草地流轉對牧民家庭收入的影響：基于PSM 方法的實證分析

秦昌勝，武延琴，李芙凝，周 雪，唐 增

（蘭州大學草地農業生態系統國家重點實驗室 / 蘭州大學草地農業科技學院，甘肅 蘭州 730020）

草地是我國面積最大的陸地生態系統，在保障國家食物安全和生態安全方面發揮著重要作用[1-2]。為提高草地生產能力和減少草地退化，我國先后采取草地承包、草地圍欄、生態補獎和鼓勵草地流轉等草地管理政策[3]。隨著城鎮化進程，牧區勞動力逐漸向城鎮轉移，草地流轉速度加快，草地流轉成為推進牧區規?；洜I和實現畜牧業現代化的一種重要制度措施[4]。在草地流轉中，部分牧民轉出草地，進城務工或轉業，選擇從事非牧或兼牧工作。也有牧民轉入草地，增加草地面積和擴大養殖規模，這既可匹配家庭剩余勞動力，又能獲得規模經營收益，有助于提高牧民收入。因此，草地流轉具有協調草原生態保護和牧區經濟發展的作用，通過草地流轉優化資源配置，對草原畜牧業的發展具有重要意義[5-7]。

已有研究基于草地流轉的市場化管理視角，分析牧民草地流轉的意愿和影響因素[8-10]。針對草地流轉對牧民收入和生計的影響，部分研究探討了完善草地流轉機制和實現畜牧業規?；洜I的發展路徑，認為以租賃為主的草地流轉是市場化配置草地資源的有效方式，對牧民增收和減緩草地生態退化有積極作用[11-12]。當前，草地流轉對牧民收入影響的實證研究仍有爭議。有研究認為牧民轉入草地，隨著草地規模的擴大能產生規模效益，具有顯著的增收效應[13-14]。也有研究指出草地流轉雖有助于草地資源的重新配置，但是草地流轉對生產效率的提升作用有限，草地流轉可能會增加草地生態壓力和牧民貧富差距[15-16]。

綜上所述，在牧區草地流轉過程中，不同草地流轉類型對牧民收入的增長效應究竟如何？草地流轉對牧民貧富差距的影響是否存在? 這些問題仍然存在。據此，通過青海和甘肅牧業縣區的調研數據探究草地流轉對牧民收入的影響，首先采用多元線性回歸的方法初步分析草地轉入和草地轉出對牧民家庭收入的作用，其次借助傾向得分匹配(propensity score matching, PSM)的準自然實驗研究方法，通過構建反事實研究框架，評估草地流轉對牧民收入增長和貧富差距的影響效應。

1 材料與方法

1.1 研究假設

草地流轉對牧戶收入的影響是多方面和多渠道的。對于轉入草地的牧戶而言，一方面由于經營草地面積擴大，通過在牧業生產中增加生產投入，從而對草地進行規?；图s化經營，另一方面，在轉入草地后，可以擴大牲畜規模，從而使得家庭富余勞動力和生產資源相匹配，有助于降低農業生產和交易成本。因此，轉入草地可能會正向影響牧民家庭收入。對于轉出草地的牧戶而言，轉出草地可能導致其牧業收入的降低。因為牧民生計主要依賴于畜牧業生產，轉出草地雖然能夠獲得一定的租金收入，但是牧民通過轉出草地獲得的流轉費用收入，并非高于草地經營的牧業收入[16]。另外，當牧民轉出草地，家庭剩余勞動力由于技能缺乏、就業信息不暢等原因，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]通過剖析草地流轉對牧民家庭收入的影響，指出草地流轉正向影響牧民收入，但相對低收入層級牧民，轉入草地對高收入層級牧民的牧業收入作用更大，可能擴大牧民貧富差距，而轉出草地對此影響不顯著。從理論上分析，高收入群體與草地規模較大的群體擁有較多的人力和物力，更有能力轉入草地，獲得規模效益。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入草地，也無法在畜牧業生產中投入更多生產要素，從而導致貧困牧戶在草地租賃市場中處于不利地位，轉入草地的收入效應在不同家庭之間可能存在差異。因此，草地流轉可能增加牧戶收入的不平等。

根據上述分析，草地流轉促使牧戶在草地、勞動力等生產要素方面進行重新配置，進而影響其收入。另外，考慮到牧民之間稟賦差異化程度，轉出草地可能不會顯著影響牧民家庭收入，而轉入草地對收入較低和草地規模較小的牧戶都不具有優勢，草地流轉對不同收入和不同草地面積牧戶的收入增長可能產生不同的影響。據此，本文提出研究假設1、假設2 和假設3:

H1：轉入草地正向影響牧民家庭收入。

H2：轉出草地可能對牧民家庭收入影響不顯著。

H3：轉入草地對較大規模和高收入水平牧民的家庭收入影響更大。

1.2 數據來源與樣本特征

數據來自蘭州大學青藏高原牧區發展研究課題組于2017 年在甘肅和青海牧業縣區的調研。調查采用分層隨機抽樣的方法，首先從青海地區選取澤庫、剛察、甘德、達日、治多和稱多6 個縣(區)；其次在每個縣(區)隨機抽取3 個樣本鄉鎮；最后在每個鄉鎮選取2 個樣本村(行政村)，在每個樣本村中隨機抽取6 個牧戶，共計18 個鄉鎮、36 個村、216 戶牧戶。甘肅牧業縣區按照同樣方式，選取肅南、肅北、天 祝 和 瑪 曲4 個 縣(區) 的12 個 鄉 鎮、24 個 村、144 戶牧戶，進行入戶問卷調查。調研選取的縣區均為純牧業縣區，在牧區具有一定的代表性，此次調研共獲得牧戶調查樣本358 份。在進行實證分析時，共有305 戶有效樣本，問卷有效性為85%。

研究區域共涉及10 個縣區，30 個鄉鎮，60 個行政村。區域內主要以牧民為主，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，小學學歷占比23.93%，初中學歷占比為10.82%，有4.59% 的受訪者為高中及以上學歷。參與草地流轉的牧戶共178 戶，占比為58.36%，其中，草地轉入戶為155 戶，草地轉出戶為40 戶，有17 戶牧戶同時存在草地轉入和轉出行為。

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，一方面由于牧戶個體、家庭特征等初始條件并不相同可能會存在選擇偏差；另一方面參與草地流轉牧民的家庭收入數據通過觀測可得，但是參與草地流轉的牧民家庭如果不參與草地流轉，其收入無法觀測。若忽略自選擇問題將會導致參數估計結果有偏差。因此，依據Rosenbaum 和Rubin[17]提出的方法，通過構建反事實框架，將參與草地流轉牧戶作為處理組，不參與草地流轉牧戶作為控制組，采用傾向得分匹配進一步估計參與草地流轉對牧民收入的處理效應。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的特征變量作為協變量，構建牧戶草地流轉決策方程，采用Logit 模型測得牧民的傾向得分；第二步，用第一步中選中的協變量進行傾向得分匹配，并通過比較K 近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配結果的相似程度確定匹配結果的穩健性；第三步，根據匹配的樣本計算參與者的平均處理效應(average treatment effect on the treated, ATT)，即在沒有參與草地流轉的牧戶中尋找到與實際參與草地流轉牧戶相似的對照組，構建一個近似隨機化的反事實數據，進而比較草地流轉對牧民家庭收入的影響。處理組的ATT 的計算如下：

1.3.3 變量說明

在評估草地流轉對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，牧民家庭收入的計算主要來源于牧業生產經營性收入、非牧收入和財產性收入。家庭人均年收入利用2017 年牧戶家庭總收入除以家庭總人口得出。草地流轉作為主要解釋變量，通過詢問牧民草地流轉的情況獲得，為了避免草地流轉決策與牧民收入可能存在互為因果的內生性問題，選取過去一年是否轉入或轉出草地作為關鍵解釋變量，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出又有轉入行為，僅占樣本牧戶5.57%，為了避免對估計結果的影響，首要考慮牧戶在過去一年中最先發生的草地流轉行為。

其他控制變量的選取參考關于土地流轉的研究[18]，選取戶主年齡、性別和受教育年限作為反映牧戶個體特征的變量；通過非牧就業占比、經營草地面積、生產投入和信息網絡作為反映牧戶家庭生產經營特征的變量。其中，參與非牧工作超過6 個月的勞動力界定為非牧就業，信息網絡通過家中是否有寬帶網絡來衡量。各變量的定義及描述性統計如表2 所列。

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

2 結果分析

2.1 草地流轉對牧民收入的影響

運用Stata15.0 軟件，通過多元回歸模型估計草地流轉對牧民家庭收入的影響，結果如表3 所列。在多元回歸中，首先計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]。模型的擬合優度為0.357，在1%的水平上通過顯著性檢驗。

表3 草地流轉對牧民家庭收入的回歸結果Table 3 Regression analysis of the effects of grassland circulation on the family income of herdsmen

草地流轉對牧民家庭收入的影響主要體現在草地轉入和草地轉出兩方面，草地轉入對牧民家庭收入在5% 的水平上具有顯著正向的影響(P< 0.05)，意味著轉入草地牧戶的家庭人均年收入高于未轉入草地的牧戶。從理論上分析，牧民通過轉入草地進而擴大養殖規模，能夠使勞動力匹配牧業生產，進一步增加生產投入，產生規模效益。草地轉出對牧民家庭收入影響不顯著，可能的解釋是：一方面牧民轉出草地獲得的租金無法彌補草地轉出帶來養殖牲畜數量減少的損失；另一方面草地轉出雖然釋放了勞動力，但由于牧區就業渠道有限，空閑勞動力不一定能充分就業，反而不利于家庭收入的增加。將多元回歸作為基準回歸初步分析了草地流轉對牧民家庭收入的影響，考慮到牧民草地流轉的自選擇問題，進一步采用傾向得分匹配法估計草地流轉對牧民家庭收入的處理效應，以及分析草地流轉對牧民家庭收入影響的組群差異。

2.2 草地流轉對牧民收入的處理效應

2.2.1 牧戶草地流轉決策方程的估計結果

為了匹配草地流轉戶和非草地流轉戶，本研究采用 Logit 模型估計牧戶參與草地流轉的概率，估計結果如表4 所列。由表4 可知，戶主年齡對是否轉入草地具有負向影響 (P< 0.05)，對是否轉出影響不顯著，即戶主年齡相對年輕的家庭，會傾向轉入草地。教育水平顯著(P< 0.05)正向影響牧戶草地轉出，對草地轉入影響不顯著。教育程度較高的牧戶傾向于轉出草地，這可能是因為受教育程度越高的牧戶更有可能從事非牧工作，無法兼顧經營草地畜牧業，所以進行草地轉出。非牧就業比顯著 (P<0.1)負向影響牧戶草地轉入，非牧就業比高的家庭不會傾向于轉入草地。家庭經營草地面積正向影響(P< 0.05)牧戶草地轉入，意味著牧戶家庭經營草地面積多的家庭傾向于租入草地?？梢?，參與草地流轉的牧戶往往是經營草地面積較多的家庭，而對于經營草地面積較少的家庭卻較少參與草地流轉，這可能是由于他們受到資金約束而無力轉入草地。生產投入顯著負向影響(P< 0.05)牧戶草地轉出，顯然牧戶在畜牧業生產經營中投入越多，說明其養殖規模越大，更需要草地資源，因而不愿意轉出草地。根據 Logit 模型的估計結果可以得出每一個被調查牧戶不參與草地流轉、轉入草地和轉出草地的概率，即為傾向值。

表4 基于Logit 模型的牧戶草地流轉決策方程估計結果Table 4 Decision-making equation estimates for the effects of grassland circulation used by herdsmen

2.2.2 匹配效果檢驗

在回歸分析中，草地轉入變量對牧民家庭收入具有顯著的積極作用，草地轉出對牧民家庭收入影響不顯著，因此重點關注草地轉入對牧民家庭收入的處理效應，以下展示了草地轉入作為關鍵解釋變量傾向得分匹配的檢驗過程。

為確保傾向得分匹配結果的可靠性，借鑒Caliendo 和Kopeinig 的方法[20]，從標準化偏差、偽R2和LR統計量3 個方面進行平衡性檢驗。經過匹配后，對照組和處理組在協變量方面不存在顯著的系統性差異。由平衡性檢驗結果(表5)可知，匹配前，樣本標準化偏差為10.2%，在樣本匹配后，大部分的標準化偏差都有所降低，標準化偏差全部小于10%，匹配后的偽R2、LR統計量均有所下降。由上述檢驗結果可知，運用傾向得分匹配法可有效減少對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致的估計偏差。

表5 傾向得分匹配前后解釋變量平衡性檢驗結果Table 5 Balance test analysis of explanatory variables before and after propensity score matching

2.2.3 是否參與草地流轉對牧民收入的影響

分別利用3 種匹配方法得到對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)，結果表明，運用各種匹配方法所得到的結果相似，且ATT 值都在5%的水平上通過了顯著性檢驗，反映出估計結果較為穩定。通過3 種匹配方法測算結果的平均值得出，牧戶如果沒有進行草地轉入，其家庭人均年收入為13913 元，但由于草地轉入后，其家庭人均年收入增加到20489 元，增收6576 元，草地轉入的牧戶家庭人均年收入增加47.25%。實證分析結果顯示，進行草地轉入對于牧民家庭人均年收入具有促進作用。在進行傾向得分匹配后，草地轉出對牧民家庭人均年收入的影響依然不顯著。

表6 草地流轉對牧民家庭收入的處理效應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(ATT)分析了草地流轉對牧民家庭人均年收入的影響凈效應，但是ATT 僅能反映參與草地流轉牧戶家庭人均年收入變化的平均值，無法體現樣本牧戶中不同收入水平和草地經營規模的牧戶參與草地流轉的結構性差異，即組群差異。一般而言，富裕牧戶擁有較多資源，更可能增加生產要素投入。因此，草地轉入對高收入水平牧戶的增收作用更大。另外，較小規模的草地轉入未能達到最優草地經營規模，對牧民收入影響并不顯著，而經營草地規模較大的牧戶更有可能產生規模效應[21-22]。因而，有必要以牧民家庭人均年收入和經營草地面積為分組依據，分析草地流轉對牧民家庭人均年收入影響效應的組群差異，評估不同草地規模和收入水平下草地流轉對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經營草地面積和家庭人均年收入分別劃分為2 個樣本組別，檢驗草地流轉對牧民家庭人均年收入影響效應的組群差異。經營草地面積劃分為較大規模和較小規模兩組，其中，經營草地面積大于33.33 hm2的為較大規模組，經營草地面積小于等于33.33 hm2的為較小規模組。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，草地轉出對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入對牧民家庭人均年收入的影響?；贙 近鄰匹配方法的草地流轉對牧戶家庭人均年收入影響效應的組群差異比較結果，如表7 所列。進行草地轉入后，經營草地面積較大牧戶的家庭人均年收入增加9168 元，而經營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入對牧民家庭人均年收入的處理效應不顯著。以上PSM 分組比較的結果表明，草地轉入對牧民具有顯著的增收效應，但是牧民群體內部存在差異。轉入草地對經營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入草地更可能增加收入。因而，草地轉入可能會擴大牧民收入差距。

表7 草地流轉對牧戶家庭收入影響效應的組群差異Table 7 Group differences of influence effects of grassland circulation on the household income of herdsmen

3 討論與結論

草地是牧民賴以生存的資源，兼具生態保護和經濟效益。自20 世紀80 年代以來，我國草地退化嚴重，對牧區的社會經濟和生態環境產生影響[1]。各級政府出臺相關政策，鼓勵和規范草地承包經營權流轉，擴大草地經營規模，解決牧民因草地規模較小帶來的超載過牧問題。然而，由于草地流轉市場和機制不完善，草地流轉給生產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保護[14]。本研究基于青海和甘肅兩省牧區入戶調研數據，以牧民是否參與草地流轉為關注點，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對其家庭收入的影響，進一步探討了不同草地規模和收入水平下草地流轉對牧民家庭收入影響效應的組群差異。研究結果表明：1)草地轉入有助于提高牧民家庭收入，草地轉出對牧民家庭收入影響不顯著；2) PSM 估計結果顯示，草地轉入對牧民家庭人均年收入的平均處理效應為6576 元，進行草地轉入會促使牧民家庭人均年收入提高47.25%，草地轉出對牧民家庭人均年收入的處理效應不顯著；3)組群差異分析發現，草地轉入對較大規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。

在草地家庭承包責任制度背景下，草地流轉市場促進了草地集中，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經營能力和資源稟賦，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市場中獲得更多經濟效益，從而加劇了牧戶之間的貧富差距。據此，應當消除各種非市場因素限制，發揮草地流轉市場機制以及法律保障制度在草地資源配置中的主導作用，推動草地流轉方式更加市場化和規范化，進一步促進草地流轉，有效合理配置草地資源，產生規模效益，增加牧民收入。同時，完善草地流轉中租金和期限的確定機制，減少交易成本，提高收入分配的均衡性，保護低收入牧戶在草地流轉中的利益，積極引導牧民根據自身生產和收入情況合理流轉草地。兼顧較小規模和較低收入水平牧戶的生產經營，對參與草地轉入的低收入和小規模牧戶提供相應的草地流轉政策扶持，從而提高草地流轉效率，推進牧區畜牧業可持續發展。