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摘 要：基于政府主导和市场主导两种农地流转模式的比较分析，采用非实验评价策略识别农地转出户流转福利效应及两种流转模式下的福利差异。研究结果显示：通过倾向得分匹配模型控制农户人力资本特征后，政府主导型农地转出户福利效应远高于市场主导型农地转出户；而进一步运用两期面板数据进行双重差分倾向匹配，控制区域特征后发现，政府主导型农地转出户福利增加值要低于市场主导型农地转出户。因此，应在堅持市场在农地流转中起决定性作用的同时，积极培育农户人力资本，增加城镇非农就业机会。
关键词：农地流转；福利效应；政府主导；市场主导；转出户
中图分类号：F325.2 文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2018）02-0079-07
引 言
当前，在三权分置背景下加快推进农村土地承包经营权流转，已经成为促进农业适度规模经营，优化农村土地和劳动力等要素时空配置的重要选择之一。早期的农地流转大多是村集体农户之间的自发行为，这种以市场需求为主导的农地流转模式受到流转规模的约束，影响了农户对土地的投资，限制了农业生产效率的提高[1]。伴随农村社会分化日益加深、农户资源禀赋变化和对土地主观价值认知的差异，农户产生了多元化的农地流转意愿。但由于农地资源的特殊性以及农地流转市场建设滞后，往往难以达成一个让所有转出农户均满意的交易。为了弥补市场机制不完善而引发的农地流转区域性不均衡问题，部分地方政府结合辖区特点采取了强制性主导方式参与农地流转，其显著特征是由基层乡镇政府或村集体代理农户统一与规模经营主体进行谈判、签约，农户间接参与农地流转。虽然政府强制性介入能有效降低交易成本，提高土地配置效率，但是如果执行不当也容易侵犯农户（尤其是农地配置效率较高农户）的自主权益而产生极高社会成本，进而影响有效市场价格形成[2]。
市场主导的农地流转是指农户自身作为农地流转参与主体，完全掌握着农地流转主导权，流转对象、时间、价格以及合约情况完全由交易双方协商确定。而政府主导的农地流转中转出户一般处于弱势地位。农地流转前后农户家庭福利变化及其走向，直接关系到农户家庭生计可持续性和社会总福利改进，值得广泛关注。
已有文献关注到农地流转对农户的福利效应，李庆海运用Biprobit模型识别出影响农户农地流转行为的因素，并运用多重内生处理效应模型估计得出农地流转能显著地提高农户的福利水平[3]。陈飞等从农户行为视角构建了农地流转诱因的微观理论框架，并得出农地流转有助于提升农户收入并降低贫困发生率[4]。游和远在借鉴Sen的“可行能力”框架下分析转出户的福利效应，得出转出户在获得收入提高的同时失去了部分可行能力（成员健康、社会保障等），农地流转并不能给农户带来全部的福利改善[5]。相关文献主要关注市场主导下农地流转中农户福利效应，而政府主导下农地流转中农户福利问题鲜有涉及。诸培新等对比分析了政府主导和市场主导型农地流转对农户收入影响差异，以及采用双重差分（DID）模型验证了市场主导型农地流转比政府主导型农地流转更能提高农户劳动力资源配置效率[6]。但是两种不同模式究竟能对农地转出户福利带来怎样变化，影响本质原因在哪里，却未有明确的答案。本文利用关中—天水经济区农户实地调研数据，采用非实验评价策略识别政府主导与市场主导两种不同模式下农户农地流转福利效应以及福利差异，并提出促进农户农地流转、改进流转户家庭福利的政策建议。
一、数据来源与模型设定
（一）数据来源与样本选择
本文数据来源于课题组2016年5月在关中-天水经济区农户问卷调查。根据关天经济区各乡镇的经济发展水平与农业生产情况，政府主导型样本从涉及政府大规模流转的县（市）分层随机抽取13个乡镇，每个乡镇分层随机选取1～2个自然村，根据村庄规模大小，每个自然村分层随机选取25～35个农户。市场主导型样本主要在没有发生过政府主导型大规模农地流转的村庄内选取，并且两类村庄的社会经济条件相似。此次调研共发放问卷812份，获取有效样本682个，其中政府主导型样本481个，市场主导型样本201个，具体情况见表1。
表1给出了政府主导转出户和市场主导转出户各类经济指标及其差异的统计值，其中福利指标借鉴Alain De Janvry[7]和李庆海[3]研究，选用家庭人均年收入和家庭人均非食品消费额来衡量；农户人力资本特征指标则是综合陈飞[4]、崔宝玉等[8]的研究和关天经济区实际情况，选用户主年龄、户主文化程度、劳动力比重、非农技能培训参与、家庭人员健康状况、流转当年家庭年收入和流转当年农业年收入这7个指标。通过统计数据可以看出，政府主导转出户的家庭人均年收入、家庭人均非食品销售额均高于市场主导转出户，二者之差分别为1 703.77元和928.12元。
（二）模型设定
反事实分析框架为考察农地转出户的福利效应问题提供了新的研究思路。本文关心的是政府主导农地转出户的平均处理效应（average treatment effect of treated，简称ATT），定义处理组（政府主导）的平均处理效应为：
其中，Y1指政府主导转出户的福利，Y0是市场主导转出户的福利。为了排除干扰，设定政府主导转出户T=1，测算政府主导转出户与市场主导转出户的福利差值，得出政策因素对转出户福利的净效应。对控制组，因其没有受到政策影响，无法直接观测受政策影响时的结果，即“反事实”估计，也是ATT估计的难点。为实现这一目的，本文选用倾向得分匹配（PSM）模型，基于市场主导转出户为每个政府主导转出户挑选或构造一个市场主导转出户，并保证匹配样本转出户除农地流转模式方面不同之外，其他样本特征均近似相同，以便于考察政府主导转出户的福利效应。为了使计算结果更加稳健，在实证研究中采用不同的匹配算法为政府主导转出户匹配市场主导转出户，综合各个匹配结果进行比较和分析。 二、福利效应的初步测算
（一）农户人力资本特征对福利效应的影响
笔者认为那些具有人力资本优势的农地转出户在资源配置以及家庭福利改进上拥有显著优势，因此，首先测算转出户人力资本特征对福利的影响。采用回归模型进行分析，其中结果变量为农户的福利特征值，为了减轻多重共线性，分别选用Ln（人均年收入）、Ln（人均非食品消费）来测算，处理变量为流转模式（政府主导=1，市场主导=0），协变量为户主年齡、户主年龄的平方、户主文化程度、家庭劳动力比重、非农技能培训情况、家庭成员健康状况、流转当年家庭年收入和农业收入。模型估计结果见表2。
由表2可看出，对于人均年收入，平均处理效应为0.131 1，且显著性水平接近0.01，除了户主文化程度外，所有的协变量均显著。对于人均非食品消费，平均处理效应为0.197 6，且显著性水平为0.003，在协变量中，除了劳动力比重和流转当年家庭年收入在0.01的水平上显著外，所有的协变量均不显著。
（二）倾向得分匹配测算农户福利效应
1.倾向得分的共同支撑域条件。将转出户人力 资本特征作为协变量引入倾向得分匹配模型，从而得到控制转出户人力资本差异所带来的福利效应。从图1可以直观地看出，大多数观测值均落在共同取值范围内，故在进行倾向得分时共同支撑域条件删除掉倾向得分分布的尾部，损失少量样本，但有利于提高匹配质量。
2.样本匹配及匹配质量检验。在匹配完成后，还需要考察匹配结果是否平衡数据，主要检验两组样本间的解释变量是否还有差异，如果检验通过，则表明匹配的对照组是合理的。一种检验方法是标准化偏差，匹配之后，如果标准化差值小于10，则意味着匹配成功；另一种检验方法是系统性偏差，即Pseudo R2的值将变得更低，拒绝联合显著性检验。
以最近邻居法（1～4匹配）为例检验两组样本间的解释变量差异的统计显著性，即当为每个政府主导型农地转出户样本寻找倾向得分与之最近的4个市场主导型农地转出户样本，这4个市场主导型农地转出户样本进行加权平均即得到政府主导型农地转出户的匹配样本。平衡性检验结果由表3给出。表3显示，匹配后所有变量的标准化偏差均小于10%，检验结果可以接受。而且大多数t 的结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设（户主文化程度除外）。对比匹配前的结果，大多数变量的标准化偏差均大幅缩小，但家庭人员健康状况的偏差反而有所增加。而匹配后的Pseudo R2值由0.028减小到0.005，P值由0.003增加至0.640，可以看出不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，因此样本通过了匹配质量检验。
3.福利效应测算。在获得有效的匹配样本之后，本文依据式（1）定义测算政府主导转出户福利净效应（处理组的平均处理效应ATT）。具体公式为：
在式（2）中，I1为政府主导转出户样本集合，I0为对照组，y1i为政府主导转出户的福利，Y0j的加权和被称作为政府主导转出户i在市场主导假设下的福利，ω（i，j）为不同的匹配方法权重，S为共同支撑域，N为政府主导转出户样本总量。
本文将采用最近邻居法（1～4匹配、1～10匹配）匹配与核匹配（带宽0.06、带宽0.1）4种方法测度政府主导转出户的福利效应。其中，最近邻居法匹配（1～4匹配）对应等权重值为0.25，最近邻居法匹配（1～10匹配）对应等权重值为0.1，核匹配方法的权重值大小取决于转出户j的倾向得分Pj与转出户i的倾向得分Pi的距离，距离越大则权重值越小。
观察表4可以发现，政府主导农地流转对转出户的福利效应具有显著影响，尽管不同的匹配算法结果不同，但从定性的角度来看是一致的。通过4种匹配方法的评价值来看，政府主导转出户家庭人均年收入比市场主导转出户要高出1 555.83元，政府主导转出户家庭人均非食品消费比市场主导转出户要高出843.18元。另外，与无匹配前的统计汇总结果相比，匹配后的模型中政府主导转出户福利效应要小于统计结果。也就是说PSM使得政府因素从各个干扰因素中分离出来，对政府主导转出户福利效应的测算也更加精确。
三、农户福利净效应的进一步测算
上述分析中，重点考察了农户人力资本因素对转出户福利效应的影响，但是忽略了城市就业机会也即农户所在区域的经济社会条件对转出户福利的影响。通常来说，城市就业机会变量不可观测，但是它不随时间的改变而变化，因此，本文使用双重差分倾向得分匹配模型来做进一步优化。
假设有两期面板数据，记实验前的时期为t’，实验后的时期为t。在时期t’所有样本（无论是处理组还是控制组）的潜在结果均可记为y0t’，在时期t实验已经发生，故可能有两种潜在结果，分别记为y1t（如果参与实验）和y1t’（如果未参与实验）。双重差分PSM成立的前提为以下均值可忽略性假定：
本文根据关中-天水经济区政府主导大规模农地流转的时间，选定基期t’为2010年，实验后的时期为2015年，农地流转前后政府主导与市场主导转出户福利差异描述性统计结果如表5所示。通过表5可以发现，政府主导转出户的家庭人均纯收入的增加值高于市场主导转出户，净差值为205.26元，差异并不明显；但政府主导转出户的家庭人均非食品消费的增加值却远远低于市场主导转出户，净差值为828.09元。这在一定程度上说明，剔除就业机会和地区经济社会发展不可观测的影响外，政府主导转出户较之市场主导转出户的福利效应优势并不明显。
下面采用双重差分倾向得分匹配模型进一步验证农户福利的净效应变化，协变量仍选用倾向得分匹配模型中的农户人力资本特征变量，采取最近邻居法和核匹配的方法来测算，模型估计结果如表6所示。通过表6可以发现，尽管不同的匹配算法得到不同的量化结果，但从定性的角度来看，4种方法的测算结果均显示政府主导转出户福利的增加值均小于市场主导转出户。表6的最后两行给出的仍然是4种测算结果的平均值，相比较而言，政府主导转出户家庭人均纯收入增加值比市场主导转出户要低157.40元，政府主导转出户家庭人均非食品消费增加值比市场主导转出户要低756.01元。与无匹配前的描述性统计分析结果相比，尽管描述性统计分析中政府主导转出户人均年收入增加值高于市场主导转出户，但控制人力资本条件后，政府主导转出户人均年收入增加值却低于市场主导转出户，而政府主导转出户家庭人均非食品消费增加值一直低于市场主导转出户，也就是说市场主导下农地流转较之政府主导下农地流转能更有效地增加了转出户福利净效应。 四、结论与政策含义
（一）结论
本文以关中-天水经济区481份政府主导转出户和201份市场主导转出户为样本，对政府主导和市场主导两种农地流转模式下转出户的福利效应进行对比分析，以期得出引起农地转出户福利变动的关键因素。运用倾向得分匹配模型控制农户人力资本特征后，参与政府主导农地流转的转出户人均纯收入比参与市场主导农地流转的转出户要高出1 555.83元，参与政府主导农地流转的转出户家庭人均非食品消费比参与市场主导农地流转的转出户要高出843.18元，此时两种模式均能显著的提高农户福利水平。而当进一步采用双重差分倾向得分匹配模型（两期面板数据）控制地区经济特征后，发现参与政府主导农地流转的转出户人均纯收入增加值比参与市场主导农地流转的转出户要低157.40元，参与政府主导农地流转的转出户家庭人均非食品消费增加值比参与市场主导农地流转的转出户要低756.01元。研究结果表明，若要使政府主导的农地流转更有效的增加农户净福利，就应该增强农户人力资本投资、增加城镇非农就业机会。
（二）政策含义
1.积极培育农户人力资本。要有针对性地开展相关非农就业技能培训，为农村剩余劳动力在转出农地后能够顺利进入非农产业创业和就业，积极拓展农村劳动力转移就业渠道，畅通农村劳动力外出就业信息。同时要高度关注转出户家庭成员健康、抚养与教育问题。
2.增加城镇非农就业机会。一是按照产城融合的思路，创造城镇非农就业岗位。二是优化农村劳动力就业环境，为农户提供及时、优质高效和相对便捷的服务；更好地跟踪农村劳动力就业创业情况，通过补短板提高转移农村劳动力就业创业成功率。三是加快促进农村一二三产业融合发展，扩大专业农民就业空间。
3.积极落实市场在农地流转中起决定性作用的机制。一是政府应找准自己在农地流转中的角色定位，强化农地流转过程中的信息、中介、组织、协调等服务工作，为市场主导的农地流转提供政策引导和法规保障。二是建立符合地方实际的农地流转交易价格体系，充分发挥价格机制在农地流转市场的重要作用。三是以规划为引导，以用途管制为依据，以适度规模经营为目标，促进流转户将农地向新型农业经营主体集中，有效降低农地市场化流转过程中的各种风险。
参考文献：
[1] 刘鸿渊. 政府主导下的农地集体流转收入增长效应研究——以成都农地集体流转为例[J].农业经济与管理， 2010（2）：31-37.
[2] 胡新艳. 促进我国农地流转的整体性政策框架研究——基于市场形成的逻辑[J]. 调研世界， 2007（9）：13-16.
[3] 李庆海， 李锐， 王兆华. 农户土地租赁行为及其福利效果[J].经济学， 2012， 11（1）：269-288.
[4] 陈飞， 翟伟娟. 农户行为视角下农地流轉诱因及其福利效应研究[J].经济研究， 2015（10）：163-177.
[5] 游和远， 吴次芳， 鲍海君. 农地流转、非农就业与农地转出户福利——来自黔浙鲁农户的证据[J].农业经济问题， 2013（3）：16-25.
[6] 诸培新， 张建， 张志林. 农地流转对农户收入影响研究——对政府主导与农户主导型农地流转的比较分析[J].中国土地科学， 2015（11）：70-77.
[7] Alain De Janvry， Kyle Emerick. Delinking Land Right From Land Use： Certification and Migration in Mexico [J].American Economic Review，2015，105（10）：3 125-3 149.
[8] 崔宝玉， 谢煜， 徐英婷. 土地征用的农户收入效应——基于倾向得分匹配（PSM）的反事实估计[J].中国人口·资源与环境， 2016， 26（2）：111-118.
关键词：农地流转；福利效应；政府主导；市场主导；转出户
中图分类号：F325.2 文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2018）02-0079-07
引 言
当前，在三权分置背景下加快推进农村土地承包经营权流转，已经成为促进农业适度规模经营，优化农村土地和劳动力等要素时空配置的重要选择之一。早期的农地流转大多是村集体农户之间的自发行为，这种以市场需求为主导的农地流转模式受到流转规模的约束，影响了农户对土地的投资，限制了农业生产效率的提高[1]。伴随农村社会分化日益加深、农户资源禀赋变化和对土地主观价值认知的差异，农户产生了多元化的农地流转意愿。但由于农地资源的特殊性以及农地流转市场建设滞后，往往难以达成一个让所有转出农户均满意的交易。为了弥补市场机制不完善而引发的农地流转区域性不均衡问题，部分地方政府结合辖区特点采取了强制性主导方式参与农地流转，其显著特征是由基层乡镇政府或村集体代理农户统一与规模经营主体进行谈判、签约，农户间接参与农地流转。虽然政府强制性介入能有效降低交易成本，提高土地配置效率，但是如果执行不当也容易侵犯农户（尤其是农地配置效率较高农户）的自主权益而产生极高社会成本，进而影响有效市场价格形成[2]。
市场主导的农地流转是指农户自身作为农地流转参与主体，完全掌握着农地流转主导权，流转对象、时间、价格以及合约情况完全由交易双方协商确定。而政府主导的农地流转中转出户一般处于弱势地位。农地流转前后农户家庭福利变化及其走向，直接关系到农户家庭生计可持续性和社会总福利改进，值得广泛关注。
已有文献关注到农地流转对农户的福利效应，李庆海运用Biprobit模型识别出影响农户农地流转行为的因素，并运用多重内生处理效应模型估计得出农地流转能显著地提高农户的福利水平[3]。陈飞等从农户行为视角构建了农地流转诱因的微观理论框架，并得出农地流转有助于提升农户收入并降低贫困发生率[4]。游和远在借鉴Sen的“可行能力”框架下分析转出户的福利效应，得出转出户在获得收入提高的同时失去了部分可行能力（成员健康、社会保障等），农地流转并不能给农户带来全部的福利改善[5]。相关文献主要关注市场主导下农地流转中农户福利效应，而政府主导下农地流转中农户福利问题鲜有涉及。诸培新等对比分析了政府主导和市场主导型农地流转对农户收入影响差异，以及采用双重差分（DID）模型验证了市场主导型农地流转比政府主导型农地流转更能提高农户劳动力资源配置效率[6]。但是两种不同模式究竟能对农地转出户福利带来怎样变化，影响本质原因在哪里，却未有明确的答案。本文利用关中—天水经济区农户实地调研数据，采用非实验评价策略识别政府主导与市场主导两种不同模式下农户农地流转福利效应以及福利差异，并提出促进农户农地流转、改进流转户家庭福利的政策建议。
一、数据来源与模型设定
（一）数据来源与样本选择
本文数据来源于课题组2016年5月在关中-天水经济区农户问卷调查。根据关天经济区各乡镇的经济发展水平与农业生产情况，政府主导型样本从涉及政府大规模流转的县（市）分层随机抽取13个乡镇，每个乡镇分层随机选取1～2个自然村，根据村庄规模大小，每个自然村分层随机选取25～35个农户。市场主导型样本主要在没有发生过政府主导型大规模农地流转的村庄内选取，并且两类村庄的社会经济条件相似。此次调研共发放问卷812份，获取有效样本682个，其中政府主导型样本481个，市场主导型样本201个，具体情况见表1。
表1给出了政府主导转出户和市场主导转出户各类经济指标及其差异的统计值，其中福利指标借鉴Alain De Janvry[7]和李庆海[3]研究，选用家庭人均年收入和家庭人均非食品消费额来衡量；农户人力资本特征指标则是综合陈飞[4]、崔宝玉等[8]的研究和关天经济区实际情况，选用户主年龄、户主文化程度、劳动力比重、非农技能培训参与、家庭人员健康状况、流转当年家庭年收入和流转当年农业年收入这7个指标。通过统计数据可以看出，政府主导转出户的家庭人均年收入、家庭人均非食品销售额均高于市场主导转出户，二者之差分别为1 703.77元和928.12元。
（二）模型设定
反事实分析框架为考察农地转出户的福利效应问题提供了新的研究思路。本文关心的是政府主导农地转出户的平均处理效应（average treatment effect of treated，简称ATT），定义处理组（政府主导）的平均处理效应为：
其中，Y1指政府主导转出户的福利，Y0是市场主导转出户的福利。为了排除干扰，设定政府主导转出户T=1，测算政府主导转出户与市场主导转出户的福利差值，得出政策因素对转出户福利的净效应。对控制组，因其没有受到政策影响，无法直接观测受政策影响时的结果，即“反事实”估计，也是ATT估计的难点。为实现这一目的，本文选用倾向得分匹配（PSM）模型，基于市场主导转出户为每个政府主导转出户挑选或构造一个市场主导转出户，并保证匹配样本转出户除农地流转模式方面不同之外，其他样本特征均近似相同，以便于考察政府主导转出户的福利效应。为了使计算结果更加稳健，在实证研究中采用不同的匹配算法为政府主导转出户匹配市场主导转出户，综合各个匹配结果进行比较和分析。 二、福利效应的初步测算
（一）农户人力资本特征对福利效应的影响
笔者认为那些具有人力资本优势的农地转出户在资源配置以及家庭福利改进上拥有显著优势，因此，首先测算转出户人力资本特征对福利的影响。采用回归模型进行分析，其中结果变量为农户的福利特征值，为了减轻多重共线性，分别选用Ln（人均年收入）、Ln（人均非食品消费）来测算，处理变量为流转模式（政府主导=1，市场主导=0），协变量为户主年齡、户主年龄的平方、户主文化程度、家庭劳动力比重、非农技能培训情况、家庭成员健康状况、流转当年家庭年收入和农业收入。模型估计结果见表2。
由表2可看出，对于人均年收入，平均处理效应为0.131 1，且显著性水平接近0.01，除了户主文化程度外，所有的协变量均显著。对于人均非食品消费，平均处理效应为0.197 6，且显著性水平为0.003，在协变量中，除了劳动力比重和流转当年家庭年收入在0.01的水平上显著外，所有的协变量均不显著。
（二）倾向得分匹配测算农户福利效应
1.倾向得分的共同支撑域条件。将转出户人力 资本特征作为协变量引入倾向得分匹配模型，从而得到控制转出户人力资本差异所带来的福利效应。从图1可以直观地看出，大多数观测值均落在共同取值范围内，故在进行倾向得分时共同支撑域条件删除掉倾向得分分布的尾部，损失少量样本，但有利于提高匹配质量。
2.样本匹配及匹配质量检验。在匹配完成后，还需要考察匹配结果是否平衡数据，主要检验两组样本间的解释变量是否还有差异，如果检验通过，则表明匹配的对照组是合理的。一种检验方法是标准化偏差，匹配之后，如果标准化差值小于10，则意味着匹配成功；另一种检验方法是系统性偏差，即Pseudo R2的值将变得更低，拒绝联合显著性检验。
以最近邻居法（1～4匹配）为例检验两组样本间的解释变量差异的统计显著性，即当为每个政府主导型农地转出户样本寻找倾向得分与之最近的4个市场主导型农地转出户样本，这4个市场主导型农地转出户样本进行加权平均即得到政府主导型农地转出户的匹配样本。平衡性检验结果由表3给出。表3显示，匹配后所有变量的标准化偏差均小于10%，检验结果可以接受。而且大多数t 的结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设（户主文化程度除外）。对比匹配前的结果，大多数变量的标准化偏差均大幅缩小，但家庭人员健康状况的偏差反而有所增加。而匹配后的Pseudo R2值由0.028减小到0.005，P值由0.003增加至0.640，可以看出不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，因此样本通过了匹配质量检验。
3.福利效应测算。在获得有效的匹配样本之后，本文依据式（1）定义测算政府主导转出户福利净效应（处理组的平均处理效应ATT）。具体公式为：
在式（2）中，I1为政府主导转出户样本集合，I0为对照组，y1i为政府主导转出户的福利，Y0j的加权和被称作为政府主导转出户i在市场主导假设下的福利，ω（i，j）为不同的匹配方法权重，S为共同支撑域，N为政府主导转出户样本总量。
本文将采用最近邻居法（1～4匹配、1～10匹配）匹配与核匹配（带宽0.06、带宽0.1）4种方法测度政府主导转出户的福利效应。其中，最近邻居法匹配（1～4匹配）对应等权重值为0.25，最近邻居法匹配（1～10匹配）对应等权重值为0.1，核匹配方法的权重值大小取决于转出户j的倾向得分Pj与转出户i的倾向得分Pi的距离，距离越大则权重值越小。
观察表4可以发现，政府主导农地流转对转出户的福利效应具有显著影响，尽管不同的匹配算法结果不同，但从定性的角度来看是一致的。通过4种匹配方法的评价值来看，政府主导转出户家庭人均年收入比市场主导转出户要高出1 555.83元，政府主导转出户家庭人均非食品消费比市场主导转出户要高出843.18元。另外，与无匹配前的统计汇总结果相比，匹配后的模型中政府主导转出户福利效应要小于统计结果。也就是说PSM使得政府因素从各个干扰因素中分离出来，对政府主导转出户福利效应的测算也更加精确。
三、农户福利净效应的进一步测算
上述分析中，重点考察了农户人力资本因素对转出户福利效应的影响，但是忽略了城市就业机会也即农户所在区域的经济社会条件对转出户福利的影响。通常来说，城市就业机会变量不可观测，但是它不随时间的改变而变化，因此，本文使用双重差分倾向得分匹配模型来做进一步优化。
假设有两期面板数据，记实验前的时期为t’，实验后的时期为t。在时期t’所有样本（无论是处理组还是控制组）的潜在结果均可记为y0t’，在时期t实验已经发生，故可能有两种潜在结果，分别记为y1t（如果参与实验）和y1t’（如果未参与实验）。双重差分PSM成立的前提为以下均值可忽略性假定：
本文根据关中-天水经济区政府主导大规模农地流转的时间，选定基期t’为2010年，实验后的时期为2015年，农地流转前后政府主导与市场主导转出户福利差异描述性统计结果如表5所示。通过表5可以发现，政府主导转出户的家庭人均纯收入的增加值高于市场主导转出户，净差值为205.26元，差异并不明显；但政府主导转出户的家庭人均非食品消费的增加值却远远低于市场主导转出户，净差值为828.09元。这在一定程度上说明，剔除就业机会和地区经济社会发展不可观测的影响外，政府主导转出户较之市场主导转出户的福利效应优势并不明显。
下面采用双重差分倾向得分匹配模型进一步验证农户福利的净效应变化，协变量仍选用倾向得分匹配模型中的农户人力资本特征变量，采取最近邻居法和核匹配的方法来测算，模型估计结果如表6所示。通过表6可以发现，尽管不同的匹配算法得到不同的量化结果，但从定性的角度来看，4种方法的测算结果均显示政府主导转出户福利的增加值均小于市场主导转出户。表6的最后两行给出的仍然是4种测算结果的平均值，相比较而言，政府主导转出户家庭人均纯收入增加值比市场主导转出户要低157.40元，政府主导转出户家庭人均非食品消费增加值比市场主导转出户要低756.01元。与无匹配前的描述性统计分析结果相比，尽管描述性统计分析中政府主导转出户人均年收入增加值高于市场主导转出户，但控制人力资本条件后，政府主导转出户人均年收入增加值却低于市场主导转出户，而政府主导转出户家庭人均非食品消费增加值一直低于市场主导转出户，也就是说市场主导下农地流转较之政府主导下农地流转能更有效地增加了转出户福利净效应。 四、结论与政策含义
（一）结论
本文以关中-天水经济区481份政府主导转出户和201份市场主导转出户为样本，对政府主导和市场主导两种农地流转模式下转出户的福利效应进行对比分析，以期得出引起农地转出户福利变动的关键因素。运用倾向得分匹配模型控制农户人力资本特征后，参与政府主导农地流转的转出户人均纯收入比参与市场主导农地流转的转出户要高出1 555.83元，参与政府主导农地流转的转出户家庭人均非食品消费比参与市场主导农地流转的转出户要高出843.18元，此时两种模式均能显著的提高农户福利水平。而当进一步采用双重差分倾向得分匹配模型（两期面板数据）控制地区经济特征后，发现参与政府主导农地流转的转出户人均纯收入增加值比参与市场主导农地流转的转出户要低157.40元，参与政府主导农地流转的转出户家庭人均非食品消费增加值比参与市场主导农地流转的转出户要低756.01元。研究结果表明，若要使政府主导的农地流转更有效的增加农户净福利，就应该增强农户人力资本投资、增加城镇非农就业机会。
（二）政策含义
1.积极培育农户人力资本。要有针对性地开展相关非农就业技能培训，为农村剩余劳动力在转出农地后能够顺利进入非农产业创业和就业，积极拓展农村劳动力转移就业渠道，畅通农村劳动力外出就业信息。同时要高度关注转出户家庭成员健康、抚养与教育问题。
2.增加城镇非农就业机会。一是按照产城融合的思路，创造城镇非农就业岗位。二是优化农村劳动力就业环境，为农户提供及时、优质高效和相对便捷的服务；更好地跟踪农村劳动力就业创业情况，通过补短板提高转移农村劳动力就业创业成功率。三是加快促进农村一二三产业融合发展，扩大专业农民就业空间。
3.积极落实市场在农地流转中起决定性作用的机制。一是政府应找准自己在农地流转中的角色定位，强化农地流转过程中的信息、中介、组织、协调等服务工作，为市场主导的农地流转提供政策引导和法规保障。二是建立符合地方实际的农地流转交易价格体系，充分发挥价格机制在农地流转市场的重要作用。三是以规划为引导，以用途管制为依据，以适度规模经营为目标，促进流转户将农地向新型农业经营主体集中，有效降低农地市场化流转过程中的各种风险。
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