農地轉出對精準脫貧戶多維貧困的緩解效應
——基于傾向得分匹配的實證分析

張明珠, 孟 梅

(新疆農業大學 管理學院, 烏魯木齊 850025)

經過長期的實踐證明，農地流轉作為農戶土地資源配置的重要方式，能促進農村經濟發展[1-2]。十七屆三中全會以來，國家就開始以農村土地經營權流轉為核心推動土地規模經營，2015年《中共中央國務院關于打贏脫貧攻堅戰的決定》明確要求，將加強土地流轉，作為提高貧困戶增收的脫貧路徑[3]。2017年中央農村工作會議明確指出要把促進規模經營與脫貧攻堅和帶動一般農戶增收結合起來，政府也把“土地清理再分配扶持一批”作為脫貧攻堅“7個一批”里的一項重大舉措，可以看出國家把土地流轉作為減貧的手段，但如何有效地落地這些政策，農戶的貧困是否能通過土地流轉真正得到緩解，這些問題值得討論。

大量研究表明，農地流轉在增加農民收入、降低耕地細碎化、改善經營規模、促進非農就業、保障國家糧食安全、改善農戶家庭化流動等方面意義重大[4-6]，近幾年研究把土地流轉與貧困結合，提出不管是土地轉出還是土地轉入，均能降低農戶的貧困發生率[7-9]。但是，也有學者認為土地流轉并沒有很好地緩解貧困，并起著阻礙作用[10]。不難發現，理論界對于農地流轉是否真正能緩解貧困還沒有統一的定論，且已有的文獻大多側重于農地流轉對農戶增收的影響[11-13]，并沒有較好地與農戶的教育、健康、生活水平等可行能力剝奪問題聯系起來。

因此，本文借鑒已有思路，將在測算脫貧戶多維貧困指數的基礎上，重點研究調研區域的貧困狀態如何，農地轉出能否真正緩解精準脫貧戶的多維貧困。以期為調研區域的脫貧攻堅之路提供參考。

1 研究區概況

額敏縣位于新疆維吾爾自治區西北部，地理坐標為東經83°63′11″—84°40′13″，北緯46°47′41″—47°07′28″，轄區面積9 532 km2。轄13個鄉(鎮)場、196個村(社)，有25個民族在這里相融共生，區域總人口22萬人。全縣被識別的自治區貧困村有15個、非貧困村124個，目前貧困村已全部退出、貧困戶已全部脫貧。縣內的農業資源豐富，土地肥沃，現有耕地10.67萬hm2、天然草場70萬hm2，素有“糧倉、肉庫、油缸、糖罐”之稱。雖然全縣已脫貧摘帽，但大部分都是實現了“兩個不愁，三保障”，實現人均年收入達到3 700元(2019年脫貧線)單一維度而實現的脫貧摘帽，但在教育、健康、生活等多維度上仍有一些人處于貧困狀態。經過長期的實踐證明，農地流轉能促進農村經濟發展，帶動非農就業，通過分析額敏縣貧困戶農地轉出對多維貧困的緩解效應，對進一步推進額敏縣農地流轉、促進貧困戶減貧具有現實意義。

2 數據來源與研究方法

2.1 數據來源

本研究選取額敏縣的郊區鄉北郊村、霍吉爾特蒙古民族鄉闊克薩依村、瑪熱勒蘇鎮牧業村以及上戶鎮吾巴勒二村4個村為調研區域，這4個村耕地資源較豐富，且有兩個村為自治區級貧困村。采用面對面的問卷調查法。調研共發放318份問卷，收回有效問卷308份。在問卷錄入、生成數據后，剔除了樣本中部分存在變量缺失和數據失真的家庭后，共獲得305個有效樣本。因為參與農地流轉的人中，僅有20戶為農地轉入，所以，本次調研是把參與農地轉出農戶和未流轉農戶作為研究對象，其中參與農地轉出的脫貧戶有163戶，未參與農地轉出的脫貧戶有123戶，共計285戶，實證分析在脫貧戶處于多維貧困狀態時，農地轉出對其有無緩解效應。

2.2 研究方法

2.2.1 多維貧困指數測算 Sen[14]提出貧困不僅僅表現為收入低下，更表現為可行能力的被剝奪。可行能力理論把注意力從以收入為標準判定貧困到包含了收入、教育、醫療、個人能力等多個維度判定是否貧困的轉變，拓展了對貧困的理解，為貧困的識別和測度提供了新視角?；趯尚心芰碚摰睦斫?，研究農地轉出是否緩解貧困，不能單看對農戶的收入是否緩解，因為收入不是衡量農戶家庭是否貧困唯一因素，還要考慮農戶的多維可行能力貧困在農地轉出后是否得到緩解，本文對多維能力貧因的緩解主要通過教育、健康、生活水平和壓力這4個維度來體現。由于多維貧困指數是通過在實地構建多維貧困指標獲得，因此，本文基于A-F方法構建多維貧困指數，主要包括以下3個步驟：

(2) 多維貧困的測算。基于上述步驟可以算出貧困人口發生率(H)、多維貧困強度指數(A)，多維貧困指數(MPI)：

(1)

(2)

MPI=H×A

(3)

(3) 多維貧困指數的維度與指標選取。由于2019年該縣已實現貧困摘帽，人均年純收入都已達到2019年貧困線的最低標準(3 700元)，因此本文沒將人均年純收入作為測算脫貧戶多維貧困指數的指標，選取了除收入維度外的其他維度來測算當地的多維貧困指數，選取依據為：一是國內外學者常用的變量；二是為“兩不愁，三保障”需要確保完成的指標；三是結合調研農戶家庭狀況及區域經濟發展程度，兼具數據的可得性，最終確定多維貧困指標體系從4維度構建，即，教育、健康、生活、壓力，包含10個指標。

權重確定上，現有文獻大多采用等權重法[15-17]，也有學者采用主成分分析法、熵值法進行非等權重賦值[18]，雖避免了權重設置過程中主觀性過強的問題，但其根據數據推導的指標權重解釋能力有限且難以反映權重設置中的價值觀。因此，本研究仍選取常用的等權重方法確定權重，構建了農戶多維貧困指標體系(表1)。

表1 多維貧困指標體系與權重

2.2.2 傾向得分匹配法 農戶參與農地轉出是農戶根據自身情況做出的選擇，是自選擇的結果。因此，對土地的依賴程度、自身的狀況、政策了解度等都將決定農戶是否將農地轉出，而這些因素同時也會對多維貧困指數產生影響，這就導致在估計農地轉出對農戶多維貧困影響時存在內生性問題，即家庭參與農地轉出的行為不僅與多維貧困指數相關，也與誤差項相關。

鑒于此，本文對由于自選擇導致的偏差問題采用傾向得分匹配法解決。將參加農地轉出的設為試驗組，未參加農地轉出的視為控制組，進行分析，我們實際關心的是試驗組如果不參加農地轉出，是否比參加農地轉出對農戶多維貧困緩解效應小，但一個個體只能處于其中一種狀態，無法同時觀測到Y0i(參與農地轉出)和Y1i(不參與農地轉出)的值，也就無法得到處理效應，即，一個農戶參加農地轉出對緩解多維貧困效應減去假設農戶沒有參加農地流轉對緩解多維貧困的效應。而Rubin Causal Model(1974年)提出的傾向得分匹配模型是人為假設這個已經參與土地流轉的農戶沒有參與土地流轉對緩解多維貧困的的效應是多少，也就是反事實框架，用Y1i-Y0i就是試驗本身的結果，其基本思想就是找到與試驗組(農地轉出戶)相似的控制組(農地未轉出戶)，再去比較參與農地轉出對農戶多維貧困是否有影響，也降低樣本自選擇偏誤，得到ATT，即農地轉出后農戶多維貧困的平均處理效應。

ATT=E(MPI1|TDLZ=1)-E(MPI0|TDLZ=0)

(4)

MPI1表示農戶農地轉出后的多維貧困狀況，MPI0表示農戶農地轉出之前的多維貧困狀況，為獲得反事實結果主要有兩個步驟：一是采用Logit模型計算出每個家庭的傾向得分，二是檢驗匹配效果。

3 結果與分析

3.1 農戶多維貧困的測度

3.1.1 單維貧困狀態分析 表2為10個指標的貧困發生率。首先，應重點關注的是調研區域仍然有70.17%的家庭做飯用的燃料是煤或者木柴，有66.31%的家庭沒有沖水廁所，有59.29%家庭勞動力最高文化程度初中及以下，有53.33%的家庭中家庭成員患慢性病，可以看出有一半以上的農戶在這4個指標處于被剝奪狀態。表明大部分家庭仍使用煤炭做燃料，長期使用煤炭不僅污染空氣還對人的身體有較大的危害，沒修建沖水廁所不僅容易滋生細菌，而且不利于人的身體健康，教育水平低等這都在一定程度上加大了農戶的可行能力貧困。其次，應關注有49.82%的家庭有撫養壓力，有28.42%的家庭不會聽說寫漢語，表明部分農戶家庭的撫養壓力大，勞動力水平較低，加之漢語水平程度不高，不利于獲得就業機會。最后，在飲水來源、家庭成員有殘疾人、家里有65歲以上老人、家里有重大疾病這幾個剝奪指標的貧困發生率分別為16.84%，15.08%，11.92%，11.28%，經調查發現在調研區域中主要是上戶鎮吾巴勒二村有一部分農戶飲水來源還是井水，水質一般，主要原因是這部分農戶所住的地方地勢比較高，自來水目前供應不上，不過村里正在解決該問題，雖然在這幾個方面的貧困發生率不高，但仍應予以重視。

表2 單維貧困指標發生率 %

從是否參與農地轉出來看，在受教育年限、患慢性病、衛生設施、做飯燃料這4個指標上轉出戶和未轉出忘掉的貧困發生率都較高，面臨較嚴重的貧困問題，兩者相比，未轉出農戶在很多指標上面臨的問題更為嚴重，貧困發生率高于農地轉出戶。

3.1.2 不同剝奪臨界值下的多維貧困指數K的取值目前尚未統一，通過閱讀文獻[19-20]，大部分學者采用K取0.3左右研究。由表3可以看出，通過整理數據，本文計算多維貧困指數時將K的取值范圍劃分為0.1～0.6，當K=0.3時，多維貧困發生率為63.2%，即，有63.2%農戶至少在3個指標上處于貧困狀態，相應，A為0.477，MPI為0.311。如果以某一單一維度來衡量農戶貧困，如收入，因為該縣已實現貧困摘帽，說明人均純收入都已達標，在面對面調研時，所調研的農戶確實不存在收入維度上的貧困，若把農戶是否貧困用收入來衡量，將有很多可行能力被剝奪，處于多維貧困狀態的農戶被忽略?；蛘邚膯尉S貧困分析來看，70.17%的農戶在做飯燃料上仍使用煤，不能片面說該調研區域70.17%的農戶都處于貧困狀態。因此，把多維貧困指數作為衡量農戶是否貧困的依據更具有真實性。由表3還可以看出，參與農地轉出的農戶的多維貧困指數除了K=4是高于未參與農地轉出的農戶，其余無論K取何值，農地轉出戶的多維貧困指數相較于農地未轉出戶都偏低，說明在面臨多維貧困這個問題上，農地未轉出戶比農地轉出戶更嚴重。

表3 不同剝奪臨界值下的多維貧困指數

3.2 基于傾向得分匹配的實證分析

3.2.1 農戶參與農地轉出的影響因素 本文運用stata 14.2軟件進行傾向得分匹配分析，分析農地轉出的多維貧困的緩解效應。首先，估計傾向得分，選擇協變量，即匹配變量是關鍵，協變量要選擇能對控制組和試驗組同時影響的混在因素，不能忽略重要協變量，不然將會形成顯著的誤差，也要滿足獨立樣本假設。本文對于協變量的選擇，參考了相關學者對減貧效應的研究[21-22]，也結合本次研究區域實際情況，考慮各種因素的綜合影響，最終選擇以家庭外出務工人員數、家庭勞動力數量、戶主的文化程度、家庭結構、與親戚朋友聯系情況、能否技能培訓機會、家中有無村干部、村莊到縣城距離這8個變量作為匹配變量，進行傾向得分匹配分析，找到合適的匹配變量組。由表4可知，家庭外出務工人員數、家庭勞動力數量、家庭結構、是否為村干部、村莊到縣城距離對農戶是否參與農地轉出有顯著影響。其中家庭外出務工人員多的農戶家庭比其他農戶家庭參與概率高25.9%，說明外出打工的人多了，就更愿意將農地轉出去，在收入來源上，不但有穩定的工資性收入還有收取的土地租金，使自身收入水平提高。家庭勞動力數量多的農戶家庭比其他農戶家庭參與流轉概率低15.3%，家庭成員有擔任村干部的家庭比其他農戶家庭流轉概率13.1%，村干部對政策的了解程度比普通農戶多，思想也較開放，因此，樂于將自家農地轉出，家庭結構趨向老年的農戶家庭比其他農戶家庭的參與流轉概率高6.2%。

表4 參與農地轉出傾向得分的Logit估計結果

3.2.2 農地轉出對農戶家庭多維貧困的影響 本文以K=1/3作為臨界值算的多維貧困指數作為被解釋變量，以農地是否轉出作為解釋變量，以家庭外出務工人員數、家庭勞動力數量、戶主的文化程度、家庭結構、與親戚朋友聯系情況、能否技能培訓機會情況如何、村莊到縣城距離等8個變量作為匹配變量。用logit估計傾向得分后，選擇最近鄰匹配、半徑匹配或核匹配等方法找到屬于控制組(農地未轉出農戶)的某個個體使其與屬于試驗組(農地轉出農戶)的個體的協變量取值盡可能相似的樣本，進而計算平均處理效應(ATT)(表5)。

表5 農地轉出對農戶多維貧困影響效應估計

由表5可知，在未控制任何協變量的情況下，平均處理效應(ATT)為-0.113 9，即參加農地轉出的農戶與沒有參加農地轉出的農戶相比，更能緩解農戶的多維貧困。加入協變量，經過傾向匹配控制樣本的選擇偏誤后，采用3種匹配方法進行匹配，結果顯示，ATT分別為2.22，2.67，2.50，兩者的平均處理效應差值分別為-0.168 3，-0.209 5，-0.186 0，且t值均在0.05統計水平上顯著?？梢钥闯?，農地轉出的多維減貧效應都有所提高。3個傾向得分匹配方法的測算結果雖有所差異，但得到了基本一致的結論。

3.2.3 匹配的平衡性檢驗 傾向得分匹配模型需要滿足平衡性假設。即通過匹配，處理組和對照組降低了農戶因個體異質性產生的偏差。由表6可以看出，運用不同方法匹配后，相比匹配前估計多維貧困指數的Pseudo R2值、標準偏差均值與中位數值都大幅度降低，在B值上，K近鄰匹配和半徑卡尺匹配估計多維貧困指數的B值小于25%。綜上所述，匹配后的變量之間已無顯著差異，減小了農戶個體的異質性偏差，可以說明匹配樣本的協變量比較平衡，通過了平衡性檢驗。

表6 不同方法下的平衡性檢驗

4 結論與建議

4.1 結 論

(1) 在單維貧困上，有一半以上的農戶在做飯燃料、衛生設施、教育水平、患慢性病這4個指標方面存在剝奪，且未轉出農地戶貧困發生率高于農地轉出戶。(2) 在多維貧困上，測算出不論是哪種匹配方法，未轉出農地戶的多維貧困指數都高于轉出農地戶的多維貧困指數。(3) 家庭外出務工人員數、家庭勞動力數量、家庭結構、是否為村干部、村莊到縣城距離對農戶是否參與農地轉出有顯著影響。(4) 農地轉出能夠顯著緩解農戶多維貧困，基于傾向得分的3種不同匹配法得出一致結論，即農地轉出具有很好的減貧效應。

4.2 建 議

基于研究結論，結合中國脫貧攻堅實際和鄉村振興的迫切要求，本文提出以下政策建議:一是加大基礎設施建設，降低單維貧困。加快天然氣惠民工程進度，使更多農戶用上天然氣，把好農戶健康關，加大醫療負擔重家庭的家庭醫生來訪頻次；重視農村改廁，防止細菌滋生；針對一些受教育年限低、漢語水平差的家庭應針對性的定期組織漢語培訓班提高漢語的讀說寫能力，定期組織職業技能培訓，加強溝通能力、提升少數民族外出就業人數。二是加大扶貧政策宣傳力度。通過實證分析得到是否為村干部對農戶是否參與農地轉出有顯著影響，村干部對一些土地政策和扶貧政策相比普通的農戶了解的更多，如郊區鄉郊區村協調土地對外承包提價，使得參與農地轉出的農戶每公頃地能提升11元，上戶鎮吾巴勒二村為了促進農戶將農地轉出還成立了土地流轉合作社，流轉后土地每公頃承包價達20元這些都是很好的脫貧、減貧、促進非農就業的政策，但一些農戶對這些政策的了解程度不高或者不重視。因此，應加大政策宣傳力度，加強農戶參與農地轉出意識，擺脫小農思想的束縛。三是重視脫貧戶土地流轉及其配套政策優化。在今后工作應加快落實土地清理再分配扶持一批政策，合理調整流轉價格，為更多的農戶提供土地紅利機會，同時，應該繼續加大轉移就業扶持一批，使得參與土地轉出的農戶獲得更穩定的收入來源。