土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)影響的實(shí)證分析
——基于安徽省3縣349個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)

劉宗飛，姚順波

(1.安徽科技學(xué)院 管理學(xué)院，安徽 鳳陽 233100；2.西北農(nóng)林科技大學(xué)資源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境管理研究中心，陜西 楊凌 712100)

新冠肺炎疫情的爆發(fā)對國內(nèi)外居民的消費(fèi)信心及整體消費(fèi)環(huán)境造成了巨大干擾，“立足國內(nèi)大循環(huán)、暢通國內(nèi)國際雙循環(huán)”是黨中央積極應(yīng)對世界百年未有之大變局和當(dāng)前國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢變化的戰(zhàn)略之舉。在這一背景下，國內(nèi)各級政府制定了一系列促消費(fèi)、惠民生的應(yīng)對政策，以提升消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)作用。然而，受收入水平、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、區(qū)域間服務(wù)水平差異等因素的影響，農(nóng)村居民消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)水平以及消費(fèi)結(jié)構(gòu)明顯低于城鎮(zhèn)居民。因而，如何刺激農(nóng)村居民消費(fèi)、促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是當(dāng)前的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，同時(shí)也是滿足“人民日益增長的美好生活需要”的必然要求。

相比城鎮(zhèn)消費(fèi)，農(nóng)村居民消費(fèi)持續(xù)低迷，2018年，占全國總?cè)丝?0.42%的農(nóng)村居民消費(fèi)總額僅占全國消費(fèi)總額的24.68%，嚴(yán)重制約了全國整體消費(fèi)水平的提升和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[1-2]。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的深入實(shí)施，國家制定了一系列改善農(nóng)業(yè)、農(nóng)村及農(nóng)民問題的政策措施，以優(yōu)化農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境，降低消費(fèi)約束。其中，推動(dòng)土地確權(quán)有序流轉(zhuǎn)是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要命題。截止2017年，我國土地流轉(zhuǎn)面積約占全國農(nóng)村土地種植面積的35.1%，在部分省區(qū)流轉(zhuǎn)比例已經(jīng)超過50%，大規(guī)模的土地流轉(zhuǎn)加速了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進(jìn)程，然而，土地流轉(zhuǎn)帶來的農(nóng)民分化使得農(nóng)村居民消費(fèi)行為出現(xiàn)了新的特征和變化，因此，充分了解土地流轉(zhuǎn)背景下農(nóng)村居民消費(fèi)行為的變化對提升農(nóng)村消費(fèi)水平，助推鄉(xiāng)村振興具有重要的現(xiàn)實(shí)意義[3-4]。

一、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)戶消費(fèi)行為是以農(nóng)村家庭為基本經(jīng)濟(jì)決策單位，為了滿足當(dāng)前及未來消費(fèi)需求而從事的生產(chǎn)及消費(fèi)活動(dòng)[2,5]。針對農(nóng)戶消費(fèi)行為的影響因素，學(xué)者們主要從兩個(gè)維度進(jìn)行了研究，一是基于消費(fèi)函數(shù)理論，從宏觀視角深化收入及不確定性對消費(fèi)行為的影響。在農(nóng)村地區(qū)，受農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)弱質(zhì)性、人口增長等因素的影響，利用提高收入的方式改善消費(fèi)的效果并不顯著；與此同時(shí)，農(nóng)戶家庭收入不穩(wěn)定、社會(huì)保障制度不健全、農(nóng)村金融體系不完善等因素導(dǎo)致農(nóng)戶家庭在消費(fèi)決策過程中面臨較大的不確定性，因而，農(nóng)村家庭消費(fèi)存在較強(qiáng)的“預(yù)防性儲(chǔ)蓄”動(dòng)機(jī)，消費(fèi)傾向較低[6-10]。二是基于區(qū)域?qū)嵺`，從微觀個(gè)體出發(fā)，探索影響消費(fèi)行為的具體因素。如劉雙等基于對湖北省209戶農(nóng)村家庭調(diào)查，發(fā)現(xiàn)家庭決策者的性別及年齡會(huì)影響消費(fèi)水平，且家庭撫養(yǎng)子女及贍養(yǎng)老人數(shù)量會(huì)顯著增加家庭支出[8]。王慧玲等對山東省622戶農(nóng)戶的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，戶主受教育程度在高中以上且年齡在45～55歲之間的家庭更容易通過正規(guī)借貸緩解家庭流動(dòng)性約束，進(jìn)而提升整體消費(fèi)水平[2]。周建利用浙江省2 700個(gè)農(nóng)戶家庭的連續(xù)追蹤面板數(shù)據(jù)，分析了家庭收入結(jié)構(gòu)多元化趨勢下，收入構(gòu)成對不同消費(fèi)類型的作用機(jī)理[10]。王強(qiáng)等則利用中國22個(gè)省份792份調(diào)查問卷，對比分析了新生代農(nóng)村居民與非新生代農(nóng)村居民的消費(fèi)差異，并認(rèn)為女性在新生代農(nóng)村居民消費(fèi)中起主導(dǎo)作用[1]。祝仲坤等基于2015年度中國社會(huì)狀況綜合調(diào)查數(shù)據(jù)分析了互聯(lián)網(wǎng)與家庭消費(fèi)的關(guān)系，結(jié)果表明掌握互聯(lián)網(wǎng)技能可以顯著提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平[11]。

以上研究對農(nóng)村居民消費(fèi)行為進(jìn)行了較好的探索，然而，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略深入實(shí)施的背景下，隨著農(nóng)村土地制度改革的深入推進(jìn)，農(nóng)戶就業(yè)結(jié)構(gòu)和收入結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了分化，這種變化使得農(nóng)戶消費(fèi)行為顯現(xiàn)出明顯異質(zhì)性特征[3]。雖然已有學(xué)者考慮了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)行為的影響，但并未區(qū)別土地流轉(zhuǎn)過程中轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出的差異，且對消費(fèi)行為類別的差異也鮮有涉及[12]。

土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)行為具有重要影響，既可以通過影響消費(fèi)方式，促使家庭選擇差異化的消費(fèi)項(xiàng)目；也可以通過影響消費(fèi)目的，激勵(lì)家庭表達(dá)異質(zhì)性的消費(fèi)需求。土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)行為的影響機(jī)制可以概括為兩種：一是土地流轉(zhuǎn)引致的主體分化機(jī)制。土地流轉(zhuǎn)是促使土地資源在農(nóng)戶之間優(yōu)化配置的重要措施，伴隨家庭實(shí)際經(jīng)營土地資源的變化，農(nóng)村純農(nóng)戶、兼業(yè)戶及非農(nóng)戶之間的比例結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了明顯變化，這種主體間的分化會(huì)對農(nóng)戶家庭的收入分配產(chǎn)生巨大影響，一方面，主體的分化意味著農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)多元化趨勢，不同市場參與能力的家庭其資源稟賦在農(nóng)業(yè)及非農(nóng)市場的配置效率存在差異，對資源價(jià)格更敏感的家庭則能獲取更多財(cái)富，進(jìn)而改善家庭消費(fèi)行為[13]。另一方面，主體分化帶來的家庭農(nóng)業(yè)收入及非農(nóng)收入比例的調(diào)整，必然導(dǎo)致家庭總收入中不同組成部分的穩(wěn)定性、可預(yù)測性都有很大差異，這種差異進(jìn)一步影響收入預(yù)期，從而改變消費(fèi)決策[10]。二是土地流轉(zhuǎn)誘使的消費(fèi)分層機(jī)制。土地轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出會(huì)對家庭的生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生顯著影響，致使家庭在生產(chǎn)及生活層面的消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)明顯分化[14]。一方面，土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶因耕地資源數(shù)量的下降勢必會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性消費(fèi)支出，在其他因素不變的情況下，家庭生活性消費(fèi)需求所面臨的約束更小；另一方面，土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶則需要在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)投入更多資本，在短期整體收入不變的情況下，合理調(diào)整生活消費(fèi)的比例是其必然選擇。

縱觀已有文獻(xiàn)，學(xué)者對農(nóng)戶消費(fèi)行為的研究尚未考慮因土地流轉(zhuǎn)而形成的主體分化和消費(fèi)分層。盡管部分學(xué)者意識(shí)到了土地流轉(zhuǎn)引致的主體分化，但主要探索了主體分化導(dǎo)致的收入分配差異、社會(huì)治理矛盾、社會(huì)服務(wù)需求異質(zhì)性，并未深入思考主體分化對農(nóng)戶消費(fèi)行為的影響；亦或考察了土地流轉(zhuǎn)對消費(fèi)水平的差異化影響，但并未區(qū)分轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出戶的消費(fèi)分層效應(yīng)[3,12,14-17]。識(shí)別并積極探索土地流轉(zhuǎn)背景下不同農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的消費(fèi)需求，是提升農(nóng)村消費(fèi)水平，弱化城鄉(xiāng)差異的關(guān)鍵舉措?；诖耍疚囊园不帐?49戶農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從農(nóng)戶家庭總消費(fèi)、生產(chǎn)消費(fèi)及生活消費(fèi)3個(gè)層面刻畫了農(nóng)戶消費(fèi)特征，采用傾向得分匹配法(PSM)對土地流轉(zhuǎn)、土地轉(zhuǎn)入、土地轉(zhuǎn)出與未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶進(jìn)行匹配，以檢驗(yàn)不同類型農(nóng)戶消費(fèi)行為的差異，以期為提升農(nóng)村消費(fèi)水平，改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)提供參考和借鑒。

二、數(shù)據(jù)來源、研究方法及變量選取

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于“皖北鄉(xiāng)村振興研究所”課題組2019年10—11月對安徽省“三農(nóng)問題”的實(shí)地調(diào)查。調(diào)查采用分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，綜合考慮安徽省南北的地理區(qū)位差異，選擇了廬江縣、肥西縣和懷遠(yuǎn)縣3個(gè)縣作為樣本區(qū)域，每個(gè)區(qū)域按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同選擇了2～3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇了2～3個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)選擇了10～15位農(nóng)戶進(jìn)行一對一深入訪談，以獲取農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)、家庭特征、生產(chǎn)及生活消費(fèi)等數(shù)據(jù)。調(diào)研共發(fā)放問卷360份，刪除無效樣本，最終獲得有效樣本349份，樣本有效率約為96.9%。其中，3個(gè)縣區(qū)中有土地流轉(zhuǎn)戶131戶(轉(zhuǎn)入戶26戶、轉(zhuǎn)出戶105戶)、未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶218戶。

(二)研究方法

農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的意愿受家庭資源稟賦、勞動(dòng)力外出務(wù)工占比、年收入、決策者特征等多方面的影響，并非隨機(jī)產(chǎn)生[3,18]。因此，直接采用傳統(tǒng)計(jì)量模型考察土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)行為的影響存在樣本的“自選擇”問題。此外，影響土地流轉(zhuǎn)的家庭特征等因素會(huì)同時(shí)影響家庭消費(fèi)行為，這就導(dǎo)致在估計(jì)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)行為影響的過程中存在內(nèi)生性問題，即家庭參與土地流轉(zhuǎn)不僅與農(nóng)戶消費(fèi)行為有關(guān)，也與誤差項(xiàng)有關(guān)。

鑒于此，本文選擇傾向得分匹配法來解決由于自選擇導(dǎo)致的選擇性偏差問題。該方法通過構(gòu)建反事實(shí)框架將非隨機(jī)數(shù)據(jù)隨機(jī)化。在現(xiàn)實(shí)生活中，只能觀測到參與土地流轉(zhuǎn)家庭消費(fèi)行為狀況，而難以觀測現(xiàn)有參與土地流轉(zhuǎn)家庭在未參與土地流轉(zhuǎn)時(shí)的家庭消費(fèi)情況，因此，可以通過Logit模型根據(jù)農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的特征計(jì)算每個(gè)家庭的傾向得分，據(jù)此選擇近似的未參與土地流轉(zhuǎn)家庭，構(gòu)造近似對照組，從而利用該反事實(shí)構(gòu)架消除模型估計(jì)誤差。按照Rosenbaum和Rubin[19]的定義，可以將實(shí)驗(yàn)組的平均處理效應(yīng)表示為：

i=0,1,2,3；分別表示未參與土地流轉(zhuǎn)、參與土地流轉(zhuǎn)、土地轉(zhuǎn)入及土地轉(zhuǎn)出。

以家庭參與土地流轉(zhuǎn)(i=1)為例，N1=∑iDi為參與土地流轉(zhuǎn)的家庭總數(shù)，N1=∑i∶Di=1表示僅對參與土地流轉(zhuǎn)的家庭進(jìn)行加總，y1i表示農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)后的消費(fèi)行為，y0i表示假定參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶未參與土地流轉(zhuǎn)時(shí)家庭消費(fèi)行為。其中，y1i是可觀測變量，而y0i則是一個(gè)反事實(shí)結(jié)果，需要通過傾向得分匹配在未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶中估算得出。

首先，選擇影響(y0i，y1i)和Di的相關(guān)變量xi，利用Logit回歸模型估計(jì)農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的條件概率擬合值；其次，依據(jù)概率大小進(jìn)行傾向得分匹配，也即通過控制實(shí)驗(yàn)組和對照組xi的每個(gè)分量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差匹配樣本，最后，利用匹配后的樣本計(jì)算平均處理效應(yīng)。

(三)變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

1.因變量。家庭消費(fèi)是本研究的因變量，在微觀領(lǐng)域，探索家庭消費(fèi)的影響因素時(shí)大多將消費(fèi)集中在生存必需品、醫(yī)療、教育、社交等生活消費(fèi)層面[8,12]；然而，農(nóng)戶家庭是均衡生活及生產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的統(tǒng)一決策者，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)既包括生活性消費(fèi)也同樣包括生產(chǎn)性消費(fèi)。借鑒王慧玲等對農(nóng)戶消費(fèi)的分類做法，本研究從家庭總消費(fèi)、生活性消費(fèi)和生產(chǎn)性消費(fèi)3個(gè)方面衡量家庭消費(fèi)行為，為了保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)，克服變量間的非線性問題，文章采用了對各類消費(fèi)總額進(jìn)行加1取自然對數(shù)進(jìn)行處理[2]。

2.核心自變量。農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)是本研究的核心自變量，為了進(jìn)一步厘清土地流轉(zhuǎn)方向的差異，文章區(qū)分了土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出，在實(shí)際應(yīng)用中設(shè)置了土地流轉(zhuǎn)、轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出3個(gè)虛擬變量。

3.控制變量。在參考前人研究的基礎(chǔ)上[2,10,12]，選取了戶主特征、家庭特征、家庭資產(chǎn)特征、區(qū)位特征作為控制變量。其中，戶主特征主要選擇了戶主性別、年齡、受教育程度、健康狀況、是否為村干部進(jìn)行衡量；家庭特征則選擇了家庭規(guī)模、家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比例兩個(gè)指標(biāo)；家庭資產(chǎn)特征用家庭收入、家庭土地規(guī)模、家庭人均住房面積進(jìn)行測度；區(qū)位特征選擇了家庭至最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離進(jìn)行衡量。

上述變量定義及其描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量賦值說明及描述性統(tǒng)計(jì)

利用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對實(shí)驗(yàn)組及對照組各類變量的差異進(jìn)行了比較，結(jié)果如表1所示。綜合考察各類變量值的差異可知，相較于對照組，各實(shí)驗(yàn)組在家庭消費(fèi)行為上具有明顯差異，尤其是在生產(chǎn)性消費(fèi)上，土地轉(zhuǎn)入戶生產(chǎn)性消費(fèi)顯著增加，而轉(zhuǎn)出戶則顯著下降。其他變量如戶主健康狀況、家庭非農(nóng)就業(yè)比例、家庭收入、土地規(guī)模、住房面積等指標(biāo)上，實(shí)驗(yàn)組與對照組之間也存在明顯差異。考慮到農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)是一種“自選擇”行為，家庭消費(fèi)的差異并不一定源自土地流轉(zhuǎn)的直接影響，因而，有必要建立反事實(shí)研究框架，并利用傾向得分匹配的方法測度土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)的影響凈效應(yīng)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

表2展示了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶總消費(fèi)、生產(chǎn)性消費(fèi)及生活性消費(fèi)的平均處理效應(yīng)，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果的穩(wěn)定性，在實(shí)際測度中分別運(yùn)用了k近鄰匹配、k近鄰卡尺匹配以及核匹配3種匹配方法，模型結(jié)果顯示，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)行為的影響方向及影響程度基本相同，說明估計(jì)結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。為了便于分析，文章選取了各種匹配方法下的算術(shù)平均值表征影響效應(yīng)。

表2 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)行為影響估計(jì)結(jié)果

(一)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭總消費(fèi)的影響

經(jīng)過傾向得分匹配的反事實(shí)估計(jì)后，土地流轉(zhuǎn)正向顯著影響農(nóng)戶家庭總消費(fèi)，影響的凈效應(yīng)為0.078，表明在考慮了農(nóng)戶的選擇性偏差后，參與土地流轉(zhuǎn)會(huì)促使農(nóng)戶總消費(fèi)顯著提升7.8%；進(jìn)一步考慮土地轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出對家庭總消費(fèi)的影響可知，土地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶家庭總消費(fèi)的影響更為顯著，盡管土地轉(zhuǎn)出也正向作用于家庭總消費(fèi)，但并不顯著。這一結(jié)果說明，在“三權(quán)分置”的背景下，持續(xù)實(shí)施土地流轉(zhuǎn)可以顯著提升農(nóng)村整體消費(fèi)水平，同時(shí)，還可發(fā)現(xiàn)這一作用效果主要來自于土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶總體消費(fèi)水平的顯著上升。

(二)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響

從農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)來看，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶生產(chǎn)性消費(fèi)的影響更顯著，且無論是土地轉(zhuǎn)入還是轉(zhuǎn)出，均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。然而，盡管土地流轉(zhuǎn)可以促進(jìn)家庭生活性消費(fèi)，但是這一結(jié)果在土地整體流轉(zhuǎn)及土地轉(zhuǎn)出方程中均不顯著。

具體來看，土地流轉(zhuǎn)負(fù)向作用于農(nóng)戶家庭生產(chǎn)性消費(fèi)，影響的凈效應(yīng)為-0.51，表明參與土地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶家庭生產(chǎn)性消費(fèi)出現(xiàn)了明顯下滑。進(jìn)一步考慮土地轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出對家庭生產(chǎn)性消費(fèi)的影響可知，土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出對家庭生產(chǎn)性消費(fèi)的影響效應(yīng)并不一致，導(dǎo)致農(nóng)戶生產(chǎn)性消費(fèi)整體下降的狀況主要來自于土地轉(zhuǎn)出的影響，實(shí)證分析結(jié)果顯示，土地轉(zhuǎn)出對家庭生產(chǎn)性消費(fèi)影響的凈效應(yīng)為-0.755；相反，土地轉(zhuǎn)入的家庭生產(chǎn)性消費(fèi)出現(xiàn)了顯著上升，影響的凈效應(yīng)約為0.766。這一結(jié)果與土地流轉(zhuǎn)的實(shí)際情況相吻合，在實(shí)際調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，用于購買種子、化肥、農(nóng)藥等生產(chǎn)資料以及雇傭勞動(dòng)力、購買社會(huì)化服務(wù)等是農(nóng)戶家庭生產(chǎn)性消費(fèi)的主要支出內(nèi)容，而受限于家庭資產(chǎn)的約束，農(nóng)戶家庭在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域主要依賴勞動(dòng)力的投入，鮮有投資性消費(fèi)。鑒于此，在土地轉(zhuǎn)出家庭，由于土地資源的下降，農(nóng)戶必然會(huì)減少生產(chǎn)性消費(fèi)的支出，相反，在土地轉(zhuǎn)入家庭，土地資源的提升也引致了家庭對生產(chǎn)性消費(fèi)的投入。

(三)不同類型家庭消費(fèi)情況的變化分析

整體來看，參與土地流轉(zhuǎn)可以顯著提升家庭總消費(fèi)，這一作用效果是通過調(diào)整家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的方式實(shí)現(xiàn)的，具體來看，土地流轉(zhuǎn)會(huì)弱化家庭生產(chǎn)性消費(fèi)而增加生活性消費(fèi)，且對生產(chǎn)性消費(fèi)的影響更為顯著。

從不同類型家庭特征來看，土地流轉(zhuǎn)的不同方向?qū)彝ハM(fèi)行為的影響并不一致。在土地轉(zhuǎn)入家庭，土地的轉(zhuǎn)入對家庭整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響是顯著的，實(shí)證結(jié)果顯示，土地的轉(zhuǎn)入大約可以促進(jìn)家庭生產(chǎn)性消費(fèi)提升76.6%，但同時(shí)弱化了家庭的生活性消費(fèi)，使之下降約12.4%；這一結(jié)果說明，在土地轉(zhuǎn)入家庭，由土地增加帶來的生產(chǎn)性投入的增加顯著調(diào)整了農(nóng)戶的消費(fèi)行為，在家庭流動(dòng)性約束的背景下，農(nóng)戶為了應(yīng)對生產(chǎn)性消費(fèi)支出的不足，往往會(huì)選擇減少部分必要的生活性消費(fèi)支出，這一狀況在調(diào)查訪談中也可看出，大量土地轉(zhuǎn)入家庭均存在季節(jié)性資金短缺的問題，受外部正規(guī)借貸成本較高及非正規(guī)借貸的風(fēng)險(xiǎn)較大的制約[6]，農(nóng)戶往往選擇用生活性消費(fèi)來彌補(bǔ)生產(chǎn)性消費(fèi)的不足，二者存在顯著的“替代效應(yīng)”。

與土地轉(zhuǎn)入家庭不同，土地轉(zhuǎn)出家庭的消費(fèi)行為存在反向流動(dòng)的趨勢，但并不明顯。具體來看，土地轉(zhuǎn)出可以顯著降低家庭生產(chǎn)性消費(fèi)，下降比例約為75.5%，但是生產(chǎn)性消費(fèi)的下降并未顯著提升生活性消費(fèi)，實(shí)證結(jié)果顯示，盡管土地轉(zhuǎn)出對家庭的生活性消費(fèi)具有正向影響，凈效應(yīng)較低，僅為4.4%，且二者并未通過顯著性檢驗(yàn)。這一結(jié)果表明，在家庭總收入并不穩(wěn)定[20-21]，農(nóng)村社會(huì)保障制度并不完善的情況下[12]，生產(chǎn)性消費(fèi)的下降并不會(huì)必然促進(jìn)生活性消費(fèi)的增加，處于對未來收入不確定性擔(dān)憂，農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄傾向依然較強(qiáng)[22]。

四、模型檢驗(yàn)

(一)共同支撐域檢驗(yàn)

為了保證模型估計(jì)質(zhì)量，文章對土地流轉(zhuǎn)、土地轉(zhuǎn)入及土地轉(zhuǎn)出方程中實(shí)驗(yàn)組及對照組的共同支撐域進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1、2、3所示。圖1及圖3中實(shí)驗(yàn)組及對照組中傾向得分重疊區(qū)域較大；因樣本中土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶數(shù)量較少，圖2的對照組中仍有部分樣本未能匹配，但整體來看，各模型中大多數(shù)觀察值均在共同取值范圍內(nèi)，共同支撐域條件較好。

圖1 土地流轉(zhuǎn)方程共同支撐域

圖2 土地轉(zhuǎn)入方程共同支撐域

圖3 土地轉(zhuǎn)出方程共同支撐域

表3給出了各模型中樣本的最大損失結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)方程中對照組損失26個(gè)樣本，實(shí)驗(yàn)組損失3個(gè)樣本，匹配樣本總數(shù)為320個(gè)；土地轉(zhuǎn)入方程中對照組損失樣本數(shù)量為81個(gè)，實(shí)驗(yàn)組損失4個(gè)樣本，匹配樣本總數(shù)為160個(gè)；土地轉(zhuǎn)出方程中對照組損失樣本數(shù)量為28個(gè)，實(shí)驗(yàn)組損失1個(gè)樣本，匹配樣本總數(shù)為320個(gè)。整體來看，實(shí)驗(yàn)組與對照組樣本匹配效果良好。

表3 PSM匹配結(jié)果

(二)平衡性檢驗(yàn)

為保證傾向得分匹配法估計(jì)結(jié)果的可靠性，文章檢驗(yàn)了解釋變量的平衡性，具體如表4所示。由平衡性檢驗(yàn)結(jié)果可知，在樣本匹配后，土地流轉(zhuǎn)方程的P-R2出現(xiàn)了明顯下降，土地流轉(zhuǎn)方程的P-R2由匹配前的0.118下降到0.01左右；土地轉(zhuǎn)入方程的P-R2由匹配前的0.251下降至0.1以下；土地轉(zhuǎn)出方程的P-R2由匹配前的0.108下降至0.03以下。各方程的LR統(tǒng)計(jì)量也出現(xiàn)了顯著下降，其中，土地流轉(zhuǎn)方程LR統(tǒng)計(jì)量由匹配前的54.590下降到匹配后的3.600～4.140；土地轉(zhuǎn)入方程LR統(tǒng)計(jì)量由匹配前的41.600下降到匹配后的1.000～5.790；土地轉(zhuǎn)出方程LR統(tǒng)計(jì)量由匹配前的43.890下降到匹配后的5.090～8.430。綜合結(jié)果顯示，PSM方法可以顯著降低實(shí)驗(yàn)組及對照組之間的差異，樣本匹配質(zhì)量較好。

表4 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論及政策建議

(一)研究結(jié)論

本文基于安徽省3個(gè)縣349戶農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法(PSM)測算了土地流轉(zhuǎn)、土地轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出對家庭總消費(fèi)及其消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。結(jié)果表明，經(jīng)過傾向得分匹配的反事實(shí)估計(jì)后，土地流轉(zhuǎn)正向顯著影響農(nóng)戶家庭總消費(fèi)，影響的凈效應(yīng)為0.078；從農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)來看，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶生產(chǎn)性消費(fèi)的影響更顯著，而對家庭生活性消費(fèi)的作用并不明顯。從不同類型家庭特征來看，土地流轉(zhuǎn)的不同方向?qū)彝ハM(fèi)行為的影響并不一致。土地的轉(zhuǎn)入大約可以促進(jìn)家庭生產(chǎn)性消費(fèi)提升76.6%，但同時(shí)弱化了家庭的生活性消費(fèi)，使之下降約12.4%，二者存在顯著的“替代效應(yīng)”。土地轉(zhuǎn)出可以顯著降低家庭生產(chǎn)性消費(fèi)，下降比例約為75.5%，但是生產(chǎn)性消費(fèi)的下降并未顯著提升生活性消費(fèi)。

(二)政策建議

在“三權(quán)分置”的背景下，合理引導(dǎo)土地流轉(zhuǎn)，是發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，加速實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要抓手，同時(shí)，土地流轉(zhuǎn)也有助于改善農(nóng)戶消費(fèi)行為，對進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興具有重要的意義。在實(shí)證過程中也可發(fā)現(xiàn)，盡管土地流轉(zhuǎn)可以提升農(nóng)戶家庭消費(fèi)，但是土地流轉(zhuǎn)也造成了不同類型家庭之間的消費(fèi)差異。其中，土地轉(zhuǎn)入戶生產(chǎn)性消費(fèi)顯著提升，但是受家庭流動(dòng)性資產(chǎn)不足的制約，存在用生活性消費(fèi)來彌補(bǔ)生產(chǎn)性消費(fèi)的替代現(xiàn)象；而在土地轉(zhuǎn)出戶家庭中，生產(chǎn)性消費(fèi)出現(xiàn)了顯著下降，但是這種下降卻并不具備反向替代作用，也即受未來不確定等因素的影響，農(nóng)戶的生活性消費(fèi)并未因此而增加。因此，進(jìn)一步優(yōu)化消費(fèi)環(huán)境，針對不同類型家庭實(shí)施差異化的改進(jìn)措施是提升農(nóng)村整體消費(fèi)水平的關(guān)鍵[23]。

1.弱化土地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶家庭生活消費(fèi)的替代效應(yīng)，拓寬轉(zhuǎn)入戶的融資來源。實(shí)證分析可知，土地轉(zhuǎn)入引致的生產(chǎn)性消費(fèi)增加會(huì)降低家庭生活性消費(fèi)支出，導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因有很多，農(nóng)戶短期內(nèi)資金不足、土地生產(chǎn)成本過高以及不合理的土地轉(zhuǎn)入均會(huì)放大土地轉(zhuǎn)入對家庭消費(fèi)的不良影響。而弱化這一替代效應(yīng)可以從以下3個(gè)方面做起：一是豐富農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營小額貸款產(chǎn)品，增加季節(jié)性短期信貸產(chǎn)品，降低正規(guī)金融機(jī)構(gòu)信貸成本，充分滿足土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶對生產(chǎn)性消費(fèi)的需求。二是引導(dǎo)土地轉(zhuǎn)入戶采用多種形式加入農(nóng)村互助組織，通過規(guī)模效應(yīng)提升轉(zhuǎn)入戶在農(nóng)產(chǎn)品市場及生產(chǎn)資料市場上的議價(jià)能力，進(jìn)一步降低因土地轉(zhuǎn)入帶來的生產(chǎn)成本的提升。三是加強(qiáng)對土地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶理財(cái)知識(shí)的培訓(xùn)，提升其風(fēng)險(xiǎn)管理意識(shí)，在土地流轉(zhuǎn)的過程中，切記盲目追求土地轉(zhuǎn)入數(shù)量，應(yīng)在家庭可承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)范圍內(nèi)合理流轉(zhuǎn)土地。

2.完善社會(huì)保障制度，增強(qiáng)土地轉(zhuǎn)出戶的消費(fèi)信心。受未來不確定因素的影響，土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶增加了土地租金收入，但是并未刺激其產(chǎn)生消費(fèi)，針對這一問題可以從以下兩個(gè)方面做起：一是進(jìn)一步完善社會(huì)保險(xiǎn)制度，利用政策性保險(xiǎn)及商業(yè)保險(xiǎn)的相關(guān)政策，弱化農(nóng)戶預(yù)防性儲(chǔ)蓄的影響，增強(qiáng)農(nóng)戶在收入不確定情形下的消費(fèi)信心。二是持續(xù)優(yōu)化農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境，完善農(nóng)村消費(fèi)市場制度，針對土地轉(zhuǎn)出戶及未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶消費(fèi)行為特征，增加具有區(qū)域特色的消費(fèi)產(chǎn)品的供給，拓寬農(nóng)戶的消費(fèi)選擇。