一、引言

党的十九大报告指出，实施乡村振兴战略是决胜全面建成小康社会的重大历史任务。乡村振兴战略的实施，必须以完善产权制度和要素市场化配置为重点，在落实第二轮土地承包到期再延长30年政策的基础上，完善农村承包地“三权分置”制度，通过土地要素市场实现规模经营。由此看出，国家鼓励土地流转、适度规模经营以发展现代农业的导向已经十分明确。中央一号文件中也多次提出完善农业支持保护制度，健全粮食主产区利益补偿机制，提高补贴效能。目前，我国已形成了以“粮食直接补贴、农资综合补贴、良种补贴”为主要内容的“农业支持保护补贴”，政策目标也调整为支持耕地地力保护和粮食适度规模经营。那么，逐年增长的农业补贴对农地流转的影响究竟如何?对不同区域的农户的影响是否存在异质性？

迄今，学术界关于农业补贴对农地流转影响的讨论颇多，但仍未形成共识。一方观点认为现行的补贴政策对农地流转有促进作用。牟燕等通过理论模型分析得出，补贴政策的实施增加了土地流转的可行性^[1]；Fujin等研究发现，存在流动性约束的家庭获得农业补贴后会增加耕种面积^[2]。另一方则认为补贴政策对土地流转并没有影响。冯锋、熊群芳等学者通过个案研究发现，普惠制的农业补贴政策与当地土地流转情况不匹配^{[3, 4]}；Stephen等使用动态面板数据得出了农业补贴对土地流转影响不明显的结论^[5]；杨国强等利用江西省231个稻农调查样本数据实证研究的结果表明，农业补贴对稻农流转土地的影响不大^[6]。甚至有学者发现农业补贴非但不能激励农户流转土地，还会产生抑制作用，由于农业补贴会形成土地租金转嫁，所以会使本来有意愿租入土地的农户降低租入的概率，同时土地出租者也因为土地租金上涨不愿意签订长期的租赁合同^[7-9]；冀县卿等利用江苏等四省的调研数据发现，农业补贴发放给实际种植者可以促进农地转入，但是发给承包人不利于农地流转，而调研样本中仅有10%左右的农地流入方获得了补贴^[10]；王亚运等使用HLM分层模型分析得出，农业补贴在农村土地流转市场不完善的情景下会抑制土地流转^[11]。

综上所述，现有文献针对农业补贴对农地流转影响的结论存在争议，主要原因可归结为以下几点：首先，大多数研究都是基于个别省份或者个案分析，得出的结论只能反映局部特质和现象，缺少代表全国范围内的随机调研数据的研究；其次，不同粮食功能区不仅在粮食生产能力和土地资源禀赋方面存在差异，农业补贴标准也各异，因而未区分不同粮食功能区差异得出的结论往往也似是而非。因此，本文尝试利用全国农村固定观察点数据考察农业补贴对农地流转的影响，从全国层面对农业补贴效果形成更为客观的认识，回应学术界既有争论；同时，对比考察农业补贴对粮食主产区和非主产区农地流转影响的地区异质性，以期形成更有针对性的农业补贴政策，促进土地规模经营。

二、理论分析

我国大部分地区的农业“三项补贴”是通过“一卡通”直接发放到农户账户，虽然政策文件大多规定补贴金额发放以粮食实际种植面积为依据，但由于执行成本高且种植面积不易于核查，大部分地区是按照承包或计税面积发放给农户。而现在的三项补贴改革已将“粮食直接补贴、农资综合补贴、良种补贴”合并为农业支持保护补贴，明确指出补贴依据可以是二轮承包耕地面积、计税耕地面积、确权耕地面积或粮食种植面积等。不论是先前的补贴还是现行的农业支持保护补贴，看似都是给农户固定的与粮食生产无关的收入，即使如此，补贴资金也会通过收入增加改变农户的生产决策。况且大部分农户虽然分不清楚各项补贴的金额和发放标准，但却清楚知道三项补贴是与土地或是粮食有关的，加之农业支持保护补贴明确撂荒地、改变用途等耕地不纳入补贴范围，也正是如此，农业补贴可能会对土地决策的影响超过预期。

(一) 农业补贴对土地流转的影响分析

农业补贴资金发放以承包或是计税面积为依据，也就是说农户获得额外的直接与土地相关的固定收益，这表明了补贴资金会直接增加农民收入^[12]。因此，农业补贴主要可能通过以下几种途径改变农户的流转行为：

第一是通过收入效应。若农户将补贴资金仅视作一笔普通收入，补贴资金仅有收入效应，随着收入的增加，农户对闲暇的需求也会增加，因此农户可能减少农业劳动供给，不愿租入更多的土地，或是将多余的土地租出。

第二是通过替代效应。当农户将补贴视为与农业生产有关的劳动收入时，意味着补贴增加了农业劳动的边际收益，此时补贴资金不仅有收入效应，还具有替代效应。替代效应表现在农户会因为农业劳动边际收益的上升而增加农业劳动投入，进而可能会租入更多的土地，或是不愿意租出土地。

第三是通过缓解流动性约束。补贴收入使有流动性约束的农户可以更合理地安排自己的生产决策，比如农户之前因为资金约束没有达到最优生产规模，获得补贴后可能会租入土地，或是农户之前由于负担不起农业经营成本而将农地租出，获得补贴后则不愿意租出土地。

第四是通过财富效应。补贴资金的财富效应可能会改变农户的风险偏好，从而选择更冒险的决策，如扩大规模、增加生产资料投入等，因此补贴可能会提高农户租入土地的可能性，减少农户租出土地的概率。

(二) 其他可能影响土地流转的因素

除却农业补贴，土地流转还会受到一些其他农户特征的影响，如户主的基本特征、家庭劳动力的数量、拥有的承包地面积及农户所在的村级特征。

户主的特征可能会对土地流转产生影响。例如相较于年纪轻的户主，年纪较大的户主进行农业生产的积极性会略低，因此可能会租入较少的土地或者出租更多的土地^[13]；受教育程度更高的户主可能会掌握更多的农业新技术、拥有更先进的管理理念，故可能会租入更多的土地扩大农业经营规模^[14]，但是也有可能受教育程度越高，外出就业机会亦会增加，所以会减少农业生产，租出土地；户主是男性的农户可能为风险偏好者，愿意做出更冒险的生产决策，可能会租入更多的土地以扩大生产规模；户主外出就业的时间也会影响土地流转的情况，外出就业时间越多，参与农业生产的时间就会变少，因此会更可能租出土地，而不太可能租入土地^{[15, 16]}。

土地流转也会受到农户家庭特征的影响。例如家庭劳动力数量多的农户可能倾向于租入更多的土地，家庭劳动力少的农户可能会租出土地^[17]；拥有承包土地面积多的农户也许会易于租出土地，不太可能租入土地^[18]。

农户所在村到公路干线的距离和地势也是影响土地流转的重要因素。农户所在村到公路干线的距离越远，交通越不便利，经济越不发达，可能土地流转市场越不太完善，流转活动越低迷；平原地区相较于丘陵和山区经济可能更适于规模化经营，经济也较发达，土地市场更完善，农户更容易流转土地。

三、数据来源与模型构建 (一) 数据来源

本文主要使用2009年和2012年两年的农业部农村固定观察点山西、辽宁、浙江、安徽、江西、广东、四川、云南、陕西9个省(区)的调查数据。表 1为样本农户经营的基本情况。

① 1亩=666.6平方米。

横向来看，以2009年为例，粮食主产区转入土地农户的比例明显高于非主产区，分别为15.08%和11.82%，粮食主产区转出土地的农户比例亦高于非主产区，分别为12.34%和10.41%，这表明粮食主产区的土地流转市场更活跃；粮食主产区农户平均转入土地面积达到非主产区农户的两倍之多，农户平均转出土地面积也略高于非主产区，主产区转入户的经营规模明显大于转出户和无流转农户，而非主产区转入户的经营规模仅略大于无流转农户，以上的信息说明粮食主产区的规模化经营程度更高；粮食主产区农户农业收入占总收入比重平均为31.50%，而非粮食主产区这一比例为25.02%，这意味着粮食主产区农户的收入更依赖于农业；从获得农业补贴的情况看，主产区农户获得补贴收入明显高于非主产区，这应该是由于土地禀赋和补贴标准的双重差异而造成的。另外，粮食主产区的租金水平明显低于非主产区，这可能是因为粮食主产区经济较为落后。

纵向来看，2009年到2012年，转入土地的农户比例与转出土地的农户比例均有增长；转入户、转出户、无流转农户的经营规模的变化较小；农业收入占总收入的比重在下降，由2009年的29.28%下降到2012年的25.87%；户均补贴收入与租金都在增加，相较于2009年，2012年户均补贴收入提高了100元左右，租金水平增加了40元左右。

(二) 模型构建

分析农业补贴对土地流转的影响主要需要考虑两方面：首先，农户是否参与土地流转(参与为1，不参与为0)；其次，农户流转土地的实际面积(亩)。第二部分的理论分析中已经提到除了补贴可能对土地流转产生影响外，户主的个人特征、家庭特征(如家庭总劳动力数、承包地面积等)及所在村庄的特征等因素也会影响农户的土地流转决策，两类回归都用相同的解释变量。因此，构建以下模型分析农业补贴对土地流转的影响：

L_it=α_i+β₁s_it+β₂X_it+β₃R_it+ε_it

式中，下标i表示第i个农户，t代表年份2009和2012。L_it代表第i个农户t年的农地流转情况，若参与流转为1，不参与则为0；s_it代表第i个农户t年获得的补贴标准，这里使用除i农户以外村平均标准，以解决可能存在的统计误差和内生问题，为剔除价格因素，以2012年为基期调整2009年；X_it代表一些可观测到的农户特征的变量，包括户主个人及家庭特征变量，主要为户主年龄、性别、受教育程度、非农就业时间、家庭总劳动力数量、承包土地面积、农户的寻租能力等，这里将农户是否是干部户作为农户寻租能力的代理变量；R_it表示农户所在村庄的特征，主要包括村庄到公路干线的距离、村庄地势；α_i为常数项，β_i为待估参数，ε_it为随机误差项。各变量的描述性统计见表 2。

分析补贴对土地流转的影响时需要分两部分，也需要使用不同的方法。针对第一部分关于是否参与土地流转，由于是否参与流转是二分变量，所以使用的方法为面板Logit模型，对土地转入和转出分别估计。第二部分补贴对农户流转土地规模的影响，考虑到有农户并没有参与土地流转，为了得到一致估计，分析时采用面板Tobit模型^[19]。值得注意的是，在进行分析时候需要处理以下几方面的问题：首先是未观测到的异质性，一些无法观测到的变量可能会影响土地流转，因此遗漏类似变量可能产生内生性问题。针对此问题，利用固定观察点的跟踪数据的优势，使用个体效应模型，控制住不随时间改变的农户特征变量。其次，是状态依赖，也就是说上一年是否参与到土地市场可能会影响下一年的决策，比如农户上一年花费了时间和精力寻找到另一农户租入土地，并签订了合同，第二年他就会因为信息搜寻和谈判等交易成本的降低继续租入土地。若想解决此问题，模型中可考虑加入被解释变量的滞后一期，本文使用本年初农户经营农地的状态作为上年的代理变量。但是如此处理可能会引起另外一个问题，那就是滞后一期的变量会与未观测到的异质性变量相关，这样就不能满足解释变量严格外生的假定，产生了内生性，由此可能导致滞后一期变量会被过高估计，而其他解释变量的估计结果偏低。但本文中加入土地流转滞后一期解释变量后，其他解释变量的系数变化甚微，则可以认为并不存在前面提到的内生性问题，或者此问题对估计结果的影响可以忽略不计，故不做特殊处理限于篇幅，没有加入滞后一期变量的结果，如需要可向作者索取。。因此，最终的估计模型为：

L_it=α_i+β₁s_it+β₂X_it+β₃R_it+β₄L_i(t－1)+ε_it

式中，L_i(t-1)为农户上一期是否参与土地流转，参与则为1，否则为0。

四、估计结果分析 (一) 农业补贴对土地流转的影响

表 3列出了农业补贴对农户是否流转土地的影响。从回归结果中可以看出，模型运行结果良好，多数解释变量的系数符号和预期相吻合，农业补贴对农户转入土地有明显抑制作用，补贴标准越高，农户转入土地的概率会降低，转入土地的面积也会减少。而农业补贴对农户转出土地的影响不显著。以模型1和模型3中结果为例，农业补贴的回归系数分别为-0.016 8、-0.003 6，表明补贴标准每增加10元，农户转入土地的概率下降16.8%，转入土地面积减少0.04亩。模型2和模型4中的结果表明，农业补贴对农户转出土地影响为正，但并未通过显著性统计。结合第二部分中的理论分析推测，农户更多地将农业补贴视为普通固定收入，通过收入效应减少农业劳动时间，增加闲暇，因此农业补贴会抑制农地转入行为。

此外，其他变量也会影响农户的土地流转行为。研究结果显示：户主外出务工的时间会抑制土地转入，促进土地转出，这个结果不难理解，外出务工时间较长的农户无力从事农业，并且农业劳动成本也上升，必然更倾向转出土地、减少土地转入；上期租入或租出土地对当期流转决策影响显著，表明存在之前提到的状态依赖；家庭承包土地面积会抑制土地转入，促进土地转出，一般而言，土地资源禀赋多的农户转入土地的意愿较低，会更愿意将土地转出；家庭土地块数增加了农户转入土地的可能性，减少了农户转出农地的可能性，这可能是因为，地块数越多的农户，每块土地的面积较小，不容易转出，从而只能转入土地增加土地连片的可能性；灌溉面积越多的农户转入土地的可能性增加，转出土地的可能性降低，可能的解释是，灌溉面积越多则意味着土地质量越好，因此农户不太愿意将高质量的土地转出，反倒更愿意转入更多的土地实现连片或专业生产；相较于非村干部户，村干部户转出土地面积会增加，这也许就是因为村干部户有势力且人脉资源丰富，租出土地的能力较强。

(二) 农业补贴对不同地区土地流转的影响

考虑到粮食主产区和非主产区补贴标准不同，且两类地区农户看待农业补贴的性质也许不同，从而推测农业补贴对两类地区农户土地流转的影响可能会存在差异，因此本文进一步细致分析补贴的效果，表 4列出了两类地区的估计结果。从结果中可以看出，农业补贴对粮食主产区农户土地流转行为均未有显著的作用，非粮食主产区中模型9和模型11中的补贴标准系数负向显著，这表明农业补贴不利于非粮食主产区农户转入土地，但对粮食主产区农户的土地流转没有影响。边际效应的结果进一步表明，在非粮食主产区，补贴标准每增加10元，农户转入土地的概率下降39.6%，土地转入面积减少0.04亩。

产生这种结果的原因可能是非粮食主产区不具有粮食生产优势，农户收入不依赖于农业且补贴金额较少，他们仅仅把补贴资金当作一小笔普通的非劳动收入，从而补贴只会通过收入效应减少劳动时间，所以非主产区农户转入土地的可能性和转入面积都会降低。而主产区粮食生产优势明显，农户家庭收入多依赖于农业生产且补贴金额较多，他们更可能将补贴视为与土地相关的农业劳动收入，因此补贴会通过收入效应和其他效应同时作用，收入效应会抑制农户租入土地，而其他效应会促进农户租入土地，两种效果会相互抵消。本文表 1的描述性统计分析中，粮食主产区农户农业收入占比明显高于非主产区，这表明粮食主产区农户对农业生产依赖程度高于非主产区。

综上，导致农业补贴对非粮食主产区农户土地租入的抑制作用显著，而对粮食主产区农户土地流转行为无明显影响的原因可能在于，相对于粮食主产区农户，非主产区农户家庭农业收入占总收入比重较低，对农业依赖程度低且获得的补贴金额也较少，因此，农业补贴对此地区农户家庭来说更多表现为收入效应，而对主产区农户呈现多种效应。为进一步验证这一机制，本文试图分析农业补贴的不同政策效应，不仅有助于进一步分析农业补贴对土地流转的作用机理，也可为农业补贴政策的实施和改革提供一定的依据及建议。首先，为了测度流动性约束效应，选取了农户是否有农业生产性借款作为代理变量，若农户有生产型借款，则表明其面临流动性约束，流动性约束变量则为1，反之则为0，补贴变量与流动性约束变量的交互项则代表了流动性约束效应；其次，分析财富效应，若农户有家庭经营外的投资，则认为此类农户为风险偏好者，风险偏好变量记为1，否则为风险厌恶者，记为0，同样，补贴与风险偏好的交互项代表了补贴的财富效应；最后考虑到收入效应和替代效应很难在家庭内观察和分解，因此只能将剥离流动性约束效应和财富效应后的补贴效果作为收入和替代的综合效应，具体结果如表 5所示。

从表 5中的结果可以看出，控制了其他两类效应后，两个地区的补贴标准系数仍为负向显著，这表明收入效应大于替代效应，也可以理解为补贴更多地体现为收入效应；另外，粮食主产区补贴标准与流动性约束的交互项在1%的水平上显著，这意味着补贴会通过缓解农户的流动性约束改变其土地流转决策，存在流动性约束的农户与没有流动性约束的农户相比，补贴标准增加，转入土地的概率增加，转出土地的概率减少。由此说明，对农业依赖程度较高的粮食主产区农户的土地流转决策会受到补贴收入效应和流动性约束效应的共同影响，而补贴更多地通过收入效应影响非主产区农户的流转行为，印证了我们关于农业补贴对粮食主产区与非主产区农户土地流转行为影响异质性的原因猜想。

(三) 稳健性检验

利用2006年和2012年的数据可以看出补贴资金对土地流转的短期效应，但考虑到补贴的滞后性，农户未能根据补贴收入的变化及时改变家庭经营策略，本文进一步利用2006年和2012年的数据测算了补贴对土地流转的长期影响，以验证结果的稳健性。如表 6所示，长期来看，补贴仍然对土地租入有显著抑制作用，而对土地租出没有任何影响，与之前的估计结果较一致，除却估计系数绝对值较小。限于篇幅，这里不列出粮食主产区和非粮食主产区的长期效应模型，结果同样稳健。

五、结论与政策启示

在实施乡村振兴战略、推进土地流转、促进适度规模经营的背景下，研究覆盖面甚广的农业支持保护补贴对土地流转的影响具有重要理论的现实意义。本文基于安徽、江西、广东、四川等9个省(区)固定观察点面板数据，利用了Logit和Tobit模型分析了农业补贴对土地流转的影响。

研究结果表明，农业补贴未能如我们预期促进农户流转土地以实现规模经营，反而对农户土地转入行为具有明显抑制作用，对土地转出行为未产生明显影响。冀县卿、钱忠好的研究结论也表明，近些年来在中央政府的努力推动下，我国农地分散经营的格局并未发生根本改变^[20]。

从不同地区异质性分析结果得出，农业补贴仅对非粮食主产区农户的土地转入行为有明显的抑制作用，对粮食主产区无影响。进一步的分析表明，补贴政策主要通过收入效应和缓解流动性约束共同影响粮食主产区农户的土地流转行为，而在非粮食主产区，补贴政策的收入效应起主导作用。为此，在着力推进土地规模经营的进程中首先要谨慎对待农业补贴带来的收入效应，政府应该注意在不损害承包者获得既得补贴的前提下，将增量农业补贴向粮食主产区的种粮大户、家庭农场等新型农业经营主体倾斜，新增或加大土地流转补贴力度，以促进土地流入方转入土地，从而解决补贴政策与土地流转之间的冲突，提高农业政策间的合力，减少可能存在的摩擦；其次，应建立完善农业担保体系，鼓励各地采取业务奖补、税收优惠、担保费用补助等多种方式，扩大信贷担保贷款规模，以全面解决适度规模经营主体面临的流动性约束。

此外，户主的非农就业时间也是影响农户土地流转行为的重要因素，户主外出就业时间越长，农户转入土地的概率越低，转出土地的概率越高。因此，各级政府应因地制宜，制定相应的务工鼓励政策，并定期举办农村劳动力就业技能培训，推动农户外出务工，提高农户转出土地的积极性，以期通过劳动力转移实现土地流转，发展农业适度规模经营。