土地流轉對農戶增收效應的影響
——基于CHFS數據實證分析

吳笑語， 蔣遠勝

(四川農業大學經濟學院，四川成都611130)

推動鄉村振興，實現共同富裕，努力實現高質量發展，是實現中華民族偉大復興的前提。“鄉村振興”戰略的推進要遵循“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”這20字綱領。其中，實現生活富裕是根本，即“三農”工作的重中之重在于促進農民增收。而“共同富裕”中，富裕代表著人民群眾對更高生活水平的追求，也代表著更進一步的經濟發展情況，共同則意味著更加美好的生活是要更加公平地惠及全體人民群眾[1]。在追求生活水平不斷提高的前提下，全面推動共同富裕的實現，縮小城鄉之間、區域之間的差距，既要提升效率又要維護公平。

如圖1所示，從2013年到2020年，中國城鄉居民的人均可支配收入呈逐年增長態勢，但城鄉居民收入差距卻呈現出擴大的趨勢，要想實現共同富裕，就必須解決農民增收問題。收入的增長依賴于生產要素投入的加大，而土地作為農戶最重要的生產要素，不僅可以有效解決農民就業問題，還發揮著社會保障的作用，是農戶增加收入的重要源泉，因此如何有效配置土地資源也直接影響農戶收入分配問題[2-3]。傳統小農耕作方式可能導致土地細碎化、生產效率低下等問題，雖然國家的土地政策能夠在一定程度上遏制土地的頻繁調整及土地細碎化問題，但是農村勞動力大規模流動帶來的遷移，也導致一些地區農戶與承包地之間出現不匹配的情況，土地資源配置失衡，使得農戶之間的收入呈現出分化趨勢[4-6]。為了克服這一弊端，土地制度從2005年開始調整，近年來更是啟動“三權分置”方案來促進農村土地有序流轉，同時通過引導以專業大戶、家庭農場、合作社等為代表的新型農業經營主體參與土地流轉，從而實現適度化的規模經營。土地流轉逐漸呈現出多元化、市場化、規模化的趨勢[7]。一是許多農民不再被局限在土地上，自由地進入勞動力市場從事非農職業，尋求非農收入的增長；二是大量新型經營主體通過土地流轉實現了規模經營，借助農機服務實現農業收入的增長。過去十幾年里，中國農村土地流轉取得了快速的發展。據統計，全國家庭承包耕地流轉面積在2007年僅有4 266 666.67 hm2，到2016年底增長到3.14×107hm2，在總承包經營耕地中的所占比例由不足5.0%上升至35.1%；同時流轉出耕地的農戶也達到了6.788 9×107戶，達到總量的29.7%。伴隨著土地流轉的大量增加，農業新型經營主體先后涌現，大約8.77×105家家庭農場、1.794×106家農業合作社在承包他人土地后成立；全國已有超過30%的農戶進行了土地流轉，該比例在部分東部沿海發達省份甚至超過了50%[8]。隨著時間的推移，全國家庭承包耕地流轉面積比例與流轉出承包耕地的農戶比例均呈現增長態勢，2019年分別達到了35.9%和33.3%[9]。在此背景下，農業規模化和現代化水平得到了明顯提升，同時，農業生產資源配置情況以及農戶收入分化情況也得到明顯改善[10]。

數據來源：國家統計局。

實現共同富裕除了關注城鄉收入差距問題，還要關注不同農村區域之間、不同農村收入群體之間的收入差距狀況。圖1顯示2013-2020年中國農村居民人均可支配收入從9 429.6元提高至17 131.0元，年均增長8.90%。然而依據《中國住戶年鑒》的分類標準，2000-2019年中國農村20%高收入農戶人均純收入增長4.32倍，而同期20%低收入農戶僅增長3.31倍；2019年20%高收入農戶人均可支配收入是20%低收入農戶的10.35倍，相比2013年的7.41倍增速明顯提升[4,11]。土地流轉政策是為了實現土地和勞動力資源的最優化配置，重塑農村人地關系，拓展農戶的收入來源，提高農戶的家庭收入，能夠促使城鄉之間收入差距的縮小，有助于共同富裕的實現。但是，學者們對于土地市場(包括土地銷售和租賃市場)在土地使用和分配方面的效率及對促進社會公平的作用上存在不同的研究結論[12]。就土地流轉而言，眾多學者從土地流轉對收入結構、收入分配、農業投資與農業生產效率、土地流轉的福利效應以及減貧效應等方面進行了研究，但研究結論仍存在明顯爭議[13-15]。一部分學者認為，土地流轉有利于促進土地規模經營、提高農業生產效率，也有利于農村勞動力非農就業，因而有助于提高農戶家庭的收入或福利水平，是農民是否愿意繼續進行土地流轉的重要依據[5,16]。同時，部分學者研究認為土地流轉對不同農戶收入的影響具有明顯差異，即流轉戶與未流轉戶、轉入戶與轉出戶之間的收入具有明顯的差異性[17]。一些學者研究結果表明土地的轉入和轉出都能夠增加農民的收入[18-20]，其他研究者則認為土地流轉的雙方中只有一方能夠具有顯著的增收效應[13,21-22]。此外，學者們還關注土地流轉對于不同收入來源的影響。另一部分學者從農戶純收入、經營性收入、工資性收入與土地租金收入等方面研究了土地流轉的影響[3,23-25]。有學者得出的結論是，農戶的收入并沒有因為土地流轉而發生顯著的變化，甚至可能會受負向影響[26-28]。這主要是因為雖然中國土地流轉市場發展較為迅速，但是土地流轉對土地資源配置的優化作用有限，土地未能在市場作用下集中于生產效率更高的農戶之手，農村勞動力比較優勢也得不到充分的發揮，同時也存在非農務工、政府主導、土地市場資源配置扭曲等情況，因而在提高農戶收入上存在一定障礙[29-31]。

此外，學者們還研究了土地流轉對農戶間收入差距的影響。一些學者認為，土地流轉有利于減緩農村居民收入不平等程度；另一些學者持相反的觀點，認為土地流轉擴大了農戶之間的貧富差距[13,32]。基于上述分歧，學者們開始運用多種方法對上述分歧進行探究。一些學者借助反事實分析框架，采用模擬土地流轉前的基尼系數與實際情況相比較的方法來考察土地流轉前后農戶的收入差距是否發生了變化。朱建軍等[33]、史常亮等[34]的研究結果表明，土地經營權的集中更有利于高收入農戶收入水平的提升，會拉大農戶之間的收入差距。韓菡等[35]研究發現，經濟發達、土地單位收益高的地區土地流轉會擴大農戶的收入差距，在經濟欠發達、土地單位收益低的地區土地流轉會縮小農戶的收入差距。楊子等[20]估計了土地流轉對收入差距的邊際效應，認為土地流轉沒有產生顯著的影響。這些結論產生差異的原因，可能是農戶的異質性和自選擇問題沒有得到足夠的重視和處理，這使得最終的計量結果產生了一定的偏差。為此，本研究在現有學者研究的基礎上，利用內生轉換(ESR)模型等方法研究土地流轉對農戶人均收入的影響及其收入效應差異，為相關部門土地政策的制定和實施提供決策參考。

1 材料與方法

1.1 研究方法

1.1.1 研究假說

1.1.1.1 土地流轉促進農戶收入增長的假說1 土地流轉主要是通過促使土地資源的優化配置，將土地這一生產要素從生產效率較低的生產者手中轉移到生產效率較高的生產者手中[36]。就土地轉入者而言，耕作土地面積增加，在規模化的土地上進行集約化經營，在農業機械的助力下提高耕作效率的同時，發揮勞動力、農資物品等生產要素的作用，不僅能壓縮農業生產和銷售的成本，還能實現促進農業收入水平的提升。就土地轉出者而言，不僅能夠獲取持續穩定的租金收入，還能夠通過從事非農職業獲取非農收入，或者自主創業獲得經營收入。因此，我們旨在驗證如下假說：參與農村土地流轉的農戶家庭平均收入水平顯著高于未參與農戶。

1.1.1.2 土地流轉促進農戶收入增長的假說2 基于農戶在生產能力、要素稟賦上的差異，收入水平存在差異的農戶從土地流轉中享受到的福利也是具有明顯差異[37]。對于低收入農戶，從轉入的角度來看，他們在資金和技術上并沒有比較優勢，因此沒有足夠的能力從土地流轉市場中轉入較多的土地來形成規模化經營；從轉出的角度來看，部分低收入農戶將土地視為生活保障和養老保障的基礎，存在不愿轉出土地的現象。但是隨著現階段中國城鄉居民社會養老保險的持續推廣以及家庭勞動力長期向非農部門轉移，部分低收入農戶也傾向于通過土地轉出獲取持續穩定的租金。對于高收入農戶，從轉入的角度來看，他們在資金、技術以及社會資本上都有較為明顯的比較優勢，有能力從土地流轉市場中轉入較多的土地來形成規模化經營，獲取更多的農業收入；從轉出的角度來看，高收入農戶在擺脫土地的束縛后，也有能力進入非農部門務工或經營工商業，同樣能夠獲取更高從業收入。因此，我們提出如下假說：土地流轉更有利于最低收入和最高收入農戶的收入增長，土地流轉對不同收入農戶的影響呈U型。

1.1.2 模型構建

1.1.2.1 內生轉換回歸(ESR)模型 由于農戶選擇是否參與土地流轉是一種自選擇行為，農戶家庭的異質性會導致不同家庭參與土地流轉的收入效應具有明顯差異。具體來說，有些家庭參與土地流轉后收入得到較大提高，而有些家庭的收入卻沒有發生較大變化。因此本研究選擇運用ESR模型來修正因自選擇行為導致的偏差，并構建土地流轉處理效應的反事實分析框架驗證參與土地流轉對農戶收入產生的影響[32,38]。

根據Maddala[39]的方法，首先建立農戶是否參與農村土地流轉的選擇方程：

Di*=Ziγ+μi

若Di*>0，則Di=1；否則Di=0

(1)

(1)式中，Di*為潛變量，Di=1表示農戶i參與土地流轉，Di=0表示農戶i未參與土地流轉；Zi為外生解釋變量向量，是影響農戶決定是否參與土地流轉的一組解釋變量；μi為隨機誤差項。

那么參與和未參與土地流轉的農戶收入結果方程為：

lnY1i=X1iβ1+ε1iifDi=1

(2-a)

lnY0i=X0iβ0+ε0iifDi=0

(2-b)

(2-a)與(2-b)式中，Y1i表示參與土地流轉農戶的家庭人均純收入，Y0i表示未參與土地流轉農戶的家庭人均純收入，X1i=X0i=Xi代表影響農戶家庭收入的可觀測解釋變量，ε1i、ε0i是隨機誤差項。

基于選擇方程(1)計算得到的逆米爾斯比率λ及其協方差引入結果方程中解決由不可觀測因素導致的樣本選擇性偏差問題：

lnY1i=X1iβ1+σ1μλ1iifDi=1

(3-a)

lnY0i=X0iβ0+σ0μλ0iifDi=0

(3-b)

(3-a)與(3-b)式中，λ1i、λ0i表示觀測不到的農戶能力或者偏好帶來的選擇差異，σ1μ=cov(ε1,μ)和σ0μ=cov(ε0,μ)表示選擇方程和結果方程誤差項的協方差。再通過完全信息極大似然法對選擇方程(1)和(3-a)式、(3-b)式進行聯立方程估計[40]。可以得到流轉戶和未流轉戶的平均收入方程(4-a)式和(4-b)式，而模擬出的反事實平均收入方程為(4-c)式和(4-d)式：

E[lnY1i|Di=1]=X1iβ1+ρ1σ1λ1i

(4-a)

E[lnY0i|Di=0]=X0iβ0+ρ0σ0λ0i

(4-b)

E[lnY0i|Di=1]=X1iβ0+ρ0σ0λ1i

(4-c)

E[lnY1i|Di=0]=X0iβ1+ρ1σ1λ0i

(4-d)

實際參與土地流轉農戶平均收入的平均處理效應為方程(4-a)與方程(4-c)之差：

ATT=E[lnY1i|Di=1]-E[lnY0i|Di=1]=X1i(β1-β0)+λ1i(ρ1σ1-ρ0σ0)

(5-a)

實際未參與土地流轉農戶平均收入的平均處理效應為方程(4-d)與方程(4-b)之差：

ATU=E[lnY1i|Di=0]-E[lnY0i|Di=0]=X0i(β1-β0)+λ0i(ρ1σ1-ρ0σ0)

由于化工裝置現場的電磁噪聲環境十分復雜，電纜既會作為受擾對象吸收來自外界的電磁干擾，也可作為噪聲源將電磁噪聲輻射至周圍的線路和設備中。儀表電纜常采用對絞和屏蔽的方式來降低電磁干擾的影響。

(5-b)

1.1.2.2 無條件分位數處理效應(UQTE) 模型與廣義分位數回歸(GQR)模型 運用分位數處理效應模型來估計土地流轉對位于不同收入點位上農戶的異質性影響。由于政策制定部門并不在意農戶的個體特征差異，而是更關心土地流轉對農戶收入產生的邊際影響，因此本研究運用無條件分位數處理效應進行估計[41-42]。無條件的處理效應在進行估計時，將處理變量和控制變量進行區分，估計結果中自變量系數差別能夠解釋土地流轉對農戶收入差距的影響，直接用于政策解釋。同時引入工具變量，解決農戶參與土地流轉的自選擇問題所導致的偏差[43]。

首先，假設農戶收入是關于協變量X和土地流轉變量D的半對數線性函數：

lnYi=γτDi+Xiβτ+εi,Qεiτ=0

(6)

(6)式中，Qεiτ是不可觀測的隨機變量εi的τ分位數；γτ是在τ分位數上的分位數處理效應。

進一步根據Fr?lich等[44]的方法，τ分位數上的無條件分位數處理效應為：

γτ=QY1τ-QY0τ

(7)

此時，在滿足共同支撐條件、給定協變量時，引入的是二值虛擬變量的工具變量：

(8)

(8)式中，有共同支撐0

廣義分位數回歸GQR屬于無條件分位數回歸技術，用其估計土地流轉對農戶收入處理效應[43]：

(9)

其中，ρτ(Xi)=u(τ(X)-1),u<0。

1.2 數據來源與變量選取

采取2015年中國家庭金融調查(CHFS)數據進行實證研究。在數據處理過程中，首先選取農村戶籍的農戶樣本，然后根據研究目標和CHFS問卷中的問題選取所需變量，其中包括涉及農戶家庭收入、農戶參與土地流轉、農戶個體及家庭特征的相關變量。經過上述處理后，獲得有效樣本10 701份，樣本覆蓋全國28個省(區、市)。

變量選取方法：(1)結果變量Y，Y是農戶家庭人均收入，回歸時采用自然對數lnY形式。(2)處理變量D，D是農戶家庭是否參與土地流轉。在問卷中，對問題“您家是否轉入耕地”或“您家是否轉出耕地”選擇了“是”，即認為該農戶家庭在當年進行了土地流轉，賦值D=1；而這兩個問題同時選擇“否”的農戶家庭沒有進行土地流轉，賦值D=0。(3)工具變量V，選取的工具變量是“土地質量”和“社會養老保險”。在問卷中，對問題“這塊耕地的土地質量如何”，選取“一般”及以上的賦值土地質量=1，選取“一般”以下的賦值土地質量=0；對問題“目前參加的是下列哪種社會養老保險”，選取“都沒有”的賦值社會養老保險=0，選取除“都沒有”以外選項且“是否已開始領取”回答為“否”的賦值社會養老保險=1。(4)控制變量，具體包括家庭人均擁有的承包地面積、家庭勞動力比例、年齡、是否從事工商業、身體健康狀況以及區域虛擬變量。變量及其描述性統計如表1所示。

表1 變量及其描述性統計

2 結果與分析

2.1 內生轉換回歸(ESR)模型估計結果

農戶土地流轉選擇方程與家庭平均收入方程的估計結果見表2。在選擇方程的回歸結果中，家庭人均承包地面積對農戶是否參與土地流轉產生了顯著的正向影響，家庭人均承包地面積越大的農戶流轉的意愿越高。家庭勞動力比例越高的農戶，流轉傾向越明顯，這可能是因為如果選擇土地轉入，家庭中更多的勞動力能夠方便進行規模化的家庭農場經營，而如果選擇轉出，解放出來的多余勞動力也能夠開啟非農職業來實現家庭增收。農戶家庭是否從事工商業對他們參與土地流轉也有著顯著的正向影響，如果農戶家中有穩定的非農收入，他們可以放棄對土地的依賴將土地轉出，也有經營資本來轉入土地進行擴大經營規模。農戶家庭的土地質量也對參與土地流轉有著顯著的正向作用，具體而言，質量更好的土地更容易流轉出去，并且這類土地在市場上的價格也會相對更高一些。擁有社會養老保險的農戶進行流轉的幾率也會相對更大，未來可預期的養老手段能夠讓他們更加放心地將土地租出，也可以在養老無憂的前提下借助政策扶持來擴大農業規模。可以看出，資源稟賦相對更優的農戶會更傾向于進行土地流轉，原始的資本積累能夠幫助他們更好地進入土地流轉市場，更加從容地作出選擇。

表2 農戶土地流轉選擇方程與家庭人均收入方程的估計結果

在收入方程的回歸結果中，家庭成員的年齡對土地未流轉農戶的家庭人均收入有顯著負向影響。家庭人均承包地面積對土地流轉戶的家庭人均收入也有著顯著的負向作用，這可能是因為部分農戶在轉入土地后并未能夠通過規模的擴大和單位面積投入的減少來達到人均收入增加的目的，他們仍然需要在技術的運用上得到提升。對于未參與土地流轉的農戶來說，家庭勞動力比例越高，他們的家庭人均收入越高，這表明現階段的農戶還是要依靠勞動力這一生產要素的投入來提高收入。家庭是否從事工商業以及家庭成員的身體健康狀況對于參與和未參與土地流轉的農戶家庭人均收入都有著顯著的正向影響，且對于土地未流轉戶的影響效果更大。可能的原因在于，對于土地未流轉戶，土地及其產出是家庭中重要的資源和財富，身體的健康與否直接關系著農業產出和收入；同時，如果能夠有著其他穩定的工商業收入，他們的人均收入會得到較大的提升。此外，rho0和rho1符號相反(rho0和rho1分別代表收入方程與選擇方程的相關系數)，這意味著土地流轉產生更高收入的預期對農戶土地流轉決策有著影響[38]。

土地流轉對農戶家庭人均收入的處理效應估計結果表明，就進行了土地流轉的農戶而言，土地流轉對他們的家庭人均收入的影響顯著為正，收入增加了70.6%，實際參與土地流轉農戶人均收入的平均處理效應(ATT)為0.534***(標準差0.252)；而那些沒有進行土地流轉的農戶，假如進行土地流轉，其家庭人均收入將增加86.8%，實際未參與土地流轉農戶人均收入的平均處理效應(ATU)為0.625***(標準差0.270)。所以，如果未進行土地流轉的農戶能夠在之后參與土地流轉，他們的收入也將得到較大的提升。

2.2 無條件分位數處理效應UQTE模型估計結果

在0.1到0.9個不同收入分位點上，農戶參與土地流轉的處理效應估計結果見表3。在采取了3種不同無條件分位回歸技術的情況下，我們得到了幾乎相同的趨勢：土地流轉對不同收入農戶的收入效應呈現U型，且對低收入階層的影響更大。土地流轉的收入效應對低收入階層的影響效果更為明顯，在0.1分位點上達到最高值，這有助于他們縮小自身與中游收入階層農戶間的差距；對于中游甚至中上游收入階層的農戶，土地流轉產生的收入效應是最小的；而對于高收入的農戶階層，尤其是0.9分位點上的農戶，土地流轉產生的收入效應有所回升，雖然效應不及0.1分位點上高，但是基于高收入農戶的基礎收入，這將加劇他們與中游收入階層農戶的差距。究其原因，當前小農戶的種植收入相對較低，而同時許多有著租地需求的地區由于供求關系地價則相對較高，一旦農戶的土地能夠順利轉出，所獲取的穩定租金相對可觀；而對于中游收入階層的農戶，他們的原始資本積累不能夠幫助他們迅速擴大土地規模，形成規模經營，而轉出土地所獲取的租金相對他們的已有收入并不能拉開太大差距；對于高收入的農戶，如果他們能夠轉入大量土地，開設家庭農場或者合作社，形成具有特色的產業，能夠獲得較為可觀的收入。

表3 農戶土地流轉收入效應的無條件處理效應估計結果

不同收入的農戶參與土地流轉的處理效應因地域差異而有所不同，農戶的收入分配差距在地域上更加明顯。由表4可以看出，在東部和中部地區，土地流轉對不同收入農戶的收入效應呈現U型，且對低收入階層農戶的影響更大，但是在西部地區，土地流轉對農戶的收入效應隨著農戶收入的增加而減弱，這可能是西部地區復雜的地形地貌導致的。一方面，高收入的農戶即使轉入大量土地也只能在少數的平整地塊使用機械耕作，因此在勞動力的投入上花費較高，另一方面，這些土地還需要大量的資金投入來進行平整等，這可能是導致土地流轉對高收入農戶作用效果相對較小的原因。這也意味著，土地流轉政策對共同富裕的支持作用，在東部地區體現得更加明顯，但在中西部地區，土地流轉對共同富裕的支撐作用相對較弱，但依然對共同富裕是有著顯著積極影響。

表4 農戶土地流轉收入效應的廣義分位數回歸結果

2.3 ESR模型的穩健性檢驗

同時使用普通最小二乘法(OLS)、兩階段最小二乘法(2SLS)、傾向得分匹配法(PSM)和赫克曼兩階段模型(Heckman)再次進行回歸，選用同樣的控制變量和工具變量，以此作為穩健性檢驗，結果如表5～表7所示。Heckman選擇方程的估計結果與ESR選擇方程的估計結果類似，家庭人均承包地面積對農戶是否參與土地流轉有著顯著的負向影響，而家庭勞動力比例、是否從事工商業、土地質量以及是否購買社會養老保險對農戶是否參與土地流轉的有著顯著的正向影響。OLS、2SLS以及Heckman收入方程的估計結果與ESR收入方程的估計結果類似。總的來說，土地流轉對農戶人均收入增加有著正向影響，年齡和家庭人均承包地面積對農戶人均收入有著負向影響，而家庭勞動力比例、是否從事工商業和農戶健康狀況對農戶人均收入有著正向影響。表6中PSM估計結果也顯示土地流轉對農戶人均收入的影響顯著為正，沒有參與土地流轉的農戶假如能夠參與土地流轉，他們也能夠較大地提高收入。

表5 農戶參與土地流轉收入效應的OLS、2SLS估計結果

表6 農戶參與土地流轉收入效應的PSM估計結果

表7 農戶參與土地流轉收入效應的Heckman估計結果

3 結論與政策建議

本研究基于2015年中國家庭金融調查(CHFS)數據，利用內生轉換回歸模型分析了農村土地流轉對農戶家庭人均收入的影響，在此基礎上，基于無條件分位數處理效應模型測算土地流轉對不同收入農戶的收入效應，實證結果表明：(1)農戶參與土地流轉能夠有效地提高家庭人均收入，土地流轉具有收入效應，參與土地流轉的農戶比未流轉戶的人均收入顯著提高了70.6%。(2)不同收入的農戶間土地流轉的收入效應存在差異，土地流轉對于共同富裕的支持在不同收入群體的農戶間也有著不同表現。收入較低的農民通過土地流轉可以大幅增加收入，縮小與中等收入農民的收入差距，但收入較高的農民也可以通過土地流轉獲得更大的收入增長，這也會促使他們與中等收入農民的收入差距拉大。即對于低收入的農戶來說，土地流轉對共同富裕有著相對顯著的支持作用，而對于中等收入的農戶來說，土地流轉雖然可能拉大他們與高收入農戶的差距，但與低收入農戶的差距相應縮小。可以說，農村土地流轉在一定程度上促進了農村社會公平，對實現共同富裕有促進作用。(3)對于位于東部、中部和西部的農戶而言，不同收入水平的農戶間土地流轉的收入效應也是不同的。土地流轉政策對東部農戶增收效果最好，對當地農戶共同富裕的實現貢獻更大。

基于以上結論，為實現共同富裕目標，提出以下政策建議：(1)制定土地流轉相關政策時，對中低收入農戶、中西部地區農戶予以一定的政策傾斜，讓中低收入農戶，尤其是西部地區低收入農戶，能夠放心地進入土地流轉市場，從而防止與高收入及東部地區的農戶群體拉開收入差距，保證土地流轉對生產效率提升的同時兼顧公平、共同富裕原則。(2)鼓勵中東部地區有租地需求的個人或集體到西部流轉土地，并根據其農產品需求和西部特色進行產業布局、產業升級，進一步提升西部地區土地流轉農戶的收入增長，縮小東、西部地區收入差距。(3)鑒于轉入土地后的新型經營主體需要大量的前期投入，農村金融機構應該給予一定的信貸優惠政策，政府也應該在經濟、農田基礎設施建設、銷售等方面給與一定的補貼。為轉出土地的農戶提供就業和進一步增收的機會。(4)政府應定期培訓低收入農戶，監督其孩子接受教育，從而保障他們有終生學習、長期增收、豐富精神生活的能力，促進物質、精神的共同富裕。