秦昌胜，武延琴，李芙凝，周 雪，唐 增

（兰州大学草地农业生态系统国家重点实验室 / 兰州大学草地农业科技学院，甘肃 兰州 730020）

草地是我国面积最大的陆地生态系统，在保障国家食物安全和生态安全方面发挥着重要作用[1-2]。为提高草地生产能力和减少草地退化，我国先后采取草地承包、草地围栏、生态补奖和鼓励草地流转等草地管理政策[3]。随着城镇化进程，牧区劳动力逐渐向城镇转移，草地流转速度加快，草地流转成为推进牧区规模化经营和实现畜牧业现代化的一种重要制度措施[4]。在草地流转中，部分牧民转出草地，进城务工或转业，选择从事非牧或兼牧工作。也有牧民转入草地，增加草地面积和扩大养殖规模，这既可匹配家庭剩余劳动力，又能获得规模经营收益，有助于提高牧民收入。因此，草地流转具有协调草原生态保护和牧区经济发展的作用，通过草地流转优化资源配置，对草原畜牧业的发展具有重要意义[5-7]。

已有研究基于草地流转的市场化管理视角，分析牧民草地流转的意愿和影响因素[8-10]。针对草地流转对牧民收入和生计的影响，部分研究探讨了完善草地流转机制和实现畜牧业规模化经营的发展路径，认为以租赁为主的草地流转是市场化配置草地资源的有效方式，对牧民增收和减缓草地生态退化有积极作用[11-12]。当前，草地流转对牧民收入影响的实证研究仍有争议。有研究认为牧民转入草地，随着草地规模的扩大能产生规模效益，具有显著的增收效应[13-14]。也有研究指出草地流转虽有助于草地资源的重新配置，但是草地流转对生产效率的提升作用有限，草地流转可能会增加草地生态压力和牧民贫富差距[15-16]。

综上所述，在牧区草地流转过程中，不同草地流转类型对牧民收入的增长效应究竟如何？草地流转对牧民贫富差距的影响是否存在? 这些问题仍然存在。据此，通过青海和甘肃牧业县区的调研数据探究草地流转对牧民收入的影响，首先采用多元线性回归的方法初步分析草地转入和草地转出对牧民家庭收入的作用，其次借助倾向得分匹配(propensity score matching, PSM)的准自然实验研究方法，通过构建反事实研究框架，评估草地流转对牧民收入增长和贫富差距的影响效应。

1 材料与方法

1.1 研究假设

草地流转对牧户收入的影响是多方面和多渠道的。对于转入草地的牧户而言，一方面由于经营草地面积扩大，通过在牧业生产中增加生产投入，从而对草地进行规模化和集约化经营，另一方面，在转入草地后，可以扩大牲畜规模，从而使得家庭富余劳动力和生产资源相匹配，有助于降低农业生产和交易成本。因此，转入草地可能会正向影响牧民家庭收入。对于转出草地的牧户而言，转出草地可能导致其牧业收入的降低。因为牧民生计主要依赖于畜牧业生产，转出草地虽然能够获得一定的租金收入，但是牧民通过转出草地获得的流转费用收入，并非高于草地经营的牧业收入[16]。另外，当牧民转出草地，家庭剩余劳动力由于技能缺乏、就业信息不畅等原因，不一定能够获得可观的非牧收入。

草地流转有利于草地资源配置和增加牧民收入，但也可能加大牧民贫富差距。李先东等[16]通过剖析草地流转对牧民家庭收入的影响，指出草地流转正向影响牧民收入，但相对低收入层级牧民，转入草地对高收入层级牧民的牧业收入作用更大，可能扩大牧民贫富差距，而转出草地对此影响不显著。从理论上分析，高收入群体与草地规模较大的群体拥有较多的人力和物力，更有能力转入草地，获得规模效益。相反，由于初始资源和家庭人力资本的制约，贫困牧户往往无力转入草地，也无法在畜牧业生产中投入更多生产要素，从而导致贫困牧户在草地租赁市场中处于不利地位，转入草地的收入效应在不同家庭之间可能存在差异。因此，草地流转可能增加牧户收入的不平等。

根据上述分析，草地流转促使牧户在草地、劳动力等生产要素方面进行重新配置，进而影响其收入。另外，考虑到牧民之间禀赋差异化程度，转出草地可能不会显著影响牧民家庭收入，而转入草地对收入较低和草地规模较小的牧户都不具有优势，草地流转对不同收入和不同草地面积牧户的收入增长可能产生不同的影响。据此，本文提出研究假设1、假设2 和假设3:

H1：转入草地正向影响牧民家庭收入。

H2：转出草地可能对牧民家庭收入影响不显著。

H3：转入草地对较大规模和高收入水平牧民的家庭收入影响更大。

1.2 数据来源与样本特征

数据来自兰州大学青藏高原牧区发展研究课题组于2017 年在甘肃和青海牧业县区的调研。调查采用分层随机抽样的方法，首先从青海地区选取泽库、刚察、甘德、达日、治多和称多6 个县(区)；其次在每个县(区)随机抽取3 个样本乡镇；最后在每个乡镇选取2 个样本村(行政村)，在每个样本村中随机抽取6 个牧户，共计18 个乡镇、36 个村、216 户牧户。甘肃牧业县区按照同样方式，选取肃南、肃北、天 祝 和 玛 曲4 个 县(区) 的12 个 乡 镇、24 个 村、144 户牧户，进行入户问卷调查。调研选取的县区均为纯牧业县区，在牧区具有一定的代表性，此次调研共获得牧户调查样本358 份。在进行实证分析时，共有305 户有效样本，问卷有效性为85%。

研究区域共涉及10 个县区，30 个乡镇，60 个行政村。区域内主要以牧民为主，共有13093 户常住居民，其中牧户为12165 户，占比为92.91%，天然草地面积约2.05 × 105hm2。样本牧户的基本特征如表1 所列，受访者年龄主要分布在40～60 岁，占总体样本的60.98%；受教育水平普遍偏低，一半以上为文盲，小学学历占比23.93%，初中学历占比为10.82%，有4.59% 的受访者为高中及以上学历。参与草地流转的牧户共178 户，占比为58.36%，其中，草地转入户为155 户，草地转出户为40 户，有17 户牧户同时存在草地转入和转出行为。

表1 样本牧户基本特征Table 1 Basic characteristics of the sample herdsmen

1.3 模型构建与变量说明

1.3.1 多元回归模型

1.3.2 倾向得分匹配

牧民是否借贷存在自选择问题，一方面由于牧户个体、家庭特征等初始条件并不相同可能会存在选择偏差；另一方面参与草地流转牧民的家庭收入数据通过观测可得，但是参与草地流转的牧民家庭如果不参与草地流转，其收入无法观测。若忽略自选择问题将会导致参数估计结果有偏差。因此，依据Rosenbaum 和Rubin[17]提出的方法，通过构建反事实框架，将参与草地流转牧户作为处理组，不参与草地流转牧户作为控制组，采用倾向得分匹配进一步估计参与草地流转对牧民收入的处理效应。倾向得分匹配的分析步骤为：第一步，选择影响牧民草地流转的特征变量作为协变量，构建牧户草地流转决策方程，采用Logit 模型测得牧民的倾向得分；第二步，用第一步中选中的协变量进行倾向得分匹配，并通过比较K 近邻匹配、卡尺匹配和核匹配结果的相似程度确定匹配结果的稳健性；第三步，根据匹配的样本计算参与者的平均处理效应(average treatment effect on the treated, ATT)，即在没有参与草地流转的牧户中寻找到与实际参与草地流转牧户相似的对照组，构建一个近似随机化的反事实数据，进而比较草地流转对牧民家庭收入的影响。处理组的ATT 的计算如下：

1.3.3 变量说明

在评估草地流转对牧户家庭收入的作用中，牧民家庭收入变量为家庭人均年收入，牧民家庭收入的计算主要来源于牧业生产经营性收入、非牧收入和财产性收入。家庭人均年收入利用2017 年牧户家庭总收入除以家庭总人口得出。草地流转作为主要解释变量，通过询问牧民草地流转的情况获得，为了避免草地流转决策与牧民收入可能存在互为因果的内生性问题，选取过去一年是否转入或转出草地作为关键解释变量，是则值为1，否则值为0。另外，需要说明的是有部分牧户在过去一年中既有草地转出又有转入行为，仅占样本牧户5.57%，为了避免对估计结果的影响，首要考虑牧户在过去一年中最先发生的草地流转行为。

其他控制变量的选取参考关于土地流转的研究[18]，选取户主年龄、性别和受教育年限作为反映牧户个体特征的变量；通过非牧就业占比、经营草地面积、生产投入和信息网络作为反映牧户家庭生产经营特征的变量。其中，参与非牧工作超过6 个月的劳动力界定为非牧就业，信息网络通过家中是否有宽带网络来衡量。各变量的定义及描述性统计如表2 所列。

表2 变量定义及说明Table 2 Definition and description of variables

2 结果分析

2.1 草地流转对牧民收入的影响

运用Stata15.0 软件，通过多元回归模型估计草地流转对牧民家庭收入的影响，结果如表3 所列。在多元回归中，首先计算方差膨胀影响因子(variance inflation factor，VIF)，最 终 得 到 最 大 的VIF 为1.19，远小于10，表明变量间不存在多重共线性问题[19]。模型的拟合优度为0.357，在1%的水平上通过显著性检验。

表3 草地流转对牧民家庭收入的回归结果Table 3 Regression analysis of the effects of grassland circulation on the family income of herdsmen

草地流转对牧民家庭收入的影响主要体现在草地转入和草地转出两方面，草地转入对牧民家庭收入在5% 的水平上具有显著正向的影响(P< 0.05)，意味着转入草地牧户的家庭人均年收入高于未转入草地的牧户。从理论上分析，牧民通过转入草地进而扩大养殖规模，能够使劳动力匹配牧业生产，进一步增加生产投入，产生规模效益。草地转出对牧民家庭收入影响不显著，可能的解释是：一方面牧民转出草地获得的租金无法弥补草地转出带来养殖牲畜数量减少的损失；另一方面草地转出虽然释放了劳动力，但由于牧区就业渠道有限，空闲劳动力不一定能充分就业，反而不利于家庭收入的增加。将多元回归作为基准回归初步分析了草地流转对牧民家庭收入的影响，考虑到牧民草地流转的自选择问题，进一步采用倾向得分匹配法估计草地流转对牧民家庭收入的处理效应，以及分析草地流转对牧民家庭收入影响的组群差异。

2.2 草地流转对牧民收入的处理效应

2.2.1 牧户草地流转决策方程的估计结果

为了匹配草地流转户和非草地流转户，本研究采用 Logit 模型估计牧户参与草地流转的概率，估计结果如表4 所列。由表4 可知，户主年龄对是否转入草地具有负向影响 (P< 0.05)，对是否转出影响不显著，即户主年龄相对年轻的家庭，会倾向转入草地。教育水平显著(P< 0.05)正向影响牧户草地转出，对草地转入影响不显著。教育程度较高的牧户倾向于转出草地，这可能是因为受教育程度越高的牧户更有可能从事非牧工作，无法兼顾经营草地畜牧业，所以进行草地转出。非牧就业比显著 (P<0.1)负向影响牧户草地转入，非牧就业比高的家庭不会倾向于转入草地。家庭经营草地面积正向影响(P< 0.05)牧户草地转入，意味着牧户家庭经营草地面积多的家庭倾向于租入草地。可见，参与草地流转的牧户往往是经营草地面积较多的家庭，而对于经营草地面积较少的家庭却较少参与草地流转，这可能是由于他们受到资金约束而无力转入草地。生产投入显著负向影响(P< 0.05)牧户草地转出，显然牧户在畜牧业生产经营中投入越多，说明其养殖规模越大，更需要草地资源，因而不愿意转出草地。根据 Logit 模型的估计结果可以得出每一个被调查牧户不参与草地流转、转入草地和转出草地的概率，即为倾向值。

表4 基于Logit 模型的牧户草地流转决策方程估计结果Table 4 Decision-making equation estimates for the effects of grassland circulation used by herdsmen

2.2.2 匹配效果检验

在回归分析中，草地转入变量对牧民家庭收入具有显著的积极作用，草地转出对牧民家庭收入影响不显著，因此重点关注草地转入对牧民家庭收入的处理效应，以下展示了草地转入作为关键解释变量倾向得分匹配的检验过程。

为确保倾向得分匹配结果的可靠性，借鉴Caliendo 和Kopeinig 的方法[20]，从标准化偏差、伪R2和LR统计量3 个方面进行平衡性检验。经过匹配后，对照组和处理组在协变量方面不存在显著的系统性差异。由平衡性检验结果(表5)可知，匹配前，样本标准化偏差为10.2%，在样本匹配后，大部分的标准化偏差都有所降低，标准化偏差全部小于10%，匹配后的伪R2、LR统计量均有所下降。由上述检验结果可知，运用倾向得分匹配法可有效减少对照组和处理组之间解释变量分布的差异，以及消除样本自选择导致的估计偏差。

表5 倾向得分匹配前后解释变量平衡性检验结果Table 5 Balance test analysis of explanatory variables before and after propensity score matching

2.2.3 是否参与草地流转对牧民收入的影响

分别利用3 种匹配方法得到对照组和控制组的家庭人均年收入及其相减所得的ATT 值(表6)，结果表明，运用各种匹配方法所得到的结果相似，且ATT 值都在5%的水平上通过了显著性检验，反映出估计结果较为稳定。通过3 种匹配方法测算结果的平均值得出，牧户如果没有进行草地转入，其家庭人均年收入为13913 元，但由于草地转入后，其家庭人均年收入增加到20489 元，增收6576 元，草地转入的牧户家庭人均年收入增加47.25%。实证分析结果显示，进行草地转入对于牧民家庭人均年收入具有促进作用。在进行倾向得分匹配后，草地转出对牧民家庭人均年收入的影响依然不显著。

表6 草地流转对牧民家庭收入的处理效应Table 6 Treatment effect of grassland circulation on the family income of herdsmen

2.2.4 组群差异分析

前文通过处理组的平均处理效应(ATT)分析了草地流转对牧民家庭人均年收入的影响净效应，但是ATT 仅能反映参与草地流转牧户家庭人均年收入变化的平均值，无法体现样本牧户中不同收入水平和草地经营规模的牧户参与草地流转的结构性差异，即组群差异。一般而言，富裕牧户拥有较多资源，更可能增加生产要素投入。因此，草地转入对高收入水平牧户的增收作用更大。另外，较小规模的草地转入未能达到最优草地经营规模，对牧民收入影响并不显著，而经营草地规模较大的牧户更有可能产生规模效应[21-22]。因而，有必要以牧民家庭人均年收入和经营草地面积为分组依据，分析草地流转对牧民家庭人均年收入影响效应的组群差异，评估不同草地规模和收入水平下草地流转对牧民家庭人均年收入的影响。

由于样本容量有限，为保证匹配效果，研究将所有样本根据经营草地面积和家庭人均年收入分别划分为2 个样本组别，检验草地流转对牧民家庭人均年收入影响效应的组群差异。经营草地面积划分为较大规模和较小规模两组，其中，经营草地面积大于33.33 hm2的为较大规模组，经营草地面积小于等于33.33 hm2的为较小规模组。在收入水平分组中，将家庭人均年收入6000 元以上的分为较高收入组，家庭人均年收入小于等于6000 元的为较低收入组。由于在前文分析中，草地转出对牧民家庭人均年收入的影响并不显著，因此主要分析草地转入对牧民家庭人均年收入的影响。基于K 近邻匹配方法的草地流转对牧户家庭人均年收入影响效应的组群差异比较结果，如表7 所列。进行草地转入后，经营草地面积较大牧户的家庭人均年收入增加9168 元，而经营草地面积较小的牧户仅增加5989 元。在收入水平方面，较高收入组草地转入增收显著，家庭人均年收入增加5086 元，而较低收入组草地转入对牧民家庭人均年收入的处理效应不显著。以上PSM 分组比较的结果表明，草地转入对牧民具有显著的增收效应，但是牧民群体内部存在差异。转入草地对经营草地面积较大的牧户比草地面积较小牧户的增收作用更大，收入水平较高的牧户转入草地更可能增加收入。因而，草地转入可能会扩大牧民收入差距。

表7 草地流转对牧户家庭收入影响效应的组群差异Table 7 Group differences of influence effects of grassland circulation on the household income of herdsmen

3 讨论与结论

草地是牧民赖以生存的资源，兼具生态保护和经济效益。自20 世纪80 年代以来，我国草地退化严重，对牧区的社会经济和生态环境产生影响[1]。各级政府出台相关政策，鼓励和规范草地承包经营权流转，扩大草地经营规模，解决牧民因草地规模较小带来的超载过牧问题。然而，由于草地流转市场和机制不完善，草地流转给生产效率带来的正面影响有限，在一定程度上增加了牧民贫富差距，反而不利于草地生态保护[14]。本研究基于青海和甘肃两省牧区入户调研数据，以牧民是否参与草地流转为关注点，通过多元回归模型和倾向得分匹配的方法分析了牧民草地流转对其家庭收入的影响，进一步探讨了不同草地规模和收入水平下草地流转对牧民家庭收入影响效应的组群差异。研究结果表明：1)草地转入有助于提高牧民家庭收入，草地转出对牧民家庭收入影响不显著；2) PSM 估计结果显示，草地转入对牧民家庭人均年收入的平均处理效应为6576 元，进行草地转入会促使牧民家庭人均年收入提高47.25%，草地转出对牧民家庭人均年收入的处理效应不显著；3)组群差异分析发现，草地转入对较大规模和高收入水平牧民家庭收入的影响更大，可能增加牧民之间的收入差距。

在草地家庭承包责任制度背景下，草地流转市场促进了草地集中，提高了草地资源的配置效率，有助于增加牧民收入。但是，高收入牧户拥有更高的生产经营能力和资源禀赋，加大了草地资源配置的不平等，低收入和草地面积较小的牧户无法从草地流转市场中获得更多经济效益，从而加剧了牧户之间的贫富差距。据此，应当消除各种非市场因素限制，发挥草地流转市场机制以及法律保障制度在草地资源配置中的主导作用，推动草地流转方式更加市场化和规范化，进一步促进草地流转，有效合理配置草地资源，产生规模效益，增加牧民收入。同时，完善草地流转中租金和期限的确定机制，减少交易成本，提高收入分配的均衡性，保护低收入牧户在草地流转中的利益，积极引导牧民根据自身生产和收入情况合理流转草地。兼顾较小规模和较低收入水平牧户的生产经营，对参与草地转入的低收入和小规模牧户提供相应的草地流转政策扶持，从而提高草地流转效率，推进牧区畜牧业可持续发展。