羅曉玲，邵戰(zhàn)林，聶旭

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，烏魯木齊市，830052；2.新疆維吾爾自治區(qū)第一測繪院，新疆昌吉，831100)

0 引言

我國的基本國情是人多地少，新中國成立70年來，我國總?cè)丝谟?949年的5.4億人發(fā)展到2018年的14億人，雖然我國土地總面積在世界排名第三，但據(jù)第二次國土資源調(diào)查顯示我國人均耕地面積僅為0.101 hm2，世界人均耕地面積為0.225 hm2，我國人均耕地面積還不足世界人均耕地面積的一半。農(nóng)業(yè)勞動力是農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵，而在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移成為一種必然趨勢[1]，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提高了農(nóng)民的收入，推動了社會經(jīng)濟的發(fā)展，卻導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)勞動力的嚴重外流[2]。勞動力的轉(zhuǎn)移達到一定規(guī)模后會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來負面影響[3-4]，可能會造成糧食用地面積減少和糧食產(chǎn)量下降[5-6]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度的產(chǎn)生，一定程度上解決了農(nóng)村耕地撂荒、土地浪費、勞動力外流等現(xiàn)象[7]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)依靠科技投入實現(xiàn)生產(chǎn)績效的提升和農(nóng)民收入的增加[8]，推動了農(nóng)村部分勞動力向外轉(zhuǎn)移的進程[9]，促進了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移形式的升級，還提高了農(nóng)村農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)率[10]，實現(xiàn)了農(nóng)村勞動力資源的合理配置，因此研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力資源的利用效率顯得尤為重要。目前國內(nèi)學(xué)者的研究主要集中在農(nóng)地流轉(zhuǎn)對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率[11-13]、生產(chǎn)效率[14]、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[15-16]和農(nóng)民生產(chǎn)效率[17]等方面，而關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力資源利用效率的研究較少，劉穎和南標志選取22個指標，運用傾向得分匹配法研究了甘肅省農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)地和勞動力資源利用效率的影響，認為農(nóng)地流轉(zhuǎn)不一定會提高農(nóng)地資源利用效率，但可以提高總勞動力資源利用效率[18]。本研究運用PSM模型分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力資源利用效率的影響，為進一步提高阿瓦提縣農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟健康發(fā)展提供建議和理論依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

1.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2019年8月對阿克蘇地區(qū)阿瓦提縣鎮(zhèn)和村莊農(nóng)戶的調(diào)查問卷。隨機選取3個鎮(zhèn)，1個鄉(xiāng)，共調(diào)查12個村。本次調(diào)查共發(fā)放問卷379份，收回問卷379份，回收率達100%，剔除漏填重要信息及填寫錯誤的無效問卷11份，有效問卷為368份，問卷有效率為97.10%。

本次調(diào)研共有151戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)，轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶分別有87戶和74戶，其中，有10戶在轉(zhuǎn)入農(nóng)地的同時又轉(zhuǎn)出農(nóng)地，未流轉(zhuǎn)農(nóng)地的農(nóng)戶有217戶。轉(zhuǎn)入農(nóng)地的87戶全部從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的同時有46戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動以外的工作，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的74戶中有59戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，同時39戶未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，未流轉(zhuǎn)農(nóng)地的217戶農(nóng)戶全部從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，同時134戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動以外的工作。

1.2 模型構(gòu)建

傾向得分匹配法(Propensity Score Matching)是一類統(tǒng)計方法，簡稱PSM。PSM的理論框架是“反事實推斷模型”，能夠有效的解決樣本性選擇偏差和遺漏關(guān)鍵變量造成的內(nèi)生性問題。PSM的實施步驟一般包括四步，一是用Logit回歸計算傾向得分；二是選擇匹配方法進行傾向得分匹配；三是進行數(shù)據(jù)平衡檢驗；四是根據(jù)匹配后的樣本計算處理效應(yīng)。PSM中的傾向得分是通過Logit模型實現(xiàn)，Logit模型如下

(1)

式中:p(Xi)——第i戶農(nóng)戶轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入農(nóng)地的條件概率，即傾向得分；

Pr[Di=1|Xi]——傾向指數(shù)，反映的是具有特征Xi的個體接受干預(yù)的可能性；

Di——兩個干預(yù)變量，即第i戶農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出農(nóng)地；

Xi——一組外生變量的向量；

Xi′——i的轉(zhuǎn)置矩陣；

β——系數(shù)。

通過Logit回歸分別求出干預(yù)組和對照組的傾向得分，根據(jù)傾向得分選擇控制組和對照組中兩個實質(zhì)等同的樣本。本研究以最常用的匹配方法近鄰匹配法、半徑匹配和核匹配法來實現(xiàn)干預(yù)組和對照組的匹配。

干預(yù)組和對照組在匹配時必須滿足兩個條件，即共同支撐假設(shè)檢驗和平行假設(shè)檢驗。平行假設(shè)檢驗就是檢驗匹配前后干預(yù)組和對照組各變量平均值是否存在顯著差異，即通常用標準差異指標進行測量控制變量的匹配效果，比較組間控制變量的標準差異在匹配前后的改變，匹配后的標準差異越接近0，匹配效果越好，當(dāng)組間標準差異小于10%時，組間變量的均衡性較好。當(dāng)同時滿足共同支撐假設(shè)檢驗和平行假設(shè)檢驗時，認為配對的農(nóng)戶之間具有相似的農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為。

本研究主要探討農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力資源利用效率的影響，更關(guān)注的是參與者平均處理效應(yīng)(ATT)，因為它衡量的是農(nóng)地轉(zhuǎn)入或農(nóng)地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的凈勞動力資源利用效率。

ATT=E[(y1i-y0i|Di=1)]

=E(y1i|Di=1)-E(y0i|Di=1)

(2)

式中：y1i——第i戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地或轉(zhuǎn)出農(nóng)地農(nóng)戶的勞動力資源利用效率；

y0i——第i戶未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的勞動力資源利用效率；

Di——干預(yù)變量，即農(nóng)地是否轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出。

2 變量定義與描述性統(tǒng)計

2.1 結(jié)果變量的選取

本研究的結(jié)果變量為勞動力資源利用效率，勞動力資源利用效率主要包括農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)和總勞動力資源利用效率。運用SPSS軟件計算調(diào)查農(nóng)戶勞動力資源利用效率的平均值、標準偏差、最大值和最小值，如表1所示。

表1 調(diào)查農(nóng)戶勞動力資源利用效率的統(tǒng)計描述Tab.1 Investigation of statistical description of the utilization efficiency of labor resources of farmers

其中農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率等于某農(nóng)戶各經(jīng)濟作物與各糧食作物純收益之和除以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的人數(shù)；非農(nóng)勞動力資源利用效率等于某戶非農(nóng)就業(yè)收入之和除以非農(nóng)就業(yè)人數(shù)之和；總勞動力資源利用效率等于某戶各種植業(yè)純收益與非農(nóng)收入之和除以家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和非農(nóng)活動人數(shù)之和。通過計算可以分別得出轉(zhuǎn)入農(nóng)地農(nóng)戶、轉(zhuǎn)出農(nóng)地農(nóng)戶、未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率。

2.2 干預(yù)變量的選取

在研究農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為對勞動力資源的影響時，把轉(zhuǎn)入戶作為干預(yù)組，未流轉(zhuǎn)戶作為對照組，在研究農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為對勞動力資源的影響時，把轉(zhuǎn)出戶作為干預(yù)組，未流轉(zhuǎn)戶作為對照組。

2.3 控制變量的選取

本研究參考已有相關(guān)文獻以及數(shù)據(jù)的可獲取性，分別引入戶主特征、家庭特征、農(nóng)地特征和制度因素。Logit模型中各變量、變量定義及賦值情況見表2。從農(nóng)戶特征來看：調(diào)查農(nóng)戶的文化水平文化程度較低，在一定程度上阻礙了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的進程。從家庭特征來看，從事勞動的人數(shù)占據(jù)家庭總?cè)藬?shù)的一半以上，被調(diào)查者家庭勞動力相對較為豐富，家庭人均收入較高，但不同的被調(diào)查者人均家庭收入之間具有相當(dāng)大的差異性，其中被調(diào)查者取得的非農(nóng)收入占據(jù)其家庭總收入的46%，調(diào)研地區(qū)的非農(nóng)化程度相對較高，這也為當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供了經(jīng)濟動機。

表2 Logit模型各變量描述性統(tǒng)計特征Tab.2 Descriptive statistical characteristics of each variable in the Logit model

從農(nóng)地特征來看，被調(diào)查的368戶農(nóng)民當(dāng)中，家庭人均承包地為0.372 hm2，承包地塊數(shù)為約4.08塊，但是地塊的分散化并不利于規(guī)?；?jīng)營，也間接隱含著促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的現(xiàn)實需求。被調(diào)查農(nóng)戶家庭滴灌面積僅占總承包地面積的12.72%，滴灌設(shè)施相對不足，對農(nóng)地產(chǎn)出造成制約，應(yīng)進一步擴大承包地滴灌設(shè)施的配備。

從制度因素來看，被調(diào)查者能夠清楚說出自己在家庭承包地流轉(zhuǎn)當(dāng)中具有的權(quán)利內(nèi)容的人數(shù)僅為0.49，清楚承包權(quán)歸屬的人數(shù)為0.44，可見，被調(diào)查者在流轉(zhuǎn)權(quán)利和承包權(quán)利的認知方面存在較大程度的缺失，這將不利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)推進以及農(nóng)戶承包權(quán)利的保障。

3 實證結(jié)果分析

3.1 Logit結(jié)果分析

3.1.1 模型變量對農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為的影響

由表3可知，家庭特征和農(nóng)地特征對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為具有重要影響?？倓趧恿Ρ壤幕貧w系數(shù)為-0.020，家庭總勞動力比例變量的系數(shù)為負且在1%的置信水平上顯著，說明家庭總勞動力比例越大，對轉(zhuǎn)入農(nóng)地行為呈負向影響；人均承包地面積的回歸系數(shù)為0.093，人均承包地面積變量系數(shù)為正且在5%的置信水平上顯著，這說明人均承包地面積越大，農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)入農(nóng)地，人均承包地面積大的農(nóng)戶更容易轉(zhuǎn)入農(nóng)地，這可能與農(nóng)戶擁有豐富的種植經(jīng)驗、減少農(nóng)地細碎化、擁有農(nóng)機數(shù)有關(guān)，農(nóng)戶通過轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積以此來擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，帶來更多的農(nóng)業(yè)收益，提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入。

3.1.2 模型變量對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響

由表3可知，家庭特征和農(nóng)地特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為也具有重要影響。總勞動力比例的回歸系數(shù)為-0.024，總勞動力比例變量系數(shù)為負并在1%水平上顯著，這說明家庭總勞動力越多，農(nóng)戶越不愿意把自己的農(nóng)地流轉(zhuǎn)出去，因為家庭勞動力充足，有能力經(jīng)營自己家的承包地；家庭人均收入的回歸系數(shù)為-0.260，家庭人均收入變量系數(shù)為負且在10%水平上顯著，與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為成反比關(guān)系，這說明家庭人均收入越高，農(nóng)戶越不愿意將農(nóng)地轉(zhuǎn)讓出去；人均承包地面積的回歸系數(shù)為0.153，人均承包地面積變量系數(shù)為正且在1%水平上顯著，與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為成正比關(guān)系，這說明人均承包地面積越大，農(nóng)戶更傾向于把自己的承包地流轉(zhuǎn)出去；是否種植經(jīng)濟作物的回歸系數(shù)為-1.708，是否種植經(jīng)濟作物系數(shù)為負且在1%水平上顯著，說明種植經(jīng)濟作物的農(nóng)戶不愿意把自己的農(nóng)戶流轉(zhuǎn)出去，經(jīng)濟作物給農(nóng)戶帶來的效益高于農(nóng)地轉(zhuǎn)出的效益。

表3 Logit模型的估計結(jié)果Tab.3 Descriptive statistical characteristics of each variable in the Logit model

3.2 配對結(jié)果檢驗

3.2.1 平行假設(shè)檢驗

為了保證匹配前后的質(zhì)量，需要進行平行假設(shè)檢驗和共同支撐假設(shè)檢驗。用近鄰匹配法分別對轉(zhuǎn)入農(nóng)地和轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率進行匹配平行假設(shè)檢驗,如表4～表6所示。

由表4可知，從轉(zhuǎn)入農(nóng)地組來看，除了滴灌面積占比和是否種植經(jīng)濟作物以外，別的指標干預(yù)組和對照組匹配之后的結(jié)果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設(shè)檢驗。從轉(zhuǎn)出農(nóng)地組來看，除了承包地塊數(shù)以外，別的指標干預(yù)組和對照組匹配之后的結(jié)果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設(shè)檢驗。

表4 農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率匹配平行假設(shè)檢驗Tab.4 Parallel hypothesis test on the matching of agricultural labor resource utilization efficiency

(續(xù)表)

由表5可知，從轉(zhuǎn)入農(nóng)地組來看，除了滴灌面積占比指標以外，別的指標干預(yù)組和對照組匹配之后的結(jié)果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值除了非農(nóng)收入比例以外都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設(shè)檢驗。

表5 非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率匹配平行假設(shè)檢驗Tab.5 Parallel hypothesis test on matching of non-agricultural labor resource utilization efficiency

從轉(zhuǎn)出農(nóng)地組來看，除了家庭人均收入、承包地塊數(shù)和承包權(quán)歸屬認知以外，別的指標干預(yù)組和對照組匹配之后的結(jié)果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差除了總勞動力比例和非農(nóng)收入比例的絕對值以外都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設(shè)檢驗。

由表6可知，從轉(zhuǎn)入農(nóng)地組來看，除了滴灌面積占比和是否種植經(jīng)濟作物以外，別的指標干預(yù)組和對照組匹配之后的結(jié)果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設(shè)檢驗。從轉(zhuǎn)出農(nóng)地組來看，除了家庭人均收入以外，別的指標干預(yù)組和對照組匹配之后的結(jié)果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設(shè)檢驗。

表6 總勞動力資源利用效率匹配平行假設(shè)檢驗Tab.6 Parallel hypothesis test for matching of total labor resource utilization efficiency

3.2.2 共同支撐假設(shè)檢驗

傾向得分匹配需要滿足的第二個條件就是共同支撐假設(shè)檢驗。本研究利用近鄰匹配法得出匹配前后干預(yù)組和對照組的核密度函數(shù)圖，圖1、圖2分別表示農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶未匹配前和匹配后農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率核密度圖。圖3、圖4分別表示農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶未匹配前和匹配后農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率核密度圖。從匹配前后的核密度圖來看，農(nóng)地轉(zhuǎn)入組農(nóng)戶和農(nóng)地轉(zhuǎn)出組農(nóng)戶匹配前在某些特征上存在一些顯著的特征，干預(yù)組和對照組的核密度曲線波動差距較大且不相似，而匹配之后干預(yù)組和對照組的核密度曲線變得比較相似且有共同的取值范圍，兩組數(shù)據(jù)的某些特征可供觀察和進行比較分析，因而滿足共同支撐假設(shè)檢驗。

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

3.3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力資源利用效率的影響

農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶和農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶對勞動力資源利用效率的平均處理效應(yīng)如表7所示，本研究以近鄰匹配計算結(jié)果進行分析。

3.3.1 農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為對勞動力資源利用效率的影響

由表7可知，農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈正相關(guān)，在10%的置信水平上顯著，農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應(yīng)為2 930.879元/人，即轉(zhuǎn)入農(nóng)地的農(nóng)戶比未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的單個農(nóng)業(yè)勞動力利用效率高2 930.879元/人，可能與轉(zhuǎn)入戶比較有種植經(jīng)驗，具有先進的管理方法和種植設(shè)備，能夠及時掌握各種農(nóng)業(yè)信息，轉(zhuǎn)入農(nóng)地呈現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，有利于節(jié)約生產(chǎn)成本，提高了農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率。

表7 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力資源利用效率的平均處理效應(yīng)Tab.7 Average treatment effect of farmland transfer on labor resource utilization efficiency

農(nóng)戶的轉(zhuǎn)入行為與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關(guān)關(guān)系，在10%的置信水平上顯著，農(nóng)地轉(zhuǎn)入對非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應(yīng)為-6 701.481 元，即未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶的單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比轉(zhuǎn)入農(nóng)地農(nóng)戶的單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率高6 701.48元/人，可能是由于轉(zhuǎn)入農(nóng)地的農(nóng)戶家庭收入來源主要為種植業(yè)，將所有的人力、物力以及時間投入到種植經(jīng)濟作物或糧食作物等種植業(yè)中，從事外出打工或農(nóng)閑時間兼工等非農(nóng)活動的時間比較少，造成單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比較低。

農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為與總勞動力資源利用效率呈正相關(guān)，并在5%置信水平上顯著，農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的提高使總勞動力資源利用效率也得到提高，這說明轉(zhuǎn)入農(nóng)地的農(nóng)戶比未流轉(zhuǎn)農(nóng)地的農(nóng)戶單個總勞動力資源利用效率高2 547.636元/人。

3.3.2 農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為對勞動力資源利用效率的影響

由表7可知，農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關(guān)，在10%的置信水平上顯著，轉(zhuǎn)出農(nóng)地對農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應(yīng)為-1 431.492元/人，即未流轉(zhuǎn)戶比轉(zhuǎn)出戶單個農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率高1 431.492元/人，這主要是因為轉(zhuǎn)出戶勞動力少或是家庭來源主要是務(wù)工收入，農(nóng)地部分或全部轉(zhuǎn)出，自己種植農(nóng)地面積少或直接外出打工，僅用部分時間從事種植業(yè)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率較低。

農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈正相關(guān)，在5%的置信區(qū)間上顯著，農(nóng)地轉(zhuǎn)出對非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應(yīng)為2 982.759 元/人，即轉(zhuǎn)出戶比未流轉(zhuǎn)戶單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率高2 982.759元/人，主要是因為未流轉(zhuǎn)農(nóng)地的農(nóng)戶大多數(shù)時間用來從事種植業(yè)，而轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶大多選擇從事非農(nóng)業(yè)活動，如經(jīng)營小商店、農(nóng)家樂、外出工作等，所以轉(zhuǎn)出農(nóng)地農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率較高。

轉(zhuǎn)出農(nóng)地與總勞動力資源利用效率呈正相關(guān)關(guān)系，在10%的置信區(qū)間上顯著，轉(zhuǎn)出農(nóng)地對總勞動力資源利用效率的平均處理效應(yīng)為1 867.057元/人，這表明轉(zhuǎn)出戶比未流轉(zhuǎn)戶單個總勞動力資源利用效率高1 867.057元，這主要是因為轉(zhuǎn)出農(nóng)地農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的提高使總勞動力資源利用效率也得到了提高。

4 結(jié)論與建議

本文研究采用PSM模型，選取11個指標來分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力資源利用效率的影響，主要得出以下結(jié)論：(1)阿瓦提縣農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率呈正相關(guān)，但與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關(guān)；(2)轉(zhuǎn)入農(nóng)地農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶高 2 930.879 元/人，總勞動力資源利用效率比未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶高2 547.636元/人，但非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶低6 701.481元/人。(3)阿瓦提縣農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率呈正相關(guān)，但與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關(guān)；(4)轉(zhuǎn)出農(nóng)地農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶高2 982.759 元/人，總勞動力資源利用效率比未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶高1 867.057元/人，但農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉(zhuǎn)農(nóng)地農(nóng)戶低1 431.492元/人。

基于以上研究結(jié)果，提出三點建議：一是創(chuàng)新承包地流轉(zhuǎn)政策的宣傳方式，加大對承包地流轉(zhuǎn)政策的宣傳。通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在調(diào)查的368戶農(nóng)戶中，聽說過且了解三權(quán)分置政策的農(nóng)戶僅占35.05%，受訪者農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策了解程度低。因此，當(dāng)?shù)卣虼迕裎瘑T會等相關(guān)組織通過創(chuàng)新農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策的宣傳方式，通過電腦、手機、電視、廣播、講座和發(fā)放宣傳海報等方式，及時向村民傳達中共中央和地方有關(guān)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的相關(guān)政策，宣傳和表揚周邊農(nóng)地流轉(zhuǎn)領(lǐng)頭羊農(nóng)戶，讓農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策不僅停留在量方面，更要達到質(zhì)的變化。二是拓寬非農(nóng)就業(yè)渠道，提高非農(nóng)就業(yè)收入。通過整理和分析調(diào)查問卷發(fā)現(xiàn)，在20戶全部轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶當(dāng)中，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶大多在本鄉(xiāng)本鎮(zhèn)本村干活、開飯館或從事養(yǎng)殖業(yè)，就業(yè)渠道比較狹隘。政府或村委會可以開展剩余勞動力非農(nóng)就業(yè)培訓(xùn)，提高村民文化素質(zhì)與職業(yè)技能，讓農(nóng)民順利進入城鎮(zhèn)二、三產(chǎn)業(yè)務(wù)工，找到更穩(wěn)定、收入更高的就業(yè)機會，促進非農(nóng)勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，創(chuàng)造更多非農(nóng)就業(yè)機會，實現(xiàn)勞動力資源合理配置，提高非農(nóng)收入在總收入中的比重。三是政府應(yīng)加大對農(nóng)機補貼的力度，調(diào)查問卷顯示：用機械播種的農(nóng)戶所占比例為92.39%，用機械收割的農(nóng)戶所占比例為62.77%，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作業(yè)方式上主要以機械為主，但農(nóng)戶農(nóng)機械擁有量僅為194臺，農(nóng)戶戶均機械量為0.52臺，大部分農(nóng)戶雖然以機械為主，但與戶均一臺相差較遠，大多數(shù)農(nóng)戶認為農(nóng)機價格比較貴，部分農(nóng)戶難以支付。因此政府要加大對農(nóng)機補貼的力度，讓農(nóng)戶都能擁有屬于自己的農(nóng)機以提高勞動力生產(chǎn)效率。