解 垩
(山东大学 经济学院，山东 济南 250199)
土地是发展中国家农村家庭重要的生产性生计资产之一，主要有两个原因。第一，它被用作农业生产的投入，农业生产是家庭收入的主要来源。第二，土地可用作生产活动及其他需求贷款或资本的抵押品[1]。土地的使用、拥有和转让方式对生产力、公平、福利、市场整合、经济多样化和增长具有至关重要的意义[2]。包括中国在内的发展中国家农村土地租赁市场的出现，改善了土地的可及性，扶贫攻坚背景下亟须对土地租赁市场的减贫效应进行评估。
农村土地租赁市场可能通过三种主要渠道影响农户：公平、效率和农业收入。文献从平等角度定义了公平收益，即以土地和非土地因素的比率趋于平衡的方式在具有不同资产家庭之间重新分配土地[1]；
效率的提高与土地从较低生产率者向较高生产率者的净转让有关；
福利收益一方面通过土地租赁市场使农户获得土地，作为农户主要的生产性资产而得来，另一方面则来自与公平性和效率相关的更高农业收入和粮食安全。运行良好的农村土地租赁市场可以通过其低成本、灵活的流程来改善农村经济使土地富有生产力，当然，如果农村土地租赁市场发育不成熟的话，出租土地收益可能被交易成本抵消，土地租赁市场可能会导致土地重新集中化，而不是提高农业生产力[3-4]。
大量的实证文献集中于土地可及性、土地分布的福利效应研究方面[5]，但有关土地租赁市场对减贫影响的研究相对较少。土地市场的表现并非一致[6-7]，比如，有一些文献表明土地租赁市场有助于贫富之间更公平地经营[8]，而另一些文献则揭示了土地租赁市场将土地从相对贫穷的出租者转移到较富有的租入者中的作用[9]。土地租赁市场对贫困的影响文献基本上围绕着非洲国家展开，Jin利用四轮肯尼亚的微观家庭面板数据分析了租入土地的效应，发现租入土地使家庭的生产率和收入上升，但是，从绝对角度看，上升的幅度很小，因此仅参与土地租赁市场并不能减少贫困[1]。Chamberlin研究了赞比亚和马拉维的土地出租市场对贫困的影响，结果表明，赞比亚的土地租赁(不管是租出还是租入)与贫困之间没有关联，而马拉维的土地租入会减少贫困，作者认为在人口密度高的地区，土地租赁可能是减少贫困的一种途径[3]。Hosaena对埃塞俄比亚的研究表明，土地租赁市场供给方的参与程度往往与摆脱贫困有更多关联，而需求方摆脱贫困的机会十分有限[10]。
中国于上世纪70年代晚期-80年代初期建立的家庭联产承包责任制是农村土地制度的一项根本变革。1988年宪法虽然规定土地使用权可以在农户之间转让，但土地租赁合法化对土地租赁市场的发展影响微乎其微，缺乏非农工作机会、交提留款及公粮、土地使用法律不完善等因素可能构成了土地租赁市场发展的主要阻碍[11-13]。2003年《中华人民共和国农村土地承包法》颁布，其中的土地承包经营权流转条款中规定，通过家庭承包取得的土地承包经营权可以依法采取转包、出租、互换、转让或者其他方式流转，这为农村土地租赁市场的供需双方行为提供了有力的法律保障。2006年中国取消农业税费，这是具有划时代意义的重大变革，此后农村进入后税费时代。中国农村土地租赁市场福利效应的研究多集中于未取消农业税之前，且没有涉及减贫效应的研究[14]，不多的研究后税费时代农村土地租赁市场福利效应的文献，也没有涉及减贫的内容[15]。
本文利用中国家庭动态跟踪调查(CFPS)2010年、2012年、2014年、2016年、2018年五次调查的农户面板数据，首先分析了中国农村土地租赁市场的发展趋势、动因，然后基于面板固定效应模型研究了土地租赁市场对家庭收入、消费及贫困的效应，最后在考虑贫困持续时间的非参数Kaplan-Meier模型及COX生存模型情形下，对土地租赁的减贫效应进行了再考察。
(一)概念性框架
(1)
(2)
La,Lo,α≥0,
(3)
pQLa(La,Z,α)=w
(4)
(5)
(6)
(7)
(二)估计策略
前述分析表明与土地出租市场的参与决策相关的合意土地规模，可能受诸如农业生产能力、家庭劳动力数量、家庭非土地资产等家庭特征(H)、社区特征(V)等因素的影响：
(8)
本文实证分析中定义了三种土地租赁决策形式，租入(RR>0)、租出(RR<0)及非租入非租出(RR=0)形式，采用ordered probit模型进行土地出租市场的参与决策分析。
为了估计出家庭农业生产能力α，本文使用Jin做法，将其估计为家庭层面固定效应(FE)生产函数的时间不变部分[17]，即存在以下家庭i、社区j、时间t的Cobb-Douglas 函数：
log(Fijt)=αi+γ1log(Zijt)+γ2log(Lijt)+γ3log(Xijt)+γ4Vjt+γ5Tt+μijt
(9)
(10)
土地出租影响家庭的农业毛收入、农业净收入、工资性收入、转移性收入、总收入、消费及贫困(这些因变量以Y表示)的方程存在如下形式：
(11)
识别策略中需要处理土地出租市场中省略变量(比如土地质量、风险规避程度、社会关联)引致的内生性问题，家庭层面的面板数据能可能会消除该问题。下文使用的土地租入和租出数量只有一个截面年份是完整数据，是否租入、租出土地变量则满足面板数据的要求，为此，式(11)中的土地出租主要以二元决策变量进行分析。
(一)数据来源
本文使用的微观数据来自于北京大学中国社会科学调查中心执行的“中国家庭动态跟踪调查”(CFPS)。CFPS的抽样设计关注初访调查样本的代表性，采用了内隐分层的、多阶段的、多层次与人口规模成比例的概率抽样方式(PPS)。样本覆盖了除香港特别行政区、澳门特别行政区、台湾省、新疆维吾尔自治区、青海省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区和海南省之外的25个省份。CFPS的问卷分为三个层级：个体，个体生活的紧密环境即家庭，家庭的紧密环境即村居，因此形成了三种问卷：个人问卷、家庭问卷、村居问卷，其中根据年龄特征把个人问卷分为成人问卷和少儿问卷。本文选取了2010年、2012年、2014年、2016年、2018年五次调查的农户面板数据，家庭数量为623户，五次调查样本数量共计3115个(1)本文还进行了样本损耗偏差的检验，基于2010年的有关土地出租变量、家庭人口及禀赋变量决定样本是否损耗的结果表明(篇幅所限，略去)：各关键变量(包括是否租入土地、是否租出土地)没有表现出统计显著性，这说明样本损耗是随机的。。另外，本文定义了一个虚拟的“户主”，即把2010CHFS调查中家庭中的主事者、2012年最熟悉家庭财务的人员、2014、2016、2018年财务回答人视为户主。
(二)描述统计
表1和表2报告了2010—2018年的土地出租形态以及以土地出租形态划分的家庭特征。表1显示，2010年—2018年，租入土地家庭占比呈现逐步下降态势，而租入土地的家庭则呈现逐步上升态势，租入土地家庭的占比从2010年的两成逐步下降到2018年的一成，而租出土地的家庭占比则从2010年不足5%逐步上升到2018年15%左右，农村家庭参与土地租赁的比例每个时期均维持在25%左右。所有样本中2010年租入、租出土地数量分别为2.6亩、0.18亩。所有样本2014—2018的出租土地平均所得在160～260元之间，出租土地家庭样本其平均租金所得则为1431～2266元之间，所有样本2012—2018的租入土地平均支付在281～371元之间，租入土地家庭样本其平均租金支付则为1549～3356元之间。
表1 2010—2018年的土地出租形态
表2 以土地出租形态划分的家庭特征
表2显示，土地租入与租出家庭的收入比较没有明确答案，比如2010年土地租出者的收入低于土地租入者，2014年土地租出者的收入远远高于土地租入者。土地租入家庭的消费高于土地出租家庭的消费。户主为男性、户主年龄较轻的家庭可能更倾向于租入土地。劳动力数量较多家庭更倾向于租入土地而劳动力较少的家庭则倾向于租出土地。租入土地的家庭其总资产高于租出土地的家庭。以垃圾倒入公共垃圾桶/箱作为村居整洁(或代表村的经济发展水平)变量的均值描述显示，村居经济发展水平高的家庭更倾向于租出土地，从事其他工作。
从表3的2010年和2012年村集体分配的土地与消费分位数的关系中可以看出，各消费分位数下村集体分配的土地有较大差异，第二消费分位数家庭分得的集体土地最多，2010年第四消费分位数家庭分得的集体土地最少，2012年最低消费分位数家庭(最穷的家庭)分得的集体土地最少。表3还显示2010—2018年每一调查年份最低消费分位数家庭的年人均消费仅维持2000元左右。
表3 拥有土地与消费分位数
表4是基于贫困持续时间的关键变量均值描述，租入土地的家庭除经历二次贫困比租出土地的家庭小以外，租入土地家庭经历一次、三次、四次乃至一直贫困的比例均高于租出土地家庭的比例，但租入土地家庭没有经历过贫困的比例高于租出土地的家庭，土地出租决策状态对贫困的持续期没有明确答案，土地出租程度对贫困的持续期也没有确定的答案，土地出租对贫困的影响需要进行深入地实证分析。户主年龄越大其贫困持续期越长。相比于经历四次及以下贫困家庭而言，一直贫困的家庭其男性和女性劳动力数量较小。
表4 基于贫困持续时间的关键变量均值描述
(一)基本模型的估计
表5是Cobb-Douglas生产函数估计农业收入的影响因素结果。面板固定效应结果表明，经营土地(以村集体分配的土地数量加租入土地数量减租出土地数量)数量、家庭总资产、投入的化肥农药种子、女性劳动力等变量都显著地影响到了农业收入。比较有趣的是，男性劳动力数量变量对农业收入没有影响，这可能说明男性劳动力更多地从事于外出打工等非农活动。以垃圾倒入公共垃圾桶/箱来代表村经济发展水平的变量显示，经济发展水平越高的社区，可能本社区就能提供一些非农工作岗位，或出于比较价值而言农户对农业种植不重视乃至出现抛荒现象，这些因素使得家户的农业收入下降。如前所述，本文将生产函数结果中的时间不变误差项用作衡量农户能力指标，而后利用农户能力指标进行土地出租市场决策分析。
表5 生产函数：因变量为农业收入对数
表6是利用ordered probit model对土地出租决策决定因素的分析结果，农户被分为租入土地、租出土地、无租入/租出土地三类，从生产函数中得到的能力变量显示，农业生产能力较强的农户更倾向于租入土地，农业生产能力强的农户更不愿意租出土地，但能力变量并没有表现出统计显著性，土地租赁市场并不能真正提高效率。这可能是农地租赁市场还未引致农业的规模经济出现所致，也可能是农业种植并不需要非常复杂的技术，农业生产效率的同质性太强所致。那么，农村土地出租市场是否促进了平等呢？答案是肯定的，因为拥有更多土地的家庭更有可能租出土地，但租入土地的可能性下降，这表明土地租赁市场将资源从土地相对丰富的家庭转移到土地相对贫困的家庭。家庭男性劳动力数量、女性劳动力数量对土地出租决策的影响不显著，说明劳动力相对贫乏和劳动力相对富裕家庭之间的土地转移并没有在农村土地出租市场上显现。户主为男性的家庭更倾向于租入土地，土地租出的机会下降。户主年龄越大的家庭越倾向于租出土地而非租入土地。家庭总资产越高越倾向于租入土地，租出土地的机会下降，总资产中保护者农业生产资料(比如拖拉机)，可能是拥有较多农业生产资料的农户不愿意舍弃便利机会使然。所处村居经济发展水平越高的农户越倾向于租出土地减少租入土地行为，这可能与经济发展水平高的社区提供的非农就业较多有关。教育程度、家庭居住地区对土地出租决策没有显著影响。
表6 土地出租决策的决定因素(ordered probit model)
接下来，本文将检验土地租赁市场对一些福利指标的影响(结果参见表7、表8)。因土地的租入、租出面积只有一个年份的完整数据，而租入、租出决策在每个调查年份均有数据，为此租入、租出变量以二元哑变量表示。
表7 土地出租对各项收入的效应(固定效应模型)
表8 土地出租对总收入、消费及贫困的影响(固定效应模型)
土地租入决策变量对家庭人均农业毛收入、家庭人均纯农业收入、家庭人均工资收入、家庭人均转移性收入、家庭人均收入、家庭人均消费、贫困均没有显著影响，土地租出变决策变量除对人均工资收入有较显著(P值为0.06)负向影响以外(这可能是租出土地者更倾向于从事“大买卖”比如搞运输、其他非农经营活动，一般农民(没有参与土地租赁者)从事的打工挣取收入这种工作对租出土地者没有吸引力所致)，其对家庭人均农业毛收入、家庭人均纯农业收入、家庭人均转移性收入、家庭人均收入、家庭人均消费、贫困也均没有显著影响。土地租赁对家庭福利指标基本上没有影响的原因可能是：农村土地租赁市场还不成熟，市场交易远远未成规模，尚处于小打小闹状态，比如2010年所有样本平均租入土地数量不足3亩、租入土地的家庭平均租入土地数量也只有13亩；
2018年所有样本出租土地平均所得为260元，出租土地家庭的平均租金所得为1656元。再则农业的比较效益较低，土地上的年纯收入可能还不如一个月的打工收入多，更远远低于同单位时间挣取的非农经营净收入，这说明土地租赁尚未对农户福祉产生统计学上的显著影响。如何把农户的小规模农地经营权与土地租赁市场完美结合，进而促进农业现代化增进农民福利，是一项亟需解决的课题。
(二)异质性分析
1.分布异质性
为检验不同分布下土地租赁的福利效应，本文使用了分位数回归方法估计了土地出租对家庭人均收入、消费对数的影响(具体结果参见表9)。
表9 土地出租对家庭人均收入、消费对数的影响：分位数回归
表9的结果显示，租入土地使得第十个收入分位数及收入中位数家庭的收入增加，即租入土地的收入增加效应主要集中在收入分布的中下端，除发生较大的自然灾害外(自然灾害频发的地区土地租赁市场就不发达甚至会消失)，小农生产的风险因素可能并不算太突出，中低收入的租入土地家庭无需常常面对随机风险，租入土地产生了正的回报。对土地租出者而言，处于第10个收入分位数和第75个收入分位数家庭其收入有增加迹象，当然，土地出租在这两个分位数的系数只在10%统计水平上显著。租入土地对消费各分位数的影响不显著，租出土地增加了消费中位数家庭的消费，但租出土地使得第90个消费分位数家庭的消费下降，这是否由于租出土地的富裕家庭把得到的土地租金储蓄起来，把储蓄作为一种“上瘾”行为进而节制消费(农村富裕家庭的炫耀性消费已完成使命)所致呢？货币产生产生货币。已经取得了少许，不愁不能取得更多。最困难的是这少许的取得。探究租出土地为什么会对消费分位数产生此种效应可能是未来的研究主题。
2.地区异质性
表10是基于固定效应估计的东中西部土地出租对家庭人均收入、消费对数影响的回归结果。租入土地只对东部地区的收入产生显著的正向作用，东部地区农村的土地租赁市场比较发达，农业生产管理技术水平较高，从而能获得较为显著的回报。租入土地对中西部的收入、东中西部的消费均没有影响。土地租出行为对东中西部地区的收入、消费均没有显著影响。土地出租市场对东中西部地区的贫困均没有表现出统计显著性。
(三)基于生存模型的贫困效应再考察
农户摆脱贫困的机会可能会受到贫困持续时间的影响，贫困持续时间可能会受到贫困陷阱、人力或物资资本折旧、丧失工作能力或动机等因素的影响[18]。贫困的这种持久性或称持续时间依赖性导致采用标准logit/probit分析贫困问题时会产生偏误，之所以如此，是我们不知道在最初的调查(即2010年)观察到贫困是刚开始陷入的还是持续了一段时间的。为控制贫困持续时间和左截断问题的这种影响，本节将使用非参数Kaplan-Meier生存函数及半参数Cox的比例风险模型方法[19-20]，分析土地租赁市场对贫困的效应。
表10 东中西部土地出租对家庭人均收入、消费对数的影响：固定效应模型
假设tj，j=1，...，表示发生失败(failure，比如贫困)的时间，nj表示时间tj之前的失败数，dj表示tj时的失败数，Kaplan-Meier生存函数S表示为：
(12)
式(12)的方差为：
(13)
如果将失败率定义为fj=dj/nj，那么风险(hazard)率的极大似然估计λj及其标准差sλj为：
(14)
尽管非参数Kaplan-Meier方法提供了风险率的一致估计及持续时间依赖性的程度，但它无法探究许多可能的贫困持续存在的根源——反映家庭异质性的协变量会影响贫困进入或持续的概率。Cox的比例风险模型允许估计有助于结束或开始一段时间的协变量，包括持续期本身的影响。一般地，非连续时间的风险率hbi可表示为：
hbi=pr[Tbi=t|Tbi≥t;Xbi]
(15)
式(15)中hbi代表i家庭(个体)的非连续时间风险率，Tbi表示i家庭的第b个贫困持续期，Xbi表示时变和时不变的协变量。研究持续期的Cox参数模型形式可写成如下形式：
hbi=ω0(Tbi)exp[Xbi(Tbi)′τ]
(16)
ω0(Tbi)代表特定时间段未知的基础风险率，τ是需要估计的系数，系数为正表明事件发生的概率增加，系数为负则表明事件发生的概率下降。
表11是所有样本基于Kaplan-Meier方法估计的生存函数及贫困退出概率情况，所有样本贫困退出概率没有显示出负向的持续时间依赖性。比如，第一轮调查之后贫困退出的概率为3.57%，而经过五轮调查之后贫困退出的概率为9.3%。
表11 生存函数及贫困进入率：Kaplan-Meier估计
表12是基于Kaplan-Meier方法估计的租入者、租出者生存函数及贫困退出概率情况，表12显示三轮调查之后，租入者的贫困退出概率显示出一些下降态势，土地租入者贫困退出概率均大于土地租出者贫困退出概率，比如第一轮调查之后，土地租出者贫困退出概率为2.2%，而租入者则为3.6%，第五轮调查后，租出者、租入者贫困退出概率分别为4.1%、6.3%，土地租出者享受的福利比土地租入者的福利低，这可能是因为土地租出者的议价能力低(土地租出的供给增加而土地租入的需求下降，参见表1)或其非土地资产水平不高所致。其实，使用静态的福利测度指标如家庭人均消费指标也显示，土地租出者的福利状态(家庭人均消费)的低于土地租入者的福利状态(参见表2)。
表12 土地出租市场不同状况下的生存函数及贫困进入率：Kaplan-Meier估计
在经历了五轮调查后，土地租入者继续留在贫困中的概率(77.6%)小于土地租出者继续留在贫困中的概率(87.1%)，图1的土地出租市场不同状况下的生存函数也佐证了这一现象。
表13是基于Cox回归的贫困Proportional hazard结果，与前述不考虑时间的贫困回归结果相同，土地租赁中供给方、需求方的回归系数仍不显著，控制变量中只有家庭总资产对贫困状态有显著负向影响外，其他变量系数均没有表现出统计显著性。这一部分的分析也佐证了前述结论的稳健性。
图1 土地出租市场不同状况下的生存函数
表13 贫困的Proportional hazard结果(Cox回归)
本文利用中国家庭动态跟踪调查(CFPS)2010年、2012年、2014年、2016年、2018年五次调查的农户面板数据，首先分析了中国农村土地租赁市场的发展趋势、动因，然后基于面板固定效应模型研究了土地租赁市场对家庭收入、消费及贫困的效应，最后在考虑贫困持续时间的非参数Kaplan-Meier模型及COX生存模型情形下，对土地租赁的减贫效应进行了再考察。结果显示，2010年—2018年，租入土地家庭的占比从2010年的两成逐步下降到2018年的一成，而租出土地的家庭占比则从2010年不足5%逐步上升到2018年15%左右，农村家庭参与土地租赁的比例每个时期均维持在25%左右；
农业生产能力较强的农户更倾向于租入土地，农业生产能力强的农户更不愿意租出土地，但农业生产能力变量并没有表现出统计显著性，土地租赁市场并不能真正提高效率。土地租赁市场将资源从土地相对丰富的家庭转移到土地相对贫困的家庭，说明农村土地出租市场促进了平等；
租入土地的收入增加效应主要集中在收入分布的中下端，租出土地增加了消费中位数家庭的消费，但租出土地使得富裕家庭的消费下降，租入土地只对东部地区的收入产生显著的正向作用，尽管土地租赁市场的收入、消费效应具有分布、地区的异质性特点，但土地租赁对全部样本的收入、消费、贫困均无显著影响；
基于生存模型的贫困效应考察也表明土地租赁市场依然对减贫没有显著作用。
参与土地租赁的农村家庭比例每个时期均维持在四分之一左右，四分之三的农户不参与土地租赁行为，农业经营仍然分散，这说明土地的社保功能依然强劲，所以，完善农村社会保障体系，消弱土地的社会保障功能对农村土地租赁市场发育有重要的意义；
探索创新各种不同的农村土地流转模式，如农村土地入股、农村土地股份合作、农村土地转包等模式，籍此推动农村土地流转，实现规模经营，解决土地细碎化问题；
农村土地租赁市场虽然提高了公平，但其效率有限，如何通过土地租赁市场使效率和公平统一并增进农户福利，是未来的一项重要研究课题。此外，对不同地区、不同收入的异质性人群实行不同的政策以促进土地租赁市场的发展，比如对于土地租赁市场不发达地区，政府应提供非农就业培训以便农民从事非农工作，也是题中应有之义。