草地流轉(zhuǎn)對牧民家庭收入的影響：基于PSM 方法的實(shí)證分析

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）

草地是我國面積最大的陸地生態(tài)系統(tǒng)，在保障國家食物安全和生態(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，我國先后采取草地承包、草地圍欄、生態(tài)補(bǔ)獎和鼓勵草地流轉(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)模化經(jīng)營和實(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力，又能獲得規(guī)模經(jīng)營收益，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]。針對草地流轉(zhuǎn)對牧民收入和生計(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)營的發(fā)展路徑，認(rèn)為以租賃為主的草地流轉(zhuǎn)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(tài)退化有積極作用[11-12]。當(dāng)前，草地流轉(zhuǎn)對牧民收入影響的實(shí)證研究仍有爭議。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)對生產(chǎn)效率的提升作用有限，草地流轉(zhuǎn)可能會增加草地生態(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)類型對牧民收入的增長效應(yīng)究竟如何？草地流轉(zhuǎn)對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，評估草地流轉(zhuǎn)對牧民收入增長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)對牧戶收入的影響是多方面和多渠道的。對于轉(zhuǎn)入草地的牧戶而言，一方面由于經(jīng)營草地面積擴(kuò)大，通過在牧業(yè)生產(chǎn)中增加生產(chǎn)投入，從而對草地進(jìn)行規(guī)?；图s化經(jīng)營，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)入草地可能會正向影響牧民家庭收入。對于轉(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)營的牧業(yè)收入[16]。另外，當(dāng)牧民轉(zhuǎn)出草地，家庭剩余勞動力由于技能缺乏、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，但相對低收入層級牧民，轉(zhuǎn)入草地對高收入層級牧民的牧業(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)出草地可能不會顯著影響牧民家庭收入，而轉(zhuǎn)入草地對收入較低和草地規(guī)模較小的牧戶都不具有優(yōu)勢，草地流轉(zhuǎn)對不同收入和不同草地面積牧戶的收入增長可能產(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)出草地可能對牧民家庭收入影響不顯著。

H3：轉(zhuǎn)入草地對較大規(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、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。若忽略自選擇問題將會導(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

在評估草地流轉(zhuǎn)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(jì)算主要來源于牧業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入、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)營特征的變量。其中，參與非牧工作超過6 個(gè)月的勞動力界定為非牧就業(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)出雖然釋放了勞動力，但由于牧區(qū)就業(yè)渠道有限，空閑勞動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)對牧民家庭收入的處理效應(yīng)，以及分析草地流轉(zhuǎn)對牧民家庭收入影響的組群差異。

2.2 草地流轉(zhuǎn)對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，戶主年齡對是否轉(zhuǎn)入草地具有負(fù)向影響 (P< 0.05)，對是否轉(zhuǎn)出影響不顯著，即戶主年齡相對年輕的家庭，會傾向轉(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)比高的家庭不會傾向于轉(zhuǎn)入草地。家庭經(jīng)營草地面積正向影響(P< 0.05)牧戶草地轉(zhuǎn)入，意味著牧戶家庭經(jīng)營草地面積多的家庭傾向于租入草地?？梢?，參與草地流轉(zhuǎn)的牧戶往往是經(jīng)營草地面積較多的家庭，而對于經(jīng)營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)入變量對牧民家庭收入具有顯著的積極作用，草地轉(zhuǎn)出對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)鍵解釋變量傾向得分匹配的檢驗(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(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)營規(guī)模，對牧民收入影響并不顯著，而經(jīng)營草地規(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)營草地面積為分組依據(jù)，分析草地流轉(zhuǎn)對牧民家庭人均年收入影響效應(yīng)的組群差異，評估不同草地規(guī)模和收入水平下草地流轉(zhuǎn)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(jù)經(jīng)營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)對牧民家庭人均年收入影響效應(yīng)的組群差異。經(jīng)營草地面積劃分為較大規(guī)模和較小規(guī)模兩組，其中，經(jīng)營草地面積大于33.33 hm2的為較大規(guī)模組，經(jīng)營草地面積小于等于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)營草地面積較大牧戶的家庭人均年收入增加9168 元，而經(jīng)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(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)入草地對經(jīng)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(zhuǎn)入草地更可能增加收入。因而，草地轉(zhuǎn)入可能會擴(kuò)大牧民收入差距。

表7 草地流轉(zhuǎn)對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，我國草地退化嚴(yán)重，對牧區(qū)的社會經(jīng)濟(jì)和生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生影響[1]。各級政府出臺相關(guān)政策，鼓勵和規(guī)范草地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，擴(kuò)大草地經(jīng)營規(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)入會促使牧民家庭人均年收入提高47.25%，草地轉(zhuǎn)出對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)消除各種非市場因素限制，發(fā)揮草地流轉(zhuǎn)市場機(jī)制以及法律保障制度在草地資源配置中的主導(dǎo)作用，推動草地流轉(zhuǎn)方式更加市場化和規(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，對參與草地轉(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。