秦昌勝，武延琴，李芙凝，周 雪，唐 增

（蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 / 蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)科技學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

草地是我國(guó)面積最大的陸地生態(tài)系統(tǒng)，在保障國(guó)家食物安全和生態(tài)安全方面發(fā)揮著重要作用[1-2]。為提高草地生產(chǎn)能力和減少草地退化，我國(guó)先后采取草地承包、草地圍欄、生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)和鼓勵(lì)草地流轉(zhuǎn)等草地管理政策[3]。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程，牧區(qū)勞動(dòng)力逐漸向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，草地流轉(zhuǎn)速度加快，草地流轉(zhuǎn)成為推進(jìn)牧區(qū)規(guī)?；?jīng)營(yíng)和實(shí)現(xiàn)畜牧業(yè)現(xiàn)代化的一種重要制度措施[4]。在草地流轉(zhuǎn)中，部分牧民轉(zhuǎn)出草地，進(jìn)城務(wù)工或轉(zhuǎn)業(yè)，選擇從事非牧或兼牧工作。也有牧民轉(zhuǎn)入草地，增加草地面積和擴(kuò)大養(yǎng)殖規(guī)模，這既可匹配家庭剩余勞動(dòng)力，又能獲得規(guī)模經(jīng)營(yíng)收益，有助于提高牧民收入。因此，草地流轉(zhuǎn)具有協(xié)調(diào)草原生態(tài)保護(hù)和牧區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，通過草地流轉(zhuǎn)優(yōu)化資源配置，對(duì)草原畜牧業(yè)的發(fā)展具有重要意義[5-7]。

已有研究基于草地流轉(zhuǎn)的市場(chǎng)化管理視角，分析牧民草地流轉(zhuǎn)的意愿和影響因素[8-10]。針對(duì)草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入和生計(jì)的影響，部分研究探討了完善草地流轉(zhuǎn)機(jī)制和實(shí)現(xiàn)畜牧業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)的發(fā)展路徑，認(rèn)為以租賃為主的草地流轉(zhuǎn)是市場(chǎng)化配置草地資源的有效方式，對(duì)牧民增收和減緩草地生態(tài)退化有積極作用[11-12]。當(dāng)前，草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入影響的實(shí)證研究仍有爭(zhēng)議。有研究認(rèn)為牧民轉(zhuǎn)入草地，隨著草地規(guī)模的擴(kuò)大能產(chǎn)生規(guī)模效益，具有顯著的增收效應(yīng)[13-14]。也有研究指出草地流轉(zhuǎn)雖有助于草地資源的重新配置，但是草地流轉(zhuǎn)對(duì)生產(chǎn)效率的提升作用有限，草地流轉(zhuǎn)可能會(huì)增加草地生態(tài)壓力和牧民貧富差距[15-16]。

綜上所述，在牧區(qū)草地流轉(zhuǎn)過程中，不同草地流轉(zhuǎn)類型對(duì)牧民收入的增長(zhǎng)效應(yīng)究竟如何？草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民貧富差距的影響是否存在? 這些問題仍然存在。據(jù)此，通過青海和甘肅牧業(yè)縣區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)探究草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入的影響，首先采用多元線性回歸的方法初步分析草地轉(zhuǎn)入和草地轉(zhuǎn)出對(duì)牧民家庭收入的作用，其次借助傾向得分匹配(propensity score matching, PSM)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)研究方法，通過構(gòu)建反事實(shí)研究框架，評(píng)估草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入增長(zhǎng)和貧富差距的影響效應(yīng)。

1 材料與方法

1.1 研究假設(shè)

草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶收入的影響是多方面和多渠道的。對(duì)于轉(zhuǎn)入草地的牧戶而言，一方面由于經(jīng)營(yíng)草地面積擴(kuò)大，通過在牧業(yè)生產(chǎn)中增加生產(chǎn)投入，從而對(duì)草地進(jìn)行規(guī)?；图s化經(jīng)營(yíng)，另一方面，在轉(zhuǎn)入草地后，可以擴(kuò)大牲畜規(guī)模，從而使得家庭富余勞動(dòng)力和生產(chǎn)資源相匹配，有助于降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和交易成本。因此，轉(zhuǎn)入草地可能會(huì)正向影響牧民家庭收入。對(duì)于轉(zhuǎn)出草地的牧戶而言，轉(zhuǎn)出草地可能導(dǎo)致其牧業(yè)收入的降低。因?yàn)槟撩裆?jì)主要依賴于畜牧業(yè)生產(chǎn)，轉(zhuǎn)出草地雖然能夠獲得一定的租金收入，但是牧民通過轉(zhuǎn)出草地獲得的流轉(zhuǎn)費(fèi)用收入，并非高于草地經(jīng)營(yíng)的牧業(yè)收入[16]。另外，當(dāng)牧民轉(zhuǎn)出草地，家庭剩余勞動(dòng)力由于技能缺乏、就業(yè)信息不暢等原因，不一定能夠獲得可觀的非牧收入。

草地流轉(zhuǎn)有利于草地資源配置和增加牧民收入，但也可能加大牧民貧富差距。李先東等[16]通過剖析草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的影響，指出草地流轉(zhuǎn)正向影響牧民收入，但相對(duì)低收入層級(jí)牧民，轉(zhuǎn)入草地對(duì)高收入層級(jí)牧民的牧業(yè)收入作用更大，可能擴(kuò)大牧民貧富差距，而轉(zhuǎn)出草地對(duì)此影響不顯著。從理論上分析，高收入群體與草地規(guī)模較大的群體擁有較多的人力和物力，更有能力轉(zhuǎn)入草地，獲得規(guī)模效益。相反，由于初始資源和家庭人力資本的制約，貧困牧戶往往無力轉(zhuǎn)入草地，也無法在畜牧業(yè)生產(chǎn)中投入更多生產(chǎn)要素，從而導(dǎo)致貧困牧戶在草地租賃市場(chǎng)中處于不利地位，轉(zhuǎn)入草地的收入效應(yīng)在不同家庭之間可能存在差異。因此，草地流轉(zhuǎn)可能增加牧戶收入的不平等。

根據(jù)上述分析，草地流轉(zhuǎn)促使牧戶在草地、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素方面進(jìn)行重新配置，進(jìn)而影響其收入。另外，考慮到牧民之間稟賦差異化程度，轉(zhuǎn)出草地可能不會(huì)顯著影響牧民家庭收入，而轉(zhuǎn)入草地對(duì)收入較低和草地規(guī)模較小的牧戶都不具有優(yōu)勢(shì)，草地流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入和不同草地面積牧戶的收入增長(zhǎng)可能產(chǎn)生不同的影響。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)1、假設(shè)2 和假設(shè)3:

H1：轉(zhuǎn)入草地正向影響牧民家庭收入。

H2：轉(zhuǎn)出草地可能對(duì)牧民家庭收入影響不顯著。

H3：轉(zhuǎn)入草地對(duì)較大規(guī)模和高收入水平牧民的家庭收入影響更大。

1.2 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

數(shù)據(jù)來自蘭州大學(xué)青藏高原牧區(qū)發(fā)展研究課題組于2017 年在甘肅和青海牧業(yè)縣區(qū)的調(diào)研。調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣的方法，首先從青海地區(qū)選取澤庫(kù)、剛察、甘德、達(dá)日、治多和稱多6 個(gè)縣(區(qū))；其次在每個(gè)縣(區(qū))隨機(jī)抽取3 個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)；最后在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2 個(gè)樣本村(行政村)，在每個(gè)樣本村中隨機(jī)抽取6 個(gè)牧戶，共計(jì)18 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、36 個(gè)村、216 戶牧戶。甘肅牧業(yè)縣區(qū)按照同樣方式，選取肅南、肅北、天 祝 和 瑪 曲4 個(gè) 縣(區(qū)) 的12 個(gè) 鄉(xiāng) 鎮(zhèn)、24 個(gè) 村、144 戶牧戶，進(jìn)行入戶問卷調(diào)查。調(diào)研選取的縣區(qū)均為純牧業(yè)縣區(qū)，在牧區(qū)具有一定的代表性，此次調(diào)研共獲得牧戶調(diào)查樣本358 份。在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，共有305 戶有效樣本，問卷有效性為85%。

研究區(qū)域共涉及10 個(gè)縣區(qū)，30 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，60 個(gè)行政村。區(qū)域內(nèi)主要以牧民為主，共有13093 戶常住居民，其中牧戶為12165 戶，占比為92.91%，天然草地面積約2.05 × 105hm2。樣本牧戶的基本特征如表1 所列，受訪者年齡主要分布在40～60 歲，占總體樣本的60.98%；受教育水平普遍偏低，一半以上為文盲，小學(xué)學(xué)歷占比23.93%，初中學(xué)歷占比為10.82%，有4.59% 的受訪者為高中及以上學(xué)歷。參與草地流轉(zhuǎn)的牧戶共178 戶，占比為58.36%，其中，草地轉(zhuǎn)入戶為155 戶，草地轉(zhuǎn)出戶為40 戶，有17 戶牧戶同時(shí)存在草地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出行為。

表1 樣本牧戶基本特征Table 1 Basic characteristics of the sample herdsmen

1.3 模型構(gòu)建與變量說明

1.3.1 多元回歸模型

1.3.2 傾向得分匹配

牧民是否借貸存在自選擇問題，一方面由于牧戶個(gè)體、家庭特征等初始條件并不相同可能會(huì)存在選擇偏差；另一方面參與草地流轉(zhuǎn)牧民的家庭收入數(shù)據(jù)通過觀測(cè)可得，但是參與草地流轉(zhuǎn)的牧民家庭如果不參與草地流轉(zhuǎn)，其收入無法觀測(cè)。若忽略自選擇問題將會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)結(jié)果有偏差。因此，依據(jù)Rosenbaum 和Rubin[17]提出的方法，通過構(gòu)建反事實(shí)框架，將參與草地流轉(zhuǎn)牧戶作為處理組，不參與草地流轉(zhuǎn)牧戶作為控制組，采用傾向得分匹配進(jìn)一步估計(jì)參與草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入的處理效應(yīng)。傾向得分匹配的分析步驟為：第一步，選擇影響牧民草地流轉(zhuǎn)的特征變量作為協(xié)變量，構(gòu)建牧戶草地流轉(zhuǎn)決策方程，采用Logit 模型測(cè)得牧民的傾向得分；第二步，用第一步中選中的協(xié)變量進(jìn)行傾向得分匹配，并通過比較K 近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配結(jié)果的相似程度確定匹配結(jié)果的穩(wěn)健性；第三步，根據(jù)匹配的樣本計(jì)算參與者的平均處理效應(yīng)(average treatment effect on the treated, ATT)，即在沒有參與草地流轉(zhuǎn)的牧戶中尋找到與實(shí)際參與草地流轉(zhuǎn)牧戶相似的對(duì)照組，構(gòu)建一個(gè)近似隨機(jī)化的反事實(shí)數(shù)據(jù)，進(jìn)而比較草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的影響。處理組的ATT 的計(jì)算如下：

1.3.3 變量說明

在評(píng)估草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶家庭收入的作用中，牧民家庭收入變量為家庭人均年收入，牧民家庭收入的計(jì)算主要來源于牧業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性收入、非牧收入和財(cái)產(chǎn)性收入。家庭人均年收入利用2017 年牧戶家庭總收入除以家庭總?cè)丝诘贸?。草地流轉(zhuǎn)作為主要解釋變量，通過詢問牧民草地流轉(zhuǎn)的情況獲得，為了避免草地流轉(zhuǎn)決策與牧民收入可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，選取過去一年是否轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出草地作為關(guān)鍵解釋變量，是則值為1，否則值為0。另外，需要說明的是有部分牧戶在過去一年中既有草地轉(zhuǎn)出又有轉(zhuǎn)入行為，僅占樣本牧戶5.57%，為了避免對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，首要考慮牧戶在過去一年中最先發(fā)生的草地流轉(zhuǎn)行為。

其他控制變量的選取參考關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的研究[18]，選取戶主年齡、性別和受教育年限作為反映牧戶個(gè)體特征的變量；通過非牧就業(yè)占比、經(jīng)營(yíng)草地面積、生產(chǎn)投入和信息網(wǎng)絡(luò)作為反映牧戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征的變量。其中，參與非牧工作超過6 個(gè)月的勞動(dòng)力界定為非牧就業(yè)，信息網(wǎng)絡(luò)通過家中是否有寬帶網(wǎng)絡(luò)來衡量。各變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)如表2 所列。

表2 變量定義及說明Table 2 Definition and description of variables

2 結(jié)果分析

2.1 草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入的影響

運(yùn)用Stata15.0 軟件，通過多元回歸模型估計(jì)草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的影響，結(jié)果如表3 所列。在多元回歸中，首先計(jì)算方差膨脹影響因子(variance inflation factor，VIF)，最 終 得 到 最 大 的VIF 為1.19，遠(yuǎn)小于10，表明變量間不存在多重共線性問題[19]。模型的擬合優(yōu)度為0.357，在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。

表3 草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的回歸結(jié)果Table 3 Regression analysis of the effects of grassland circulation on the family income of herdsmen

草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的影響主要體現(xiàn)在草地轉(zhuǎn)入和草地轉(zhuǎn)出兩方面，草地轉(zhuǎn)入對(duì)牧民家庭收入在5% 的水平上具有顯著正向的影響(P< 0.05)，意味著轉(zhuǎn)入草地牧戶的家庭人均年收入高于未轉(zhuǎn)入草地的牧戶。從理論上分析，牧民通過轉(zhuǎn)入草地進(jìn)而擴(kuò)大養(yǎng)殖規(guī)模，能夠使勞動(dòng)力匹配牧業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)一步增加生產(chǎn)投入，產(chǎn)生規(guī)模效益。草地轉(zhuǎn)出對(duì)牧民家庭收入影響不顯著，可能的解釋是：一方面牧民轉(zhuǎn)出草地獲得的租金無法彌補(bǔ)草地轉(zhuǎn)出帶來養(yǎng)殖牲畜數(shù)量減少的損失；另一方面草地轉(zhuǎn)出雖然釋放了勞動(dòng)力，但由于牧區(qū)就業(yè)渠道有限，空閑勞動(dòng)力不一定能充分就業(yè)，反而不利于家庭收入的增加。將多元回歸作為基準(zhǔn)回歸初步分析了草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的影響，考慮到牧民草地流轉(zhuǎn)的自選擇問題，進(jìn)一步采用傾向得分匹配法估計(jì)草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的處理效應(yīng)，以及分析草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入影響的組群差異。

2.2 草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入的處理效應(yīng)

2.2.1 牧戶草地流轉(zhuǎn)決策方程的估計(jì)結(jié)果

為了匹配草地流轉(zhuǎn)戶和非草地流轉(zhuǎn)戶，本研究采用 Logit 模型估計(jì)牧戶參與草地流轉(zhuǎn)的概率，估計(jì)結(jié)果如表4 所列。由表4 可知，戶主年齡對(duì)是否轉(zhuǎn)入草地具有負(fù)向影響 (P< 0.05)，對(duì)是否轉(zhuǎn)出影響不顯著，即戶主年齡相對(duì)年輕的家庭，會(huì)傾向轉(zhuǎn)入草地。教育水平顯著(P< 0.05)正向影響牧戶草地轉(zhuǎn)出，對(duì)草地轉(zhuǎn)入影響不顯著。教育程度較高的牧戶傾向于轉(zhuǎn)出草地，這可能是因?yàn)槭芙逃潭仍礁叩哪翍舾锌赡軓氖路悄凉ぷ?，無法兼顧經(jīng)營(yíng)草地畜牧業(yè)，所以進(jìn)行草地轉(zhuǎn)出。非牧就業(yè)比顯著 (P<0.1)負(fù)向影響牧戶草地轉(zhuǎn)入，非牧就業(yè)比高的家庭不會(huì)傾向于轉(zhuǎn)入草地。家庭經(jīng)營(yíng)草地面積正向影響(P< 0.05)牧戶草地轉(zhuǎn)入，意味著牧戶家庭經(jīng)營(yíng)草地面積多的家庭傾向于租入草地?？梢姡瑓⑴c草地流轉(zhuǎn)的牧戶往往是經(jīng)營(yíng)草地面積較多的家庭，而對(duì)于經(jīng)營(yíng)草地面積較少的家庭卻較少參與草地流轉(zhuǎn)，這可能是由于他們受到資金約束而無力轉(zhuǎn)入草地。生產(chǎn)投入顯著負(fù)向影響(P< 0.05)牧戶草地轉(zhuǎn)出，顯然牧戶在畜牧業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中投入越多，說明其養(yǎng)殖規(guī)模越大，更需要草地資源，因而不愿意轉(zhuǎn)出草地。根據(jù) Logit 模型的估計(jì)結(jié)果可以得出每一個(gè)被調(diào)查牧戶不參與草地流轉(zhuǎn)、轉(zhuǎn)入草地和轉(zhuǎn)出草地的概率，即為傾向值。

表4 基于Logit 模型的牧戶草地流轉(zhuǎn)決策方程估計(jì)結(jié)果Table 4 Decision-making equation estimates for the effects of grassland circulation used by herdsmen

2.2.2 匹配效果檢驗(yàn)

在回歸分析中，草地轉(zhuǎn)入變量對(duì)牧民家庭收入具有顯著的積極作用，草地轉(zhuǎn)出對(duì)牧民家庭收入影響不顯著，因此重點(diǎn)關(guān)注草地轉(zhuǎn)入對(duì)牧民家庭收入的處理效應(yīng)，以下展示了草地轉(zhuǎn)入作為關(guān)鍵解釋變量?jī)A向得分匹配的檢驗(yàn)過程。

為確保傾向得分匹配結(jié)果的可靠性，借鑒Caliendo 和Kopeinig 的方法[20]，從標(biāo)準(zhǔn)化偏差、偽R2和LR統(tǒng)計(jì)量3 個(gè)方面進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。經(jīng)過匹配后，對(duì)照組和處理組在協(xié)變量方面不存在顯著的系統(tǒng)性差異。由平衡性檢驗(yàn)結(jié)果(表5)可知，匹配前，樣本標(biāo)準(zhǔn)化偏差為10.2%，在樣本匹配后，大部分的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都有所降低，標(biāo)準(zhǔn)化偏差全部小于10%，匹配后的偽R2、LR統(tǒng)計(jì)量均有所下降。由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，運(yùn)用傾向得分匹配法可有效減少對(duì)照組和處理組之間解釋變量分布的差異，以及消除樣本自選擇導(dǎo)致的估計(jì)偏差。

表5 傾向得分匹配前后解釋變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Balance test analysis of explanatory variables before and after propensity score matching

2.2.3 是否參與草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民收入的影響

分別利用3 種匹配方法得到對(duì)照組和控制組的家庭人均年收入及其相減所得的ATT 值(表6)，結(jié)果表明，運(yùn)用各種匹配方法所得到的結(jié)果相似，且ATT 值都在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，反映出估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)定。通過3 種匹配方法測(cè)算結(jié)果的平均值得出，牧戶如果沒有進(jìn)行草地轉(zhuǎn)入，其家庭人均年收入為13913 元，但由于草地轉(zhuǎn)入后，其家庭人均年收入增加到20489 元，增收6576 元，草地轉(zhuǎn)入的牧戶家庭人均年收入增加47.25%。實(shí)證分析結(jié)果顯示，進(jìn)行草地轉(zhuǎn)入對(duì)于牧民家庭人均年收入具有促進(jìn)作用。在進(jìn)行傾向得分匹配后，草地轉(zhuǎn)出對(duì)牧民家庭人均年收入的影響依然不顯著。

表6 草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入的處理效應(yīng)Table 6 Treatment effect of grassland circulation on the family income of herdsmen

2.2.4 組群差異分析

前文通過處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)分析了草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭人均年收入的影響凈效應(yīng)，但是ATT 僅能反映參與草地流轉(zhuǎn)牧戶家庭人均年收入變化的平均值，無法體現(xiàn)樣本牧戶中不同收入水平和草地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的牧戶參與草地流轉(zhuǎn)的結(jié)構(gòu)性差異，即組群差異。一般而言，富裕牧戶擁有較多資源，更可能增加生產(chǎn)要素投入。因此，草地轉(zhuǎn)入對(duì)高收入水平牧戶的增收作用更大。另外，較小規(guī)模的草地轉(zhuǎn)入未能達(dá)到最優(yōu)草地經(jīng)營(yíng)規(guī)模，對(duì)牧民收入影響并不顯著，而經(jīng)營(yíng)草地規(guī)模較大的牧戶更有可能產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)[21-22]。因而，有必要以牧民家庭人均年收入和經(jīng)營(yíng)草地面積為分組依據(jù)，分析草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭人均年收入影響效應(yīng)的組群差異，評(píng)估不同草地規(guī)模和收入水平下草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭人均年收入的影響。

由于樣本容量有限，為保證匹配效果，研究將所有樣本根據(jù)經(jīng)營(yíng)草地面積和家庭人均年收入分別劃分為2 個(gè)樣本組別，檢驗(yàn)草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭人均年收入影響效應(yīng)的組群差異。經(jīng)營(yíng)草地面積劃分為較大規(guī)模和較小規(guī)模兩組，其中，經(jīng)營(yíng)草地面積大于33.33 hm2的為較大規(guī)模組，經(jīng)營(yíng)草地面積小于等于33.33 hm2的為較小規(guī)模組。在收入水平分組中，將家庭人均年收入6000 元以上的分為較高收入組，家庭人均年收入小于等于6000 元的為較低收入組。由于在前文分析中，草地轉(zhuǎn)出對(duì)牧民家庭人均年收入的影響并不顯著，因此主要分析草地轉(zhuǎn)入對(duì)牧民家庭人均年收入的影響?；贙 近鄰匹配方法的草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶家庭人均年收入影響效應(yīng)的組群差異比較結(jié)果，如表7 所列。進(jìn)行草地轉(zhuǎn)入后，經(jīng)營(yíng)草地面積較大牧戶的家庭人均年收入增加9168 元，而經(jīng)營(yíng)草地面積較小的牧戶僅增加5989 元。在收入水平方面，較高收入組草地轉(zhuǎn)入增收顯著，家庭人均年收入增加5086 元，而較低收入組草地轉(zhuǎn)入對(duì)牧民家庭人均年收入的處理效應(yīng)不顯著。以上PSM 分組比較的結(jié)果表明，草地轉(zhuǎn)入對(duì)牧民具有顯著的增收效應(yīng)，但是牧民群體內(nèi)部存在差異。轉(zhuǎn)入草地對(duì)經(jīng)營(yíng)草地面積較大的牧戶比草地面積較小牧戶的增收作用更大，收入水平較高的牧戶轉(zhuǎn)入草地更可能增加收入。因而，草地轉(zhuǎn)入可能會(huì)擴(kuò)大牧民收入差距。

表7 草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶家庭收入影響效應(yīng)的組群差異Table 7 Group differences of influence effects of grassland circulation on the household income of herdsmen

3 討論與結(jié)論

草地是牧民賴以生存的資源，兼具生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)效益。自20 世紀(jì)80 年代以來，我國(guó)草地退化嚴(yán)重，對(duì)牧區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)和生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生影響[1]。各級(jí)政府出臺(tái)相關(guān)政策，鼓勵(lì)和規(guī)范草地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)，擴(kuò)大草地經(jīng)營(yíng)規(guī)模，解決牧民因草地規(guī)模較小帶來的超載過牧問題。然而，由于草地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)和機(jī)制不完善，草地流轉(zhuǎn)給生產(chǎn)效率帶來的正面影響有限，在一定程度上增加了牧民貧富差距，反而不利于草地生態(tài)保護(hù)[14]。本研究基于青海和甘肅兩省牧區(qū)入戶調(diào)研數(shù)據(jù)，以牧民是否參與草地流轉(zhuǎn)為關(guān)注點(diǎn)，通過多元回歸模型和傾向得分匹配的方法分析了牧民草地流轉(zhuǎn)對(duì)其家庭收入的影響，進(jìn)一步探討了不同草地規(guī)模和收入水平下草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民家庭收入影響效應(yīng)的組群差異。研究結(jié)果表明：1)草地轉(zhuǎn)入有助于提高牧民家庭收入，草地轉(zhuǎn)出對(duì)牧民家庭收入影響不顯著；2) PSM 估計(jì)結(jié)果顯示，草地轉(zhuǎn)入對(duì)牧民家庭人均年收入的平均處理效應(yīng)為6576 元，進(jìn)行草地轉(zhuǎn)入會(huì)促使牧民家庭人均年收入提高47.25%，草地轉(zhuǎn)出對(duì)牧民家庭人均年收入的處理效應(yīng)不顯著；3)組群差異分析發(fā)現(xiàn)，草地轉(zhuǎn)入對(duì)較大規(guī)模和高收入水平牧民家庭收入的影響更大，可能增加牧民之間的收入差距。

在草地家庭承包責(zé)任制度背景下，草地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)促進(jìn)了草地集中，提高了草地資源的配置效率，有助于增加牧民收入。但是，高收入牧戶擁有更高的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力和資源稟賦，加大了草地資源配置的不平等，低收入和草地面積較小的牧戶無法從草地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)中獲得更多經(jīng)濟(jì)效益，從而加劇了牧戶之間的貧富差距。據(jù)此，應(yīng)當(dāng)消除各種非市場(chǎng)因素限制，發(fā)揮草地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)機(jī)制以及法律保障制度在草地資源配置中的主導(dǎo)作用，推動(dòng)草地流轉(zhuǎn)方式更加市場(chǎng)化和規(guī)范化，進(jìn)一步促進(jìn)草地流轉(zhuǎn)，有效合理配置草地資源，產(chǎn)生規(guī)模效益，增加牧民收入。同時(shí)，完善草地流轉(zhuǎn)中租金和期限的確定機(jī)制，減少交易成本，提高收入分配的均衡性，保護(hù)低收入牧戶在草地流轉(zhuǎn)中的利益，積極引導(dǎo)牧民根據(jù)自身生產(chǎn)和收入情況合理流轉(zhuǎn)草地。兼顧較小規(guī)模和較低收入水平牧戶的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，對(duì)參與草地轉(zhuǎn)入的低收入和小規(guī)模牧戶提供相應(yīng)的草地流轉(zhuǎn)政策扶持，從而提高草地流轉(zhuǎn)效率，推進(jìn)牧區(qū)畜牧業(yè)可持續(xù)發(fā)展。