北京市郊區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響

朱俊峰，苗海民

（中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)，北京 100083）

一、引言

農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)于促進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模發(fā)展，提升農(nóng)戶家庭資源配置效率具有積極意義。為打好土地流轉(zhuǎn)的產(chǎn)權(quán)制度基礎(chǔ)，我國(guó)啟動(dòng)了土地“三權(quán)分置”改革，其中，農(nóng)地確權(quán)成為了“三權(quán)分置”改革的重點(diǎn)內(nèi)容。2008年農(nóng)地確權(quán)開始試點(diǎn)，2013年正式推廣，截至2019年底，農(nóng)村集體土地確權(quán)頒證已經(jīng)完成。在農(nóng)地確權(quán)推動(dòng)下，我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)面積逐年增加，2018年底，全國(guó)有0.36億hm2耕地在不同主體間進(jìn)行流轉(zhuǎn)。毫無(wú)疑問(wèn)，農(nóng)地確權(quán)改革對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生了積極影響。

北京郊區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)既具有普遍性，也具有一定的獨(dú)特性。作為我國(guó)北方最大城市，北京市都市農(nóng)業(yè)、家庭農(nóng)場(chǎng)及各類農(nóng)家樂經(jīng)營(yíng)較為活躍，這在一定程度上會(huì)促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與土地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，壯大農(nóng)業(yè)發(fā)展。北京郊區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入存在何種影響，目前缺乏較為細(xì)致地研究。在“三權(quán)分置”背景下，分析北京市郊區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶的影響，不僅對(duì)北京市農(nóng)業(yè)政策制定具有一定啟示，也對(duì)其他城市郊區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有借鑒意義。

二、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)村家庭收入具有重要影響。研究表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶家庭收入具有正向積極作用[1-3]。農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有一定影響，并進(jìn)一步對(duì)農(nóng)村家庭勞動(dòng)力配置產(chǎn)生影響。農(nóng)地確權(quán)在推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動(dòng)力配置方面，在不同條件下產(chǎn)生了不同的影響[4-7]。除農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有作用外，農(nóng)村家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)也能促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。許慶和陸鈺鳳（2018）[8]利用2012年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)有助于弱化土地社會(huì)保障功能，從而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。張璟等（2016）[9]利用2012年調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭常年在外務(wù)工勞動(dòng)力比重越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性越高；但非農(nóng)收入占家庭總收入比重低于50%的農(nóng)業(yè)戶不易轉(zhuǎn)出土地，而非農(nóng)收入比重高于80%的非農(nóng)業(yè)戶更傾向于轉(zhuǎn)出土地。因此，勞動(dòng)力對(duì)土地流轉(zhuǎn)作用的大小，仍取決于非農(nóng)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的拉力大小。

目前，關(guān)于農(nóng)地確權(quán)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)與家庭收入的相關(guān)研究較為豐富。但是，針對(duì)城市郊區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的分析較為匱乏。一方面，城市郊區(qū)農(nóng)業(yè)具有一定特殊性，對(duì)廣大農(nóng)村而言可能不具有代表性；另一方面，城市郊區(qū)農(nóng)地征地更容易引起關(guān)注，農(nóng)地流轉(zhuǎn)則容易被忽略。實(shí)際上，城市郊區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)研究不僅對(duì)城市郊區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有直接作用，對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展也有重要意義，對(duì)差序化發(fā)展的農(nóng)業(yè)更具有借鑒意義?；诖耍谵r(nóng)地“三權(quán)分置”背景下，本文利用北京郊區(qū)實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、描述性統(tǒng)計(jì)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)自課題組2018年在北京農(nóng)村地區(qū)的調(diào)研，調(diào)查范圍覆蓋北京市9個(gè)郊區(qū)，較好地反映了北京地區(qū)整體概況。樣本選擇方法為：首先，在每個(gè)郊區(qū)選擇一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；然后，在每個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇一個(gè)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)程度適中的村，并從中隨機(jī)選擇20戶農(nóng)戶；最后，采取入戶訪談形式，由調(diào)研員到被抽樣的農(nóng)戶家中，通過(guò)與農(nóng)戶面對(duì)面訪談收集信息。經(jīng)過(guò)整理，課題組得到了北京郊區(qū)345戶農(nóng)戶微觀基準(zhǔn)樣本，其中，延慶區(qū)43個(gè)，懷柔區(qū)33個(gè)，密云區(qū)42個(gè)，昌平區(qū)32個(gè)，順義區(qū)40個(gè)，平谷區(qū)41個(gè)，門頭溝區(qū)40個(gè)，房山區(qū)33個(gè)，大興區(qū)41個(gè)。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

首先，北京地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)正朝著適度規(guī)?；较虬l(fā)展。調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，2015 —2017年，農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)數(shù)量在逐漸增加，且農(nóng)地流出發(fā)生率大于農(nóng)地流入發(fā)生率，見圖1。這表明，退出農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶在不斷增加，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模在不斷擴(kuò)大。

圖1 2015—2017年北京農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)生率概況

其次，農(nóng)戶個(gè)人和家庭層面變量特征顯著。從表1可知，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面，2017年北京郊區(qū)農(nóng)地流出農(nóng)戶占比為40.9%，遠(yuǎn)高于4.9%的農(nóng)地流入戶占比。在個(gè)人特征方面，農(nóng)戶戶主以男性為主，戶主平均年齡為57.7歲，老齡化特征明顯。戶主平均受教育年限為8.5年，處于較高水平。在家庭層面，家庭平均人口為3.4人，老人和兒童占總?cè)丝诒壤骄鶠?5.5%。這表明，北京地區(qū)農(nóng)村家庭留守老人和兒童較為普遍。家庭平均經(jīng)營(yíng)農(nóng)地面積為0.3 hm2，經(jīng)營(yíng)規(guī)模偏小。同時(shí)，家庭參加農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)概率高達(dá)95.4%，養(yǎng)老保險(xiǎn)參加率較高。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

表2為農(nóng)地流轉(zhuǎn)家庭和未流轉(zhuǎn)家庭之間均值及其差異。由表2可知，在家庭人均收入方面，農(nóng)地流入家庭比農(nóng)地未流入家庭人均收入高出8 373元。而農(nóng)地流出家庭比農(nóng)地未流出家庭人均收入低4 029元。這表明農(nóng)地流轉(zhuǎn)改善了農(nóng)村家庭勞動(dòng)力和農(nóng)地配置效率，提升了家庭收入水平，其中，農(nóng)地流入和流出對(duì)家庭收入的影響存在顯著不同。

表2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)與未流轉(zhuǎn)組差異檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)表

農(nóng)地流入家庭與農(nóng)地未流入家庭相比，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積增加0.8 hm2。這表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著促進(jìn)了農(nóng)地的規(guī)?；l(fā)展。農(nóng)地流出家庭與農(nóng)地未流出家庭相比，農(nóng)地流出家庭老人和兒童占家庭總?cè)丝诒壤^低。這表明當(dāng)前農(nóng)村逐漸脫離農(nóng)業(yè)的家庭呈現(xiàn)出年輕化趨勢(shì)，這也是農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體老齡化的主要原因。同時(shí)，農(nóng)地流出家庭比農(nóng)地未流出家庭平均經(jīng)營(yíng)農(nóng)地少0.3 hm2，一方面，這意味著農(nóng)地流出確實(shí)降低了家庭經(jīng)營(yíng)土地面積，有利于農(nóng)地向規(guī)模化發(fā)展；另一方面，也意味著不少農(nóng)戶只是流出了部分農(nóng)地，農(nóng)戶完全退出農(nóng)業(yè)依然面臨著較多障礙。

（三）研究方法

首先，根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)特征，本研究采用最小二乘法（OLS）對(duì)土地流轉(zhuǎn)和收入之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，如表2所示，農(nóng)戶家庭之間差異相對(duì)較小，村莊內(nèi)農(nóng)戶間存在較強(qiáng)的同質(zhì)性。因此，本研究采用控制異方差后村莊層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，從而得到較為穩(wěn)健的估計(jì)。

其次，鑒于村莊抽樣樣本量較小，不能較好地反映真實(shí)土地流轉(zhuǎn)的分布，本文在最小二乘法基礎(chǔ)上使用拔靴法（Bootstrap）對(duì)樣本進(jìn)行500次抽樣估計(jì)。拔靴法通過(guò)統(tǒng)計(jì)具有相關(guān)特性的樣本數(shù)據(jù)，不斷地從真實(shí)數(shù)據(jù)中進(jìn)行抽樣，從而得到更為真實(shí)的樣本分布。因此，采用拔靴法無(wú)需對(duì)分布特性做嚴(yán)格的假定就能進(jìn)行推斷分析，這是因?yàn)樗褂玫臄?shù)據(jù)就是真實(shí)數(shù)據(jù)。

最后，為進(jìn)一步考察土地流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入水平農(nóng)戶的影響，本研究采用了分位數(shù)回歸的方法進(jìn)行估計(jì)。不同于普通最小二乘法聚焦于被解釋變量的期望值，分位數(shù)估計(jì)能精確描述解釋變量對(duì)被解釋變量變化范圍及條件分布形狀的影響。因此，分位數(shù)回歸適用于分析不同收入水平下農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響。

四、實(shí)證研究

（一）農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響

1.農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入的影響

農(nóng)地流入對(duì)收入的影響，具體結(jié)果見表3。表3中模型(1)和模型(2)分別為農(nóng)地流入和流出對(duì)家庭人均收入的估計(jì)結(jié)果。由表3可知，農(nóng)地流入增加了家庭人均收入，農(nóng)地流入概率每增加1%，家庭人均收入提高67.55元。

表3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入的影響：基于不同樣本的估計(jì)

農(nóng)地流出對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響并不顯著，表明農(nóng)地流出后農(nóng)戶家庭收入并未呈現(xiàn)出顯著波動(dòng)。盡管農(nóng)村家庭青壯年勞動(dòng)力外出參加非農(nóng)工作，其收入成為家庭的主要收入來(lái)源，但是當(dāng)前農(nóng)村范圍內(nèi)留守老人和婦女非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)較少，非農(nóng)工作水平也較低，非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入的影響較小，并未拉大農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)收入的差距。

在農(nóng)戶個(gè)人特征方面，戶主年齡越大，越不利于家庭人均收入增加。戶主受教育水平越高，越有利于增加家庭人均收入。老人和兒童占家庭總?cè)丝诒壤脑黾?，?huì)顯著增加家庭人均收入。隨著農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力外出及子代婚后與老人分家，農(nóng)村留守老人和婦女已成為農(nóng)村家庭主要?jiǎng)趧?dòng)力之一。因此，家庭老人數(shù)量增加，一定程度上會(huì)增加農(nóng)村家庭人均收入。

2.農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響

為進(jìn)一步理清農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)的影響，本文分別估計(jì)了農(nóng)地流入和農(nóng)地流出對(duì)農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)收入和人均非農(nóng)收入的影響，其中，非農(nóng)收入主要指家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)工資收入，不包括其他財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入等。表4估計(jì)結(jié)果顯示農(nóng)地流入概率每增加1%，農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)收入增加76.42元。同時(shí)，農(nóng)地流入對(duì)農(nóng)戶家庭人均非農(nóng)收入不具有顯著影響。農(nóng)地流出概率每增加1%，農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)收入減少52.76元。因此，農(nóng)地流出減少了家庭農(nóng)業(yè)收入。同時(shí)，農(nóng)地流出對(duì)農(nóng)戶家庭人均非農(nóng)收入不具有顯著影響。

表4 農(nóng)地流入對(duì)農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)收入的影響：基于不同樣本的估計(jì)

由上可知，農(nóng)地流入總體上增加了農(nóng)戶家庭收入水平，且主要增加農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)地流入對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入影響不顯著?？傮w上，對(duì)于目前仍在農(nóng)村的勞動(dòng)力而言，農(nóng)村的拉力大于農(nóng)村推力，非農(nóng)就業(yè)市場(chǎng)對(duì)高齡勞動(dòng)力擠壓，致使提升農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)收入存在一定困難。北京農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶并沒有充足的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，農(nóng)戶農(nóng)地流出后不能在非農(nóng)就業(yè)上投入更多勞動(dòng)力。在這方面，北京地區(qū)農(nóng)村與其他地區(qū)農(nóng)村情況類似。這就使得農(nóng)地流出在降低農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入的同時(shí)，并未增加非農(nóng)業(yè)收入。

（二）農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭收入影響的異質(zhì)性分析

前述估計(jì)結(jié)果為農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入的平均影響，而實(shí)際上農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)不同農(nóng)戶存在著不同的影響。因此，本文采用了分位數(shù)回歸方法，分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入影響，0.2、0.4、0.6和0.8分位數(shù)，分別代表著從低收入到高收入家庭。

1.農(nóng)地流入對(duì)農(nóng)戶家庭收入的異質(zhì)性分析

表5為農(nóng)地流入對(duì)家庭人均農(nóng)業(yè)收入和人均非農(nóng)收入的影響。農(nóng)地流入對(duì)0.6和0.8分位數(shù)家庭人均農(nóng)業(yè)收入顯著為正，對(duì)其他分位數(shù)家庭收入不顯著。這表明，農(nóng)地流入顯著提高了高農(nóng)業(yè)收入家庭的人均農(nóng)業(yè)收入，對(duì)其他家庭收入不具有顯著影響。其原因是，農(nóng)地流入并發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)需要一定的投資門檻，只有較高收入的家庭才能發(fā)揮農(nóng)地規(guī)模效益。農(nóng)地流入對(duì)不同分位數(shù)農(nóng)戶家庭人均非農(nóng)收入作用不顯著，表明農(nóng)地流入對(duì)家庭非農(nóng)收入不具有顯著影響。這可能是農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)較少，農(nóng)戶在農(nóng)地流入并對(duì)農(nóng)業(yè)投入更多勞動(dòng)力后，對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入并未有較大變化。因此，農(nóng)地流入對(duì)農(nóng)戶的家庭人均非農(nóng)收入沒有顯著影響。

表5 農(nóng)地流入對(duì)農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)收入影響的異質(zhì)性分析：基于分位數(shù)回歸方法的估計(jì)

2.農(nóng)地流出對(duì)農(nóng)戶家庭收入的異質(zhì)性分析

表6為農(nóng)地流出對(duì)不同家庭人均農(nóng)業(yè)收入和人均非農(nóng)業(yè)收入的影響。由表6可知，農(nóng)地流出對(duì)0.6和0.8分位數(shù)家庭人均農(nóng)業(yè)收入作用顯著為負(fù)，對(duì)其他家庭人均農(nóng)業(yè)收入作用不顯著。其可能原因是高人均農(nóng)業(yè)收入家庭兼具高非農(nóng)就業(yè)能力，農(nóng)地流出促使其退出農(nóng)業(yè)，降低了家庭人均農(nóng)業(yè)收入。農(nóng)地流出對(duì)0.6和0.8分位數(shù)家庭人均非農(nóng)業(yè)收入作用顯著為正，對(duì)其他家庭人均非農(nóng)收入作用不顯著。農(nóng)地流轉(zhuǎn)使得高收入家庭轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)要素的流動(dòng)。

表6 農(nóng)地流出對(duì)農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)收入影響的異質(zhì)性分析：基于分位數(shù)回歸方法的估計(jì)

在樣本中，低收入組家庭人均農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入分別為2 321.56元和5 980.88元，家庭人均收入為11 529.7元，家庭農(nóng)業(yè)人均收入與家庭人均收入比為0.20。高收入組家庭人均農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入分別為6 929.42元和22 187.34元，家庭人均收入為31 630.74元，家庭農(nóng)業(yè)人均收入與家庭人均收入比為0.22。低收入組家庭人均非農(nóng)收入與家庭人均收入比為0.44，高收入組家庭人均非農(nóng)收入與家庭人均收入比為0.69。因此，北京郊區(qū)農(nóng)村家庭依然保持著比較穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)收入比例，收入差異主要來(lái)源于非農(nóng)就業(yè)收入。

由上可知，農(nóng)地流入顯著增加了較高家庭人均農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)地流入對(duì)不同家庭人均非農(nóng)收入均不具有顯著影響。這表明，農(nóng)村家庭依然存在一定的剩余勞動(dòng)力。農(nóng)地流出增加了高人均非農(nóng)業(yè)收入組家庭收入水平，降低了高人均農(nóng)業(yè)收入組家庭收入水平。這意味著，農(nóng)地流轉(zhuǎn)一定程度上改變了家庭資源配置與收入結(jié)構(gòu)?？傮w上，農(nóng)村家庭存在剩余勞動(dòng)力，非農(nóng)就業(yè)能改善家庭資源配置狀況。

五、研究結(jié)論與政策性建議

（一）研究結(jié)論

本研究利用2018年北京地區(qū)345戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響?？傮w上，北京地區(qū)農(nóng)地流出概率大于農(nóng)地流入概率，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)正朝著規(guī)模化方向發(fā)展。農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)于農(nóng)戶收入存在顯著影響，并且對(duì)不同農(nóng)戶影響存在顯著差異。

首先，農(nóng)地流入顯著增加了農(nóng)戶家庭人均收入水平，農(nóng)地流出則對(duì)農(nóng)戶收入水平影響不顯著。農(nóng)地流入每增加1%，家庭人均收入提高67.55元。農(nóng)地流入提高了家庭人均農(nóng)業(yè)收入水平，農(nóng)地流出降低了家庭人均非農(nóng)業(yè)收入水平。

其次，農(nóng)地流入對(duì)0.6和0.8分位數(shù)家庭人均農(nóng)業(yè)收入顯著為正，對(duì)其他分位數(shù)家庭收入作用不顯著。農(nóng)地流出對(duì)0.6和0.8分位數(shù)家庭人均農(nóng)業(yè)收入和人均非農(nóng)收入作用分別為顯著為負(fù)和顯著為正，對(duì)其他家庭人均農(nóng)業(yè)收入作用不顯著。

（二）政策建議

上述結(jié)論表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式對(duì)農(nóng)戶家庭收入具有顯著影響?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文提出以下政策建議。

首先，繼續(xù)鼓勵(lì)北京市郊區(qū)農(nóng)村農(nóng)地流轉(zhuǎn)。對(duì)于北京郊區(qū)農(nóng)戶而言，大多數(shù)家庭依然是小農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)，存在一定的農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力，且勞動(dòng)力與土地存在一定的錯(cuò)配。應(yīng)當(dāng)通過(guò)培養(yǎng)農(nóng)村適度規(guī)模家庭農(nóng)場(chǎng)，發(fā)展農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，才能有效提升農(nóng)村家庭收入水平。同時(shí)，也應(yīng)當(dāng)積極發(fā)揮北京非農(nóng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的帶動(dòng)作用，挖掘北京農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)消費(fèi)市場(chǎng)，為農(nóng)村創(chuàng)造更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。

其次，差異化對(duì)待農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入家庭作用。對(duì)郊區(qū)農(nóng)戶家庭而言，高收入組家庭對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)更為敏感，主要源于其較高市場(chǎng)參與度與資源配置能力，應(yīng)積極培育高收入家庭發(fā)展成為較大規(guī)模的家庭農(nóng)場(chǎng)，帶動(dòng)村莊農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)展；同時(shí)，也應(yīng)鼓勵(lì)其在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)方面帶動(dòng)更多中低收入家庭參與非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。對(duì)中低收入家庭而言，家庭在農(nóng)地流轉(zhuǎn)與非農(nóng)市場(chǎng)參與度較低，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力較為嚴(yán)重。應(yīng)在穩(wěn)定基本養(yǎng)老和醫(yī)療保障基礎(chǔ)上，鼓勵(lì)其參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)，提高家庭資源配置效率；同時(shí)，也應(yīng)加大對(duì)其非農(nóng)就業(yè)培訓(xùn)力度，并給予更多公共性、公益性非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。