周瑞 彭開麗

摘要：基于585戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用最小二乘回歸（Ordinary Least Square，OLS）和傾向得分匹配模型（Propensity Score Matching，PSM）進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)檢驗。認(rèn)為影響不同兼業(yè)水平農(nóng)戶收入的變量各不相同，影響農(nóng)戶收入的變量和影響程度會隨著農(nóng)戶兼業(yè)水平的變化而不斷改變。參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)對純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶家庭年收入增長具有顯著的積極影響，但會隨著農(nóng)戶兼業(yè)水平的提高，效用不斷減弱。農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶的家庭年收入分別增加1.5430倍、1.4505倍和1.0664倍。隨著農(nóng)戶兼業(yè)水平的提高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的增收效應(yīng)逐漸減弱。為此，政府應(yīng)充分尊重農(nóng)民在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的主體地位，出臺差別化的政策鼓勵支持農(nóng)民參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)地流轉(zhuǎn);兼業(yè)農(nóng)戶;農(nóng)戶收入;OLS回歸;PSM模型

中圖分類號：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1001-9138-（2021）04-0019-26 收稿日期：2021-03-02

作者簡介：周瑞，重慶大學(xué)管理科學(xué)與房地產(chǎn)學(xué)院，碩士研究生。

彭開麗，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，副教授，博士。

基金項目：國家自然科學(xué)基金項目“產(chǎn)權(quán)制度激勵下農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策行為的形成機(jī)理、福利效應(yīng)與政策供給”（71973050）。

1 引言

改革開放以來，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大，大量農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移，從農(nóng)業(yè)勞動轉(zhuǎn)移到非農(nóng)工作中來，農(nóng)戶兼業(yè)問題凸顯。隨著勞動力要素在城鄉(xiāng)間流動性進(jìn)一步增強(qiáng)，大量青壯年勞動力由于更容易找到合適的工作崗位而大量向城市轉(zhuǎn)移。與此同時，我國人多地少造成的家庭經(jīng)營規(guī)模偏小、勞動力剩余以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身時令性、季節(jié)性的特點(diǎn)都在一定程度上助推了農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象，農(nóng)戶兼業(yè)化程度不斷提高，農(nóng)戶兼業(yè)成為我國轉(zhuǎn)型期的重要經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。由于農(nóng)村青壯年勞動力的大量流失，農(nóng)業(yè)經(jīng)營困難，農(nóng)村土地拋荒、撂荒問題嚴(yán)重。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營、提高土地利用效率、增加農(nóng)民收入的重要手段。在政府政策的推動下，我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)不斷加快。2013-2015年29省份的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)（何欣等，2016）表明，參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶比例在2013-2015年兩年間增加7.3%，從原來的24.1%增加到31.4%。

對于農(nóng)戶來說，是否能夠在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中真正受益呢？學(xué)界通常認(rèn)為，農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為配置土地資源的一種重要方式，對促進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、提高農(nóng)民收入具有重要意義，農(nóng)地流轉(zhuǎn)有利于無地少地的貧窮農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地和擺脫貧困，增加窮人公平獲益的機(jī)會。王倩等發(fā)現(xiàn)有效的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場有增加農(nóng)民收入的作用，錢忠好等研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能促進(jìn)轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶家庭總收入增加，相比較而言，農(nóng)地流轉(zhuǎn)更有利于促進(jìn)轉(zhuǎn)出戶家庭總收入增加。也有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入戶有正向作用，而對轉(zhuǎn)出戶收入影響并不顯著，這可能是因為轉(zhuǎn)出戶的勞動力已經(jīng)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)上來或因農(nóng)業(yè)勞動力勞動能力下降所致，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力釋放不顯著，導(dǎo)致對其收入影響效應(yīng)有限。蔡潔等對六盤山集中連片特困區(qū)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶家庭的增收和收入差距的縮小并未產(chǎn)生顯著作用，農(nóng)地轉(zhuǎn)出和兼業(yè)程度的提高有助于增加農(nóng)戶家庭純收入、縮小農(nóng)戶之間收入差距。彭代彥等則認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)雖然減少了農(nóng)地細(xì)碎化程度，但農(nóng)民收入水平并不一定會相應(yīng)增加。不少學(xué)者也從農(nóng)地流轉(zhuǎn)的主導(dǎo)主體分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入的關(guān)系，薛鳳蕊等對自發(fā)進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶進(jìn)行分析顯示參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭收入明顯增加;諸培新等則對比分析政府主導(dǎo)型和農(nóng)戶自發(fā)進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入影響差異，結(jié)果顯示自發(fā)流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭收入增加值相對于政府主導(dǎo)流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭收入增加值更高。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出戶視角和主導(dǎo)主體類型的視角分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入的關(guān)系，未有從兼業(yè)水平視角對農(nóng)戶類型加以區(qū)分來研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對其收入水平的影響。然而，實際中隨著農(nóng)戶兼業(yè)化程度的不斷加深，農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)已產(chǎn)生明顯差異，再將不同兼業(yè)水平的農(nóng)戶一概視之既不符合當(dāng)前農(nóng)村的基本實情，又易導(dǎo)致研究偏差?；诖耍疚母鶕?jù)兼業(yè)水平不同，將農(nóng)戶類型細(xì)分為純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶和純非農(nóng)戶，研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶的收入影響。按農(nóng)民總收入分組，純農(nóng)戶農(nóng)業(yè)總收入占家庭總收入的95%以上，農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶農(nóng)業(yè)總收入占家庭總收入的50%～95%，非農(nóng)兼業(yè)戶農(nóng)業(yè)總收入占家庭總收入的5%～50%，純非農(nóng)戶農(nóng)業(yè)總收入占家庭總收入的5%以下。

不同兼業(yè)水平農(nóng)戶根據(jù)其自身稟賦條件選擇不同的生產(chǎn)經(jīng)營方式并做出不同的就業(yè)選擇，導(dǎo)致農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為的差異，進(jìn)而帶來農(nóng)戶收入的變化。本文針對不同兼業(yè)類型農(nóng)戶分別分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的收入影響，厘清農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入的邏輯關(guān)系，分析判斷農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響，根據(jù)其特征提出差別化政策支持的現(xiàn)實建議，對于拓寬不同類型農(nóng)戶增收渠道，激勵農(nóng)戶根據(jù)自身資源稟賦與農(nóng)地流轉(zhuǎn)增收的有效匹配做出帕累托改進(jìn)的決策具有指導(dǎo)意義。

2 研究設(shè)計

2.1 研究區(qū)域及數(shù)據(jù)來源

湖北省位于我國中部，長江中游（108°21′～116°7′E，29°05′～33°20′N），境內(nèi)各種地貌類型兼?zhèn)?。湖北省具有豐富的水資源，是我國重要的糧棉油生產(chǎn)基地。2017年，全省耕地面積523.59萬公頃，占全國耕地總面積的3.88%。2017年，全省總?cè)丝?902萬人，其中，城鎮(zhèn)人口3099.89萬人，鄉(xiāng)村人口2687.23萬人，城鄉(xiāng)人口比例約為1.15∶1。全省經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出第一產(chǎn)業(yè)綜合生產(chǎn)能力不斷提高，第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷完善，第三產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展的良好經(jīng)濟(jì)態(tài)勢。

本文數(shù)據(jù)來源于2018年10月份開展的農(nóng)戶入戶調(diào)查。湖北省于2018年8月出臺農(nóng)地“三權(quán)分置”試點(diǎn)工作方案，為消除“三權(quán)分置”試點(diǎn)工作對農(nóng)地流轉(zhuǎn)可能產(chǎn)生的影響，本次調(diào)研選擇進(jìn)行“三權(quán)分置”試點(diǎn)的武漢市黃陂區(qū)、洪湖市、仙桃市三區(qū)縣和未進(jìn)行農(nóng)村宅基地“三權(quán)分置”試點(diǎn)的鄂州市梁子湖區(qū)、潛江市、天門市、英山市、云夢縣五區(qū)縣進(jìn)行調(diào)研，在樣本區(qū)縣隨機(jī)抽取1～2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)分別抽取3～5個樣本村，每個樣本村隨機(jī)抽取20～25個農(nóng)戶進(jìn)行一對一調(diào)研，共抽取9縣11鎮(zhèn)31村進(jìn)行調(diào)研。發(fā)放調(diào)研問卷675份，回收672份，剔除作答不完整或邏輯矛盾等問卷后，最后共獲得有效問卷585份，問卷有效率達(dá)87.05%。

2.2 描述性統(tǒng)計

2.2.1 總體樣本構(gòu)成及特征

總體樣本中參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)共326戶，占比55.73%，未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)259戶，占比44.27%，農(nóng)地流轉(zhuǎn)率超過半數(shù)。從年齡分布情況看，戶主年齡處于56～65歲年齡段的人數(shù)最多，所占比例為34.19%，這個年齡段的農(nóng)民是從事農(nóng)業(yè)勞動的主要勞動力，符合如今農(nóng)村的基本情況。在戶主的受教育程度上，處于小學(xué)和初中教育水平的農(nóng)民相對較多，占比分別為49.23%和38.46%，所占比例之和超過總樣本的80%，戶主的受教育程度普遍偏低，主要是戶主所處的客觀時代背景與教育條件所致。調(diào)研樣本中村干部比例較低，僅占總樣本的5.64%。接受農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)的樣本相對較少，占總樣本的16.41%。在受訪農(nóng)戶的家庭規(guī)模方面，家庭人口為3～4人的占29.40%，家庭人口為5～6人的占42.39%。在家庭資本擁有量（農(nóng)機(jī)價值+生活資料價值）方面，Ln （1+家庭固定資產(chǎn)現(xiàn)值）主要集中在9～10之間，比例達(dá)64.10%。在農(nóng)戶類型方面，總體樣本中純農(nóng)戶97戶，占比16.58%，農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶77戶，占比13.16%，非農(nóng)兼業(yè)戶198戶，占比33.85%，純非農(nóng)戶213戶，占比36.41%，農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶比例最低，僅為13.16%，純非農(nóng)戶與非農(nóng)兼業(yè)戶比例相似，均達(dá)到30%以上，如表1所示。

3 研究方法與變量選擇

3.1 研究方法

3.1.1 回歸模型構(gòu)建

理論上講，農(nóng)戶家庭收入除受農(nóng)地是否流轉(zhuǎn)影響外，還受諸多其他因素的影響。因此，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)對不同兼業(yè)水平農(nóng)戶收入影響的計量經(jīng)濟(jì)模型設(shè)定如下：

lnYi = α0 + αTD TDi + Σn βn Xin + Σj γj Dij + Σm μm Pim + εi

（1）

（1）式中，Yi 為農(nóng)戶i的家庭年總收入，TD為處理變量——是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)，參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)TD=1，未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)TD=0。Xn為人力特征變量，Dj為家庭特征變量，Pm為政策特征變量，具體含義見表5。α0，αTD，βn，γj，μm為待估系數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項。對（1）式估計方法的選擇取決于因變量的性質(zhì)，農(nóng)民收入為本研究的因變量，以受訪農(nóng)民的家庭年總收入進(jìn)行度量，為消除異方差，取其自然對數(shù)。由于家庭年收入的自然對數(shù)是連續(xù)變量，在進(jìn)行估計時可以采取OLS估計。

3.1.2 PSM模型

由于農(nóng)戶家庭在決定是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)時具有自選擇特征，本文選用了政策評價方法估計農(nóng)地流轉(zhuǎn)的收入影響。該方法的基本思路是假設(shè)個體i屬于處理組，找到屬于控制組的個體j，使得個體i和j的可測變量取值盡可能匹配，即Xi≈Xj，此時個體i和個體j具有可比性，因此（Yi-Yj）可作為對個體i處理效應(yīng)的衡量。在進(jìn)行模型計量前，首先要對個體處理效應(yīng)穩(wěn)定假設(shè)進(jìn)行說明：在現(xiàn)實中，農(nóng)戶是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)是自愿行為，每個農(nóng)戶都會根據(jù)目前自身的實際情況和對未來的預(yù)期來決定是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

首先設(shè)置一個虛擬變量TDi，用以表示第i個農(nóng)戶是否參與了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，如果發(fā)生了農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，則TDi=1，表示處理組，否則為對照組，TDi=0。lnYi表示農(nóng)戶i家庭年收入的自然對數(shù)值。lnY1i表示參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶家庭年收入的自然對數(shù)值，lnY0i表示未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶家庭年收入的自然對數(shù)值。由于農(nóng)戶只能處于參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)和未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的一種狀態(tài)，因此在調(diào)研過程中無法同時獲得農(nóng)戶i的lnY1i和lnY0i，因此將農(nóng)戶的lnYi定義為：

lnYi = （1-TDi）×lnY0i + TDi×lnY1i = lnY0i +（lnY1i - lnY0i）×TDi? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

其中，Yi為農(nóng)戶i的家庭年總收入，（lnY1i-lnY0i）為農(nóng)戶i參加農(nóng)地流轉(zhuǎn)的處理效應(yīng)。采用PSM模型分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的影響，實質(zhì)是均衡除處理變量外的其他變量的分布并將其共同作用的結(jié)果表現(xiàn)出來，把多個維度的信息濃縮成一個維度，達(dá)到降維的目的進(jìn)而凸顯出農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入的貢獻(xiàn)。

3.2 變量

本文變量主要包括因變量，處理變量和控制變量。參考以往的研究成果，本文選擇農(nóng)戶家庭年總收入作為因變量，農(nóng)戶家庭年總收入主要包括土地報酬及非農(nóng)收入兩部分;處理變量是農(nóng)戶是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn);控制變量主要包括人力資本變量、家庭特征變量和政策特征變量，如表2所示。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 OLS估計結(jié)果

本文使用stata14.0對通過相關(guān)性檢驗的變量進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)檢驗，未通過相關(guān)性檢驗及內(nèi)生性檢驗的變量未進(jìn)行線性回歸檢驗，如表3所示。對結(jié)果進(jìn)行簡單分析可見，農(nóng)地流轉(zhuǎn)與全部樣本、純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶關(guān)系顯著且系數(shù)均為正，證明農(nóng)地流轉(zhuǎn)對全部樣本和這三種類型的農(nóng)戶而言都有積極的收入促進(jìn)效應(yīng)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)與純非農(nóng)戶相關(guān)關(guān)系不顯著，說明對純非農(nóng)戶而言，農(nóng)地是否發(fā)生流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭總收入無關(guān)。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)與全部樣本、純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶和非農(nóng)兼業(yè)戶農(nóng)戶家庭收入自然對數(shù)值關(guān)系顯著且系數(shù)值為正，與純非農(nóng)戶家庭收入不顯著，這主要因為純非農(nóng)戶的家庭收入主要由工資性收入產(chǎn)生，純非農(nóng)戶的家庭勞動力基本已經(jīng)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)工作中來，農(nóng)地是否流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的家庭收入影響很小，甚至可以說是微不足道的。戶主年齡與四種兼業(yè)類型農(nóng)戶家庭總收入關(guān)系顯著且為負(fù)，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)戶主隨著年齡的增長，其工作經(jīng)驗逐漸增多，這有利于收入的增加;但當(dāng)人的年齡到達(dá)一定值后，人的體能等將隨著年齡的增加而下降，這又不利于收入的增加，樣本分析農(nóng)戶戶主年齡大多集中在46歲以上，這時戶主可能會隨著年齡的不斷增加而呈現(xiàn)衰減態(tài)勢，對家庭總收入產(chǎn)生負(fù)向作用;戶主受教育水平對非農(nóng)兼業(yè)戶和純非農(nóng)戶家庭收入具有積極的影響，戶主溝通能力也能顯著促進(jìn)純非農(nóng)戶家庭收入的增加，戶主受教育水平越高，溝通能力越強(qiáng)，就業(yè)選擇能力就越強(qiáng)，農(nóng)戶的工資性收入也就越高。農(nóng)戶戶主是否為村干部與純農(nóng)戶家庭純收入關(guān)系顯著且為正，因為相對于一般農(nóng)戶而言，戶主是村干部的農(nóng)戶，往往擁有較多的人力資本和社會資本，對農(nóng)戶家庭收入具有促進(jìn)作用。

農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)次數(shù)與純農(nóng)戶家庭總收入關(guān)系顯著且系數(shù)為正，說明農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)對農(nóng)業(yè)經(jīng)營和農(nóng)戶經(jīng)營性收入具有重要意義，接受過農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營能力較高，在農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)戶尤其是以農(nóng)業(yè)為主的純農(nóng)戶而言具有非凡的意義。對四種類型農(nóng)戶而言家庭資本擁有量與家庭總收入關(guān)系均顯著且為正這說明隨著家庭戶籍人口的增加會對家庭總收入產(chǎn)生積極的影響，且研究表明，物質(zhì)資本對家庭收入具有促進(jìn)作用，農(nóng)戶固定資產(chǎn)現(xiàn)值對農(nóng)戶家庭收入具有積極的正向作用。家庭人口與家庭勞動力人數(shù)僅對純非農(nóng)戶的家庭總收入具有積極影響，這可能是因為純非農(nóng)戶更能充分運(yùn)用家庭勞動力，而其他三種類型農(nóng)戶并不能實現(xiàn)家庭勞動力的充分利用，因此家庭人口與家庭勞動力人數(shù)的增加對純非農(nóng)戶的家庭總收入具有更加明顯的正向作用。土地承包經(jīng)營權(quán)證書的重視程度對不同類型農(nóng)戶家庭收入具有積極影響，研究發(fā)現(xiàn)加快土地確權(quán)登記有利于提高單位流轉(zhuǎn)耕地經(jīng)濟(jì)效益。隨著土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)帶來的產(chǎn)權(quán)明晰，使農(nóng)民和其他農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體土地流轉(zhuǎn)愿意增強(qiáng)，新的土地流轉(zhuǎn)對象出現(xiàn)，使得農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)收益得到提高。

4.2 PSM估計結(jié)果

本文使用政策評價中常用的平均處理效應(yīng)（ATE）和受處理的平均處理效應(yīng)（ATT）的方法實證分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入的關(guān)系。對總樣本、純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶分別采取一對一匹配、卡尺匹配、核匹配三種匹配方法進(jìn)行PSM分析，如表4所示。結(jié)果表明，三種匹配方法得出的結(jié)果非常相近，因此本研究的分析所得結(jié)果有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，此處僅對一對一匹配進(jìn)行了匹配質(zhì)量檢驗，如表5所示。參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶損失了四個樣本，未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶損失了三個樣本。與所使用了樣本總量相比，只損失了少量樣本確保了處理組和對照組個體特征的相似性。

首先對ATT估計結(jié)果進(jìn)行分析?？傮w樣本的ATT結(jié)果顯示，農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致總體樣本農(nóng)戶家庭年收入增加e 0.2069倍，約1.2299倍;純農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶家庭年收入增加e 0.4337倍，約1.5430倍;農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶家庭年收入增加e 0.3719倍，約1.4505倍;非農(nóng)兼業(yè)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶家庭年收入增加e 0.0643倍，約1.0664倍。ATT估計效果說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠使農(nóng)戶家庭年收入水平顯著提高，且對不同兼業(yè)水平而言提高效果有差異。隨著農(nóng)戶兼業(yè)化水平的提高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的農(nóng)戶收入增加效應(yīng)逐漸下降，與非農(nóng)戶的收入已不具有顯著的相關(guān)性。進(jìn)而對ATE結(jié)果進(jìn)行分析?？傮w樣本的ATE結(jié)果顯示，農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶家庭年收入增加e 0.2136倍，約1.2381倍;純農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶家庭年收入增加e 0.3625倍，約1.4369倍;農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶家庭年收入增加0.3282倍，約1.3885倍;非農(nóng)兼業(yè)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶家庭年收入增加e 0.1128倍，約1.1194倍。

5 結(jié)論和政策啟示

5.1 結(jié)論

本文通過對湖北省的農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況和農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)后的收入情況的調(diào)查，獲得一手資料，以此為基礎(chǔ)運(yùn)用OLS模型和PSM模型探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)與不同兼業(yè)水平農(nóng)戶收入之間的關(guān)系，并詳細(xì)分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)背景下不同因素對農(nóng)戶收入的影響。結(jié)果表明：第一，不同兼業(yè)程度農(nóng)戶收入的影響因素各不相同且符合其客觀生產(chǎn)規(guī)律。第二，隨著兼業(yè)水平的提高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的增收效應(yīng)逐漸減弱。通過對全體樣本進(jìn)行分析可知，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入具有積極的正向作用，對總體樣本而言農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致農(nóng)戶收入增加約1.1260倍。對純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶而言，農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭年收入的對數(shù)值都具有顯著關(guān)系且系數(shù)均為正。對PSM結(jié)果進(jìn)行分析可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)引致純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶農(nóng)戶家庭年收入增加分別為1.5430倍、1.4505倍和1.0664倍，隨著農(nóng)戶兼業(yè)水平的不斷提高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來增收效應(yīng)逐漸減弱。農(nóng)戶的工資性收入占比越低，對土地依賴性越強(qiáng)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的增收效應(yīng)就越明顯。

5.2 政策啟示

（1）完善落實所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)的法律法規(guī)和政策體系。繼續(xù)深入推進(jìn)“三權(quán)分置”政策，完善落實農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書的發(fā)放，對減少進(jìn)城務(wù)工農(nóng)戶的后顧之憂，提高土地的配置效率，減少撂荒，助推農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移具有積極的意義。

（2）落實更加積極的就業(yè)政策。加強(qiáng)就業(yè)培訓(xùn)與就業(yè)支持，促進(jìn)農(nóng)村勞動力多渠道就業(yè)，幫助農(nóng)民增收。分析調(diào)研數(shù)據(jù)可知，純非農(nóng)戶戶均年收入大于兼業(yè)戶大于純非農(nóng)戶，引導(dǎo)富余農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，有利于提升農(nóng)戶收入，幫助農(nóng)戶家庭達(dá)到勞動力最優(yōu)配置。同時，吸引農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，對促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營具有積極的影響。在農(nóng)村地區(qū)繼續(xù)開展農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)，研究結(jié)果顯示參與農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)對純農(nóng)戶收入增長具有積極的影響，繼續(xù)深入推進(jìn)農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)有助于提高農(nóng)戶收入，幫助農(nóng)戶更加高效的參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

（3）政府有關(guān)部門應(yīng)充分尊重農(nóng)民在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的主體地位。將農(nóng)民主體理念灌輸給農(nóng)民自身，使其在主觀上認(rèn)識到農(nóng)地流轉(zhuǎn)與自身利益的密切關(guān)聯(lián)以及農(nóng)民參與的重要意義，在政策上出臺差別化的政策鼓勵支持農(nóng)民參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。根據(jù)不同兼業(yè)水平農(nóng)戶的實際情況采取不同的政策進(jìn)行扶持，對純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)兼業(yè)戶而言，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對其家庭收入具有積極的影響，政府應(yīng)充分尊重農(nóng)戶意愿并采取優(yōu)惠政策加以支持。隨著兼業(yè)化水平的不斷加深，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的收入增加程度逐漸減少，政府對不同類型農(nóng)戶的支持力度應(yīng)該有所差別。對純非農(nóng)戶而言，其家庭收入完全以非農(nóng)就業(yè)為主，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對其收入影響不大，政府可以扶持其通過多種途徑拓寬增收渠道。

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