汪文雄，馮彥飛，張東麗，陳思瑾

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

1 引言

中國貧困人口的90%在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)①數(shù)據(jù)來源：https: //openknowledge.worldbank.org/handle/10986/3199。，農(nóng)地是農(nóng)民賴以生存的寶貴資源，如果不從根本上提高農(nóng)地的利用效率，貧困農(nóng)戶就無法獲得穩(wěn)定的可持續(xù)生計(jì)來源，而要提高農(nóng)地的利用效率，就必須加強(qiáng)農(nóng)地整治。《全國土地整治規(guī)劃（2016—2020年）》中也指出：大力推進(jìn)貧困地區(qū)土地整治，加大政策、項(xiàng)目、資金支持，助力脫貧攻堅(jiān)。由此可知，中國政府已將農(nóng)地整治扶貧納入脫貧攻堅(jiān)支撐體系。近年來，在政策引導(dǎo)下中國各地積極探索農(nóng)地整治扶貧模式，除了利用傳統(tǒng)的政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治來扶貧外，更是出現(xiàn)了龍頭企業(yè)或農(nóng)業(yè)合作社主導(dǎo)的農(nóng)地整治PPP模式。那么不同模式農(nóng)地整治扶貧的增收效應(yīng)如何呢？

近年來，學(xué)者們圍繞農(nóng)地整治助推區(qū)域脫貧的作用路徑及農(nóng)戶增收效應(yīng)進(jìn)行了廣泛研究。主要包括三個(gè)方面：一是結(jié)合理論分析與實(shí)踐探討了農(nóng)地整治助推區(qū)域脫貧的實(shí)現(xiàn)路徑。如嚴(yán)金明指出土地整治能夠促進(jìn)耕地增量提質(zhì)、提升機(jī)械化水平、抵御自然災(zāi)害，進(jìn)而改變土地貧瘠現(xiàn)狀、增加貧困戶要素稟賦，提高貧困戶收入[1]；臧玉珠等探索了農(nóng)地整治扶貧路徑，指出通過土地開發(fā)、平整及復(fù)墾能夠?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)創(chuàng)造良好的生產(chǎn)條件，增加農(nóng)戶生產(chǎn)性收入[2]；ZHOU等通過典型案例探究了土地整治、土地使用權(quán)改革、土地政策創(chuàng)新三者相結(jié)合能夠打破制度壁壘，解決貧困地區(qū)發(fā)展缺乏土地、技術(shù)和資金的困境，促進(jìn)農(nóng)民資產(chǎn)和收入增加[3]。二是探究了農(nóng)地整治對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響。HIIRONEN等采用成本收益分析法研究表明土地整治通過對(duì)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，使平均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本下降15%，從而增加了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入[4]；張琦和石超運(yùn)用調(diào)研數(shù)據(jù)研究了貧困地區(qū)土地整治的收入效應(yīng)，指出土地整治對(duì)項(xiàng)目區(qū)農(nóng)戶家庭的農(nóng)戶收入及總收入有顯著正向影響[5]。三是結(jié)合典型案例定性分析農(nóng)地整治對(duì)農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)的影響。CHENG等通過典型案列分析了農(nóng)地整治對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響具有雙重性，一方面通過改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件促進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營和作物種植結(jié)構(gòu)優(yōu)化，以增加農(nóng)業(yè)收入；另一方面農(nóng)地整治促進(jìn)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)使得農(nóng)戶經(jīng)營耕地面積減少，農(nóng)戶從傳統(tǒng)“小農(nóng)”經(jīng)營轉(zhuǎn)為農(nóng)業(yè)雇工和二三產(chǎn)業(yè)工人，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)收入降低、增加其工資性收入和非農(nóng)經(jīng)營性收入[6]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)地整治的減貧增收效應(yīng)進(jìn)行了有益探索，但存在以下不足：雖然關(guān)注到農(nóng)地整治的減貧增收效應(yīng)，但并未深入研究不同模式農(nóng)地整治的減貧增收效應(yīng)；現(xiàn)有研究都將農(nóng)戶作為一個(gè)相對(duì)均質(zhì)整體，而農(nóng)地整治對(duì)不同類型農(nóng)戶（建檔立卡戶和非建檔立卡戶）增收效應(yīng)的差異并未被關(guān)注；增收效應(yīng)的評(píng)價(jià)方法不夠科學(xué)，通常只簡單比較農(nóng)地整治扶貧前后農(nóng)戶的收入變化，無法識(shí)別出隨時(shí)間變化的變量對(duì)農(nóng)戶收入的影響，未能準(zhǔn)確評(píng)估農(nóng)地整治扶貧對(duì)農(nóng)戶增收的凈效應(yīng)。基于此，本文運(yùn)用湖北省和貴州省調(diào)研數(shù)據(jù)，采用匹配倍差法實(shí)證研究不同模式農(nóng)地整治對(duì)不同類型農(nóng)戶（建檔立卡戶和非建檔立卡戶）的減貧增收效應(yīng)及差異，對(duì)推動(dòng)貧困地區(qū)實(shí)施農(nóng)地整治扶貧攻堅(jiān)具有重要意義，也為農(nóng)地整治扶貧政策的制定提供借鑒。

2 理論分析

英國國際發(fā)展署（DFID）提出的可持續(xù)生計(jì)分析框架（SLA）由脆弱性背景、生計(jì)資本、結(jié)構(gòu)與過程轉(zhuǎn)換、生計(jì)策略和生計(jì)輸出5個(gè)部分組成，描述了農(nóng)戶生計(jì)資本、生計(jì)策略和生計(jì)輸出之間相互作用的動(dòng)態(tài)路徑[7]，分析了農(nóng)戶在脆弱性環(huán)境沖擊下，如何根據(jù)其擁有的生計(jì)資本狀況，利用結(jié)構(gòu)與過程轉(zhuǎn)換中有利的政策等因素，采取更優(yōu)生計(jì)策略并產(chǎn)生預(yù)期生計(jì)輸出的過程。

政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治是一種以行政管理為主的“自上而下”的實(shí)施模式，政府自然資源部門既是農(nóng)地整治項(xiàng)目的投資者和實(shí)施者，也是項(xiàng)目的監(jiān)管者，農(nóng)戶是項(xiàng)目的參與者和農(nóng)地的經(jīng)營者[8]。該模式農(nóng)地整治包括土地平整、農(nóng)田水利設(shè)施、田間道路及防護(hù)林等建設(shè)內(nèi)容，其目標(biāo)是“上”層制定的，農(nóng)地整治項(xiàng)目直接受益人——農(nóng)戶的參與較有限，難以充分反映其生產(chǎn)需求[8-9]，受政府財(cái)力限制其投資標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)偏低，是著眼于農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施扶貧的單一扶貧手段。PPP模式農(nóng)地整治是指龍頭企業(yè)或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社根據(jù)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求先投資實(shí)施農(nóng)地整治，項(xiàng)目竣工驗(yàn)收合格后再由政府給予部分費(fèi)用補(bǔ)助的“自下而上”的實(shí)施模式[10-11]。該模式農(nóng)地整治是包含了農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施扶貧、企業(yè)扶貧、科技扶貧及產(chǎn)業(yè)扶貧的綜合扶貧手段。農(nóng)地整治可在一定程度上降低環(huán)境脆弱性、改善農(nóng)戶生計(jì)資本稟賦，使其獲得可持續(xù)生計(jì)來源，屬于SLA中的政策、結(jié)構(gòu)與過程轉(zhuǎn)換范疇。本文運(yùn)用SLA分析不同模式農(nóng)地整治減貧增收路徑以及減貧增收效應(yīng)的差異。

政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治通過改善農(nóng)田灌排設(shè)施、提高道路通達(dá)性、降低土地細(xì)碎化程度、增加耕地?cái)?shù)量及提高耕地質(zhì)量等手段，增加農(nóng)戶生計(jì)資本中的自然資本和物質(zhì)資本；農(nóng)戶進(jìn)而做出相應(yīng)的生計(jì)策略調(diào)整，由政策實(shí)施前的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)種植以及本地零星打工等調(diào)整為規(guī)?；r(nóng)業(yè)種植及本地短期務(wù)工等，從而提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入、工資性收入及總收入等。PPP模式農(nóng)地整治通過高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)大大提高農(nóng)戶的自然資本和物質(zhì)資本；龍頭企業(yè)或合作社投入資金組織農(nóng)戶發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，并利用其社會(huì)資源和掌握的市場信息實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)和市場需求的對(duì)接，可提高農(nóng)戶的金融資本和社會(huì)資本；通過對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行新技術(shù)教育培訓(xùn)可改善其人力資本；農(nóng)戶的生計(jì)資本稟賦得以大大改善，進(jìn)而調(diào)整生計(jì)策略，一部分農(nóng)戶選擇將土地入股或流轉(zhuǎn)后在本地或外地長期務(wù)工，另一部分農(nóng)戶則從龍頭企業(yè)或合作社返租土地以發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)、標(biāo)準(zhǔn)化養(yǎng)殖業(yè)等，從而大大提高其家庭收入。

3 研究方法

倍差法（DID）主要用于評(píng)估政策實(shí)施的凈效應(yīng)，該模型將調(diào)查樣本分為受政策影響的“處理組”和不受政策影響的“對(duì)照組”。由于農(nóng)地整治項(xiàng)目選址時(shí)在地形地貌等自然條件一致的條件下更偏向于選擇農(nóng)戶對(duì)實(shí)施整治政策支持程度高的地區(qū)，使得農(nóng)地整治區(qū)的處理組農(nóng)戶和未實(shí)施農(nóng)地整治的對(duì)照組農(nóng)戶在其平均水平上存在著顯著差異，若直接采用DID模型評(píng)估其政策效應(yīng)則存在著選擇性偏誤。而傾向得分匹配法（Propensity Score Matching, PSM）可以有效減弱選擇性偏誤，因此，本文采用PSM-DID模型以有效地解決上述問題，控制不同群體農(nóng)戶之間不隨時(shí)間變化的組間差異。PSM-DID模型先將處理組和對(duì)照組的樣本進(jìn)行匹配，即按傾向得分值相近的原則從對(duì)照組樣本中選擇與處理組匹配的樣本，使處理組和對(duì)照組滿足共同支撐域假設(shè)，然后再運(yùn)用DID模型分析，以確保政策效應(yīng)評(píng)估結(jié)果的準(zhǔn)確性。其具體步驟如下：

（1）估計(jì)傾向得分值。運(yùn)用Logit模型估計(jì)出由村莊和農(nóng)戶的一系列特征變量X決定的該村莊的農(nóng)戶獲得農(nóng)地整治政策支持的概率P（X）。按照是否獲得農(nóng)地整治政策支持將樣本農(nóng)戶分為處理組和對(duì)照組，R1為處理組的集合，R0為對(duì)照組的集合。

（2）匹配處理組與對(duì)照組。估計(jì)出傾向得分值后需選擇匹配方法，本文選取k值最近鄰匹配、半徑匹配及核匹配三種匹配方法。k值最近鄰匹配是在對(duì)照組中尋找傾向得分與處理組最近的k個(gè)不同樣本進(jìn)行匹配，本文k值取10；半徑匹配是取與傾向得分的絕對(duì)距離在ε范圍內(nèi)樣本進(jìn)行匹配，一般取值小于0.25，本文取0.05；核匹配屬整體匹配法，本文使用二次核與0.01的帶寬。通過比較三種方法的平均處理效應(yīng)，以確保匹配結(jié)果的穩(wěn)健性。

（3）計(jì)算處理組的平均處理效應(yīng)。

（4）計(jì)算匹配的對(duì)照組的平均處理效應(yīng)。采用上述三種傾向得分匹配法分別計(jì)算對(duì)照組的平均處理效應(yīng)（ATE）。

式（1）—式（3）中：t0、t1分別表示農(nóng)地整治實(shí)施前和實(shí)施后的年份；分別為農(nóng)地整治區(qū)樣本農(nóng)戶i在t0、t1時(shí)期的結(jié)果變量分別為未整治區(qū)樣本農(nóng)戶j在t0、t1時(shí)期的結(jié)果變量；w（i，j）為權(quán)重；F（·）是核密度函數(shù)；Pi是對(duì)照組樣本i的傾向得分；Pj是處理組樣本j的傾向得分；D為帶寬。

4 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)置

4.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取湖北省恩施州利川市、貴州省畢節(jié)市的赫章縣和金沙縣作為研究區(qū)域，分析不同模式農(nóng)地整治的減貧增收效應(yīng)。湖北省恩施州和貴州省畢節(jié)市兩個(gè)地區(qū)的農(nóng)村貧困人口規(guī)模大，具有很好的代表性，且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然地理?xiàng)l件等方面的差異較??；鑒于農(nóng)地整治PPP模式在貧困地區(qū)出現(xiàn)的時(shí)間較晚、數(shù)量相對(duì)較少，需選取實(shí)施時(shí)間相對(duì)較早的項(xiàng)目，因此滿足上述條件的項(xiàng)目數(shù)量有限，最終在恩施州和畢節(jié)市選擇了滿足項(xiàng)目要求的利川市、赫章縣和金沙縣。課題組于2018年7—8月在上述縣（市）的PPP模式農(nóng)地整治區(qū)、政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)和未整治區(qū)進(jìn)行了深入調(diào)查，選取的農(nóng)地整治項(xiàng)目均為2014年開工和竣工并取得一定成效。調(diào)研采用隨機(jī)抽樣的方法對(duì)抽取農(nóng)戶進(jìn)行訪談式問卷調(diào)查，收集得到2013年和2017年的數(shù)據(jù)，2013年數(shù)據(jù)為農(nóng)地整治政策實(shí)施前的基期數(shù)據(jù)，而2017年的數(shù)據(jù)用來反映農(nóng)地整治政策實(shí)施后的數(shù)據(jù)。面對(duì)面訪談式的問卷調(diào)查確保了問卷質(zhì)量，共發(fā)放629份問卷，回收有效問卷562份，有效率89.3%。其中建檔立卡戶253份，非建檔立卡戶309份；政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)117份，PPP模式農(nóng)地整治區(qū)276份，未整治區(qū)169份。受訪家庭中男性戶主居多，占85.2%；戶主年齡40～55歲占52.5%，65歲以上占19.9%；戶主受教育程度集中在小學(xué)和初中，占80.8%；家庭人口數(shù)集中在3～6人，占70.5%；家庭經(jīng)營耕地面積5畝及以下占67.4%，5～10畝占25.4%。

4.2 變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)

為了全面揭示不同模式農(nóng)地整治的減貧增收效應(yīng)，除了考察農(nóng)戶家庭的總收入外，還分析各類收入的變化情況，因此，選擇了農(nóng)戶家庭的總收入、農(nóng)業(yè)收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入及其他收入共5個(gè)指標(biāo)為因變量。在農(nóng)地整治實(shí)施后，農(nóng)戶收入還受戶主特征、家庭特征、村莊特征及公共政策等一系列控制變量的影響，由于選取的調(diào)研村的村莊特征及其他公共政策（除農(nóng)地整治之外）基本一致，因此，后文中不考慮村莊特征和其他公共政策的差異對(duì)農(nóng)戶收入的影響。參考現(xiàn)有研究，本文選取了戶主特征和家庭特征共9個(gè)控制變量，包括戶主年齡（X1）、戶主受教育程度（X2）、家庭人口數(shù)（X3）、家庭勞動(dòng)力人口數(shù)（X4）、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)（X5）、15歲以下兒童數(shù)量（X6）、65歲以上老人數(shù)量（X7）、是否有人擔(dān)任村干部（X8）和家庭承包耕地面積（X9），變量含義及賦值規(guī)則如表1。

不同模式農(nóng)地整治前后各類收入的描述性統(tǒng)計(jì)如表2。從建檔立卡戶來看：2017年與2013年相比，農(nóng)地整治PPP模式區(qū)、政府主導(dǎo)模式區(qū)和未整治區(qū)農(nóng)戶的總收入、財(cái)產(chǎn)性收入和工資性收入均有所增加，其中PPP模式區(qū)農(nóng)戶增幅最大，政府主導(dǎo)模式區(qū)次之，未整治區(qū)最小；而農(nóng)業(yè)收入增減情況存在一定差異，政府主導(dǎo)模式區(qū)農(nóng)戶增幅最大，PPP模式區(qū)減少最多，未整治區(qū)有所增加；其他收入在不同模式間均有增加但差異較小。從非建檔立卡戶來看，2017年與2013年相比，農(nóng)地整治區(qū)與未整治區(qū)農(nóng)戶的各類收入變化與建檔立卡戶基本一致，但非建檔立卡戶的總收入、財(cái)產(chǎn)性收入、工資性收入及其他收入的增幅均高于建檔立卡戶。

表1 控制變量含義及賦值規(guī)則Tab.1 Meanings and assignment rules of variables

表2 不同模式農(nóng)地整治前后農(nóng)戶各類收入描述性統(tǒng)計(jì)Tab.2 Descriptive statistics of rural households’ income before and after rural land consolidation in different modes (元)

5 模型估計(jì)與研究結(jié)果

5.1 傾向得分估計(jì)與匹配質(zhì)量檢驗(yàn)

傾向得分匹配法的第一步是計(jì)算農(nóng)戶的傾向得分，而選擇匹配變量是最關(guān)鍵的步驟[12]，選取的變量需同時(shí)滿足兩個(gè)條件：一是對(duì)農(nóng)戶所在村莊是否實(shí)施農(nóng)地整治政策有影響；二是對(duì)農(nóng)戶收入有影響?；诖嗽瓌t，本文選取戶主年齡、戶主受教育程度、家庭人口數(shù)、家庭勞動(dòng)力人口數(shù)、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)、15歲以下兒童數(shù)量、65歲以上老人數(shù)量、是否有人擔(dān)任村干部和家庭承包耕地面積共計(jì)9個(gè)控制變量作為匹配變量，采用Logit模型進(jìn)行回歸，分別針對(duì)不同模式整治區(qū)與未整治區(qū)、不同模式整治區(qū)之間的兩類樣本農(nóng)戶計(jì)算其傾向得分，具體如下：從政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)與未整治區(qū)估計(jì)結(jié)果來看，家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)和家庭承包耕地面積對(duì)兩類農(nóng)戶均有顯著影響，同時(shí)建檔立卡戶還受到戶主年齡和戶主受教育程度的影響，非建檔立卡戶還受到15歲以下兒童數(shù)量的影響；從PPP模式農(nóng)地整治區(qū)與未整治區(qū)估計(jì)結(jié)果來看，戶主受教育程度和家庭承包耕地面積對(duì)兩類農(nóng)戶均有顯著影響，同時(shí)建檔立卡戶還受到15歲以下兒童數(shù)量的影響，非建檔立卡戶還受到家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)和65歲以上老人數(shù)量的影響；從PPP模式區(qū)與政府主導(dǎo)模式區(qū)估計(jì)結(jié)果來看，戶主受教育程度、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口數(shù)和家庭承包耕地面積對(duì)兩類農(nóng)戶均有顯著影響，同時(shí)建檔立卡戶還受到65歲以上老人數(shù)量的影響，非建檔立卡戶還受到戶主年齡的影響。

在估計(jì)出傾向得分后，為了保證傾向得分匹配結(jié)果的準(zhǔn)確性，需要進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)處理組和對(duì)照組在控制變量上是否存在顯著差異。在進(jìn)行傾向得分匹配時(shí)，常用的匹配方法有k值最近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法，實(shí)際應(yīng)用中到底哪種方法最優(yōu)學(xué)術(shù)界尚沒有明確規(guī)定，為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性本文采用上述三種匹配法，分別對(duì)政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)和未整治區(qū)、PPP模式農(nóng)地整治區(qū)和未整治區(qū)、PPP模式農(nóng)地整治區(qū)和政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)的兩類農(nóng)戶共6個(gè)分組的控制變量進(jìn)行匹配，匹配質(zhì)量檢驗(yàn)結(jié)果如表3。從政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)和未整治區(qū)農(nóng)戶匹配后特征變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差來看，大部分變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于10%，在近鄰匹配法中，建檔立卡戶有4個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差大于10%，非建檔立卡戶均小于10%；在半徑匹配法中，建檔立卡戶有6個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差大于10%，非建檔立卡戶均小于10%；在核匹配法中，建檔立卡戶有9個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差大于10%，非建檔立卡戶有4個(gè)大于10%。PPP模式農(nóng)地整治區(qū)和未整治區(qū)、PPP模式農(nóng)地整治區(qū)和政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)兩類農(nóng)戶匹配后控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差與政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)和未整治區(qū)類似?？傮w而言，雖然部分變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差大于10%，但滿足小于20%的要求，匹配估計(jì)結(jié)果可靠。聯(lián)合檢驗(yàn)如表4所示，各組匹配后的Pseudo R2顯著減少，p值顯著增大，說明匹配后控制變量在處理組和對(duì)照組的分布沒有系統(tǒng)差異，符合可比性要求，可用于后續(xù)匹配分析。

5.2 匹配倍差結(jié)果分析

采用近鄰匹配倍差法、半徑匹配倍差法和核匹配倍差法估計(jì)不同模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)兩類農(nóng)戶總收入及各分項(xiàng)收入的影響，結(jié)果如表5—表7。

從總收入來看，由表5可知，政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶的戶均總收入有顯著的正向影響，三種匹配倍差法計(jì)算的ATT平均值分別是是2 200.6元、2 832.6元，表明政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施能使非建檔立卡戶增收2 832.6元，比建檔立卡戶高632元。由表6可知，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶的戶均總收入有顯著正向影響，三種匹配倍差法計(jì)算的ATT平均值分別是7 104.8元、12 870.6元，表明PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施能使非建檔立卡戶增收12 870.6元，比建檔立卡戶高5 765.8元。由表7可知，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶的增收效應(yīng)比政府主導(dǎo)模式分別高5 172.1元、11 167.1元。由此可見，兩種模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)非建檔立卡戶減貧增收效應(yīng)高于建檔立卡戶，其原因是非建檔立卡戶在人力資本、物質(zhì)資本及社會(huì)資本等方面優(yōu)于建檔立卡戶，從農(nóng)地整治中更易于受益；PPP模式下農(nóng)地整治的減貧增收效應(yīng)遠(yuǎn)大于政府主導(dǎo)模式，其原因是PPP模式下農(nóng)地整治項(xiàng)目的投資標(biāo)準(zhǔn)高于政府主導(dǎo)模式，而且還是一種具有產(chǎn)業(yè)扶貧、科技扶貧及企業(yè)扶貧等功能的綜合性扶貧方式。

表3 特征變量匹配質(zhì)量檢驗(yàn)Tab.3 Matching test of variables (%)

表4 特征變量聯(lián)合檢驗(yàn)Tab.4 Joint test of variables (%)

表5 政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)與未整治區(qū)各類收入的處理效應(yīng)Tab.5 Treatment effects of RLC in government-led mode area and non-consolidated area

表6 PPP模式農(nóng)地整治區(qū)與未整治區(qū)各類收入的處理效應(yīng)Tab.6 Treatment effects of RLC in PPP mode area and non-consolidated area

表7 PPP模式農(nóng)地整治區(qū)與政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治區(qū)各類收入的處理效應(yīng)Tab.7 Treatment effects of RLC in PPP mode area and government-led mode area

從農(nóng)業(yè)收入來看，由表5可知，政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶戶均農(nóng)業(yè)收入有顯著的正向影響，三種匹配倍差法計(jì)算的ATT平均值分別是801.2元、1 183.3元，表明政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施能使非建檔立卡戶農(nóng)業(yè)收入增加程度比建檔立卡戶高382.1元。由表6可知，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶戶均農(nóng)業(yè)收入有顯著負(fù)向影響，三種匹配倍差法計(jì)算的ATT平均值分別是-809.2元、-544.4元，表明PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施使建檔立卡戶農(nóng)業(yè)收入降低比非建檔立卡戶多264.8元。由表7可知，政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶的農(nóng)業(yè)收入的增長比PPP模式分別高1 682元、1 604元。由此可見，政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)非建檔立卡戶農(nóng)業(yè)收入增長的促進(jìn)作用高于建檔立卡戶，其原因是政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治通過簡單土地平整和田間基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在一定程度上降低生產(chǎn)成本及提高生產(chǎn)效率從而增加農(nóng)業(yè)收入，且非建檔立卡戶擁有更好的人力資本和物質(zhì)資本所以農(nóng)業(yè)收入增長幅度更大；PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入降低且對(duì)建檔立卡戶影響更大，其原因是PPP模式農(nóng)地整治會(huì)促使農(nóng)地從農(nóng)戶流轉(zhuǎn)到企業(yè)從而降低農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，且建檔立卡戶因缺乏科學(xué)種植技術(shù)導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例更高農(nóng)業(yè)收入受影響更大。

從財(cái)產(chǎn)性收入來看，由表5可知，政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶戶均財(cái)產(chǎn)性收入無顯著影響，但對(duì)非建檔立卡戶有顯著正向影響，兩類農(nóng)戶ATT的平均值分別是64.6元、27.5元，表明政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)兩類農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入影響不大。由表6可知，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶戶均財(cái)產(chǎn)性收入有顯著正向影響，三種匹配倍差法計(jì)算的ATT平均值分別是1 326.4元、1 735.6元，表明PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施使得非建檔立卡戶財(cái)產(chǎn)性收入增加幅度比建檔立卡戶高409.2元。由表7可知，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶的財(cái)產(chǎn)性收入增長比政府主導(dǎo)模式分別高1 313.4元、1 696.6元。由此可見，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施能顯著促進(jìn)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入的增加且對(duì)非建檔立卡戶的促進(jìn)作用高于建檔立卡戶，而政府主導(dǎo)模式對(duì)兩類農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入的影響非常小，其原因是農(nóng)戶將農(nóng)地出租或者入股以獲得相應(yīng)的租金或紅利，財(cái)產(chǎn)性收入增加。此外，非建檔立卡戶的耕地資源更豐富，流轉(zhuǎn)面積也更大，其獲得的財(cái)產(chǎn)性收入比建檔立卡戶多。

從工資性收入來看，由表5可知，政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶戶均工資性收入影響不顯著，但對(duì)非建檔立卡戶有顯著正向影響，三種匹配倍差法計(jì)算的ATT平均值分別是1 122.2元、1 614.1元，表明政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)非建檔立卡戶財(cái)產(chǎn)性收入的提升明顯優(yōu)于建檔立卡戶。由表6可知，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶戶均工資性收入有顯著正向影響，三種匹配倍差法計(jì)算的ATT值平均值分別是6 446.9元、11 755元，表明PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施能使兩類農(nóng)戶工資性收入增加，但非建檔立卡戶比建檔立卡戶高5 308.1元。由表7可知，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施能夠顯著促進(jìn)建檔立卡戶和非建檔立卡戶工資性收入的增長，且比政府主導(dǎo)模式分別高5 540.8元、11 008.8元。由此可見，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施能顯著促進(jìn)農(nóng)戶工資性收入的增加且對(duì)非建檔立卡戶的促進(jìn)作用高于建檔立卡戶，而政府主導(dǎo)模式僅能促進(jìn)非建檔立卡戶工資性收入的增加且促進(jìn)作用較小。其原因是PPP模式農(nóng)地整治一方面通過土地流轉(zhuǎn)釋放了勞動(dòng)力，另一方面整治實(shí)施后龍頭企業(yè)發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)為農(nóng)戶提供了就業(yè)崗位；同時(shí)，兩類農(nóng)戶在人力資本等多方面均存在較大差異，建檔立卡戶非農(nóng)就業(yè)渠道的拓展更困難，因此其工資性收入的提高更少。

此外，兩種模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)兩類農(nóng)戶的其他收入并無顯著影響。

6 結(jié)論與啟示

本文在湖北省利川市、貴州省赫章縣和金沙縣農(nóng)戶問卷調(diào)研基礎(chǔ)上，運(yùn)用三種匹配倍差法探索了不同模式農(nóng)地整治對(duì)建檔立卡戶和非建檔立卡戶減貧增收效應(yīng)的差異，主要結(jié)論：

（1）兩種模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)兩類農(nóng)戶的總收入均具有顯著正向影響，PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施使兩類農(nóng)戶總收入增加程度遠(yuǎn)大于政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治，且兩種模式農(nóng)地整治對(duì)非建檔立卡戶的增收效應(yīng)強(qiáng)于建檔立卡戶。

（2）政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)兩類農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入有顯著正向影響，對(duì)非建檔立卡戶影響更大；PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施會(huì)顯著降低兩類農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入，對(duì)建檔立卡戶影響更大。

（3）政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)建檔立卡戶財(cái)產(chǎn)性收入影響不顯著，對(duì)非建檔立卡戶有顯著影響但增加值較小；PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)施對(duì)兩類農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入均有顯著正向影響，且對(duì)非建檔立卡戶影響更大；PPP模式對(duì)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入增長的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于政府主導(dǎo)模式。

（4）政府主導(dǎo)模式農(nóng)地整治僅能顯著增加非建檔立卡戶工資性收入，但增加值較??；PPP模式農(nóng)地整治能顯著增加兩類農(nóng)戶的工資性收入，且對(duì)非建檔立卡戶影響更大；PPP模式對(duì)農(nóng)戶工資性收入增長的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于政府主導(dǎo)模式。

基于上述結(jié)論，本文得到以下政策啟示。

（1）政府應(yīng)重視農(nóng)地整治對(duì)扶貧的促進(jìn)作用，進(jìn)一步提高PPP模式農(nóng)地整治的比例。在扶貧工作中，PPP模式農(nóng)地整治具有政府主導(dǎo)模式無法比擬的優(yōu)越性：一方面，該模式拓展了資金來源，提高了資金使用效率；另一方面，該模式是一種具有基礎(chǔ)設(shè)施扶貧、產(chǎn)業(yè)扶貧、科技扶貧及企業(yè)扶貧等功能的綜合性扶貧方式。因此，相比政府主導(dǎo)模式，PPP模式農(nóng)地整治能更好地增加農(nóng)戶生計(jì)資本，優(yōu)化農(nóng)戶生計(jì)策略，達(dá)到持續(xù)增收的目的。

（2）完善PPP模式農(nóng)地整治的相關(guān)政策，引導(dǎo)龍頭企業(yè)等社會(huì)資本積極參與農(nóng)地整治扶貧項(xiàng)目。目前在推廣PPP模式農(nóng)地整治過程中，有些地區(qū)存在著社會(huì)資本難參與、參與之后難管理的現(xiàn)象，要總結(jié)PPP模式農(nóng)地整治的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，加快制定社會(huì)資本參與農(nóng)地整治扶貧的相關(guān)法律法規(guī)、政策制度及各項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)，讓社會(huì)資本的參與有據(jù)可依，從而加大PPP模式農(nóng)地整治的推廣力度。

（3）加強(qiáng)農(nóng)地整治扶貧與其他精準(zhǔn)扶貧手段相結(jié)合，以促進(jìn)農(nóng)地整治項(xiàng)目區(qū)內(nèi)農(nóng)戶全部脫貧。在扶貧工作中農(nóng)地整治對(duì)建檔立卡戶的脫貧能起到助推作用，但因農(nóng)戶生計(jì)資本稟賦不同農(nóng)地整治并不能使項(xiàng)目區(qū)農(nóng)戶做到全部脫貧，為了實(shí)現(xiàn)全部脫貧的目標(biāo)，需要針對(duì)特定建檔立卡戶設(shè)計(jì)其他精準(zhǔn)扶貧的干預(yù)政策，并與農(nóng)地整治扶貧政策相結(jié)合，以實(shí)現(xiàn)項(xiàng)目區(qū)內(nèi)農(nóng)戶全部脫貧。