新形勢下農(nóng)地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)研究
——基于湖南省貧困地區(qū)的檢驗

周 麗

（湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)信息與智能科學(xué)技術(shù)學(xué)院，湖南 長沙 410128）

2013 年中央一號文件提出，鼓勵和支持農(nóng)戶將承包地進(jìn)行流轉(zhuǎn)。2015 年中央一號文件提出，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)需要經(jīng)過承包戶的同意，不得強(qiáng)制性實施流轉(zhuǎn)。同時，習(xí)近平主席提出土地流轉(zhuǎn)是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的必由之路，是農(nóng)村改革的方向。2016 年出臺的規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)、宅基地確權(quán)等政策，極大促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)。那么，農(nóng)地流轉(zhuǎn)會給農(nóng)戶的收入帶來怎樣的變化呢？當(dāng)農(nóng)戶將閑置土地的使用權(quán)流轉(zhuǎn)給種養(yǎng)大戶、合作社、龍頭企業(yè)或家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)主體時，可以獲取一定的地租、分紅，剩余勞動力還可以得到轉(zhuǎn)移，流出方收入得以增加。與此同時，流入方的新型農(nóng)業(yè)主體因獲得土地的使用權(quán)，擴(kuò)大了經(jīng)營規(guī)模，產(chǎn)生了規(guī)模效應(yīng)，使得生產(chǎn)要素（人力資本、土地資源、資金、技術(shù)）得到最優(yōu)配置。特別是，當(dāng)生產(chǎn)達(dá)到一定的規(guī)模時，政府還將提供相應(yīng)的政策補(bǔ)貼，也就意味著流入方可以獲得規(guī)模效益和政策性補(bǔ)貼，收入得以增加。楊和平等[1]的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)確實使農(nóng)戶產(chǎn)生收入效應(yīng)，且對轉(zhuǎn)出戶和轉(zhuǎn)入戶家庭人均總收入的增長效應(yīng)分別為20.5%和17.3%。蔡潔等[2]基于六盤山集中連片區(qū)貧困農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為分析了多維貧困指數(shù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為能夠顯著地降低多維貧困指數(shù)。杜會永等[3]對黑龍江省五常市稻米產(chǎn)業(yè)的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)績效顯著，農(nóng)地在不同的流轉(zhuǎn)階段對農(nóng)民人均純收入的增長作用有差異，在快速增長階段，農(nóng)民的人均純收入增長率達(dá)到了21.99%。劉璐等[4]研究了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響，無論在農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展初期還是加速發(fā)展時期，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入都有積極的影響。徐真真[5]的研究結(jié)論表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)拓寬了農(nóng)民的收入來源，增加了農(nóng)民的資產(chǎn)性收入。陳飛等[6]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流入和流出均有利于提升農(nóng)戶收入并降低貧困發(fā)生率，但在不同家庭組之間的福利效應(yīng)顯著不同。韓佳麗等[7]提出貧困地區(qū)農(nóng)村勞動力流動能顯著降低31.2%的貧困發(fā)生率，雖然貧困地區(qū)農(nóng)村勞動力流動能夠使貧困農(nóng)戶增收，但與非貧困戶相比貧困農(nóng)戶增收能力十分有限。韓佳麗[8]的后續(xù)研究指出，農(nóng)村勞動力流動是深度貧困地區(qū)脫貧的重要途徑，通過促進(jìn)收入增長、培育人力資本、強(qiáng)化農(nóng)戶的社會參與，緩解深度貧困地區(qū)的物質(zhì)貧困、能力貧困和權(quán)利貧困，實現(xiàn)深度貧困地區(qū)快速脫貧。從上可知，大量的研究結(jié)論均一致表明，有序的農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以為流入方和流出方均帶來收入效應(yīng)，從而達(dá)到減貧的目的。

1 傾向得分匹配法的理論構(gòu)建

為了有效解決樣本“自選擇”問題，Rosenbaum等[9]提出了傾向得分匹配（Propensity Score Matching），簡稱PSM。Rosenbaum 和Rubin 定義了試驗組（農(nóng)地流轉(zhuǎn)）的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect of the Treated），簡稱ATT，即：

其中，Y1表示農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)時家庭的貧困狀態(tài)，Y0表示農(nóng)戶未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)時家庭的貧困狀態(tài)。在計算試驗組的平均處理效應(yīng)（ATT）時，為避免其他因素的干擾，研究樣本選擇了農(nóng)地流轉(zhuǎn)戶（F=1），進(jìn)而比較流轉(zhuǎn)和非流轉(zhuǎn)狀態(tài)下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的家庭貧困狀態(tài)差異。事實上只能觀測到公式中的E(Y1|F=1)的結(jié)果，而無法觀測E(Y0|F=1)的結(jié)果。因此，運(yùn)用PSM 方法構(gòu)造出E(Y0|F=1)的結(jié)果，為精確研究貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)提供了理論依據(jù)。

為了構(gòu)造同一個體的兩次對照試驗的結(jié)果（參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)、不參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)），構(gòu)造出的未參與流轉(zhuǎn)的樣本組被稱為對照組，每個構(gòu)造出的不參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的樣本除了農(nóng)地流轉(zhuǎn)策略不同之外，其余各方面與參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的樣本特征相似，具體操作過程如下：首先，構(gòu)建每個農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策方程，運(yùn)用Probit 模型計算出農(nóng)戶i 進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的條件概率Pi，即傾向得分，然后為每個參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的樣本匹配一個Pi值相近的未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的樣本。為此，通過PSM 方法構(gòu)建了一個隨機(jī)試驗的條件，進(jìn)而比較農(nóng)地流轉(zhuǎn)組與未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)組的結(jié)果差異。

2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入影響的實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源及變量說明

2.1.1 數(shù)據(jù)來源采用的數(shù)據(jù)來源于2020 年進(jìn)行農(nóng)戶入戶調(diào)查所獲得的微觀數(shù)據(jù)。調(diào)查內(nèi)容主要包括湖南省貧困地區(qū)的花垣縣新科村和望高村392 戶農(nóng)戶家庭的基本信息（如家庭特征、人力資本、物質(zhì)資本、社會資本）以及農(nóng)戶家庭農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況等。2019 年對農(nóng)戶的家庭情況進(jìn)行了一對一的問卷調(diào)查及訪談，總計發(fā)放問卷數(shù)為420 份，收回有效問卷為392 份，樣本回收率達(dá)到了93.3%。

2.1.2 變量選取研究所涉及的主要變量有農(nóng)戶是否處于貧困狀態(tài)（pov），當(dāng)農(nóng)戶處于貧困狀態(tài)，變量取值為1，當(dāng)農(nóng)戶處于非貧困狀態(tài)，則變量的取值為0。關(guān)于農(nóng)戶貧困指標(biāo)的衡量，以2019 年的國家貧困線為標(biāo)準(zhǔn)，以農(nóng)戶家庭人均年收入是否達(dá)到3 747 元為標(biāo)準(zhǔn)，若低于3 747 元，該農(nóng)戶為貧困戶。是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)（F），參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)該變量的取值為1，否則取值為0。相關(guān)控制變量選取了農(nóng)戶家庭狀況、人力資本、資源稟賦以及社會資本，并根據(jù)已有研究選擇了相應(yīng)的替代變量（見表1）。

表1 變量的描述

先對貧困地區(qū)農(nóng)戶的貧困狀況、農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況以及相關(guān)控制變量進(jìn)行了度量（見表2）。從中可以發(fā)現(xiàn)，除了戶主年齡的波動性較大以外，其余變量無明顯差異，農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度大于1 是由于該農(nóng)戶選擇了農(nóng)地流入行為所導(dǎo)致的。由表2 可以看出，參加農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的貧困發(fā)生率為34%，未參加農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的貧困發(fā)生率為62%，未參加農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的貧困發(fā)生率顯著高于參加農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶。此外，對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)與未農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，采取獨(dú)立樣本t 檢驗，得到戶主年齡、戶主身體狀況、戶主受教育程度以及家庭擁有的農(nóng)地面積無顯著性差異，其余各項經(jīng)濟(jì)指標(biāo)均呈現(xiàn)顯著性差異（見表3）。

表2 各變量的選取及度量

表3 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)戶與非農(nóng)地流轉(zhuǎn)戶的經(jīng)濟(jì)社會特征比較（匹配前）

2.2 實證結(jié)果分析

2.2.1 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策方程在匹配之前，先估計貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策方程。采取Logistic模型估計貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策，根據(jù)現(xiàn)有研究，解釋變量選擇了以下4 個維度：家庭狀況（家庭人口總數(shù)、家庭勞動力人數(shù)、戶主年齡、戶主的身體狀況）、人力資本（戶主文化程度、高中以上學(xué)歷人口比重）、資源稟賦（家庭承包土地面積）以及社會資本（參與培訓(xùn)、參與組織），回歸結(jié)果見表4。從回歸方程可以看出，貧困地區(qū)農(nóng)戶的家庭特征、人力資本和社會資本對農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策具有顯著的影響效應(yīng)。具體表現(xiàn)為家庭總?cè)丝趯r(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策具有正向效應(yīng)，而家庭勞動力對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策具有負(fù)向作用，這主要是因為家庭勞動力多的農(nóng)戶，不愿意將農(nóng)地流轉(zhuǎn)出去，不怕耕地撂荒，愿意自己耕種；從人力資本來看，戶主的文化程度對家庭是否進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策影響不顯著，但高中以上學(xué)歷人口占比顯著地正向影響了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策，主要是高中以上學(xué)歷的農(nóng)戶外出務(wù)工更容易就業(yè)，創(chuàng)造的收益大于在家務(wù)農(nóng)所創(chuàng)造的收入，因此表明人力資本的培育可以有效地促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的實現(xiàn)；從社會資本來看，參與相關(guān)的就業(yè)、技術(shù)培訓(xùn)和相關(guān)的經(jīng)濟(jì)組織對農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策有正向顯著影響，農(nóng)戶通過相關(guān)培訓(xùn)和參與組織以后，掌握了相關(guān)技術(shù)，愿意將農(nóng)地流轉(zhuǎn)出去以便有更多的時間和精力去從事相關(guān)的工作，創(chuàng)造更多的收入。

表4 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策方程估計結(jié)果

2.2.2 匹配效果檢驗通過貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策方程的參數(shù)估計結(jié)果可以得到農(nóng)戶的傾向性得分，進(jìn)而得到相關(guān)的匹配結(jié)果：匹配后的L1 measure 值為0.85，小于匹配前的0.993，提示匹配效果良好。不平衡協(xié)變量檢驗結(jié)果為沒有變量的|d|＞0.25，提示匹配后所有匹配的變量都達(dá)到了平衡。

另外，從標(biāo)準(zhǔn)差異分布情況可以看出，一是匹配后的標(biāo)準(zhǔn)差異集中在0 附近，單變量標(biāo)準(zhǔn)差異的散點(diǎn)顯示匹配后標(biāo)準(zhǔn)差異基本集中在0 附近，這表明匹配達(dá)到了較好的效果。二是根據(jù)匹配后兩組基線情況比較（見表5），匹配以后各因素在農(nóng)地流轉(zhuǎn)組和未參加農(nóng)地流轉(zhuǎn)組都均衡可比。

表5 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)戶與非農(nóng)地流轉(zhuǎn)戶的經(jīng)濟(jì)社會特征比較（匹配后）

根據(jù)Rosenbaum 和Rubin 所給定的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，若匹配之后，變量X 在試驗組與對照組之間的標(biāo)準(zhǔn)化偏差大于20%，則表明匹配失敗。從總體上看，在匹配之前，樣本組之間的標(biāo)準(zhǔn)差異為155.4%，在匹配之后，標(biāo)準(zhǔn)化偏差下降到4.1%，且在匹配完成后，僅損失了14 個樣本，同時匹配后各個變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均滿足平衡性檢驗。通過對平衡結(jié)果的分析發(fā)現(xiàn)，試驗組與對照組不存在顯著性差異，即通過傾向性得分匹配模型能夠有效地分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶貧困的影響。

2.2.3 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶貧困的影響通過以上的匹配檢驗分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)構(gòu)建的傾向得分匹配模型效果較好。該研究測算貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)選擇了PSM 中的經(jīng)典方法最近鄰匹配的方法，結(jié)果發(fā)現(xiàn)減貧效果非常顯著（見表6）。結(jié)果顯示，在匹配之前，實驗組與對照組的平均處理效應(yīng)（ATT）高達(dá)-0.364，匹配之后的ATT 值為-0.314，且通過了顯著性檢驗，ATT 值顯著下降的原因表明通過匹配后，有效地消除了其他因素的干擾，即試驗組和對照組的平均處理效應(yīng)差異主要來源于農(nóng)地流轉(zhuǎn)。根據(jù)測算結(jié)果，貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)的均值達(dá)到了0.31，即貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的貧困發(fā)生率比未參加農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶低31%。因此，可以判斷，貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的減貧效應(yīng)是非常顯著的，這主要是因為就貧困地區(qū)的發(fā)展而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的落后和交通不便等因素導(dǎo)致農(nóng)戶的發(fā)展受到了制約，增收渠道受限，而農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以增加農(nóng)戶的收入，具體表現(xiàn)為農(nóng)地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶釋放了剩余勞動力，使勞動力從農(nóng)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶既獲得了租金收益、又獲得了工資性收益，農(nóng)地轉(zhuǎn)入農(nóng)戶可以獲得規(guī)模收入，當(dāng)規(guī)模達(dá)到一定的程度，還可以獲得政策性收入。由此可見，農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為貧困地區(qū)農(nóng)戶擺脫貧困的一條重要途徑，尤其在當(dāng)前農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策的支持下，貧困地區(qū)應(yīng)該根據(jù)實際情況適度發(fā)展農(nóng)地流轉(zhuǎn)，增加家庭的收入來源。

表6 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)測算結(jié)果

2.2.4 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模對農(nóng)戶貧困的影響從以上的實證分析結(jié)果可以看出，在新的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策下，貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)所發(fā)揮的減貧效應(yīng)十分顯著。但PSM 方法所得到的估計結(jié)果是貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策的平均處理效應(yīng)，無法反映出農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度差異對農(nóng)戶貧困的影響。為此，接下來考慮農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度對農(nóng)村貧困的影響，因農(nóng)戶貧困狀態(tài)是二分類變量，而農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度是連續(xù)變量，為了進(jìn)一步分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模對農(nóng)戶貧困的影響，先將連續(xù)性隨機(jī)變量農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度作離散化處理，將離散化的結(jié)果和貧困狀態(tài)作交叉表（見表7），結(jié)果發(fā)現(xiàn)在參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的298 戶農(nóng)戶中，有146 戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度小于0.5，占比為49.0%，農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度大于0.5 的有152 戶，占流轉(zhuǎn)戶總數(shù)的51.0%。而貧困戶中只有34.0%的農(nóng)戶選擇小面積流轉(zhuǎn)，這部分農(nóng)戶思想比較保守，自身發(fā)展能力比較匱乏，再加上資源稟賦的限制和農(nóng)戶對預(yù)期收入的不確定性，最終導(dǎo)致了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的強(qiáng)度不高；66.0%的貧困戶愿意將自己大部分農(nóng)地流轉(zhuǎn)出去，拓寬自己的收入來源，以達(dá)到盡快脫貧的目的。

表7 農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度與貧困狀況的交叉表

根據(jù)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，運(yùn)用Logistic 回歸分析不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度對農(nóng)戶貧困的影響，其回歸結(jié)果見表8。由表8 可知，農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度對農(nóng)村貧困有負(fù)向影響關(guān)系，其回歸系數(shù)為-0.331，且以P值為0.009 通過了顯著性檢驗。Exp(B)的值為0.718，即對于貧困地區(qū)的農(nóng)戶而言，說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度增加一個單位時，貧困程度就會降低0.718 個單位。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為貧困地區(qū)農(nóng)戶脫貧的重要途徑，政府需給予貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策并促進(jìn)其實施，保證農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策在貧困地區(qū)得以順利實施。

表8 Logistic 回歸結(jié)果

2.2.5 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)將農(nóng)戶的家庭人均年收入作為研究對象，討論貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)。同時，為了研究不同農(nóng)戶群體的增收差異，本研究進(jìn)一步分析了貧困地區(qū)的貧困戶與非貧困戶之間的經(jīng)濟(jì)社會特征差異。從表9 的實證分析結(jié)果可以看出，無論是貧困戶還是非貧困戶，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)都能有效促進(jìn)其收入增長。同時發(fā)現(xiàn)，采取最近鄰匹配（1 ∶1）之后，ATT 值顯著下降，這表明通過傾向得分匹配之后，有效地消除了其他因素對農(nóng)戶年人均收入的干擾。貧困戶實施農(nóng)地流轉(zhuǎn)能使家庭人均年收入增加319.34 元，有利于改善貧困戶的生活福利水平，從而逐步擺脫貧困；但從非貧困戶的平均處理效應(yīng)來看，非貧困戶進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)所帶來的收入增長高達(dá)1 517.02 元，顯著地高于貧困戶（是貧困戶的4.75 倍）。

表9 貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)比較

非貧困戶收入增長顯著高于貧困戶的原因主要是其經(jīng)濟(jì)社會特征明顯高于貧困戶（見表10），由表10可以看出，除了家庭人口和戶主的身體狀況之外，貧困農(nóng)戶與非貧困農(nóng)戶的家庭狀況、人力資本、物質(zhì)資本、社會資本均存在顯著性差異，且表現(xiàn)為貧困農(nóng)戶顯著落后于非貧困農(nóng)戶，這些綜合因素不利于貧困農(nóng)戶合理選擇農(nóng)地流轉(zhuǎn)及流轉(zhuǎn)強(qiáng)度，影響貧困戶非農(nóng)就業(yè)渠道的拓展。盡管農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠有效促進(jìn)貧困戶減貧，但由于各種內(nèi)外因素的影響，貧困農(nóng)戶的增收效應(yīng)十分有限（人均年收入僅319 元），這使得貧困農(nóng)戶難以抵抗外部風(fēng)險的沖擊，其貧困脆弱性仍然嚴(yán)重，當(dāng)家庭需要大項資金開銷的時候，容易導(dǎo)致脫貧之后再次返貧的現(xiàn)象發(fā)生。由此可見，要使貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為貧困農(nóng)戶減貧增收的長效機(jī)制，就必須在完善貧困農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策的基礎(chǔ)之上加快夯實貧困農(nóng)戶的內(nèi)生發(fā)展動力。

表10 貧困地區(qū)貧困農(nóng)戶與非貧困農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)社會特征比較

貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能促進(jìn)農(nóng)戶收入的增長，主要在于農(nóng)地流轉(zhuǎn)之前，農(nóng)戶的主要收入來自家庭經(jīng)營性收入，即在自己承包的農(nóng)地上種植農(nóng)作物所得。農(nóng)地流轉(zhuǎn)后，拓寬了農(nóng)戶創(chuàng)收的渠道，農(nóng)地流入方發(fā)展種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)，獲得規(guī)模收益，在生產(chǎn)生活過程中邀請專家教授親臨現(xiàn)場指導(dǎo)，提供一條龍服務(wù)，給村民提供了很多技術(shù)性的培訓(xùn)，農(nóng)民的綜合素質(zhì)得到了很大提高，為新型職業(yè)農(nóng)民培育創(chuàng)建了良好的基礎(chǔ)；流出方的農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)給新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，獲取地租，也可以選擇自主創(chuàng)業(yè)、外出務(wù)工等方式增加收入，甚至可以通過培訓(xùn)提高專業(yè)技能，轉(zhuǎn)變成新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。實踐中，為了方便與外界交流，村委組建了計算機(jī)培訓(xùn)中心，開通了“一村一網(wǎng)”農(nóng)業(yè)綜合信息平臺和電子商務(wù)平臺，可以通過視頻會商、遠(yuǎn)程會農(nóng)，專家還可以通過平臺直接觀察種植農(nóng)作物的長勢和蛙的養(yǎng)殖情況，同時為高質(zhì)量的農(nóng)產(chǎn)品能形成產(chǎn)供銷一體化的產(chǎn)業(yè)鏈，為貧困地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、銷售、物流運(yùn)輸打下了堅實的基礎(chǔ)。目前，花垣縣通過發(fā)展，吸引著來自四面八方的游客參觀旅游，走出了一條農(nóng)旅融合的鄉(xiāng)村振興之路。政府出臺的扶貧政策給貧困地區(qū)進(jìn)行了“輸血”，村民通過自己的努力實現(xiàn)了“回血再造”，讓貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)“活”起來了。

3 結(jié)論與建議

在農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民收入變化的實證分析中可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以促進(jìn)流入方和流出方收入增長。貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠減緩31%的貧困發(fā)生率。其次，貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度與農(nóng)戶貧困有負(fù)向影響，當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)強(qiáng)度增加一個單位時，貧困程度就會降低0.718個單位。最后，通過進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，盡管貧困地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能有效提升貧困農(nóng)戶的家庭收入水平，但與非貧困戶相比，仍存在巨大的差距。因此，要在貧困地區(qū)合理、有序、自愿、有償進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)，從政府到農(nóng)戶個人，共同努力，探索符合該地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，發(fā)揮農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用，為當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)民快速脫貧貢獻(xiàn)智慧。

根據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)能促進(jìn)農(nóng)民增收，從而加快了貧困地區(qū)農(nóng)民的減貧速度。因此，要通過加強(qiáng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策宣傳、有效轉(zhuǎn)移農(nóng)地流出勞動力等途徑，促進(jìn)農(nóng)民增收，加快貧困地區(qū)減貧速度。第一，加強(qiáng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策宣傳。因貧困地區(qū)部分農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)政策不太了解，擔(dān)心流轉(zhuǎn)后農(nóng)地?zé)o法收回，就寧愿拋荒也不愿流轉(zhuǎn)。因此，地方政府要充分利用電視、廣播等媒體以及“農(nóng)事通”等移動終端，向農(nóng)民宣傳農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，使其明白農(nóng)地使用權(quán)、經(jīng)營權(quán)以及所用權(quán)的歸屬，使其了解土地流轉(zhuǎn)會給自己帶來哪些切身利益等等。只有讓農(nóng)戶真正明白了土地流轉(zhuǎn)的利弊，才能自覺規(guī)范流轉(zhuǎn)土地，進(jìn)而從根本上推動貧困地區(qū)土地適度規(guī)模流轉(zhuǎn)，增加農(nóng)地流出農(nóng)戶的租金收益。第二，有效轉(zhuǎn)移農(nóng)地流出勞動力。農(nóng)地流轉(zhuǎn)后農(nóng)戶可根據(jù)實際情況選擇自主創(chuàng)業(yè)，也可以外出務(wù)工獲得非農(nóng)收入，從而加快了貧困地區(qū)減貧速度。首先，在深化就業(yè)管理體制改革，保障貧困農(nóng)民作為勞動者的基本權(quán)益，并規(guī)范就業(yè)市場環(huán)境，整治對于農(nóng)村貧困農(nóng)民的就業(yè)歧視亂象，建設(shè)起公平開放的就業(yè)體制。其次，要進(jìn)一步完善我國戶籍制度，推動城鄉(xiāng)勞動力自由流動，讓市場成為配置勞動力資源的主要力量。再次，還通過多種途徑發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，科學(xué)推進(jìn)小城鎮(zhèn)建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)村貧困農(nóng)民就近轉(zhuǎn)移。最后，要為創(chuàng)業(yè)貧困農(nóng)民提供優(yōu)惠的融資與稅收政策。