農(nóng)地流轉(zhuǎn)中轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)

摘 要：基于政府主導(dǎo)和市場(chǎng)主導(dǎo)兩種農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式的比較分析，采用非實(shí)驗(yàn)評(píng)價(jià)策略識(shí)別農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶流轉(zhuǎn)福利效應(yīng)及兩種流轉(zhuǎn)模式下的福利差異。研究結(jié)果顯示：通過(guò)傾向得分匹配模型控制農(nóng)戶人力資本特征后，政府主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶福利效應(yīng)遠(yuǎn)高于市場(chǎng)主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶；而進(jìn)一步運(yùn)用兩期面板數(shù)據(jù)進(jìn)行雙重差分傾向匹配，控制區(qū)域特征后發(fā)現(xiàn)，政府主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶福利增加值要低于市場(chǎng)主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶。因此，應(yīng)在堅(jiān)持市場(chǎng)在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中起決定性作用的同時(shí)，積極培育農(nóng)戶人力資本，增加城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)地流轉(zhuǎn)；福利效應(yīng)；政府主導(dǎo)；市場(chǎng)主導(dǎo)；轉(zhuǎn)出戶

中圖分類號(hào)：F325.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2018）02-0079-07

引 言

當(dāng)前，在三權(quán)分置背景下加快推進(jìn)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)，已經(jīng)成為促進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，優(yōu)化農(nóng)村土地和勞動(dòng)力等要素時(shí)空配置的重要選擇之一。早期的農(nóng)地流轉(zhuǎn)大多是村集體農(nóng)戶之間的自發(fā)行為，這種以市場(chǎng)需求為主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式受到流轉(zhuǎn)規(guī)模的約束，影響了農(nóng)戶對(duì)土地的投資，限制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高[1]。伴隨農(nóng)村社會(huì)分化日益加深、農(nóng)戶資源稟賦變化和對(duì)土地主觀價(jià)值認(rèn)知的差異，農(nóng)戶產(chǎn)生了多元化的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。但由于農(nóng)地資源的特殊性以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)建設(shè)滯后，往往難以達(dá)成一個(gè)讓所有轉(zhuǎn)出農(nóng)戶均滿意的交易。為了彌補(bǔ)市場(chǎng)機(jī)制不完善而引發(fā)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域性不均衡問(wèn)題，部分地方政府結(jié)合轄區(qū)特點(diǎn)采取了強(qiáng)制性主導(dǎo)方式參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)，其顯著特征是由基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府或村集體代理農(nóng)戶統(tǒng)一與規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體進(jìn)行談判、簽約，農(nóng)戶間接參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。雖然政府強(qiáng)制性介入能有效降低交易成本，提高土地配置效率，但是如果執(zhí)行不當(dāng)也容易侵犯農(nóng)戶（尤其是農(nóng)地配置效率較高農(nóng)戶）的自主權(quán)益而產(chǎn)生極高社會(huì)成本，進(jìn)而影響有效市場(chǎng)價(jià)格形成[2]。

市場(chǎng)主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)是指農(nóng)戶自身作為農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與主體，完全掌握著農(nóng)地流轉(zhuǎn)主導(dǎo)權(quán)，流轉(zhuǎn)對(duì)象、時(shí)間、價(jià)格以及合約情況完全由交易雙方協(xié)商確定。而政府主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)中轉(zhuǎn)出戶一般處于弱勢(shì)地位。農(nóng)地流轉(zhuǎn)前后農(nóng)戶家庭福利變化及其走向，直接關(guān)系到農(nóng)戶家庭生計(jì)可持續(xù)性和社會(huì)總福利改進(jìn)，值得廣泛關(guān)注。

已有文獻(xiàn)關(guān)注到農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶的福利效應(yīng)，李慶海運(yùn)用Biprobit模型識(shí)別出影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的因素，并運(yùn)用多重內(nèi)生處理效應(yīng)模型估計(jì)得出農(nóng)地流轉(zhuǎn)能顯著地提高農(nóng)戶的福利水平[3]。陳飛等從農(nóng)戶行為視角構(gòu)建了農(nóng)地流轉(zhuǎn)誘因的微觀理論框架，并得出農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于提升農(nóng)戶收入并降低貧困發(fā)生率[4]。游和遠(yuǎn)在借鑒Sen的“可行能力”框架下分析轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)，得出轉(zhuǎn)出戶在獲得收入提高的同時(shí)失去了部分可行能力（成員健康、社會(huì)保障等），農(nóng)地流轉(zhuǎn)并不能給農(nóng)戶帶來(lái)全部的福利改善[5]。相關(guān)文獻(xiàn)主要關(guān)注市場(chǎng)主導(dǎo)下農(nóng)地流轉(zhuǎn)中農(nóng)戶福利效應(yīng)，而政府主導(dǎo)下農(nóng)地流轉(zhuǎn)中農(nóng)戶福利問(wèn)題鮮有涉及。諸培新等對(duì)比分析了政府主導(dǎo)和市場(chǎng)主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入影響差異，以及采用雙重差分（DID）模型驗(yàn)證了市場(chǎng)主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)比政府主導(dǎo)型農(nóng)地流轉(zhuǎn)更能提高農(nóng)戶勞動(dòng)力資源配置效率[6]。但是兩種不同模式究竟能對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶福利帶來(lái)怎樣變化，影響本質(zhì)原因在哪里，卻未有明確的答案。本文利用關(guān)中—天水經(jīng)濟(jì)區(qū)農(nóng)戶實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用非實(shí)驗(yàn)評(píng)價(jià)策略識(shí)別政府主導(dǎo)與市場(chǎng)主導(dǎo)兩種不同模式下農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)福利效應(yīng)以及福利差異，并提出促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)、改進(jìn)流轉(zhuǎn)戶家庭福利的政策建議。

一、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2016年5月在關(guān)中-天水經(jīng)濟(jì)區(qū)農(nóng)戶問(wèn)卷調(diào)查。根據(jù)關(guān)天經(jīng)濟(jì)區(qū)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，政府主導(dǎo)型樣本從涉及政府大規(guī)模流轉(zhuǎn)的縣（市）分層隨機(jī)抽取13個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)分層隨機(jī)選取1～2個(gè)自然村，根據(jù)村莊規(guī)模大小，每個(gè)自然村分層隨機(jī)選取25～35個(gè)農(nóng)戶。市場(chǎng)主導(dǎo)型樣本主要在沒(méi)有發(fā)生過(guò)政府主導(dǎo)型大規(guī)模農(nóng)地流轉(zhuǎn)的村莊內(nèi)選取，并且兩類村莊的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件相似。此次調(diào)研共發(fā)放問(wèn)卷812份，獲取有效樣本682個(gè)，其中政府主導(dǎo)型樣本481個(gè)，市場(chǎng)主導(dǎo)型樣本201個(gè)，具體情況見(jiàn)表1。

表1給出了政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶和市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶各類經(jīng)濟(jì)指標(biāo)及其差異的統(tǒng)計(jì)值，其中福利指標(biāo)借鑒Alain De Janvry[7]和李慶海[3]研究，選用家庭人均年收入和家庭人均非食品消費(fèi)額來(lái)衡量；農(nóng)戶人力資本特征指標(biāo)則是綜合陳飛[4]、崔寶玉等[8]的研究和關(guān)天經(jīng)濟(jì)區(qū)實(shí)際情況，選用戶主年齡、戶主文化程度、勞動(dòng)力比重、非農(nóng)技能培訓(xùn)參與、家庭人員健康狀況、流轉(zhuǎn)當(dāng)年家庭年收入和流轉(zhuǎn)當(dāng)年農(nóng)業(yè)年收入這7個(gè)指標(biāo)。通過(guò)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看出，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的家庭人均年收入、家庭人均非食品銷售額均高于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，二者之差分別為1 703.77元和928.12元。

（二）模型設(shè)定

反事實(shí)分析框架為考察農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)問(wèn)題提供了新的研究思路。本文關(guān)心的是政府主導(dǎo)農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的平均處理效應(yīng)（average treatment effect of treated，簡(jiǎn)稱ATT），定義處理組（政府主導(dǎo)）的平均處理效應(yīng)為：

其中，Y1指政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的福利，Y0是市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的福利。為了排除干擾，設(shè)定政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶T=1，測(cè)算政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶與市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的福利差值，得出政策因素對(duì)轉(zhuǎn)出戶福利的凈效應(yīng)。對(duì)控制組，因其沒(méi)有受到政策影響，無(wú)法直接觀測(cè)受政策影響時(shí)的結(jié)果，即“反事實(shí)”估計(jì)，也是ATT估計(jì)的難點(diǎn)。為實(shí)現(xiàn)這一目的，本文選用傾向得分匹配（PSM）模型，基于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶為每個(gè)政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶挑選或構(gòu)造一個(gè)市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，并保證匹配樣本轉(zhuǎn)出戶除農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式方面不同之外，其他樣本特征均近似相同，以便于考察政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)。為了使計(jì)算結(jié)果更加穩(wěn)健，在實(shí)證研究中采用不同的匹配算法為政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶匹配市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，綜合各個(gè)匹配結(jié)果進(jìn)行比較和分析。

二、福利效應(yīng)的初步測(cè)算

（一）農(nóng)戶人力資本特征對(duì)福利效應(yīng)的影響

筆者認(rèn)為那些具有人力資本優(yōu)勢(shì)的農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶在資源配置以及家庭福利改進(jìn)上擁有顯著優(yōu)勢(shì)，因此，首先測(cè)算轉(zhuǎn)出戶人力資本特征對(duì)福利的影響。采用回歸模型進(jìn)行分析，其中結(jié)果變量為農(nóng)戶的福利特征值，為了減輕多重共線性，分別選用Ln（人均年收入）、Ln（人均非食品消費(fèi)）來(lái)測(cè)算，處理變量為流轉(zhuǎn)模式（政府主導(dǎo)=1，市場(chǎng)主導(dǎo)=0），協(xié)變量為戶主年齡、戶主年齡的平方、戶主文化程度、家庭勞動(dòng)力比重、非農(nóng)技能培訓(xùn)情況、家庭成員健康狀況、流轉(zhuǎn)當(dāng)年家庭年收入和農(nóng)業(yè)收入。模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2可看出，對(duì)于人均年收入，平均處理效應(yīng)為0.131 1，且顯著性水平接近0.01，除了戶主文化程度外，所有的協(xié)變量均顯著。對(duì)于人均非食品消費(fèi)，平均處理效應(yīng)為0.197 6，且顯著性水平為0.003，在協(xié)變量中，除了勞動(dòng)力比重和流轉(zhuǎn)當(dāng)年家庭年收入在0.01的水平上顯著外，所有的協(xié)變量均不顯著。

（二）傾向得分匹配測(cè)算農(nóng)戶福利效應(yīng)

1.傾向得分的共同支撐域條件。將轉(zhuǎn)出戶人力 資本特征作為協(xié)變量引入傾向得分匹配模型，從而得到控制轉(zhuǎn)出戶人力資本差異所帶來(lái)的福利效應(yīng)。從圖1可以直觀地看出，大多數(shù)觀測(cè)值均落在共同取值范圍內(nèi)，故在進(jìn)行傾向得分時(shí)共同支撐域條件刪除掉傾向得分分布的尾部，損失少量樣本，但有利于提高匹配質(zhì)量。

2.樣本匹配及匹配質(zhì)量檢驗(yàn)。在匹配完成后，還需要考察匹配結(jié)果是否平衡數(shù)據(jù)，主要檢驗(yàn)兩組樣本間的解釋變量是否還有差異，如果檢驗(yàn)通過(guò)，則表明匹配的對(duì)照組是合理的。一種檢驗(yàn)方法是標(biāo)準(zhǔn)化偏差，匹配之后，如果標(biāo)準(zhǔn)化差值小于10，則意味著匹配成功；另一種檢驗(yàn)方法是系統(tǒng)性偏差，即Pseudo R2的值將變得更低，拒絕聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)。

以最近鄰居法（1～4匹配）為例檢驗(yàn)兩組樣本間的解釋變量差異的統(tǒng)計(jì)顯著性，即當(dāng)為每個(gè)政府主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶樣本尋找傾向得分與之最近的4個(gè)市場(chǎng)主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶樣本，這4個(gè)市場(chǎng)主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶樣本進(jìn)行加權(quán)平均即得到政府主導(dǎo)型農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的匹配樣本。平衡性檢驗(yàn)結(jié)果由表3給出。表3顯示，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，檢驗(yàn)結(jié)果可以接受。而且大多數(shù)t 的結(jié)果不拒絕處理組與控制組無(wú)系統(tǒng)差異的原假設(shè)（戶主文化程度除外）。對(duì)比匹配前的結(jié)果，大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅縮小，但家庭人員健康狀況的偏差反而有所增加。而匹配后的Pseudo R2值由0.028減小到0.005，P值由0.003增加至0.640，可以看出不拒絕處理組與控制組無(wú)系統(tǒng)差異的原假設(shè)，因此樣本通過(guò)了匹配質(zhì)量檢驗(yàn)。

3.福利效應(yīng)測(cè)算。在獲得有效的匹配樣本之后，本文依據(jù)式（1）定義測(cè)算政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶福利凈效應(yīng)（處理組的平均處理效應(yīng)ATT）。具體公式為：

在式（2）中，I1為政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶樣本集合，I0為對(duì)照組，y1i為政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的福利，Y0j的加權(quán)和被稱作為政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶i在市場(chǎng)主導(dǎo)假設(shè)下的福利，ω（i，j）為不同的匹配方法權(quán)重，S為共同支撐域，N為政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶樣本總量。

本文將采用最近鄰居法（1～4匹配、1～10匹配）匹配與核匹配（帶寬0.06、帶寬0.1）4種方法測(cè)度政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)。其中，最近鄰居法匹配（1～4匹配）對(duì)應(yīng)等權(quán)重值為0.25，最近鄰居法匹配（1～10匹配）對(duì)應(yīng)等權(quán)重值為0.1，核匹配方法的權(quán)重值大小取決于轉(zhuǎn)出戶j的傾向得分Pj與轉(zhuǎn)出戶i的傾向得分Pi的距離，距離越大則權(quán)重值越小。

觀察表4可以發(fā)現(xiàn)，政府主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)具有顯著影響，盡管不同的匹配算法結(jié)果不同，但從定性的角度來(lái)看是一致的。通過(guò)4種匹配方法的評(píng)價(jià)值來(lái)看，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶家庭人均年收入比市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶要高出1 555.83元，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶家庭人均非食品消費(fèi)比市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶要高出843.18元。另外，與無(wú)匹配前的統(tǒng)計(jì)匯總結(jié)果相比，匹配后的模型中政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶福利效應(yīng)要小于統(tǒng)計(jì)結(jié)果。也就是說(shuō)PSM使得政府因素從各個(gè)干擾因素中分離出來(lái)，對(duì)政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶福利效應(yīng)的測(cè)算也更加精確。

三、農(nóng)戶福利凈效應(yīng)的進(jìn)一步測(cè)算

上述分析中，重點(diǎn)考察了農(nóng)戶人力資本因素對(duì)轉(zhuǎn)出戶福利效應(yīng)的影響，但是忽略了城市就業(yè)機(jī)會(huì)也即農(nóng)戶所在區(qū)域的經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件對(duì)轉(zhuǎn)出戶福利的影響。通常來(lái)說(shuō)，城市就業(yè)機(jī)會(huì)變量不可觀測(cè)，但是它不隨時(shí)間的改變而變化，因此，本文使用雙重差分傾向得分匹配模型來(lái)做進(jìn)一步優(yōu)化。

假設(shè)有兩期面板數(shù)據(jù)，記實(shí)驗(yàn)前的時(shí)期為t’，實(shí)驗(yàn)后的時(shí)期為t。在時(shí)期t’所有樣本（無(wú)論是處理組還是控制組）的潛在結(jié)果均可記為y0t’，在時(shí)期t實(shí)驗(yàn)已經(jīng)發(fā)生，故可能有兩種潛在結(jié)果，分別記為y1t（如果參與實(shí)驗(yàn)）和y1t’（如果未參與實(shí)驗(yàn)）。雙重差分PSM成立的前提為以下均值可忽略性假定：

本文根據(jù)關(guān)中-天水經(jīng)濟(jì)區(qū)政府主導(dǎo)大規(guī)模農(nóng)地流轉(zhuǎn)的時(shí)間，選定基期t’為2010年，實(shí)驗(yàn)后的時(shí)期為2015年，農(nóng)地流轉(zhuǎn)前后政府主導(dǎo)與市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶福利差異描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表5所示。通過(guò)表5可以發(fā)現(xiàn)，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的家庭人均純收入的增加值高于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，凈差值為205.26元，差異并不明顯；但政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的家庭人均非食品消費(fèi)的增加值卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，凈差值為828.09元。這在一定程度上說(shuō)明，剔除就業(yè)機(jī)會(huì)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不可觀測(cè)的影響外，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶較之市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)優(yōu)勢(shì)并不明顯。

下面采用雙重差分傾向得分匹配模型進(jìn)一步驗(yàn)證農(nóng)戶福利的凈效應(yīng)變化，協(xié)變量仍選用傾向得分匹配模型中的農(nóng)戶人力資本特征變量，采取最近鄰居法和核匹配的方法來(lái)測(cè)算，模型估計(jì)結(jié)果如表6所示。通過(guò)表6可以發(fā)現(xiàn)，盡管不同的匹配算法得到不同的量化結(jié)果，但從定性的角度來(lái)看，4種方法的測(cè)算結(jié)果均顯示政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶福利的增加值均小于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶。表6的最后兩行給出的仍然是4種測(cè)算結(jié)果的平均值，相比較而言，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶家庭人均純收入增加值比市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶要低157.40元，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶家庭人均非食品消費(fèi)增加值比市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶要低756.01元。與無(wú)匹配前的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果相比，盡管描述性統(tǒng)計(jì)分析中政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶人均年收入增加值高于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，但控制人力資本條件后，政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶人均年收入增加值卻低于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，而政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶家庭人均非食品消費(fèi)增加值一直低于市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶，也就是說(shuō)市場(chǎng)主導(dǎo)下農(nóng)地流轉(zhuǎn)較之政府主導(dǎo)下農(nóng)地流轉(zhuǎn)能更有效地增加了轉(zhuǎn)出戶福利凈效應(yīng)。

四、結(jié)論與政策含義

（一）結(jié)論

本文以關(guān)中-天水經(jīng)濟(jì)區(qū)481份政府主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶和201份市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)出戶為樣本，對(duì)政府主導(dǎo)和市場(chǎng)主導(dǎo)兩種農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式下轉(zhuǎn)出戶的福利效應(yīng)進(jìn)行對(duì)比分析，以期得出引起農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶福利變動(dòng)的關(guān)鍵因素。運(yùn)用傾向得分匹配模型控制農(nóng)戶人力資本特征后，參與政府主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶人均純收入比參與市場(chǎng)主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶要高出1 555.83元，參與政府主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶家庭人均非食品消費(fèi)比參與市場(chǎng)主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶要高出843.18元，此時(shí)兩種模式均能顯著的提高農(nóng)戶福利水平。而當(dāng)進(jìn)一步采用雙重差分傾向得分匹配模型（兩期面板數(shù)據(jù)）控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征后，發(fā)現(xiàn)參與政府主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶人均純收入增加值比參與市場(chǎng)主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶要低157.40元，參與政府主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶家庭人均非食品消費(fèi)增加值比參與市場(chǎng)主導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的轉(zhuǎn)出戶要低756.01元。研究結(jié)果表明，若要使政府主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)更有效的增加農(nóng)戶凈福利，就應(yīng)該增強(qiáng)農(nóng)戶人力資本投資、增加城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。

（二）政策含義

1.積極培育農(nóng)戶人力資本。要有針對(duì)性地開(kāi)展相關(guān)非農(nóng)就業(yè)技能培訓(xùn)，為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力在轉(zhuǎn)出農(nóng)地后能夠順利進(jìn)入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)和就業(yè)，積極拓展農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)渠道，暢通農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)信息。同時(shí)要高度關(guān)注轉(zhuǎn)出戶家庭成員健康、撫養(yǎng)與教育問(wèn)題。

2.增加城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。一是按照產(chǎn)城融合的思路，創(chuàng)造城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)崗位。二是優(yōu)化農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)環(huán)境，為農(nóng)戶提供及時(shí)、優(yōu)質(zhì)高效和相對(duì)便捷的服務(wù)；更好地跟蹤農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)創(chuàng)業(yè)情況，通過(guò)補(bǔ)短板提高轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)創(chuàng)業(yè)成功率。三是加快促進(jìn)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，擴(kuò)大專業(yè)農(nóng)民就業(yè)空間。

3.積極落實(shí)市場(chǎng)在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中起決定性作用的機(jī)制。一是政府應(yīng)找準(zhǔn)自己在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的角色定位，強(qiáng)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程中的信息、中介、組織、協(xié)調(diào)等服務(wù)工作，為市場(chǎng)主導(dǎo)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供政策引導(dǎo)和法規(guī)保障。二是建立符合地方實(shí)際的農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易價(jià)格體系，充分發(fā)揮價(jià)格機(jī)制在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的重要作用。三是以規(guī)劃為引導(dǎo)，以用途管制為依據(jù)，以適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)為目標(biāo)，促進(jìn)流轉(zhuǎn)戶將農(nóng)地向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體集中，有效降低農(nóng)地市場(chǎng)化流轉(zhuǎn)過(guò)程中的各種風(fēng)險(xiǎn)。

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