新形勢下農地流轉的減貧效應研究
——基于湖南省貧困地區的檢驗

周 麗

（湖南農業大學信息與智能科學技術學院，湖南 長沙 410128）

2013 年中央一號文件提出，鼓勵和支持農戶將承包地進行流轉。2015 年中央一號文件提出，農地經營權的流轉需要經過承包戶的同意，不得強制性實施流轉。同時，習近平主席提出土地流轉是現代農業發展的必由之路，是農村改革的方向。2016 年出臺的規范農地流轉、宅基地確權等政策，極大促進了農地流轉。那么，農地流轉會給農戶的收入帶來怎樣的變化呢？當農戶將閑置土地的使用權流轉給種養大戶、合作社、龍頭企業或家庭農場等新型農業主體時，可以獲取一定的地租、分紅，剩余勞動力還可以得到轉移，流出方收入得以增加。與此同時，流入方的新型農業主體因獲得土地的使用權，擴大了經營規模，產生了規模效應，使得生產要素（人力資本、土地資源、資金、技術）得到最優配置。特別是，當生產達到一定的規模時，政府還將提供相應的政策補貼，也就意味著流入方可以獲得規模效益和政策性補貼，收入得以增加。楊和平等[1]的研究發現，農地流轉確實使農戶產生收入效應，且對轉出戶和轉入戶家庭人均總收入的增長效應分別為20.5%和17.3%。蔡潔等[2]基于六盤山集中連片區貧困農戶的農地轉出行為分析了多維貧困指數，發現農戶農地轉出行為能夠顯著地降低多維貧困指數。杜會永等[3]對黑龍江省五常市稻米產業的調查研究發現，農地流轉績效顯著，農地在不同的流轉階段對農民人均純收入的增長作用有差異，在快速增長階段，農民的人均純收入增長率達到了21.99%。劉璐等[4]研究了農地流轉對農民收入的影響，無論在農地流轉發展初期還是加速發展時期，農地流轉對農民收入都有積極的影響。徐真真[5]的研究結論表明，農地流轉拓寬了農民的收入來源，增加了農民的資產性收入。陳飛等[6]研究發現，農地流入和流出均有利于提升農戶收入并降低貧困發生率，但在不同家庭組之間的福利效應顯著不同。韓佳麗等[7]提出貧困地區農村勞動力流動能顯著降低31.2%的貧困發生率，雖然貧困地區農村勞動力流動能夠使貧困農戶增收，但與非貧困戶相比貧困農戶增收能力十分有限。韓佳麗[8]的后續研究指出，農村勞動力流動是深度貧困地區脫貧的重要途徑，通過促進收入增長、培育人力資本、強化農戶的社會參與，緩解深度貧困地區的物質貧困、能力貧困和權利貧困，實現深度貧困地區快速脫貧。從上可知，大量的研究結論均一致表明，有序的農地流轉可以為流入方和流出方均帶來收入效應，從而達到減貧的目的。

1 傾向得分匹配法的理論構建

為了有效解決樣本“自選擇”問題，Rosenbaum等[9]提出了傾向得分匹配（Propensity Score Matching），簡稱PSM。Rosenbaum 和Rubin 定義了試驗組（農地流轉）的平均處理效應（Average Treatment Effect of the Treated），簡稱ATT，即：

其中，Y1表示農戶參與農地流轉時家庭的貧困狀態，Y0表示農戶未參與農地流轉時家庭的貧困狀態。在計算試驗組的平均處理效應（ATT）時，為避免其他因素的干擾，研究樣本選擇了農地流轉戶（F=1），進而比較流轉和非流轉狀態下的農地流轉農戶的家庭貧困狀態差異。事實上只能觀測到公式中的E(Y1|F=1)的結果，而無法觀測E(Y0|F=1)的結果。因此，運用PSM 方法構造出E(Y0|F=1)的結果，為精確研究貧困地區農地流轉的減貧效應提供了理論依據。

為了構造同一個體的兩次對照試驗的結果（參與農地流轉、不參與農地流轉），構造出的未參與流轉的樣本組被稱為對照組，每個構造出的不參與農地流轉的樣本除了農地流轉策略不同之外，其余各方面與參與農地流轉的樣本特征相似，具體操作過程如下：首先，構建每個農戶農地流轉的決策方程，運用Probit 模型計算出農戶i 進行農地流轉的條件概率Pi，即傾向得分，然后為每個參與農地流轉的樣本匹配一個Pi值相近的未參與農地流轉的樣本。為此，通過PSM 方法構建了一個隨機試驗的條件，進而比較農地流轉組與未參與農地流轉組的結果差異。

2 農地流轉對農戶收入影響的實證分析

2.1 數據來源及變量說明

2.1.1 數據來源采用的數據來源于2020 年進行農戶入戶調查所獲得的微觀數據。調查內容主要包括湖南省貧困地區的花垣縣新科村和望高村392 戶農戶家庭的基本信息（如家庭特征、人力資本、物質資本、社會資本）以及農戶家庭農地流轉狀況等。2019 年對農戶的家庭情況進行了一對一的問卷調查及訪談，總計發放問卷數為420 份，收回有效問卷為392 份，樣本回收率達到了93.3%。

2.1.2 變量選取研究所涉及的主要變量有農戶是否處于貧困狀態（pov），當農戶處于貧困狀態，變量取值為1，當農戶處于非貧困狀態，則變量的取值為0。關于農戶貧困指標的衡量，以2019 年的國家貧困線為標準，以農戶家庭人均年收入是否達到3 747 元為標準，若低于3 747 元，該農戶為貧困戶。是否參與農地流轉（F），參與農地流轉該變量的取值為1，否則取值為0。相關控制變量選取了農戶家庭狀況、人力資本、資源稟賦以及社會資本，并根據已有研究選擇了相應的替代變量（見表1）。

表1 變量的描述

先對貧困地區農戶的貧困狀況、農地流轉狀況以及相關控制變量進行了度量（見表2）。從中可以發現，除了戶主年齡的波動性較大以外，其余變量無明顯差異，農地流轉強度大于1 是由于該農戶選擇了農地流入行為所導致的。由表2 可以看出，參加農地流轉農戶的貧困發生率為34%，未參加農地流轉農戶的貧困發生率為62%，未參加農地流轉農戶的貧困發生率顯著高于參加農地流轉農戶。此外，對于農地流轉與未農地流轉的農戶，采取獨立樣本t 檢驗，得到戶主年齡、戶主身體狀況、戶主受教育程度以及家庭擁有的農地面積無顯著性差異，其余各項經濟指標均呈現顯著性差異（見表3）。

表2 各變量的選取及度量

表3 貧困地區農地流轉戶與非農地流轉戶的經濟社會特征比較（匹配前）

2.2 實證結果分析

2.2.1 貧困地區農地流轉的決策方程在匹配之前，先估計貧困地區農地流轉的決策方程。采取Logistic模型估計貧困地區農地流轉的決策，根據現有研究，解釋變量選擇了以下4 個維度：家庭狀況（家庭人口總數、家庭勞動力人數、戶主年齡、戶主的身體狀況）、人力資本（戶主文化程度、高中以上學歷人口比重）、資源稟賦（家庭承包土地面積）以及社會資本（參與培訓、參與組織），回歸結果見表4。從回歸方程可以看出，貧困地區農戶的家庭特征、人力資本和社會資本對農地流轉決策具有顯著的影響效應。具體表現為家庭總人口對農地流轉的決策具有正向效應，而家庭勞動力對農地流轉的決策具有負向作用，這主要是因為家庭勞動力多的農戶，不愿意將農地流轉出去，不怕耕地撂荒，愿意自己耕種；從人力資本來看，戶主的文化程度對家庭是否進行農地流轉的決策影響不顯著，但高中以上學歷人口占比顯著地正向影響了農地流轉的決策，主要是高中以上學歷的農戶外出務工更容易就業，創造的收益大于在家務農所創造的收入，因此表明人力資本的培育可以有效地促進農地流轉的實現；從社會資本來看，參與相關的就業、技術培訓和相關的經濟組織對農地流轉決策有正向顯著影響，農戶通過相關培訓和參與組織以后，掌握了相關技術，愿意將農地流轉出去以便有更多的時間和精力去從事相關的工作，創造更多的收入。

表4 貧困地區農地流轉的決策方程估計結果

2.2.2 匹配效果檢驗通過貧困地區農地流轉決策方程的參數估計結果可以得到農戶的傾向性得分，進而得到相關的匹配結果：匹配后的L1 measure 值為0.85，小于匹配前的0.993，提示匹配效果良好。不平衡協變量檢驗結果為沒有變量的|d|＞0.25，提示匹配后所有匹配的變量都達到了平衡。

另外，從標準差異分布情況可以看出，一是匹配后的標準差異集中在0 附近，單變量標準差異的散點顯示匹配后標準差異基本集中在0 附近，這表明匹配達到了較好的效果。二是根據匹配后兩組基線情況比較（見表5），匹配以后各因素在農地流轉組和未參加農地流轉組都均衡可比。

表5 貧困地區農地流轉戶與非農地流轉戶的經濟社會特征比較（匹配后）

根據Rosenbaum 和Rubin 所給定的檢驗標準，若匹配之后，變量X 在試驗組與對照組之間的標準化偏差大于20%，則表明匹配失敗。從總體上看，在匹配之前，樣本組之間的標準差異為155.4%，在匹配之后，標準化偏差下降到4.1%，且在匹配完成后，僅損失了14 個樣本，同時匹配后各個變量的標準化偏差均滿足平衡性檢驗。通過對平衡結果的分析發現，試驗組與對照組不存在顯著性差異，即通過傾向性得分匹配模型能夠有效地分析農地流轉對農戶貧困的影響。

2.2.3 貧困地區農地流轉對農戶貧困的影響通過以上的匹配檢驗分析結果，發現構建的傾向得分匹配模型效果較好。該研究測算貧困地區農地流轉的減貧效應選擇了PSM 中的經典方法最近鄰匹配的方法，結果發現減貧效果非常顯著（見表6）。結果顯示，在匹配之前，實驗組與對照組的平均處理效應（ATT）高達-0.364，匹配之后的ATT 值為-0.314，且通過了顯著性檢驗，ATT 值顯著下降的原因表明通過匹配后，有效地消除了其他因素的干擾，即試驗組和對照組的平均處理效應差異主要來源于農地流轉。根據測算結果，貧困地區農地流轉的減貧效應的均值達到了0.31，即貧困地區農地流轉的貧困發生率比未參加農地流轉的農戶低31%。因此，可以判斷，貧困地區農地流轉帶來的減貧效應是非常顯著的，這主要是因為就貧困地區的發展而言，經濟發展的落后和交通不便等因素導致農戶的發展受到了制約，增收渠道受限，而農地流轉可以增加農戶的收入，具體表現為農地轉出農戶釋放了剩余勞動力，使勞動力從農業向第二、第三產業轉移，農戶既獲得了租金收益、又獲得了工資性收益，農地轉入農戶可以獲得規模收入，當規模達到一定的程度，還可以獲得政策性收入。由此可見，農地流轉成為貧困地區農戶擺脫貧困的一條重要途徑，尤其在當前農地流轉政策的支持下，貧困地區應該根據實際情況適度發展農地流轉，增加家庭的收入來源。

表6 貧困地區農地流轉的減貧效應測算結果

2.2.4 貧困地區農地流轉規模對農戶貧困的影響從以上的實證分析結果可以看出，在新的農地流轉政策下，貧困地區農地流轉所發揮的減貧效應十分顯著。但PSM 方法所得到的估計結果是貧困地區農地流轉決策的平均處理效應，無法反映出農地流轉強度差異對農戶貧困的影響。為此，接下來考慮農地流轉強度對農村貧困的影響，因農戶貧困狀態是二分類變量，而農地流轉強度是連續變量，為了進一步分析農地流轉規模對農戶貧困的影響，先將連續性隨機變量農地流轉強度作離散化處理，將離散化的結果和貧困狀態作交叉表（見表7），結果發現在參與農地流轉的298 戶農戶中，有146 戶農地流轉強度小于0.5，占比為49.0%，農地流轉強度大于0.5 的有152 戶，占流轉戶總數的51.0%。而貧困戶中只有34.0%的農戶選擇小面積流轉，這部分農戶思想比較保守，自身發展能力比較匱乏，再加上資源稟賦的限制和農戶對預期收入的不確定性，最終導致了農地流轉的強度不高；66.0%的貧困戶愿意將自己大部分農地流轉出去，拓寬自己的收入來源，以達到盡快脫貧的目的。

表7 農地流轉強度與貧困狀況的交叉表

根據數據的特點，運用Logistic 回歸分析不同農地流轉強度對農戶貧困的影響，其回歸結果見表8。由表8 可知，農地流轉強度對農村貧困有負向影響關系，其回歸系數為-0.331，且以P值為0.009 通過了顯著性檢驗。Exp(B)的值為0.718，即對于貧困地區的農戶而言，說明農地流轉強度增加一個單位時，貧困程度就會降低0.718 個單位。因此，農地流轉作為貧困地區農戶脫貧的重要途徑，政府需給予貧困地區農地流轉相關政策并促進其實施，保證農地流轉政策在貧困地區得以順利實施。

表8 Logistic 回歸結果

2.2.5 貧困地區農地流轉的增收效應將農戶的家庭人均年收入作為研究對象，討論貧困地區農地流轉的增收效應。同時，為了研究不同農戶群體的增收差異，本研究進一步分析了貧困地區的貧困戶與非貧困戶之間的經濟社會特征差異。從表9 的實證分析結果可以看出，無論是貧困戶還是非貧困戶，農戶進行農地流轉都能有效促進其收入增長。同時發現，采取最近鄰匹配（1 ∶1）之后，ATT 值顯著下降，這表明通過傾向得分匹配之后，有效地消除了其他因素對農戶年人均收入的干擾。貧困戶實施農地流轉能使家庭人均年收入增加319.34 元，有利于改善貧困戶的生活福利水平，從而逐步擺脫貧困；但從非貧困戶的平均處理效應來看，非貧困戶進行農地流轉所帶來的收入增長高達1 517.02 元，顯著地高于貧困戶（是貧困戶的4.75 倍）。

表9 貧困地區農地流轉的增收效應比較

非貧困戶收入增長顯著高于貧困戶的原因主要是其經濟社會特征明顯高于貧困戶（見表10），由表10可以看出，除了家庭人口和戶主的身體狀況之外，貧困農戶與非貧困農戶的家庭狀況、人力資本、物質資本、社會資本均存在顯著性差異，且表現為貧困農戶顯著落后于非貧困農戶，這些綜合因素不利于貧困農戶合理選擇農地流轉及流轉強度，影響貧困戶非農就業渠道的拓展。盡管農地流轉能夠有效促進貧困戶減貧，但由于各種內外因素的影響，貧困農戶的增收效應十分有限（人均年收入僅319 元），這使得貧困農戶難以抵抗外部風險的沖擊，其貧困脆弱性仍然嚴重，當家庭需要大項資金開銷的時候，容易導致脫貧之后再次返貧的現象發生。由此可見，要使貧困地區農地流轉成為貧困農戶減貧增收的長效機制，就必須在完善貧困農戶農地流轉政策的基礎之上加快夯實貧困農戶的內生發展動力。

表10 貧困地區貧困農戶與非貧困農戶的經濟社會特征比較

貧困地區農地流轉能促進農戶收入的增長，主要在于農地流轉之前，農戶的主要收入來自家庭經營性收入，即在自己承包的農地上種植農作物所得。農地流轉后，拓寬了農戶創收的渠道，農地流入方發展種植業和養殖業，獲得規模收益，在生產生活過程中邀請專家教授親臨現場指導，提供一條龍服務，給村民提供了很多技術性的培訓，農民的綜合素質得到了很大提高，為新型職業農民培育創建了良好的基礎；流出方的農戶將農地流轉給新型農業經營主體，獲取地租，也可以選擇自主創業、外出務工等方式增加收入，甚至可以通過培訓提高專業技能，轉變成新型農業經營主體。實踐中，為了方便與外界交流，村委組建了計算機培訓中心，開通了“一村一網”農業綜合信息平臺和電子商務平臺，可以通過視頻會商、遠程會農，專家還可以通過平臺直接觀察種植農作物的長勢和蛙的養殖情況，同時為高質量的農產品能形成產供銷一體化的產業鏈，為貧困地區的農產品生產、銷售、物流運輸打下了堅實的基礎。目前，花垣縣通過發展，吸引著來自四面八方的游客參觀旅游，走出了一條農旅融合的鄉村振興之路。政府出臺的扶貧政策給貧困地區進行了“輸血”，村民通過自己的努力實現了“回血再造”，讓貧困地區的經濟“活”起來了。

3 結論與建議

在農地流轉與農民收入變化的實證分析中可以發現，農地流轉可以促進流入方和流出方收入增長。貧困地區農地流轉能夠減緩31%的貧困發生率。其次，貧困地區農地流轉強度與農戶貧困有負向影響，當農地流轉強度增加一個單位時，貧困程度就會降低0.718個單位。最后，通過進一步的研究發現，盡管貧困地區農地流轉能有效提升貧困農戶的家庭收入水平，但與非貧困戶相比，仍存在巨大的差距。因此，要在貧困地區合理、有序、自愿、有償進行農地流轉，從政府到農戶個人，共同努力，探索符合該地區農地流轉政策，發揮農地流轉的作用，為當地的農民快速脫貧貢獻智慧。

根據實證分析發現，農地流轉能促進農民增收，從而加快了貧困地區農民的減貧速度。因此，要通過加強農地流轉政策宣傳、有效轉移農地流出勞動力等途徑，促進農民增收，加快貧困地區減貧速度。第一，加強農地流轉政策宣傳。因貧困地區部分農戶對土地流轉政策不太了解，擔心流轉后農地無法收回，就寧愿拋荒也不愿流轉。因此，地方政府要充分利用電視、廣播等媒體以及“農事通”等移動終端，向農民宣傳農地流轉政策，使其明白農地使用權、經營權以及所用權的歸屬，使其了解土地流轉會給自己帶來哪些切身利益等等。只有讓農戶真正明白了土地流轉的利弊，才能自覺規范流轉土地，進而從根本上推動貧困地區土地適度規模流轉，增加農地流出農戶的租金收益。第二，有效轉移農地流出勞動力。農地流轉后農戶可根據實際情況選擇自主創業，也可以外出務工獲得非農收入，從而加快了貧困地區減貧速度。首先，在深化就業管理體制改革，保障貧困農民作為勞動者的基本權益，并規范就業市場環境，整治對于農村貧困農民的就業歧視亂象，建設起公平開放的就業體制。其次，要進一步完善我國戶籍制度，推動城鄉勞動力自由流動，讓市場成為配置勞動力資源的主要力量。再次，還通過多種途徑發展鄉鎮企業，科學推進小城鎮建設，促進農村貧困農民就近轉移。最后，要為創業貧困農民提供優惠的融資與稅收政策。