不同模式農地整治的收入分配效應及其區域差異

張超正，楊鋼橋*，陳丹玲，文高輝

（1. 華中農業大學公共管理學院，湖北 武漢 430070；2. 華中科技大學公共管理學院，湖北 武漢 430074；3. 湖南師范大學資源與環境科學學院，湖南 長沙 410081）

改革開放以來，中國農村經濟增長取得了舉世矚目的成績，農村居民收入水平穩步提高，但農村居民收入分配不平等的現象卻在持續惡化[1-2]。根據國家統計局的數據，農村居民收入的基尼系數從1978年的0.21增加到2011年的0.39，33年間增長超過了85%；農村居民中20%的高收入群體和20%的低收入群體間的收入差距也從2000年的6.47倍擴大到2017年的9.48倍，17年間擴大了3.01倍[3-4]。收入分配惡化將引致農村貧困問題的加劇和抑制農村居民收入的增長[5-6]。研究表明，自然資本、人力資本、物資資本、金融資本、社會資本等生計資本是影響農戶收入差距的微觀基礎。如：在自然資本方面，土地細碎化和小規模經營是影響農戶農業收入不平等的原因[7-8]；在人力資本方面，健康體現出的人力資本可使農戶避免陷入貧困陷阱，而教育和技能體現出的人力資本則會拉大農戶收入差距[9-10]；在物質資本方面，由于農戶既是生產單位也是消費單位，基于小農經濟特征的家庭收入依賴物資設備和基礎設施[10-11]；在金融資本方面，農戶金融資產和借貸已經成為影響農戶收入水平及差距的顯著因素[9,12]；在社會資本方面，由于低收入農戶社會資本的擁有量和回報率低于高收入農戶，從而社會資本成為形成農戶收入差距的關鍵因素[13-14]。也有研究表明，農業生產和非農就業等生計策略是導致農戶收入分配格局扭曲的直接原因。如：通過向非農產業轉移獲得非農收入已經成為農戶收入的主要來源，非農就業收入增加能從總體上增加農戶收入，但由于非農就業收入分布并不均勻，非農就業對農戶收入分配不均程度的貢獻不斷提高[15-16]。

上述研究為本文提供了重要的理論參考和方法借鑒，但仍有如下不足：一是尚未分析不同模式農地整治的收入分配效應。地方政府主導模式和新型農業經營主體主導模式的農地整治通過增加農戶生計資本[17]和改善農戶生計策略[18]，已被證明是增加農戶收入的有效途徑[19-20]。從這個角度來看，上述兩種模式的農地整治也必然是影響農戶收入分配的重要因素。二是倍差法逐漸為國內外學者所接受或青睞，眾多學者運用倍差法來評估不同模式農地整治項目的實施績效，但其重點關注的是不同模式農地整治對結果變量的平均處理效應。倍差法旨在考察解釋變量X對被解釋變量Y的條件期望E(Y|X)的影響，無法揭示解釋變量X對整個條件分布Y|X的影響，條件期望E(Y|X)只是刻畫條件分布Y|X集中趨勢的一個指標而已，若條件分布Y|X不是對稱分布的，則條件期望E(Y|X)很難反映整個條件分布的全貌，但分位數回歸可提供條件分布Y|X的全部信息[21]。因此，本文基于湖北省江漢平原天門市和潛江市、武陵山區宣恩縣和咸豐縣483份農戶調查數據，采用分位數倍差法評價不同模式農地整治的農戶收入分配效應及其區域差異，以期為農地整治機制體制創新和改善農村居民收入分配提供參考。

1 研究區域和數據來源

1.1 研究區域

結合湖北省的實踐，按照實施主體的不同，可將農地整治項目的實施模式劃分為地方政府主導模式和新型農業經營主體主導模式[17-18,20]。地方政府主導模式是由地方政府組織，自然資源部門牽頭，農業、水利等相關部門聯合實施的“自上而下”的實施模式；新型農業經營主體主導模式是指家庭農場、農業龍頭企業和農民專業合作社等因農業產業發展需要而自發組織和投資，地方政府給予一定獎補的“自下而上”的實施模式[18,20,22-23]。這兩種模式農地整治的比較詳見張超正等[20]的研究成果。由于目前新型農業經營主體主導模式的農地整治項目數量較少，本文的新型農業經營主體主導模式僅包括農業龍頭企業主導模式和農民專業合作社主導模式。

根據研究目的，研究區域的選擇主要基于以下三點考慮：首先，包含上述兩種模式的農地整治項目，以評價不同模式農地整治的收入分配效應；其次，項目交付使用時間在2年及以上，以保證農地整治后農戶的收入效應已趨于正常化；最后，涵蓋不同的地貌類型，以檢驗本文研究結論在不同區域的普適性或差異性。因此，本文最終選擇湖北省江漢平原的天門市和潛江市、武陵山區的宣恩縣和咸豐縣作為研究區域。天門市和潛江市位于武漢都市圈和漢江經濟帶，主要地貌類型是平原，經濟社會發展水平較高。天門市2017年地區生產總值為528.25億元，農村常住居民人均可支配收入為15367元，常住人口城鎮化率為53.20%；潛江市2017年地區生產總值為671.86億元，農村常住居民人均可支配收入為16397元，常住人口城鎮化率為59.30%[24]。宣恩縣和咸豐縣位于國家連片特困地區武陵山片區和鄂西生態文化旅游圈，主要的地貌類型是山地，經濟社會發展水平較低。宣恩縣2017年地區生產總值為66.16億元，農村常住居民人均可支配收入為9408元，常住人口城鎮化率為36.70%；咸豐縣2017年地區生產總值為79.23億元，農村常住居民人均可支配收入為9475元，常住人口城鎮化率為41.35%[24]。

1.2 數據來源

選定研究區域之后，在湖北省自然資源廳網站、上述市（縣）自然資源和規劃局網站選擇符合要求的農地整治項目。選定農地整治項目之后，在項目區隨機選擇2-3個行政村，作為待調查的整治區；并在其周邊隨機選擇2-3個行政村，作為待調查的未整治區。本文最終選取7個整治區及其周邊未整治區作為調查區域，其中，天門市橫林鎮高標準基本農田土地整治項目、天門市黃潭鎮南水北調漢江沿線土地開發整理重大工程項目、天門市佛子山鎮高標準基本農田土地整治項目、咸豐縣黃金洞高標準基本農田土地整治項目為政府主導模式，天門市石河鎮華豐農機專業合作社高標準基本農田土地整治項目、潛江市熊口鎮“四化同步”示范鄉鎮土地整治項目、宣恩縣萬寨鄉伍家臺土地整治項目為新型農業經營主體主導模式。

課題組分別于2018年1月和3月組織研究生13人深入上述項目區，采取隨機抽樣和面對面訪談式問卷調查，調查對象為戶主或其配偶。問卷內容包括農地整治實施情況及農戶生計資本、生計策略和生計結果情況。剔除因數據缺失嚴重、回答前后矛盾等無效樣本27份，調查最終得到有效樣本483份，有效率為94.71%。其中，江漢平原地方政府主導模式整治區樣本132份，其周邊未整治區樣本80份；新型農業經營主體主導模式整治區樣本95份，其周邊未整治區樣本89份。武陵山區地方政府主導模式整治區樣本28份，其周邊未整治區樣本18份；新型農業經營主體主導模式整治區樣本27份，其周邊未整治區樣本14份。本文以2014年的數據反映整治前的情況，以2017年的數據來反映整治后的情況，其中2014年的數據是調研時通過農戶自我追述回憶收集得到。雖然武陵山區調查樣本較少，但由于農戶生計狀況相似，且通過與統計資料進行對比，發現此次調查樣本能較好地反映該區農戶的普遍情況。

2 模型構建和變量選取

2.1 模型構建

倍差法（DID）可利用農地整治項目實施所帶來的橫向單位和時間序列的雙重差異，來識別其對農戶收入的異質效應[25]。分位數回歸法（quantile regression）利用解釋變量和被解釋變量的條件分位數進行建模，試圖揭示解釋變量對被解釋變量分布的位置、刻度和形狀的影響[21]。Quantile DID模型的具體步驟為：①根據倍差法的基本思路分別將兩種模式整治區的樣本分為整治前和整治后的處理組，將其周邊未整治區的樣本分為2014年和2017年的控制組。②運用分位數回歸估計兩種模式的農地整治對不同收入組別農戶收入的邊際貢獻。如果某一變量對低收入組農戶的邊際貢獻大于中等收入組農戶和高收入組農戶，則該變量具有的作用就是改善農戶收入分配，反之則是惡化農戶收入分配[12,26]。將分位數倍差法的基準模型設定為[27]：

式中：Yitτ為農戶人均年純收入，其中i為農戶，t為年份，τ為分位數；dTit為時間虛擬變量，dTit=0為整治前，dTit=1為整治后；dBit為組別虛擬變量，dBit=0為對照組，dBit=1為處理組；dTit·dBit為時間虛擬變量和組別虛擬變量的交互項；CVit為可觀測的影響Yit的控制變量；εit為未觀測且無法控制的影響Yit的其他變量 ；β0τ、β1τ、β2τ、β3τ、βkτ為待估參數的估計量。β3τ反映兩種模式的農地整治對農戶收入分配的影響，為本文重點關注的系數。

在具體的計量分析中：①運用DID模型需要滿足同質性假設和隨機性假設[25]，由于地方政府和新型農業經營主體對項目區的選擇并非“抓鬮式”的隨機抽取，而是有針對性的選擇，從而導致處理組和對照組很有可能缺少一定的可比性，最終導致估計量有偏且不一致。為此，可以采用固定效應或一階差分模型[28-29]。對于兩期面板數據，固定效應模型和一階差分模型的估計參數和效率是完全一樣的[28]。參照學者們常用的計量經濟模型[17,20,29]，本文選擇一階差分模型。②運用依賴給定觀測信息、無需其他的假設或增加新的觀測的自助抽樣法，進行400次重復抽樣求得標準誤，以削弱分位數倍差法中誤差項的未知干擾，增強估計、推斷效能[30]。③利用全分位數回歸和winsorize縮尾處理進行穩健性檢驗。為較全面地分析不同模式農地整治對農戶收入分配的影響，本文參照已有研究成果[30-31]，選擇0.10、0.25、0.50、0.75、0.90五個經典分位點，分別對應農戶最低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組、最高收入組。盡管這五個分位點的回歸分析能夠較好地代表不同收入組別農戶之間的收入差距比較，但并不能全面描述解釋變量在全部分位點上的邊際貢獻變化情況，本文通過全分位數回歸將解釋變量在全部分位點上對農戶收入的邊際貢獻及其變化趨勢用直觀的圖形表示。運用winsorize縮尾處理法對連續變量上下2%分位數進行縮尾處理，以削弱極端值對結果的影響。限于篇幅，winsorize縮尾處理檢驗結果未在文中列示。

2.2 變量選取

農戶收入決定方程是實證研究農戶收入差距決定因素的重要依據[32]。按照收入來源劃分，農戶收入分為農業收入和非農收入[30]，本文選取家庭人均總收入及其分項收入作為被解釋變量；選取地方政府主導模式的農地整治、新型農業經營主體主導模式的農地整治作為解釋變量；人力資本和自然資本是農戶獲取收入的前提[27,33]，本文選取勞動力比例、勞均年齡、勞均受教育年限和人均耕地經營面積作為控制變量。

表1 變量類型與變量選取Table 1 Variable selection and types

3 實證結果與分析

3.1 江漢平原不同模式農地整治的收入分配效應

分位點由小至大反應農戶收入水平由低向高演變，通過對比地方政府主導模式和新型農業經營主體主導模式的農地整治的系數變化，可觀測到這兩種模式的農地整治對不同收入組別農戶收入的邊際貢獻及其變化趨勢。

1）計量結果。對于人均總收入，地方政府主導模式在0.10分位點不顯著外（表2），在其他分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高遞增（圖1）；對于人均農業收入，地方政府主導模式僅在0.25、0.50、0.75分位點通過顯著性檢驗，但系數隨著條件分布從低向高緩慢遞減；對于人均非農收入，地方政府主導模式在0.10分位點不顯著外，在其他分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高遞增。

對于人均總收入，新型農業經營主體主導模式在5個經典分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高遞增；對于人均農業收入，新型農業經營主體主導模式僅在0.75、0.90分位點上顯著，且系數隨著條件分布從低向高遞增；對于人均非農收入，新型農業經營主體主導模式在5個經典分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高遞增。

通過上述分析可以得到江漢平原地方政府主導模式通過增加農戶非農收入，進而惡化收入分配狀況；而新型農業經營主體主導模式通過增加農戶農業和非農收入，進而惡化收入分配狀況。

2）結果分析。江漢平原兩種模式的農地整治因顯著改善了農業生產條件，促進了農地流轉，提升了農業機械化、規?；剑糠洲r業勞動力得以解放，通過本地就業或外出務工進而擁有更多的非農收入[18,20]，且農戶家庭總收入的增加主要通過非農收入的提高來實現，但由于非農就業收入分布并不均勻，非農就業對農戶收入分配不平等的貢獻不斷提高。

地方政府主導模式主要以改善農地耕作條件為主，一般不改變原有的一家一戶的分散耕作方式，對促進規?；F代農業發展、提高農業生產效率的作用不明顯[20,23]，因而對提升農戶農業收入的作用有限。新型農業經營主體主導模式以發展規?；F代農業為目標，對降低現代農業發展的前期投入成本的作用也比較明顯[23]。相比較于地方政府主導模式，新型農業經營主體主導模式更能加速農業生產結構調整和農業經營方式轉型[19-20,23]，中高和最高收入組農戶通過返租倒包從新型農業經營主體手中轉入農地，開展稻蝦、稻鰍、稻蛙等綠色種養產業，由于不打農藥、不施化肥，致使水稻產量低但品質好、龍蝦品質好且產量高，農戶農業收入增加顯著；而最低和中低收入組農戶在獲得農地租金收入的同時，也減少了種植業收入，但單純的農地租金收入對最低和中低收入組農戶總收入的影響并不顯著。由新型農業經營主體開展項目建設的，必須保證項目區內農地經營權先行流轉面積達到較高的比例，即先流轉后整治[23]，因而也更能促進農地大規模流轉和提升農業機械化、規?；?，更多的農業勞動力向非農產業轉移[19-20,23]，進而促使項目區農戶非農收入顯著增加，最終導致農戶間的非農收入差距不斷擴大。

表2 解釋變量的分位數倍差法估計結果Table 2 Estimation results of explanatory variables with the quantile DID model

圖1 解釋變量全分位數回歸系數變化Fig. 1 Coef fi cient changes of explanatory variables with the full-quantile model

3.2 武陵山區不同模式農地整治的收入分配效應

本文利用江漢平原調查數據分析不同模式農地整治的收入分配效應并得到相關研究結論，但這一結論在不同地貌類型區域是具有普適性還是差異性？接下來將利用武陵山區調查數據進一步檢驗。

1）計量結果。對于人均總收入，地方政府主導模式在0.10分位點不顯著外（表3），在其他分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高波動遞增（圖2）；對于人均農業收入，地方政府主導模式在5個經典分位點均未通過顯著性檢驗；對于人均非農收入，地方政府主導模式在0.10分位點不顯著外，在其他分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高波動遞增。

對于人均總收入，新型農業經營主體主導模式在5個經典分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高波動遞增；對于人均農業收入，新型農業經營主體主導模式在5個經典分位點均未通過顯著性檢驗；對于人均非農收入，新型農業經營主體主導模式在5個經典分位點均通過顯著性檢驗，且系數隨著條件分布從低向高波動遞增。通過上述分析可以得到武陵山區兩種模式的農地整治均通過增加農戶非農收入，進而惡化收入分配狀況。

表3 解釋變量的分位數倍差法回歸結果Table 3 Estimation results of explanatory variables with the quantile DID model

圖2 解釋變量全分位數回歸系數變化Fig. 2 Coef fi cient changes of explanatory variables with the full-quantile model

2）結果分析。武陵山區近年來大力促進旅游業由“景點旅游”向“全域旅游”發展模式轉變，兩種模式的整治區均依托本地茶葉資源優勢，積極推動茶葉產業與旅游休閑產業融合發展，擴大了本地務工需求，增加了本地就業機會，降低了農民務工成本；農地整治后，生態環境條件和旅游基礎設施得到進一步改善，游客增加，部分農戶利用自家宅基地及其院落開展“農家樂”、“民宿”、“小賣部”等非農經營活動[20,34]，進而促使大部分農戶非農收入顯著增加，但農戶間的非農收入差距也在不斷擴大。由于農戶普遍在整治后的園地上種植生態有機茶，茶葉品質得到進一步提升，但也降低了茶葉產量，加之生態有機茶的市場推廣不力，價格優勢不明顯，導致絕大部分農戶農業收入略有減少。

4 結論與建議

4.1 結論

1）地方政府主導模式和新型農業經營主體主導模式的農地整治主要通過增加農戶非農收入，進而惡化收入分配狀況，且新型農業經營主體主導模式的收入分配惡化效應大于地方政府主導模式。兩種模式的農地整治可以促進農戶生計策略由純農型向兼業型和非農型轉化、兼業型向非農型轉變，且相比較于地方政府主導模式，新型農業經營主體主導模式對促進農戶上述生計策略轉變的作用更加明顯。

2）地方政府主導模式的農地整治對農業收入分配的影響不受地貌類型的制約，新型農業經營主體主導模式的農地整治對農業收入分配的影響受到地貌類型的制約。其中，新型農業經營主體主導模式會顯著增加平原中高和最高收入組農戶農業收入，而對山區不同收入組別農戶農業收入均沒有顯著影響。新型農業經營主體主導模式的農地整治更能促進平原農業生產由細碎化、分散化經營向規?；?、產業化經營轉變，而更能促進山區農村產業由單一性向復合型轉變。

4.2 建議

1）繼續大力實施地方政府主導模式和新型農業經營主體主導模式的農地整治項目。由于農地整治項目實施缺乏從微觀層面關注對農戶收入分配和發展能力的影響，在農戶資源稟賦差異等因素的中介作用下，導致出現農地整治惡化農戶收入分配的現象，考慮到農地整治對絕大部分農戶具有顯著的增收效應，今后仍應繼續大力實施農地整治，但同時也要以農地整治為抓手，做好對貧困戶和邊緣戶的幫扶工作、脫貧攻堅與鄉村振興的銜接工作。相比較于地方政府主導模式，新型農業經營主體主導模式更能增加農戶收入。然而，當前大規模推進的農地整治仍以地方政府主導模式為主，新型農業經營主體主導模式的項目實施數量還非常有限。建議在適合發展現代農業的區域逐漸縮減地方政府主導模式的農地整治項目，通過給予財政和政策支持，積極引導和推廣種糧大戶、家庭農場、農業龍頭企業和農民專業合作社等新型農業經營主體主導模式的農地整治項目。

2）重視非農就業對于縮小農戶收入差距的重要作用。非農收入已經成為農戶收入的主要來源，也是形成收入差距的主要原因。因此，應多渠道擴大低收入農民非農就業機會,提高其非農就業能力，如新型農業經營主體可以通過吸收入社、股份合作、就業帶動、結對幫扶等方式，帶動當地低收入農民增收致富；鼓勵農村資金互助社等新型農村金融機構的發展，降低農村小額貸款準入門款和貸款成本，為低收入農民從事非農經營活動提供資金支持。

3）調整農業產業結構是縮小農戶收入差距的現實選擇。農業收入是農戶的基礎性收入，而農業比較收益低下是導致農戶收入分配格局扭曲的關鍵因素。為打破這一瓶頸，除改善農業生產條件和提高農業生產效率外，還應立足資源稟賦和市場需求，加快推進農業產業結構調整，從而增加農戶農業收入成為比較務實的選擇。如平原可以農地整治為平臺，依托豐富的水資源，抓住綠色農產品市場需求旺盛的機遇，發展稻—蝦、稻—鰍、茭—蝦等綠色種養；山區可以農地整治為平臺，依托茶園、果園、菜園等農業產業資源和農村特色民居與民俗文化，發展生態旅游觀光、農業休閑體驗、民俗文化鑒賞等鄉村第三產業。