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JOURNAL OF NATURAL RESOURCES >

2021 , Vol. 36 >Issue 12: 3114 - 3130

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20211208

Regular Articles

How can rural land consolidation increase farmers' income: Heterogeneity analysis based on consolidation modes and geomorphic types

  • ZHANG Chao-zheng ,
  • YANG Gang-qiao
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  • College of Public Administration, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China

Received date: 2020-06-19

  Revised date: 2020-10-31

  Online published: 2022-02-28

Copyright

Copyright reserved © 2021.
Fold

Abstract

Based on the theoretical foundations underpinning the Department for International Development's sustainable livelihood framework, this paper constructed an influence mechanism of rural land consolidation projects (RLCP) on farmers' income, and further conducted the heterogeneous analysis of its consolidation modes and geomorphic types. Based on the survey data collected from 483 farmers of Tianmen city and Qianjiang city in Jianghan Plain area, Xuan'en and Xianfeng counties in Wuling Mountainous Area, difference-in-differences (DID) model was employed to examine whether the implementation of land consolidation affects farmers' income, the impact of different RLCP modes of the same geomorphic type on farmers' income, and the impact of the same RLCP mode of different geomorphic types on farmers' income. The results indicate that: (1) Both the local government-dominant mode and new agricultural business entity-dominant mode RLCP can significantly increase farmers' income. (2) The income-increasing effect of the new agricultural business entity dominant RLCP is far greater than that of the local government-dominant mode RLCP, and even if in the same geomorphic types, there are significant differences in the degree, direction, and significance of the impact of different RLCP modes on farmers' income. (3) The income-increasing effect of plain RLCP is evidently higher than that of the mountain RLCP, but even if in the same consolidation mode, there are significant differences in the degree, direction, and significance of the impact of different geomorphic RLCP types on farmers' income. Therefore, the income effect of RLCP is affected by the consolidation modes and geomorphic types.

Key words： rural land consolidation; income effect; consolidation mode; geomorphic type; DID model

Cite this article

ZHANG Chao-zheng , YANG Gang-qiao . How can rural land consolidation increase farmers' income: Heterogeneity analysis based on consolidation modes and geomorphic types[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2021 , 36(12) : 3114 -3130 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20211208

农地整治最初目的是为了增加有效耕地面积、提高耕地质量和改善农业生态环境[1]。然而,在农地整治实践中,其范围与内容逐步扩大,其目标逐步延伸,因此还同时被赋予增加农民收入、促进非农就业、加快农业结构调整以及助力地方脱贫攻坚等职能[2,3,4,5]。中国自1997年积极推进农地整治工作以来[6],迄今已经历24年,其增收效应如何?亟待检验。近年来,学者们围绕农地整治的增收效应及其路径进行了有益探索。主要包括两个方面：一是结合典型案例定性分析农地整治的增收效应。如,胡银根等[4]基于湖北省潜江市熊口镇“四化同步”农地整治项目的调研,指出农地整治通过改善农业生产条件进而促进农业生产方式由单一水稻种植向稻虾综合种养转变。由于龙虾的收益远高于水稻,导致“重虾轻稻”现象普遍存在[7],但养殖业收入的增加效应足以抵消种植业收入的减少效应,从而利于农业收入增加。二是结合理论与实践探讨农地整治的增收路径。如,汪箭等[8]采用成本收益理论揭示农地整治对农户农地流转行为决策的作用机理,一方面,农地整治可通过土地平整、田间道路和农田水利工程改善农业基础设施条件,从而节省田间作业和管理的劳动和运输成本,且劳动和运输成本的降低足以抵消资本投入的增加,最终利于农业收入提升;另一方面,农地整治因改善耕作环境、推进生产机械化而减轻劳动强度和减少务农时间,意味着农民能将更多的劳动投入到非农领域,最终实现非农收入增加。
已有研究为本文提供了重要的理论参考和方法借鉴,但仍有如下不足：一是尚未分析农地整治对农户收入影响的模式差异。现有文献更多关注地方政府主导模式的农地整治对农户收入的影响,但近年来,为提高农地整治项目实施绩效,国家和地方大力推进农地整治体制机制创新。除地方政府主导模式外,各地在实践中也涌现出农业龙头企业和农民专业合作社等新型农业经营主体（以下简称“新农主体”）主导模式[5,6,9]。不同农地整治模式因实施主体和运行机制不同,其实施绩效存在显著差异[9,10],对农户收入的影响自然不同。二是缺乏探讨农地整治对农户收入影响的区域差异。不同地貌类型区因自然条件和社会经济发展水平的差异导致农户生计存在高度的空间异质性[11],且农地整治的工程内容和实施目的存在明显的区域差异[12,13],致使不同地貌同一农地整治模式对农户收入的影响可能不尽相同。三是对于农户收入的划分十分模糊且不尽合理[14]。现有文献通常根据收入来源将农户收入模糊地划分为农业和非农收入两大类[15],或根据收入性质将农户收入笼统地分为经营性、工资性、财产性和转移性收入四大类[16],但倘若将种植业和养殖业收入笼统地合并为农业收入或经营性收入,或将本地务工与外地务工收入单纯地归纳为非农收入或工资性收入,而不加以区分,极易干扰研究结论[14],无效有效检验农地整治不同增收路径的效果。鉴于此,本文利用湖北省江汉平原的天门市和潜江市、武陵山区的宣恩县和咸丰县483户农户的两期面板数据,采用双重差分模型分析农地整治对农户收入的影响,并进一步揭示其整治模式和地貌类型的差异,以期为农地整治的收入效应研究提供有力证据及其实施模式创新提供案例支撑。

1 理论分析和研究假说

英国国际发展署（Department for International Development,DFID）构建的可持续生计框架（Sustainable Livelihoods Framework,SLF）为研究农户生计提供了一种系统化的思路和规范化的工具[11]。SLF的关键要素为生计资本、生计策略和生计结果,作为生计核心的生计资本的性质和状况,首先影响生计策略的选择,进而影响生计结果的实现;生计结果又将反作用于生计资本,影响生计资本的性质和状况[10,11,17]。本文借鉴SLF的思路,将收入水平视为农户根据生计资本调整生计策略形成的生计结果,同时结合农地整治背景对框架内各要素进行改造（图1）。农地整治连同区域特征共同构成影响农户生计的外部环境,然而农地整治并非直接作用于农户生计结果,而是通过土地平整、田间道路、农田水利、农田防护和村庄整治工程以及权属调整工作首先提升农户生计资本,进而优化农户生计策略,最终改善农户生计结果[10,17]。农地整治主要通过以下路径影响农户收入：一是通过改善农地利用条件进而改变农户种植结构、投入方式和投入强度等方面的决策[18,19],最终影响种植业收入;二是通过改善农业生产条件进而加快农业结构调整,促使农业生产方式由传统种养为主向现代种养为主转变[4,20],进而影响养殖业收入;三是农地整治在一定程度上改善了农业生产条件,增加了农地流转市场的需求,在农地流转供给一定的情况下,农地转入主体之间的竞争加强,农地流转价格自然提高[8,21],进而影响农地租金收入;四是在项目实施过程中施工企业吸纳当地农民直接参与工程施工建设,在项目竣工验收投入使用后新型农业经营主体吸纳当地农户在其一二三产业中进行短期打工和长期就业[3,5,22],进而影响本地务工收入;五是农地整治因降低农地细碎化程度、完善农业基础设施条件,提升农业生产规模化、机械化水平,进而在一定程度上促使部分农业劳动力转移到城镇第二三产业[10,23,24],最终影响外地务工收入;六是在一些适合发展乡村旅游的地区,农地整治后其生态环境条件和旅游基础设施得到进一步改善,游客增加,部分农户则利用自家房屋及院落开展“农家乐”“民宿”“小卖部”等非农经营活动[24,25,26],进而影响本地经商收入。
图1 农地整治对农户收入的影响机制

Fig. 1 Influence mechanism of rural land consolidation on farmers' income

按照实施主体的不同,可将农地整治项目分为地方政府主导模式和新农主体主导模式[5,6,9]。地方政府主导模式是由地方政府组织、自然资源部门实施的“自上而下”的实施模式;新农主体主导模式是农业龙头企业和农民专业合作社等新农主体因现代农业发展需要而自发组织投资、地方政府给予一定奖补的“自下而上”的实施模式[6,10,24]。由新农主体自行筹集资金开展项目建设的,必须保证项目区内农地经营权先行流转面积达到较高的比例,即先流转后整治[6,27,28],新农主体主导模式整治区的农地流转比例远高于地方政府主导模式整治区。在新农主体主导模式整治区,新农主体作为农地转入方,为了降低与众多分散农户讨价还价的交易成本,加快农地流转速度和农地整治进程,一般请村委会甚至乡镇政府出面与转出农户沟通协商,农地流转价格一般根据临近村庄农地流转市场价格确定;而在地方政府主导模式整治区,农地流转一般不很活跃,更没有大面积的农地流转,有限的农地流转局限于亲友之家,农地流转形式多以低价租赁和无偿代耕代种为主,所以新农主体主导模式对农户农地租金收入的提升大于地方政府主导模式。新农主体主导模式由于农地流转在前,大部分农地的经营权在较长时间内归新农主体所有,便于根据农业规模化、机械化要求进行“小块并大块”的土地平整,并配套建设相应的农田基础设施,新农主体采取“反租”方式将整治后的农地反租给种田大户经营,或者自己直接进行农业规模化经营;地方政府主导模式因农地权属调整困难,“小块并大块”的土地平整很少,主要工程措施是对现有的沟渠、田间道路进行修复、升级,以满足目前的小农经营需要[6,28-30]。相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式更能加速农业生产结构调整和农业经营方式转型,吸引更多的进城农民工返乡就业[4,6,10,26],所以新农主体主导模式对农户种植业和养殖业收入的提升大于地方政府主导模式;新农主体主导模式也更能促进农地大规模流转和农业规模化经营[5,6,10],进而释放更多农业劳动力进城打工经商,所以新农主体主导模式对农户外地务工收入和其他非农收入的提升大于地方政府主导模式。因此,相对于地方政府主导模式,新农主体主导模式更能促进农户生计策略由传统小农经营向农业规模经营转变,由务农生计策略向务工生计策略转变,因而对农户收入的提升作用更为明显。
按照地貌类型的不同,可将农地整治项目分为平原农地整治和山区农地整治[10,13]。由于农地整治项目所处地貌类型的不同,即使同一模式农地整治的工程内容和实施目标[12,13]也有所差异。江汉平原的地貌类型以平原为主兼有低岗,农业生产水平较高,农地分布相对集中且多为水田和旱地,种植业以水稻、小麦、玉米、棉花、豆类、油料和麻类为主,养殖业以淡水养殖和家禽家畜为主[13,31,32]。江汉平原土地平整工程和权属调整工作的实施难度较小,通过农地整治将分散零乱、高低不平、大小不一的地块整理成集中连片的标准地块,便于集中流转和规模经营,为推动农业现代化发展和劳动力非农转移创造了条件[4,13,31]。武陵山区的地貌类型以山地为主兼有丘陵,农业生产水平较差,农地分布较为零散且多为坡地和梯田,种植业以薯类、大豆、玉米、水稻、茶叶、柑橘、梨子和坚果为主,养殖业以为数不多的猪、牛、羊和鸡为主[13,32,33]。武陵山区土地平整工程和权属调整工作的实施难度较大,但农地整治在完善农村基础设施建设、服务发展特色农业和助推乡村旅游资源开发发挥了重要作用,为山区农业与旅游业融合发展奠定了基础[24,26,33]。综上所述,平原农地整治更能促进农业生产由分散化、细碎化经营向规模化、产业化经营转变,山区农地整治更能促进农村产业由单一型产业向复合型产业转变,因而对农户收入的提升作用存在差异。
根据上述分析,本文提出如下研究假说：
假说H1：农地整治的农户收入效应对农户收入的影响存在模式差异,且新农主体主导模式的增收效应大于地方政府主导模式。
假说H2：农地整治对农户收入的影响存在区域差异,且平原农地整治的增收效应大于山区农地整治。

2 研究方法与数据来源

2.1 研究区概况

湖北省是中国农地整治开展较早、数量较多和成效较好的示范省份,同时也是农地整治机制体制创新的先行省份[27,33]。总体而言,当前湖北省大规模开展的农地整治项目仍以地方政府主导模式为主,新农主体主导模式的项目数量较少和规模较小,因而本文将农业龙头企业主导模式和农民专业合作社主导模式合并为新农主体主导模式。张超正等[24]从项目申报主体、项目实施主体、资金来源、投资目的、农地流转情况、公众参与情况等14个维度对这两种农地整治模式进行了详细比较,本文不再赘述。
根据研究目的,研究区域的选择主要基于以下三点考虑：一是包含地方政府主导模式和新农主体主导模式的项目;二是能够较好地反映自然条件和经济社会发展水平的差异;三是项目交付使用时间已有2年或2年以上,以保证农地整治后农户收入趋于稳定,同时也为双重差分模型提供统一可行的时间节点。由于地貌类型能够同时反映自然条件和经济社会发展水平的差异,本文最终选择湖北省江汉平原的潜江市和天门市、武陵山区的咸丰县和宣恩县作为研究区域（图2）。潜江市和天门市位于武汉都市圈和汉江经济带,最主要的地貌类型是平原,经济社会发展水平较高[32]。咸丰县和宣恩县位于鄂西生态文化旅游圈和国家集中连片特困地区（武陵山片区）,最主要的地貌类型是山地,经济社会发展水平较低[32]。选定研究区域之后,在湖北省自然资源厅和上述县（市）自然资源局网站上选择符合要求的农地整治项目。本文最终选择7个农地整治项目区及其周边未整治区作为调查区域,项目分布情况详见图2。
图2 农地整治项目空间分布情况

Fig. 2 Spatial distribution of rural land consolidation projects

2.2 数据来源

为最大程度地保证问卷设计的科学性和调查数据的可靠性,课题组首先对调查员就问卷内容、抽样方法和调查方案进行统一培训,随后在武汉市江夏区法泗镇整治区及其周边未整治区开展预调查,并在此基础上对问卷进行修改完善,预调查数据不参与最终结果分析。课题组于2018年1月和3月组织土地资源管理专业的博/硕士生和本科生13人深入7个项目区,采取随机抽样和面对面访谈式问卷调查。在项目区范围内随机选择2~3个行政村作为整治区,在其周边随机选择2~3个行政村作为未整治区,在每个行政村随机选择10~15户农户户主或其配偶作为调查对象。问卷内容主要包括农地整治实施情况和农户生计资本、策略、结果状况。剔除关键信息遗漏、回答前后矛盾、填写明显错误的无效问卷27份,最终得到有效问卷483份。其中,江汉平原地方政府主导模式和新农主体主导模式整治区样本分别为132份和95份,其周边未整治区样本分别为80份和89份;武陵山区地方政府主导模式和新农主体主导模式整治区样本分别为28份和27份,其周边未整治区样本分别为18份和14份。为消除价格变动的影响,以2014年为基期的农村居民消费价格指数对2017年的各项收入进行平减处理。

2.3 研究方法和变量选取

2.3.1 研究方法
经验上可通过单一横向或前后比较来估计农地整治对农户收入的影响,但单一比较整治后整治区及其周边未整治区农户的收入差异,会忽视整治区和未整治区农户在同一时期存在不可观测的系统性误差;而单一比较整治前后同一农户的收入变化,会忽略除农地整治外还存在其他外部扰动因素的影响[9,18]。为尽可能剔除掉其他因素的干扰,本文最终选择学者们评估公共政策和工程实施绩效常用的双重差分模型（Difference-in-Difference,DID）。该模型的基本逻辑是将调查样本分为处理组和对照组,分别测算两个组在农地整治前后收入水平的变化量,然后通过测算上述两个变化量的差值来反映是否同一地貌实施农地整治、同一地貌不同农地整治模式以及不同地貌同一农地整治模式对农户收入的净影响[18,23]。基准模型设定为：
Y jit = α 0 + α 1 d B it + α 2 d T it + α 3 d B it × d T it + ∑ k = 1 K β k X kit + ε it
式中：j为收入类型;i为农户;t为年份;k为控制变量项数;Yjit为被解释变量;dBit为组别虚拟变量,dBit=0为对照组,dBit=1为处理组;dTit为时间虚拟变量,dTit=0为整治前,dTit=1为整治后;dBit×dTit为dBit和dTit的交互项;Xkit为一组可观测的影响Yjit的控制变量;εit为不可观测的影响Yjit的其他变量;α0、α1、α2、α3、βk为待估系数。交互项dBit×dTit的系数α3反映同一地貌是否实施农地整治、同一地貌不同农地整治模式以及不同地貌同一农地整治模式对农户收入的净影响,为本文重点关注的系数。
运用DID模型的前提是假设处理组与对照组之间具有相同的长期趋势,即假设没有农地整治这一外部扰动的情况下,处理组与对照组的收入变动是大致相同的[14]。如果影响农地整治是否实施与收入水平动态变化的变量相关,即这些变量在处理组与对照组之间是不平衡的,那么长期趋势相同的假设无法满足。由于农户是否处于整治区或未整治区、地方政府主导模式整治区或新农主体主导模式整治区并非是随机的,即地方政府和新农主体对项目区的选择并非是“抓阄式”地随机抽取,而是根据一定条件有针对性地选择[23,26],致使长期趋势相同的假设难以成立,由此成为运用DID模型评价农地整治收入效应时面临的最严峻的内生性威胁[14]。如果此时仍采用普通最小二乘法估计则参数估计量有偏且非一致,为此可以假定遗漏变量不随时间变化,运用固定效应模型（Fixed Effect,FE）或一阶差分模型（First Difference,FD）加以解决[35]。对于两期面板数据,FE模型和FD模型的估计结果完全一致[35]。FE模型取每期观测值与组内均值之差,Xkit中非观测效应和不随时间变化的变量在减去时间均值的数据变换中将被消除,但随时间同等变化的变量将被保留;FD模型取变量相邻两期差分,Xkit中随时间同等变化或不随时间变化的变量将被消除,只剩下随时间变化的变量的一阶差分[9,17,37]。相比于FE模型,FD模型能更有效地消除变量之间的内生性和共线性问题[9,37],因而选择基于FD模型的DID模型来分析农地整治对农户收入的影响。由式（1）做简单的变换,即可得到新的模型：
( Y ji 1 - Y ji 0 ) = α 2 + α 3 ( d B it ) + ∑ k = 1 K ( X ki 1 - X ki 0 ) + ( ε i 1 - ε i 0 )
2.3.2 变量选取
为全面回答“农地整治何以促进农户收入增加?”这一问题,应该选择农户年人均纯收入及其分项收入进行分析,结合已有研究成果[36,37]和实地调查情况,被解释变量为人均纯收入、人均种植业纯收入、人均养殖业纯收入、人均农地租金收入、人均本地务工收入、人均外地务工收入、人均本地经商收入和人均其他非农收入。解释变量根据文中不同研究目的而定,即本文根据地貌地类的差异将调查样本分为江汉平原和武陵山区两组,分别将地方政府主导模式整治区及其周边未整治区农户作为处理组和对照组,将新农主体主导模式整治区及其周边未整治区农户作为处理组和对照组,以检验同一地貌是否实施农地整治对农户收入的影响;将新农主体主导模式和地方政府主导模式整治区农户分别作为处理组和对照组,以考察同一地貌不同农地整治模式对农户收入的影响;将江汉平原与武陵山区地方政府主导模式整治区作为处理组与对照组,将江汉平原与武陵山区新农主体主导模式整治区作为处理组与对照组,以分析不同地貌同一农地整治模式对农户收入的影响。人力资本和自然资本是农户获取收入的前提[36,37],由于户主个人特征不随时间变化或随时间同等变化在FD模型中将被消除,因而本文选取劳动力比例、劳均年龄、劳均受教育年限和人均土地经营面积作为控制变量（表1）。
表1 变量的定义与说明

Table 1 Definition and description of variables

变量类型 变量名词 代码 含义
被解释变量 人均纯收入 Y1it 家庭总收入/总人口/元
人均种植业纯收入 Y2it 家庭种植业收入/总人口/元
人均养殖业纯收入 Y3it 家庭养殖业（如畜禽和水产养殖）收入/总人口/元
人均农地租金收入 Y4it 家庭农地租金收入/总人口/元
人均本地务工收入 Y5it 家庭本地务工收入/总人口/元
人均外地务工收入 Y6it 家庭外地务工收入/总人口/元
人均本地经商收入 Y7it 家庭本地经商收入（如民宿、小卖部和农家乐收入）/总人口/元
人均其他非农收入 Y8it 家庭其他非农收入（如外地经商和农机租赁收入）/总人口/元
解释变量 组别虚拟变量 dBit 对照组=0;处理组=1
时间虚拟变量 dTit 整治前=0;整治后=1
交互项 dBit×dTit 组别虚拟变量与时间虚拟变量的交互项
控制变量 劳动力比例 X1it 家庭主要劳动力数量/总人口
劳均年龄 X2it 家庭主要劳动力平均年龄/岁
劳均受教育年限 X3it 家庭主要劳动力平均受教育年限/年
人均土地经营面积 X4it 家庭实际经营的耕地和园地面积之和/总人口/hm2

3 结果分析

3.1 江汉平原不同农地整治模式的农户收入效应评价

3.1.1 江汉平原不同农地整治模式对农户收入影响的描述分析
由表2可以看出,地方政府主导模式对人均纯收入、养殖业收入、农地租金收入、本地务工收入、外地务工收入和其他非农收入的净效应分别为1420元、129元、61元、381元、830元和153元,但对人均种植业和本地经商收入的净效应分别为-64元和-70元;新农主体主导模式对人均纯收入、养殖业收入、农地租金收入、本地务工收入、本地经商收入和其他非农收入的净效应分别为2938元、2504元、1899元、1203元、108元和807元,但对人均种植业收入和外地务工收入的净效应分别为-2448元和-1135元;相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式对人均纯收入、养殖业收入、农地租金收入、本地务工收入、本地经商收入和其他非农收入的净效应分别为3626元、3549元、1875元、986元、103元和711元,但对人均种植业收入和外地务工收入的净效应分别为-2488元和-1111元。这表明江汉平原两种农地整治模式均能提升农户收入水平,且相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式的提升作用更为明显,但两种模式农地整治对农户分项收入的影响存在差异。
表2 江汉平原农地整治前后不同组别农户各项收入的统计描述

Table 2 With- and between-group difference in income before and after rural land consolidation in Jianghan Plain

比较组别 比较项目 处理组 对照组 双重差分值
2014年 2017年 变化量 2014年 2017年 变化量
处理组1
vs
对照组1		 人均纯收入 17679 22205 4526 16383 19488 3105 1420
人均种植业纯收入 2362 2372 10 2622 2695 74 -64
人均养殖业纯收入 21 182 161 9 42 32 129
人均农地租金收入 9 86 77 13 28 15 61
人均本地务工收入 2356 3217 861 1759 2238 480 381
人均外地务工收入 11819 14773 2954 10608 12732 2124 830
人均本地经商收入 72 92 20 396 486 89 -70
人均其他非农收入 1040 1484 444 976 1267 291 153
处理组2
vs
对照组2		 人均纯收入 20508 28659 8151 19192 24405 5213 2938
人均种植业纯收入 3608 1130 -2478 2589 2559 -30 -2448
人均养殖业纯收入 241 3952 3710 1237 2444 1206 2504
人均农地租金收入 46 1998 1952 15 68 53 1899
人均本地务工收入 2505 4352 1847 2367 3011 644 1203
人均外地务工收入 11410 13253 1842 11880 14857 2977 -1135
人均本地经商收入 544 667 123 67 82 15 108
人均其他非农收入 2154 3309 1155 1036 1384 348 807
处理组3
vs
对照组3		 人均纯收入 20508 28659 8151 17679 22205 4526 3626
人均种植业纯收入 3608 1130 -2478 2362 2372 10 -2488
人均养殖业纯收入 241 3952 3710 21 182 161 3549
人均农地租金收入 46 1998 1952 9 86 77 1875
人均本地务工收入 2505 4352 1847 2356 3217 861 986
人均外地务工收入 11410 13253 1842 11819 14773 2954 -1111
人均本地经商收入 544 667 123 72 92 20 103
人均其他非农收入 2154 3309 1155 1040 1484 444 711

注：为使结果呈现更为整洁,对各项人均收入进行取整。下同。

3.1.2 江汉平原不同农地整治模式对农户收入影响的计量检验
由表3可以看出,地方政府主导模式对人均纯收入、农地租金收入、本地务工收入和外地务工收入的净效应分别为1309元、67元、398元和843元且通过显著性检验,但对人均种植业收入的净效应为-139元且通过显著性检验;新农主体主导模式对人均总收入、养殖业收入、农地租金收入、本地务工收入和其他非农收入的净效应分别为5115元、4870元、1599元、690元、838元且通过显著性检验,但对人均种植业和外地务工收入的净效应分别为-1227元和-1772元且通过显著性检验;相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式对人均总收入、养殖业收入、农地租金收入和其他非农收入的净效应分别为5312元、5489元、1592元和734元且通过显著性检验,但对人均种植业收入和外地务工收入的净效应分别为-1321元和-1801元。这表明江汉平原两种农地整治模式均能显著提升农户收入水平,且相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式的提升作用更为显著,但两种农地整治模式对农户分项收入的影响存在差异,研究假说H1初次得到验证。
表3 江汉平原不同农地整治模式对农户收入影响的FD模型估计结果

Table 3 Estimation results of rural land consolidation on farmers' income with FD model in Jianghan Plain

比较组别 变量 Y1it Y2it Y3it Y4it Y5it Y6it Y7it Y8it
处理组1 vs 对照组1 dBit×dTit 1309.22*** -139.35*** 68.08 66.65** 397.54** 842.58*** -71.62 145.35
（4.05） （-2.70） （0.74） （2.49） （1.98） （3.03） （-1.52） （0.90）
处理组2 vs 对照组2 dBit×dTit 5115.22*** -1226.88*** 4870.27*** 1598.64*** 689.75* -1771.50*** 116.61 838.33*
（5.92） （-6.12） （4.56） （12.86） （1.73） （-2.67） （0.99） （1.82）
处理组3 vs 对照组3 dBit×dTit 5311.90*** -1321.42*** 5489.07*** 1591.88*** 507.51 -1801.08*** 112.35 733.60*
（6.80） （-6.88） （5.34） （13.02） （1.33） （-2.88） （0.96） （1.67）

注：限于文章篇幅和研究重点,仅汇报交互项dBit×dTit的系数;***、**和*分别1%、5%和10%的显著性水平,括号内为对应的T值,下同。

两种农地整治模式因为显著改善了农业生产条件,更多的农业经营主体愿意转入农地从事规模化经营,致使农地流转市场需求增加,农地流转价格提升,所以农地整治对农户农地租金收入的净效应显著为正。然而,转出户在得到农地租金的同时相应地减少了种植业收入;另一方面,农业生产条件的改善加快了农业产业结构调整,促进了农业生产方式由传统种植向绿色种养转变[4,26]。根据调查,潜江市农户普遍在整治后的农田上开展“稻虾共作”,但回形沟的挖掘也减少了水稻有效种植面积;由于龙虾的收益远高于水稻,且水稻生产过程中的田间管理较为复杂,导致“重虾轻稻”的情节在农户中普遍存在[7],致使水稻产量下降,加之绿色水稻的品牌效应尚未充分显现,所以农地整治对农户种植业收入的净效应显著为负。农地整治可促进农地流转和农业规模化、机械化经营,部分农业劳动力得以解放和拥有更多的本地务工收入,所以农地整治对农户本地务工收入的净效应显著为正。换言之,农地整治对农村种植业（养殖业）富余劳动力有很好的释放作用,即项目区的劳动力转移效应很明显。
相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式通过农地流转将农户手中的农地集中起来,对农地进行连片整治后,反租给农户自主经营,新农主体为农户提供幼苗、饲料、药剂和技术服务,并预先订购产品,所以新农主体主导模式对农户养殖业收入的净效应显著为正。农户由此获得规模经营的高收益,并吸引大量进城务工农民返乡创业,在整治后的农田上开展综合种养,所以新农主体主导模式对农户外地务工收入的净效应显著为负。由于地方政府主导模式并未引入农业龙头企业或者建立农民专业合作社等,暂时无法吸纳项目区农户短期打工和长期就业,农户在转出自家承包地后倾向于外出务工,农户外出务工收入显著增加,这也是与地方政府主导模式相比,新农主体主导模式对农户外地务工收入净效应显著为负的原因。总体而言,新农主体主导模式更能促进农地大规模流转和农业规模化经营,进而释放更多农业劳动力进城经商,同时部分拥有农机的农户通过农机租赁服务获得合理报酬,所以新农主体主导模式对农户其他非农收入的净效应显著为正。

3.2 武陵山区不同农地整治模式的农户收入效应评价

3.2.1 武陵山区不同农地整治模式对农户收入影响的描述分析
从表4可以看出,地方政府主导模式对人均纯收入、农地租金收入、本地务工收入、外地务工收入、本地经商收入和其他非农收入的净效应分别为1840元、61元、609元、865元、182元和109元;新农主体主导模式对人均纯收入、农地租金收入、本地务工收入、外地务工收入、本地经商收入和其他非农收入的净效应分别为4066元、755元、1974元、2408元、305元和105元,但对人均种植业收入的净效益为-1516元;相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式对人均纯收入、农地租金收入、本地务工收入、外地务工收入和本地经商收入的净效应分别为2295元、675元、2199元、725元和123元,但对人均种植业收入的净效应为-1425元。这表明武陵山区两种农地整治模式均能提升农户收入水平,且相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式的提升作用更为明显,但两种农地整治对农户分项收入的影响存在差异。
表4 武陵山区农地整治前后不同组别农户各项收入的统计描述

Table 4 With- and between-group difference in farmers' income before and after rural land consolidation in Wuling Mountains

比较组别 比较项目 处理组 对照组 双重差分值
2014年 2017年 变化量 2014年 2017年 变化量
处理组1
vs
对照组1
 人均纯收入 16980 20640 3660 14328 16148 1820 1840
人均种植业纯收入 260 2714 110 3907 4002 95 15
人均养殖业纯收入 0 0 0 0 0 0 0
人均农地租金收入 7 87 80 0 19 19 61
人均本地务工收入 1908 2591 683 370 444 74 609
人均外地务工收入 10281 12618 2338 9648 11121 1473 865
人均本地经商收入 250 432 182 0 0 0 182
人均其他非农收入 1930 2198 268 403 562 159 109
处理组2
vs
对照组2		 人均纯收入 17843 23797 5955 16583 18472 1889 4066
人均种植业纯收入 3399 208 -1315 4221 4423 202 -1516
人均养殖业纯收入 63 68 5 0 0 0 5
人均农地租金收入 66 821 755 0 0 0 755
人均本地务工收入 3710 6592 2882 7912 8820 908 1974
人均外地务工收入 869 11760 3063 4119 4774 655 2408
人均本地经商收入 988 1293 305 0 0 0 305
人均其他非农收入 920 1179 259 331 455 124 135
处理组3
vs
对照组3
 人均纯收入 17843 23797 5955 16980 20640 3660 2295
人均种植业纯收入 3399 2084 -1315 2604 2714 110 -1425
人均养殖业纯收入 63 68 5 0 0 0 5
人均农地租金收入 66 821 755 7 87 80 675
人均本地务工收入 3710 6592.41 2882 1908 2591 683 2199
人均外地务工收入 8697 11760 3063 10281 12618 2338 725
人均本地经商收入 988 1293 305 250 432 182 123
人均其他非农收入 920 1179 259 1930 2198 268 -9
3.2.2 武陵山区不同农地整治模式对农户收入影响的计量检验
从表5可以看出,地方政府主导模式对人均纯收入和本地务工收入的净效应分别为1897元和701元且通过显著性检验;新农主体主导模式对人均纯收入、农地租金收入、本地务工收入、外地务工收入和本地经商收入的净效应分别为4168元、224元、1221元、2456元和257元且通过显著性检验;相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式对人均纯收入、农地租金收入、本地务工收入和外地务工收入净效应分别为2021元、375元、1804元和492元且通过显著性检验,但对人均种植业收入的净效应为-717元且通过显著性检验。这表明武陵山区两种农地整治模式均能显著提升农户收入水平,且相比于地方政府主导模式,新农经营主体主导模式的提升作用更为显著,但两种农地整治模式对农户分项收入的影响存在差异,研究假说H1再次得到证明。
表5 武陵山区不同农地整治模式对农户各项收入影响的FD模型估计结果

Table 5 Estimation results of rural land consolidation on farmers' income with FD model in Wuling Mountains

比较组别 变量 Y1it Y2it Y3it Y4it Y5it Y6it Y7it Y8it
处理组1 vs 对照组1 dBit×dTit 1896.85*** 58.51 — 29.19 701.06** 768.62 200.83 138.65
（3.86） （0.47） — （0.84) （2.33） （1.43） （1.42） （0.71）
处理组2 vs 对照组2 dBit×dTit 4167.93*** -85.58 6.36 223.52*** 1221.46** 2456.27*** 257.03** 109.31
（4.98） （-1.06） （0.97） （2.91) （2.16） （3.05） （2.38） （0.96）
处理组3vs 对照组3 dBit×dTit 2021.39** -717.41* 5.79 375.07*** 1803.57*** 492.27*** 91.27 -29.17
（2.46） （-1.94） （0.98） （2.88) （3.11） （0.59） （0.43） （-0.14）
两种模式整治区通过依托本地茶叶资源优势,积极推进茶产业与旅游业融合发展,扩大了本地务工需求,增加了本地就业机会,降低了农民务工成本[24,26],所以农地整治对农户本地务工收入的净效应显著为正,且地方政府主导模式整治区农户收入的增加主要通过本地务工收入的提高来实现。相比于地方政府主导模式,新农主体主导模式整治区采取“公司+农户”的经营方式,农户普遍在整治后的园地上种植生态有机茶,茶叶品质明显提升但产量却大幅减少,加之生态有机茶的市场推广不力,价格优势不明显,所以新农主体主导模式对农户种植业收入的净效应显著为负;新农主体主导模式不仅能够促进农地大规模流转,进而释放更多的农业劳动力外出打工,而且能够促进山区农村一二三产业深度融合发展[10],吸纳农户在本地产业园区短期打工和长期就业,所以新农主体主导模式对农户本地务工和外地务工收入的净效应显著为正。

3.3 不同地貌同一农地整治模式的农户收入效应评价

3.3.1 不同地貌同一农地整治模式对农户收入影响的描述分析
由表6可以看出,相比于山区地方政府主导模式,平原地方地方政府主导模式对人均纯收入、养殖业收入、本地务工收入、外地务工收入和其他非农收入的净效应分别为866元、161元、178元、616元和176元,而对人均种植业和本地经商收入的净效应分别为-100元和-162元;相比于山区新农主体主导模式,平原新农主体主导模式对人均纯收入、养殖业收入、农地租金收入和其他非农收入的净效应分别为2197元、3705元、1197元和896元,而对人均种植业收入、本地务工收入、外地务工收入和本地经商收入的净效应分别为-1163元、-1035元、-1221元和-182元。这表明平原两种农地整治模式对农户收入的提升作用分别大于山区两种模式整治模式,但同一模式农地整治对农户分项收入的影响存在区域差异。
表6 不同地貌农地整治前后不同组别农户各项收入的统计描述

Table 6 With- and between-group difference in farmers' income before and after rural land consolidation in different geomorphic types

比较组别 比较项目 处理组 对照组 双重差分值
2014年 2017年 变化量 2014年 2017年 变化量
处理组1
vs
对照组1		 人均纯收入 17679 22205 4526 16980 20640 3660 866
人均种植业纯收入 2362 2372 10 2604 2714 110 -100
人均养殖业纯收入 21 182 161 0 0 0 161
人均农地租金收入 9 86 77 7 87 80 -3
人均本地务工收入 2356 3217 861 1908 2591 683 178
人均外地务工收入 11819 14773 2954 10281 12618 2338 616
人均本地经商收入 72 92 20 250 432 182 -162
人均其他非农收入 1040 1484 444 1930 2198 268 176
处理组2
vs
对照组2		 人均纯收入 20508 28659 8151 17843 23797 5955 2197
人均种植业纯收入 3608 1130 -2478 3399 2084 -1315 -1163
人均养殖业纯收入 241 3952 3710 63 68 5 3705
人均农地租金收入 46 1998 1952 66 821 755 1197
人均本地务工收入 2505 4352 1847 3710 6592 2882 -1035
人均外地务工收入 11410 13253 1842 8697 11760 3063 -1221
人均本地经商收入 544 667 123 988 1293 305 -182
人均其他非农收入 2154 3309 1155 920 1179 259 896
3.3.2 不同地貌同一农地整治模式对农户收入影响的计量检验
由表7可以看出,相比于山区地方政府主导模式,平原地方政府主导模式对人均纯收入、种植业收入、农地租金收入、本地务工收入和外地务工收入的净效应分别为3978元、164元、54元、744元和2377元且通过显著性检验;相比于山区新农主体主导模式,平原新农主体主导模式对人均纯收入、养殖业收入、农地租金收入、本地务工收入、外地务工收入和本地经商收入的净效应分别为5879元、521元、562元、2634元、2512元和302元且通过显著性检验,但对人均种植业收入的净效应为-779元且通过显著性检验。这表明相比于山区地方政府主导模式,平原地方政府主导模式更能促进农业生产方式由细碎化经营向规模化经营转变;相比于平原新农主体主导模式,平原新农主体主导模式更能促进农业产业结构由传统种养向现代种养为主转变;相比于山区农地整治,平原农地整治更能促进农村劳动力向非农产业转移[10,26]。综上所述,不同地貌同一农地整治模式对农户收入影响存在差异,且相对比山区农地整治,平原农地整治的提升作用更为明显,研究假说H2得到验证。
表7 不同地貌同一农地整治模式对农户各项收入影响的FD模型估计结果

Table 7 Estimation results of rural land consolidation on farmers' income with FD model in different geomorphic types

比较组别 变量 Y1it Y2it Y3it Y4it Y5it Y6it Y7it Y8it
处理组1 vs 对照组1 dBit×dTit 3977.60*** 163.94** 210.96 53.68* 743.85*** 2376.51*** 189.14 239.52
（8.30） （2.15） （1.05） （1.66） （2.74） （5.22） （1.47） （1.39）
处理组2 vs 对照组2 dBit×dTit 5878.51** -778.70** 520.90* 562.18*** 2633.50*** 2511.51*** 301.94* 127.17
（8.76） （-2.40） （1.93） （3.84） （5.93） （4.05） （1.95） （0.67）

4 结论与讨论

4.1 结论

（1）同一地貌类型不同农地整治模式的农户收入效应存在显著差异,虽然地方政府主导模式和新型农业经营主体主导模式均能显著增加农户收入,但新型农业经营主体主导模式的增收效应远大于地方政府主导模式。与地方政府主导模式相比,新型农业经营主体主导模式具有以下优势：新型农业经营主体作为项目的申报者、投资者、实施者和监督者,主人翁意识强,可以切实加强工程管理、缩短施工工期和降低施工成本和提高工程质量;根据现代农业发展需求开展农地整治,农地整治目标与产业发展需求的匹配程度较高;新型农业经营主体有利于推动农业产前产中产后的有效衔接和农村一二三产业融合发展,构建起市场牵主体、主体带基地、基地联农户的产业化运行机制;通过就业带动、吸收入社、股份合作、生产服务、技术支持、信息支持等多种方式与项目区农户建立稳定紧密的利益联结机制,让农民成为现代农业发展的参与者和受益者。因此,相比于地方政府主导模式,新型农业经营主体主导模式的增收效应更为显著。
（2）不同地貌类型同一农地整治模式对农户收入的影响存在明显差异,虽然平原和山区农地整治均能显著增加农户水平,但平原农地整治的增收效应明显大于山区农地整治。一方面,不同地貌类型区域自然条件和社会经济条件存在空间异质性,致使农户生计资本和策略存在显著的区域差异,且在农户生计资本和策略差异因素的中介作用下,致使平原农地整治相比于山区农地整治的增收效应更为明显。另一方面,不同地貌类型区域同一模式农地整治的工程内容和目标可能有所差异,就工程内容而言,平原地区农地资源丰富,土地平整和权属调整面积所占比例高于山区;就整治目标而言,平原农地整治往往立足于现代农业发展,更能促进农业生产方式由细碎化、分散化经营向规模化、产业化经营转变,而山区农地整治往往立足于特色农业发展,但山区农地资源有限,特色农业难以形成规模。所以,相比于山区农地整治,平原农地整治的增收效应更为明显。

4.2 讨论

（1）中国自1997年积极推进农地整治以来,基本上是以地方政府主导的实施模式为主。地方政府主导模式的农地整治难以解决耕地经营细碎化、资源利用低效化、空间布局无序化等现象,存在目标过于单一、定位整体偏低、协调统筹有限和社会参与缺乏等问题,因而其综合绩效水平较低。近年来,为提高农地整治项目的实施成效,国家提出开展农村土地综合整治。中共中央和国务院印发的《乡村振兴战略规划（2018—2022年）》提出,实施农村土地综合整治重大行动,到2020年开展300个、到2022年开展1000个土地综合整治示范村镇建设;《全国国土规划纲要（2016—2030年）》《全国土地整治规划（2016—2020年）》和2020年中央一号文件也分别就农村土地综合整治做出总体部署与统筹安排。农村土地综合整治是对农村生产、生活、生态空间进行全域优化布局,对山水林田湖草进行全要素综合整治。相比于传统的农地整治,农村土地综合整治的对象更多元、范围更广阔、手段更综合和效果更全面,因而其综合绩效水平较高。农村土地综合整治作为中国转型时期土地整治的基本方向,各地应该综合考虑资源禀赋和产业特色,因地制宜探索符合本地实际和独具区域特色的土地综合整治,选择有条件和有潜力的区域先行实施,充分发挥农村土地综合整治在推动经济发展和民生改善的积极作用。另一方面,国家鼓励农地整治体制机制创新。自然资源部（原国土资源部）颁布的《全国土地整治规划（2016—2020年）》提出,按照“政府主动引导、社会积极参与、政策加以保障”的原则,鼓励农业龙头企业、农民专业合作社等新型经营农业主体投资农地整治;湖北省自然资源厅（原湖北省国土资源厅）发布的《关于开展“以奖代补”土地整治项目建设的通知》提出,开展“以奖代补”政策支持农业龙头企业、农民专业合作社等新型农业经营主体作为农地整治项目实施主体自行筹集资金开展项目建设。然而,新型农业经营主体开展农地整治项目建设受到一定的限制：一是项目实施需要大量资金投入,新型农业经营主体难以承受,整治过程中面临资金不足问题,导致项目规模较小,与其远景规划不够匹配;二是缺乏与之配套的施工管理体系和施工验收体系,导致项目的设计、施工和质量等难以得到保障。因此,今后应加大对新型农业经营主体投资农地整治项目的财政扶持力度,逐步扩大其整治项目规模;鼓励新型农业经营主体将通过地块归并和废旧宅基地复垦所增加的耕地面积作为占补平衡补充耕地指标,按照“谁投资、谁受益”的原则返还指标交易收益,拓宽其整治资金来源;地方政府有关部门应加大对新型农业经营主体主导模式的农地整治项目的全程技术指导、质量监督和工程验收,切实保障工程质量。
（2）本文存在一定的不足之处：一是基于SLF的思路,通过构建“农地整治→生计资本→生计策略→生计结果”分析框架来揭示农地整治对农户收入的传导机制,但由于多重中介效应模型路径比较复杂、涉及变量较多和数据要求较高,同时受到问卷设计和调研数据的限制,无法使用结构方程模型对多重中介效应模型进行分解和检验,致使对生计资本和策略的中介效应没有进行分析,同时对收入增加之后对生计资本的反馈作用所产生的循环没有深入探究。二是采用湖北省江汉平原的天门市和潜江市、武陵山区的宣恩县和咸丰县483份农户问卷调查数据,在样本的覆盖性和代表性上可能不足,不足以对农地整治的收入效应有一个全局性的认识和把控,导致研究结论可能无法外推到其他地区,但本文的目的在于说明和解释问题,认为通过理论分析与实证检验可以为农地整治绩效评价提供理论依据和案例支撑。因此,未来对于本文研究结论的验证应该使用覆盖不同整治模式和不同地貌类型的更大规模的全国性数据。

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