張振宇, 田明華, 李建軍, 楊 娛， 王 芳

(1.北京林業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,北京 100083; 2.山西農(nóng)業(yè)大學農(nóng)業(yè)資源與經(jīng)濟研究所,山西 太原 030006； 3.天津農(nóng)學院經(jīng)濟管理學院,天津 300384)

隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進程的穩(wěn)步推進，為了拓寬就業(yè)渠道和提高收入水平，越來越多的農(nóng)村勞動力向城市和非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，難以將更多精力和資源投入到所承包農(nóng)地的耕作上，產(chǎn)生農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿；同時家庭承包制下“小而全”的分散經(jīng)營與大市場下的分工協(xié)作矛盾日益顯現(xiàn)，通過適度農(nóng)地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)農(nóng)地“規(guī)模經(jīng)營”成為大勢所趨。截至2016年底，中國耕地流轉(zhuǎn)面積為3.067×105hm2，流轉(zhuǎn)面積占全國耕地面積的比例約為1/3，但中西部耕地流轉(zhuǎn)比例遠低于30%。較低的農(nóng)地流轉(zhuǎn)水平影響農(nóng)地資源有效配置，制約農(nóng)業(yè)的專業(yè)化、規(guī)?；?jīng)營[1]，不利于農(nóng)戶福利改善[2]。在此背景下，國家高度重視農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題，先后出臺一系列政策落實“三權(quán)分置”及農(nóng)地流轉(zhuǎn)獎補工作，推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)有序開展，以更有效地提高農(nóng)地配置效率，帶動農(nóng)戶福利改善。同時，學術(shù)界也對一系列相關(guān)問題進行了研究。

當前學者研究認為影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的因素可概括為3類：第一類是自然環(huán)境、資源稟賦等因素，如耕地資源稟賦及地形地貌[3]、農(nóng)地零碎程度[4]；第二類是宏觀的社會經(jīng)濟因素，如經(jīng)濟發(fā)展和非農(nóng)就業(yè)[5-6]、惠農(nóng)政策[7]等；第三類是微觀層面的農(nóng)戶家庭特征因素，如農(nóng)地耕種效率[4]、農(nóng)戶年齡和受教育程度、家庭收入水平[8]，農(nóng)戶職業(yè)和經(jīng)濟分化程度[9]等。上述研究多從外部因素或農(nóng)戶特征視角分別研究農(nóng)戶轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入農(nóng)地的影響因素，較少在同一層面上比較分析轉(zhuǎn)出戶和轉(zhuǎn)入戶參與流轉(zhuǎn)的影響因素差異，也未涉及農(nóng)地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶福利變動對其流轉(zhuǎn)決策的反饋作用。

早期的福利研究大多關(guān)注宏觀層面社會福利水平的測度[10]，而微觀層面研究個人或家庭福利水平，特別是土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶福利影響的研究相對薄弱且未取得一致結(jié)論。部分學者認為農(nóng)地流轉(zhuǎn)有利于資源有效配置，從而促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升[11]以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入和農(nóng)地租金收入的增加[12-13]，帶動其非食品消費能力提高[12]；農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶非農(nóng)就業(yè)渠道的拓展，實現(xiàn)非農(nóng)收入的改善[14]。也有學者認為由于農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模不經(jīng)濟[15]、非農(nóng)就業(yè)渠道不暢等原因[16]，農(nóng)地流轉(zhuǎn)戶可能面臨收入降低風險[17]；而農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和支出擴大，其非食品消費增長幅度會放緩甚至降低[2]。此外，部分學者認為農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地進城務工后將面臨生活環(huán)境、工作條件、勞動強度等方面的問題，導致其健康福利惡化[14,18]；而有的學者認為農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶進城后隨著可支配收入、醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善，健康福利會得到改善[19]。以上研究大多忽略了農(nóng)地流轉(zhuǎn)中農(nóng)戶的“自選擇”特征，容易導致農(nóng)戶福利效應被高估。陳飛等運用傾向得分匹配法嘗試解決農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的農(nóng)戶“自選擇”問題，認為農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出均顯著促進了農(nóng)戶人均純收入的增長和貧困發(fā)生率的降低[8]。

從研究內(nèi)容來看，已有文獻大多關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響，而較少考慮農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費及其他非經(jīng)濟福利的影響。事實上，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的影響是一個綜合和復雜的過程，僅考慮其對農(nóng)戶收入的影響是片面和欠妥的。從研究數(shù)據(jù)及研究方法來看，已有研究大多采用橫截面數(shù)據(jù)結(jié)合傾向得分匹配法的方式來分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應，這樣雖然能夠剔除農(nóng)戶和農(nóng)地等樣本特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應的干擾，但忽視了經(jīng)濟社會條件變化對農(nóng)地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶福利的影響，可能導致“自選擇”內(nèi)生性問題解決不徹底和處理效應的估計偏差[20]。嚴格來說，對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應評估的研究，若采用面板數(shù)據(jù)且運用雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)，可以同時消除時間趨勢下經(jīng)濟社會條件變化與樣本特征差異的影響，從而更科學地識別農(nóng)地流轉(zhuǎn)的凈福利效應。

基于此，本研究充分考慮農(nóng)戶福利的多維性，引入農(nóng)戶人均收入指標來考察農(nóng)戶經(jīng)濟福利[8,10]、人均非食品消費指標來考察農(nóng)戶消費福利[12,21]、戶主健康指標來考察農(nóng)戶健康福利[14,18]，可以更全面分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的影響。在反事實分析框架下應用雙重差分傾向得分匹配法妥善解決樣本“自選擇”問題，采用大樣本微觀數(shù)據(jù)庫中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)面板數(shù)據(jù)，全面分析農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地和轉(zhuǎn)出農(nóng)地的影響因素及其農(nóng)戶福利效應的差異，以期進一步深入分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)的制約因素和農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶福利的作用機制，更有針對性地提出政策建議，為推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)和改善農(nóng)戶福利提供參考。

1 研究設(shè)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)主要來源于“中國家庭追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)庫(CFPS)2014年與2016年數(shù)據(jù)，覆蓋中國25個省、市、自治區(qū)，樣本規(guī)模分別為13 946戶和14 033戶。農(nóng)戶福利變動平行趨勢分析，涉及2010年和2012年部分數(shù)據(jù)。首先，選取2016年的農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶、轉(zhuǎn)入戶和未流轉(zhuǎn)戶數(shù)據(jù)；其次，鑒于本研究旨在研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)問題，剔除了京滬津渝4個直轄市樣本、調(diào)整戶樣本(既轉(zhuǎn)入農(nóng)地又轉(zhuǎn)出農(nóng)地農(nóng)戶)以及部分空白值、奇異值樣本。最終得到農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶563戶、轉(zhuǎn)入戶985戶、未流轉(zhuǎn)戶6 187戶。

1.2 研究方法

1.2.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策方程的估計 應用傾向得分匹配法(PSM)進行樣本匹配前，首先估計農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策方程的參數(shù)，以便得到傾向得分匹配模型的協(xié)變量?；贚ogit模型構(gòu)建農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策方程：

(1)

其中，i=1,2,…,n表示農(nóng)戶，pi是農(nóng)戶i參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的概率，μi是誤差項。解釋變量向量包括戶主特征：戶主年齡(age)和受教育年限(eyear)；經(jīng)濟特征：上期家庭非農(nóng)收入比重(nag)、上期農(nóng)用機械價值對數(shù)(lnmac)、上期農(nóng)地價值對數(shù)(lnland)、農(nóng)業(yè)補貼對數(shù)(lnsub)和金融負債對數(shù)(lndebt)；社會資本：家庭是否有黨員(par)；村莊特征：村莊人均現(xiàn)金存款對數(shù)(lndep)和村莊到商業(yè)中心交通時間(time)；宏觀環(huán)境變量：城市居民人均收入對數(shù)(lninc)，省第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)(gdp)。

1.2.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應的傾向得分匹配法分析 應用傾向得分匹配法(PSM)為每個參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶挑選一個或幾個未參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，同組農(nóng)戶除了是否流轉(zhuǎn)這一決策變量不同外，其他解釋變量都近似相同。同組農(nóng)戶的結(jié)果變量(農(nóng)戶福利)可看作是同一農(nóng)戶進行了農(nóng)地是否流轉(zhuǎn)的不同試驗結(jié)果，而結(jié)果變量的差值即農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶福利的凈影響。

定義農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的凈福利效應(流轉(zhuǎn)組平均處理效應)為：

(2)

其中，I1是流轉(zhuǎn)戶樣本集合，I0是未流轉(zhuǎn)戶樣本集合，w1i是流轉(zhuǎn)戶的福利值，w0j是與流轉(zhuǎn)戶i相匹配的未流轉(zhuǎn)戶的福利值，R是共同支撐域，N是流轉(zhuǎn)戶的樣本個數(shù)。w0j的加權(quán)和被作為流轉(zhuǎn)戶i在不參與流轉(zhuǎn)假設(shè)下的福利值，權(quán)重v(i,j)的取值與匹配方法有關(guān)。為了使測算結(jié)果更加穩(wěn)健，采用4類方法匹配農(nóng)戶樣本，綜合各個匹配結(jié)果進行比較分析。

1.2.3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應的雙重差分傾向得分匹配法分析 雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)將“前后差異”和“有無差異”有效結(jié)合，在一定程度上可控制考察范圍以外干擾因素的影響。假設(shè)有2期面板數(shù)據(jù)，試驗前期記為t′，試驗后期記為t。在試驗前期，試驗還未發(fā)生，所有樣本的潛在結(jié)果均可記為y0t′；在試驗后期，試驗已經(jīng)發(fā)生，可能存在2種潛在結(jié)果，分別記為y1t(如果參與試驗)和y0t(如果未參與試驗)。

PSM-DID成立的前提為以下均值可忽略性假定：

E(y0t-y0t′|x,D=1)=E(y0t-y0t′|x,D=0)

(3)

(4)

其中，Sp為共同支撐域，I1={i:Di=1}(實驗組的集合)，I0={i:Di=0}(對照組的集合)，N1為集合I1∩Sp所包含試驗組個體數(shù)，而權(quán)重ω(i,j)為對應配對y1ti-y0ti′的權(quán)重。y1ti-y0ti′為試驗組個體i試驗前后的變化，y0tj-y0tj′為對照組個體j試驗前后的變化。

1.3 描述性統(tǒng)計

如表1所示，流轉(zhuǎn)戶和未流轉(zhuǎn)戶樣本的各項指標有顯著的統(tǒng)計差異，這有助于分析農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策的影響因素。值得注意的是，由于農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在農(nóng)戶“自選擇”，各項指標的檢驗結(jié)果可能不完全由農(nóng)地流轉(zhuǎn)所導致，也可能受到其他因素影響。如轉(zhuǎn)入戶的人均非食品消費額僅為1 573.47元，比未流轉(zhuǎn)戶低122.64元，但轉(zhuǎn)入戶的非食品消費總額略高于未流轉(zhuǎn)戶，原因在于轉(zhuǎn)入戶的人口規(guī)模普遍大于未流轉(zhuǎn)戶，存在人口規(guī)模大的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地的情況?；谏鲜龇治?，本研究嘗試采用傾向得分匹配法和雙重差分傾向得分匹配法解決農(nóng)戶“自選擇”問題。

表1 農(nóng)田流轉(zhuǎn)農(nóng)戶與農(nóng)田未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶指標的描述性統(tǒng)計

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策方程的估計

如表2所示，戶主年齡對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地有顯著正向影響，對轉(zhuǎn)出農(nóng)地有顯著負向影響。表明年長戶主非農(nóng)就業(yè)能力相對較弱，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依附性較大，更傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地；年輕戶主通常身體狀態(tài)更好，就業(yè)競爭力更大，更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地尋求邊際收益更高的非農(nóng)就業(yè)機會。戶主受教育年限對農(nóng)地的轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出決策都具有顯著正向影響。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級對就業(yè)者的受教育程度有了更高的要求，部分受教育程度相對較高的農(nóng)戶，往往更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)。同樣，部分文化水平較高的專業(yè)農(nóng)戶或返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，通過發(fā)展特色農(nóng)畜業(yè)及產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，可以獲得較一般農(nóng)戶更高的農(nóng)業(yè)收益，也更具有轉(zhuǎn)入農(nóng)地的積極性。

非農(nóng)收入比重顯著負向影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地，而顯著正向影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地。由于農(nóng)業(yè)的比較收益低，非農(nóng)就業(yè)成為農(nóng)戶養(yǎng)家致富的一個重要渠道。通常來說，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)能力越強，越可能轉(zhuǎn)出農(nóng)地。否則，便對農(nóng)地的依附性更強，更偏好轉(zhuǎn)入農(nóng)地。農(nóng)地價值和農(nóng)用機械價值可顯著提高農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地的可能性，而降低農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性。農(nóng)地或農(nóng)機作為農(nóng)戶重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，其價值水平很大程度上反映了農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模。農(nóng)戶擁有的農(nóng)機和農(nóng)地價值越大，其轉(zhuǎn)入農(nóng)地就越容易產(chǎn)生規(guī)模效應，降低成本提高收益，轉(zhuǎn)入農(nóng)地的可能性越大，其轉(zhuǎn)出土地的沉沒成本反而高，轉(zhuǎn)出土地的可能性越小。農(nóng)業(yè)補貼和金融負債可顯著提高農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地的可能性。農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營補貼和農(nóng)機具補貼等農(nóng)業(yè)補貼，是對農(nóng)戶前期擴大經(jīng)營規(guī)模的獎勵，同時也有利于農(nóng)戶當期減少成本增加凈收益，從而提高其繼續(xù)轉(zhuǎn)入農(nóng)地擴大經(jīng)營規(guī)模的可能性。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期較長，期間回籠資金困難且需追加管理投入，有農(nóng)地轉(zhuǎn)入需求的農(nóng)戶面臨較大資金壓力。較強的借貸能力有利于潛在的農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶獲得資金支持，擴大經(jīng)營規(guī)模。

農(nóng)戶家庭擁有黨員會顯著正向影響農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出。農(nóng)村黨員通常是當?shù)剌^優(yōu)秀村民，擁有較強的人際溝通和組織協(xié)調(diào)能力，能為家庭建立更廣泛的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。黨員家庭良好的社會關(guān)系網(wǎng)能為其提供更多的非農(nóng)就業(yè)機會，非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動的增加會促使其更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

村莊人均現(xiàn)金存款對農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策有顯著負向影響，對農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策有顯著正向影響。人均現(xiàn)金存款較多的村莊，往往非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)達或者外出務工人員較多，可以交流更多的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)或就業(yè)信息，促使更多農(nóng)戶傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地。村莊到商業(yè)中心的交通時間顯著負向影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出。通常來說村莊距城市越近，該村農(nóng)戶越容易擴大城市社交網(wǎng)絡(luò)，降低非農(nóng)就業(yè)成本，獲得非農(nóng)就業(yè)機會，從而更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

省級城市居民收入水平和第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地有顯著正向影響。通常來說，較高的城市居民收入水平和大量的第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)機會[22]，可促使更多農(nóng)戶放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)。

表2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策方程估計結(jié)果

2.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)福利效應

2.2.1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)福利效應的傾向得分匹配法估計結(jié)果與分析 如表3所示，4類匹配法測度的結(jié)果有明顯差異，但從定性角度看，流轉(zhuǎn)的影響結(jié)果基本是一致的。農(nóng)地轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶三項福利均有顯著正向影響；農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶人均收入有顯著正向影響，對人均非食品消費及戶主健康的影響不顯著；農(nóng)地轉(zhuǎn)出福利效應大于農(nóng)地轉(zhuǎn)入福利效應。

2.2.2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)福利效應的雙重差分傾向得分匹配法估計結(jié)果與分析 傾向得分匹配法估計重點考察了在農(nóng)戶個體特征、村莊特征等農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素相似的條件下，流轉(zhuǎn)戶和未流轉(zhuǎn)戶在收入、消費支出、健康等方面的福利變化差異，但是忽略了農(nóng)戶所在地區(qū)經(jīng)濟社會條件變化對農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應的影響，因而在解決農(nóng)戶“自選擇”問題時仍有不足。通常來說，不同區(qū)域間的經(jīng)濟環(huán)境、城市就業(yè)機會的差異是不可觀測的，但是它們通常不隨時間的改變而發(fā)生突變，而是呈現(xiàn)一定的穩(wěn)健趨勢。于是，我們嘗試在傾向得分匹配法的基礎(chǔ)上，應用雙重差分法進一步解決農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶福利之間內(nèi)生性問題，以便更準確地測算農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應。

雙重差分估計的假設(shè)前提是，如果沒有干預，試驗組和對照組的個體會有同樣的變化趨勢[23]。也就是說，即使試驗組和對照組存在差異，但只要兩組之間的差異相對固定，對照組即通過檢驗。如圖1所示，農(nóng)地流轉(zhuǎn)前，流轉(zhuǎn)戶與未流轉(zhuǎn)戶的福利大致保持了相同變動趨勢，而在農(nóng)地流轉(zhuǎn)后，試驗組和對照組的農(nóng)戶福利增長趨勢出現(xiàn)明顯改變。所以農(nóng)地流轉(zhuǎn)前后農(nóng)戶福利的變化符合相同時間趨勢的假設(shè)條件，本研究采用PSM-DID模型來檢驗農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶福利的影響。

表3 傾向得分匹配法估計結(jié)果

圖1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應的平行趨勢Fig.1 Parallel trends of peasant households′ welfare effect in farmland transfer

雙重差分傾向得分匹配法的估計結(jié)果如表4所示，農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的人均收入、人均非食品消費增加值比農(nóng)田未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶分別高582.97元、139.58元，表明農(nóng)地轉(zhuǎn)出顯著促進了農(nóng)戶經(jīng)濟福利的提高。農(nóng)戶根據(jù)自身家庭特征及資源稟賦等條件轉(zhuǎn)出土地后，不僅可以得到一部分租金收入作為報酬，也便于一定期限內(nèi)擺脫農(nóng)地牽掛實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，從而新增或擴大非農(nóng)收入。農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的戶主健康水平增加值比農(nóng)田未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶低0.061 8，說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)后可能面臨健康惡化的風險?？赡艿脑蚴牵环矫娌糠洲r(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地后，進城務工從事報酬更高但生存環(huán)境陌生、勞動強度較大的工作，可能導致農(nóng)田轉(zhuǎn)出戶心理壓力大、休閑時間減少、工傷風險增加等一系列問題，損害其身心健康；另一方面部分年長農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地后，進城幫子女看護孩子，“老兩口”或者都進城一人看護孩子一人打工，或者兩地分隔一人進城一人留村，期間對城市生活和工作的不習慣以及看護孩子的勞累，會給農(nóng)戶健康造成一定的不利影響。此外，部分(年長)農(nóng)戶因健康原因而轉(zhuǎn)出農(nóng)地后，雖然勞動強度降低和休閑時間增加有利于健康的改善，但身體機能本身的下降可能導致其健康水平難以顯著提高。

農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的人均收入增加值比農(nóng)田未流轉(zhuǎn)戶高252.82元。可能的解釋是，農(nóng)地轉(zhuǎn)入雖然短期內(nèi)會對農(nóng)田轉(zhuǎn)入規(guī)模較大的經(jīng)營戶產(chǎn)生漏出效應，但是對于大多數(shù)農(nóng)田轉(zhuǎn)入規(guī)模不大的普通小農(nóng)戶來說，經(jīng)營規(guī)模擴大的規(guī)模效應高于漏出效應，農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶收入的正向影響更顯著。與農(nóng)田未流轉(zhuǎn)戶相比，農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的人均消費支出和健康水平增加值變動并不顯著。農(nóng)地轉(zhuǎn)入的增收效應與農(nóng)田轉(zhuǎn)入戶增加生產(chǎn)支出而抑制消費支出的偏好共同作用，可能會導致農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)田轉(zhuǎn)入戶消費支出的影響不顯著。此外，農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶轉(zhuǎn)入土地通常不會對其生存環(huán)境、工作條件、工傷風險造成較大改變，且農(nóng)田轉(zhuǎn)入戶對勞動時間及強度也有更多的自主決策權(quán)，這可能造成農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)田轉(zhuǎn)入戶健康福利的影響不顯著。

表4 雙重差分傾向得分匹配法估計結(jié)果

3 結(jié)論與政策建議

3.1 結(jié)論

本研究采用Logit模型與傾向得分匹配法及雙重差分傾向得分匹配法，利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，比較分析影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策的因素以及農(nóng)田流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利效應，得出以下結(jié)論：第一，農(nóng)戶戶主受教育程度、非農(nóng)收入比重、擁有黨員干部，以及村莊人均存款、城市居民收入水平和第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值對農(nóng)地轉(zhuǎn)出有顯著正向影響，戶主年齡、農(nóng)地價值、農(nóng)機價值及村莊到商業(yè)中心的交通時間對農(nóng)地轉(zhuǎn)出有顯著負向影響；農(nóng)戶戶主年齡和受教育程度、農(nóng)地價值、農(nóng)機價值、農(nóng)業(yè)補貼及金融負債對農(nóng)地轉(zhuǎn)入有顯著正向影響，而農(nóng)戶非農(nóng)收入比重及村莊人均存款對農(nóng)地轉(zhuǎn)入有顯著負向影響。第二，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)田流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利的影響主要體現(xiàn)在經(jīng)濟福利方面，農(nóng)地轉(zhuǎn)出促使農(nóng)地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶人均收入和人均非食品消費分別顯著增加582.97元、139.58元，對其人均收入和人均非食品消費的貢獻率分別為5.14%、7.46%；農(nóng)地轉(zhuǎn)入促使農(nóng)地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶人均收入顯著增加252.82元，對其人均收入的貢獻率為2.36%，農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶人均非食品消費的影響不顯著。第三，農(nóng)地轉(zhuǎn)出導致農(nóng)田轉(zhuǎn)出農(nóng)戶戶主健康評價等級下降0.061 8，對其健康水平的貢獻率為1.12%，而農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)田轉(zhuǎn)入戶戶主健康水平的影響不顯著。

3.2 政策建議

基于以上分析結(jié)果，提高農(nóng)田流轉(zhuǎn)農(nóng)戶福利水平和農(nóng)地配置效率，需要采取以下綜合性、針對性的政策措施：(1)關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)改善農(nóng)戶收入的同時，也應充分重視其對農(nóng)戶健康、消費支出等的影響。一方面，完善新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展環(huán)境，降低農(nóng)戶的農(nóng)田流轉(zhuǎn)成本、生產(chǎn)成本，提高其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益，優(yōu)化新型經(jīng)營主體與本地農(nóng)戶的利益聯(lián)動機制，帶動更多的農(nóng)地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶收入增加；另一方面，在推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)時應加強對農(nóng)地流轉(zhuǎn)戶非經(jīng)濟福利的保障，通過一系列制度安排提高其可持續(xù)生存能力，如通過促進三產(chǎn)融合和扶持農(nóng)民工回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，擴大農(nóng)村當?shù)鼐蜆I(yè)空間，緩解農(nóng)田轉(zhuǎn)出農(nóng)戶外出務工的就業(yè)困難和環(huán)境不適應等問題；增加城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)機會，改善農(nóng)村勞動力工作條件，拓寬外來務工者融入當?shù)厣畹那?，提高農(nóng)田轉(zhuǎn)出農(nóng)戶進城務工時安全生產(chǎn)健康工作的保障水平。(2)厘清農(nóng)地流轉(zhuǎn)一系列影響因素的作用機制，完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)工作的制度設(shè)計，推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)有序開展。第一，完善糧食直補與農(nóng)資綜合直補政策，建立健全地方特色作物種植補貼、技術(shù)推廣補貼、自然災害補貼等專項補貼，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)負擔和風險，提高農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性。第二，增強政府在農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營補貼、農(nóng)機補貼、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務等方面的扶持力度，建立多元化的農(nóng)機惠農(nóng)扶持渠道，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)?；C械化水平。第三，優(yōu)化農(nóng)村金融市場體系，拓寬農(nóng)戶借貸途徑，提高愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的潛在農(nóng)地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶金融信貸的可獲得性。第四，加強農(nóng)戶就業(yè)技能培訓，提高農(nóng)田轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)能力和農(nóng)田轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及經(jīng)營管理水平，保障農(nóng)田轉(zhuǎn)出農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)田轉(zhuǎn)入農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的良性互動。