用最大,其次是位于收入分布上端的家庭,然而对位于收入分布中间位置家庭收入的促进作用最弱。此外,相比于农地转入,农地转出对收入差距的调节作用更明显,这与农业综合收益低于非农业综合收益有关。从动态维度考察,参与农地流转有利于提高农村地区整体的收入流动性,能够改善趋于僵化的动态收入分配格局,并且农村低收入家庭可以通过农地流转实现阶层跃迁。

农地流转对收入不平等的调节作用因所处地区、流转规模和租金支付形式(有偿或无偿流转)的不同而存在差异性。农地流转对收入差距的缩小作用主要发生在中部和西部地区,在东部地区这一效果并不明显。大规模转入农地与未流转农地相比,可使整体收入不平等程度下降14.48%。大规模转入农地对位于收入分布上部分家庭的增收作用较小,这与农业规模经营投入成本高,且回报周期长有关。有偿流转农地有助于改善农村整体收入分配状况,有偿转出可使基尼系数下降超10%。需要注意的是,根据样本计算,有偿流转农地的比例仅有六成。另外,有偿转入农地对收入差距的缩小作用并不显著,有偿转入农地会对25及以下分位点的农村家庭的收入具有负向作用,这可能是因为低收入家庭本身农业生产能力较低,有偿转入农地并不会产生显著的收益,最终只会徒增生产成本。

4.2 启示

政府在继续推动农地经营权流转的同时要注重交易方式的规范化和市场化以推动有偿流转。有偿流转农地可大幅缩小收入差距,但在现实中,有偿流转农地的比例仅有六成。有偿流转农地实践率不高是由土地流转市场机制不完善和社会保障体系不健全造成的[40]。一方面,政府要完善土地流转交易中租金的确定机制,根据当地经济发展水平确定底线流转价格,并建立土地流转交易服务和监管平台,引导交易双方签订书面流转合同。另一方面,可以通过加强农村的社会保障建设、弱化农地的就业、养老和生活保障功能解决农民的后顾之忧,提高农村家庭有偿流转土地的比例[32]。

另外,政府应进一步完善农地补贴制度,根据流转规模和经营主体实施差异化的农业经营补贴政策。根据不同转入规模设立阶梯式补贴制度,降低农业规模经营的生产成本,切实发挥大规模转入农地的收入分配调节作用。农业生产补贴也应重点倾向转入农地的低收入农户,减小有偿转入农地对低收入家庭收入的不利影响。同时,政府在资金补贴之外也要发展农民的农业生产技术的培训,提高农业经营主体的生产能力进而提高农业生产收益。

致谢:感谢西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心中国家庭金融调查(CHFS)数据库的支持。

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