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2024 , Vol. 39 >Issue 5: 1119 - 1137

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20240509

The effect of government intervention and non-agricultural employment on welfare inequality of the peasant households having transferred out farmland

  • ZHANG Zhen-yu , 1 ,
  • FAN Ying 1 ,
  • YOU Liang , 2
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  • 1. School of Agricultural Economics and Management, Shanxi Agricultural University, Taiyuan 030006, China
  • 2. Institute of Platform Economy, Shanxi University of Finance and Economics, Taiyuan 030006, China

Received date: 2023-02-27

  Revised date: 2023-07-15

  Online published: 2024-05-11

Fold

Abstract

Government intervention and non-agricultural employment would have an important impact on the welfare inequality of peasant households having transferred out farmland. Based on the survey data of the 553 peasant households having transferred out farmland in Shanxi, the welfare levels of these households under government-intervened farmland transfer were measured, and their welfare inequality having transferred out farmland of different types of government intervention was compared and analyzed. The method of Kakwani index, IV approach and Quantile Regression Model were adopted in analyzing the influence of different types of government intervention and non-agricultural employment on the welfare inequality of peasant households having transferred out farmland. The results show that the overall welfare of the peasant households having transferred out farmland was slightly improved under the government-intervened farmland transfer, but the welfare of health, social security and environmental declined. The increase of welfare inequality of such households under government-dominated farmland transfer was greater than that of the peasant households under government-serviced farmland transfer. The government-dominated farmland transfer significantly expanded the welfare inequality of the peasant households having transferred out farmland, while non-agricultural employment significantly alleviated this phenomenon, and non-agricultural employment had a negative moderating effect on the relationship between government intervention types and welfare inequality of the peasant households having transferred out farmland. The government-dominated farmland transfer expanded the welfare inequality of peasant households having transferred out farmland who previously had a large welfare gap with others, and the non-agricultural employment alleviated the welfare inequality of peasant households having transferred out farmland who previously had a narrow welfare gap with others. When the government intervenes in the farmland transfer, it should establish a monitor system and a early warning mechanism of the welfare levels and welfare inequality of peasant households having transferred out farmland, prudently promote the government-dominated farmland transfer, rationally utilizing the regulating role of non-agricultural employment, and strengthening the welfare security of peasant households having transferred out farmland who had a large welfare gap with others.

Key words： government intervention; non-agricultural employment; welfare inequality; government-dominated; government-serviced; Taihang-Lvliang Mountain Area

Cite this article

ZHANG Zhen-yu , FAN Ying , YOU Liang . The effect of government intervention and non-agricultural employment on welfare inequality of the peasant households having transferred out farmland[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2024 , 39(5) : 1119 -1137 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20240509

1978年改革开放初期，基于均分性质的农地承包经营制度曾为解放农业生产力、维持农民基本生活发挥积极作用。但农地厚重的社会保障功能，进一步加剧了当代农地过度细碎化和小规模经营等问题，不利于农业机械化和专业化生产的推广以及农业现代化产业体系的建立。因此，党的“十九大”和“二十大”报告均提出要健全土地管理制度，发展多种形式农业适度规模经营和推进农地流转有序开展。在此背景下，中国农地规模流转快速发展，截至2021年4月，中国耕地流转面积为5.55亿亩（1亩≈667 m2），约占承包土地面积的40%[1]，这在一定程度上解决了农地细碎、撂荒，以及农业生产规模小、农业劳动力不足等问题。农地流转对农户收入具有明显的直接效应和溢出效应[2]，有利于提升农民减贫效果[3]、拓宽农户就业渠道、扩大社会关系网络，改善农民福祉[4,5]。然而，当前中国农地流转仍存在诸多现实困难和机制瓶颈。部分中西部欠发达地区的农地流转率远低于全国平均水平[6]，存在流转不规范、交易价格不显化等问题[7]，不利于农业资源的有效配置，最终会影响农户参与农地流转的福利效果和积极性。因此，中国《乡村振兴战略规划》和《“十四五”规划》均对农地流转及农地规模经营作出指示，要求各级地方政府挖掘农地蕴含的经济社会生态等多功能价值，将其转变为改善农民生产生活条件的重要动能。各地政府开始介入农地流转，规范流转市场、协调流转双方权益，促进农地流转有序开展。不过，部分地方政府在干预农地流转的过程中存在强流硬转、人为垒大户等问题，导致部分农地流转户福利损失[8]或福利差距扩大[9]。那么在乡村振兴战略全面推进背景下，政府干预农地流转是否能够促进农户多维福祉改善和共同富裕?政府干预农地流转中存在哪些制约因素呢?
现有政府干预农地流转农户福利效应研究主要从以下四个方面进行了探讨：（1）政府干预农地流转对农户单维度福利的影响，如收入、农地租金、非农就业[10]、农业生产及生产效率[11]等。该类研究可较准确地测度政府干预农地流转下农户某方面的福利变动，但忽略了福利的全面性和复杂性，难以反映政府干预农地流转对农户福利的综合影响。（2）政府干预农地流转对农户多维度福利的影响。该类研究多基于Sen[12]的可行能力理论系统地评价农地流转对农户收入、健康、社会保障等福利的影响[13⇓-15]。有学者认为政府主导型农地流转促进了转出户福利改善[14]，也有学者认为部分地方政府过度追求农地流转规模化或关注农户短期收入改善而忽视其非经济福利损失，容易导致农户整体福利或部分福利恶化[15]。（3）政府干预农地流转对农户福利差距的影响。政府干预农地流转由于其流转规模大、流转期限长、覆盖农户广、强制性等特征，会对农地转出户造成一些异于农户自发流转的影响[13,16]，政府主导型农地流转有利于农户间福利的均衡分配[14]。（4）政府干预农地流转的模式或角色对农户福利的影响。有学者认为政府干预农地流转不利于农户生产效率提高，其中政府主导型农地流转的负效应低于政府中介型[8]。也有学者认为政府介入农地流转会导致农户生计资本轻微下降，但对物质资本和社会资本有改善作用[13]。
此外，农户转出土地会对其生产生活方式造成较大影响，非农就业将成为部分农地转出户主要生计选择之一。新古典经济学认为劳动力的非农流动有助于增加农户收入，缩小城乡收入差距。有学者认为非农就业有利于突破农地生产的资源禀赋差异的局限，实现农民技能、收入的均衡发展，促进农户福利平等分配[17]。也有学者认为由于农户异质性，以及户籍制度、劳动力市场歧视等因素的制约，非农就业可能不利于农户福利差距的缩小[18]。政府干预型农地流转由于干预角色、干预程度的差别，不同非农就业程度的农户转出农地后所面临的收入、社会关系网、社会保障、就业机会等福利变化会存在较大差异，将对农户福利差距产生新的不同影响[10,13,19]。
现有文献为本文深入研究政府干预农地流转和非农就业对农地转出户福利不平等的影响，提供了丰富的参考，不过仍存在一些不足：一是现有研究仅局限于分析政府干预农地流转相对于农户自发流转对农户福利不平等的影响，未厘清不同政府干预类型的影响差异;二是未结合农地转出户非农就业的调节效应来考察政府干预农地流转对农户福利不平等的影响机制，而不同政府干预类型对不同兼业程度农户福利不平等的影响显然存在较大差异;三是探讨政府干预农地流转类型和农户非农就业程度对农户福利不平等的影响对于消除福利差距实现共同富裕有重要意义，但现有研究尚未关注该领域。
基于上述研究的贡献和不足，本文遵循Sen[12]的可行能力理论，首先从理论上分析政府干预农地流转对农户福利的影响及不同政府干预类型和非农就业对农户福利不平等的作用机制;然后测度农地转出前后的农户福利状况，并基于福利基尼系数、泰尔指数和Kakwani指数对比分析农地转出户福利不平等;进而从政府主导型和政府服务型农地流转类型及农户非农就业差异的视角，系统分析政府干预类型和非农就业对农户福利不平等的影响;最后从完善农地流转相关政策、缓解农地转出户福利不平等的方面提供一定的启示。

1 理论分析

传统的农地流转农户福利（效应）研究多关注农地转出对农户收入和支出、金融资产等经济状况的影响，这与乡村振兴战略改善农民福祉实现共同富裕的发展目标和要求相差较远。而Sen[12]提出的可行能力理论（Capability Approach）认为同一经济条件能带给个体的处境改善是有限的、有差别的，需要从多维视角综合评价个体福利变化，这与乡村振兴战略和共同富裕的理念较为一致。Sen[12]认为人们的福利不仅包括经济方面，还包括能够体现其发展属性的功能（Functionings）和能力（Capability）。功能测度的是个体已实现的福利，而能力测度的是个体潜在或可行的福利。Basu[20]认为福利测度可跳过对能力的评估，建立在对功能性活动评估的基础上。本文基于Sen[12]的可行能力理论，选取功能性活动来反映农地转出户福利的实际状况。政府干预农地流转下，不同的政府干预类型和农户非农就业状况将对农地转出户福利变化及其分配不平等产生影响。通过测算农地流转前后农户个体福利分配不平等，一方面可以考察政府干预农地流转是否有利于农户间福利分配不平等缩小、促进农民共同富裕;另一方面可以深入分析不同政府干预农地流转类型以及农户非农就业状况对农地转出户福利不平等的作用机理。

1.1 政府干预农地流转类型与农户福利效应

1.1.1 政府干预农地流转类型

政府干预农地流转的概念内涵尚未统一，当前主要有政府干预型[8]、政府介入型[13]、政府主导型[14,15]等称谓。孙伟[21]根据政府行为边界，将政府干预农地流转角色分为调控者、监管者、服务者。马贤磊等[7]根据政府在农地流转中的作用，将其划分为运动员型、裁判员型、运动员型+裁判员型。王珊等[19]则将其划分为直接干预型、间接干预型。也有学者基于政府的功能或干预程度，将其划分为政府主导型（行政命令）、政府服务型（中介）、补贴等[8,9]。本文基于现有研究及调研区域农地流转实践，界定政府干预农地流转包括政府服务型与政府主导型两类。政府服务型是指地方政府提供基础设施改善、信息发布、市场监管等公共服务，但不直接参与流转协商的农地流转形式。政府主导型农地流转是指地方政府作为农地流转的组织者，授权基层乡镇政府或村集体组织代理农户与农业规模经营主体协商和落实农地流转相关事宜，农户不直接参与流转程序的农地流转形式。

1.1.2 农户福利效应

可行能力理论认为福利评价的实质是对功能性活动的测量，对应五类工具性自由（Instrumental Freedoms）：政治自由、经济条件、社会机会、透明性保证及防护性保障，这与乡村振兴战略拓宽农民发展渠道，提升农民获得感、幸福感、安全感的多维发展目标较为一致。现有研究尚未对功能性活动和福利测度方法取得一致意见，多根据研究对象的特征进行选取[22]。农民的生产生活与其家庭紧密相关，他们所追求的不仅包括收入增加，也包括身体健康、情感交流、生计稳定、环境舒适等福利状况的改善。因此，本文将可行能力理论与乡村振兴全面协调发展理念结合，确定农地转出户功能性活动包括家庭经济收入、社会保障、休憩健康、社会交往、就业培训、环境状况等六个方面。
（1）经济收入
虽然以收入考察农户福利存在缺陷，但在当前农村经济发展和社会保障还不十分完善的情况下，收入实际上成为农户改善其他可行能力的基础[4]。通常来说，农户转出土地后其收入结构会发生变化，随着农业生产规模的减小或缺失，农业收入会明显减少;而部分农户由于外出务工、就近就业或非农兼业，以及农地租金的增加（特别是长期流转且一次性支付），非农收入或总收入会有所增加。
（2）社会保障
农地分配制度的均分原则本身就突显了其社会保障功能，农地承包经营在较长一段时间仍将是农民最基本的或兜底的生活保障之一。尽管农地流转涉及农地承包权变动的情况较少，但不少农地转出户就业形式发生改变后，其失业、医疗与养老保障等社会保障情况将发生调整，农地流转可能促进转出户社会保障福利的改善，也可能导致其部分社会保障福利水平降低[4]。
（3）休憩健康
健康特别是农户家庭主要劳动力的健康状态是农户福利的重要构成部分。农地流转可能促进部分农地转出户休憩时间和自感健康福利的改善，也可能因为生存环境变异和工作紧张带给进城务工的农地转出户较大的健康福利恶化风险[4]。健康与家庭经济收入存在一定程度的关联，非健康状态会负向影响劳动力的工作能力和报酬，剧烈的非健康遭遇将导致劳动力失业或提前退休[23]。
（4）社会交往
农户转出农地后，随着就业地点、就业结构、休憩时间等条件的变化，原有强关系（血缘关系）及弱关系（非血缘关系）的交往频次、人际关系满意度往往会发生改变。一方面，部分农民进城务工后会建立新的社会关系网，与新建立弱关系间的交往可能增多。而另一方面，与农村生活和农业劳作方式不同，城市的“陌生人社会”和非农就业不稳定问题可能导致进城务工的农户对外交往频次减少。
（5）就业培训
就业是农户的生计之本，也是其他福利存续的重要基础。农地转出后，农户对土地的依附感会有所降低，非农就业的可能性会增加。部分转入方可能吸纳一些农户适度培训后就近工作，政府也会组织必要的社会化培训，以提高农民的就业技能。部分就业技能单一、非农就业能力弱的农地转出户可能面临非农就业渠道不畅，就业福利恶化的风险[4]。
（6）环境状况
农地转出后，不少农户会流向城镇生活和工作，其中部分农民的人居环境（住房条件、清洁卫生等）会有所改善，不过也存在居住面积和隐私空间短期内显著减少的可能。同时，部分农地流转项目可能会实施一些基础设施配套工程，如土地整治、道路维护等，对留村农地转出户的生活环境、交通便利性有所改善。此外，农地使用者和农地利用方式的改变，可能导致诸多生态环境风险[24]。

1.2 研究假设的提出

1.2.1 政府干预农地流转类型对农户福利不平等的影响

刘鸿渊[25]认为政府干预农地流转下农户福利的改善受到制度安排、外部环境等条件的制约，流转前后诸多农户福利不同方向、不同幅度的变化可能导致农户福利不平等出现新的调整。政府主导型农地流转往往决策集中，处理快速，具有规模大、期限长、强制性等特征。一方面有利于降低流转协商成本、加快资源配置速度、促进新型经营主体培育，实现农户就近就业、降低流转交易风险，保障农户福利改善，统筹流转政策实现福利均衡分配;另一方面可能限制部分农户流转土地的自由决策权，造成不愿或不宜流转的部分农户被动参与到统一集中的农地流转中，从而导致其福利不平等状况加剧。政府服务型农地流转间接服务于流转双方，而不采取强制措施介入农地流转程序。一方面能显化农地价值，又可保障农户自主决策权，对农户福利不平等的冲击小于政府主导型农地流转;另一方面由于基础设施建设、流转协商、协议签订、优惠政策等公共资源的投入小于政府主导型农地流转，其资源配置效率、交易成本节约、交易风险监管等方面的效果更差。王雪琪等[8]认为政府主导型农地流转改善农户收入福利的效果好于政府中介型，可以部分纠正政府干预农地流转中的“政府失灵”问题。张建等[9]认为政府服务型农地流转有利于缩小农地转出户的收入福利不平等，行政命令型和补贴型农地流转会扩大农户间的收入不平等。基于此，提出研究假设如下：
H1：政府干预程度较高的农地流转类型下，农地转出户福利不平等会扩大。

1.2.2 非农就业对农户福利不平等的影响

新古典主义经济学认为非农就业有利于增加农村劳动力的边际收益，最终实现城乡劳动力收益的均衡分配。现有研究从劳动力的均衡流动、人力资本以及户籍制度、劳动力市场等方面，讨论了非农就业对农民收入差距的影响，而对非农就业对农户福利不平等的研究尚属空白。借鉴现有相关研究，本文认为非农就业对农户福利不平等的影响有以下几个方面：一是非农就业有利于农户拓宽生计方式，平衡农业生产经营风险，缓解福利不平等扩大的压力;二是非农就业有利于实现知识和技能的共享，避免新的知识技术和人力资本在少数优势农户中的集聚;三是非农就业有利于农户将原来的地缘血缘型乡域社会网络，拓展为更复杂、多元的城乡融合型社会网络，社会资本的积累有利于提高其社会参与和福利转换能力，减少福利不平等恶化的风险。基于此，提出研究假设如下：
H2a：随着非农就业水平的提高，农地转出户福利不平等会缩小。
同时，非农就业差异的约束可能导致农户福利格局及不同群体间福利差距发生变化[26]，进一步显化政府干预下农地转出户福利不平等的差异，二者不仅会单独影响农户福利不平等，也存在交互作用。非农就业水平较高的农户对农业的依附程度已经较低，一方面政府干预下的农地流转对其非农就业、收入波动、社会交往的冲击相对较小;另一方面农地租赁收入、流转协议及基础设施建设、就业培训等政策，会改善其福利处境[4]、缓解福利不平等。而非农就业程度较低的农户若参与政府干预下的规模化农地流转，其短时间甚至长期可能面临非农就业困境和农业收入损失的双重压力[19,26]，导致其福利恶化和福利不平等加剧[4,27]。此外，在政府干预农地流转期限长、规模大、覆盖农户广的背景下，非农就业差异可能进一步显化农地转出户的福利不平等。基于此，提出研究假设如下：
H2b：非农就业水平在政府干预农地流转类型与农地转出户福利不平等之间，存在负向调节效应。
本文研究框架如图1所示。
图1 政府干预农地流转下农户福利及其不平等研究框架

Fig. 1 The research framework of peasant households' welfare and its inequality under government-intervened farmland transfer

2 研究方法与数据来源

2.1 研究方法

2.1.1 农地转出户福利水平的测度

可行能力理论认为福利是一个多功能、多维度、内涵丰富的概念，无法采用经典数学方法精确界定和量化。Zadeh[28]提出的模糊数学法为解决这类问题提供了可行的思路，该方法运用隶属度大小来描述模糊集合中某些元素属于该集合的程度。具体方法包括模糊函数和隶属函数的设定以及指标的加权等过程[29]，限于篇幅，本文不再赘述。农地转出户福利功能性活动及其指标如表1所示。
表1 农地转出前后农户福利功能性活动及其指标

Table 1 The peasant households' welfare function activity and its index before and after farmland transfer-out

功能性活动及指标 指标类型 指标说明 转出前 转出后
均值 标准差 均值 标准差
1经济收入
1.1农业收入 正向指标 C 家庭人均农业收入/万元 0.743 0.882 0.529 0.685
1.2非农收入 正向指标 C 家庭人均非农业收入/万元 0.612 0.594 0.948 0.795
2社会保障
2.1养老保障 逆向指标 D 养老保障主要方式（商业养老保险或城镇职工养老保险=1，农村养老保险=2，储蓄=3，子女赡养=4，政府救济=5） 4.021 0.615 3.718 0.722
2.2医疗保障 逆向指标 D 医疗保障主要方式（商业医保或城镇职工医保=1，农村合作医保=2，储蓄=3，子女亲朋帮助=4，政府救济=5） 3.567 0.650 3.465 0.778
2.3失业保障 逆向指标 D 失业保障主要方式（城镇职工失业保险=1，重新种地=2，储蓄=3，子女亲朋帮助=4，政府救济=5） 3.587 0.449 4.133 0.624
3休憩健康
3.1户主休憩时间 正向指标 C 户主一年中的非劳作时间/月 3.668 1.521 3.271 1.880
3.2户主健康 逆向指标 Q 户主对健康的评价（很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5） 3.062 0.789 3.185 0.722
3.3劳动力健康 逆向指标 Q 劳动力对健康的评价（很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5） 2.487 0.892 3.043 0.764
4社会交往
4.1强关系 逆向指标 Q 有血缘关系的亲属交往情况（非常紧密=1，比较紧密=2，偶尔联系=3，联系较少=4，联系很少=5） 2.547 0.568 3.121 0.927
4.2弱关系 逆向指标 Q 无血缘关系的朋友交往情况（非常紧密=1，比较紧密=2，偶尔联系=3，联系较少=4，联系很少=5） 2.657 0.507 2.173 0.758
4.3人际关系 逆向指标 Q 人际关系的满意度（很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5） 2.558 0.512 2.504 0.711
5就业培训
5.1培训次数 逆向指标 D 参与技能培训的次数/次 4.215 0.567 3.930 0.743
5.2就业技能 逆向指标 Q 就业技能水平的评价（很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5） 3.765 0.522 3.551 0.827
5.3就业稳定 逆向指标 Q 工作稳定性的满意度（很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5） 3.426 0.531 3.675 0.903
6环境状况
6.1人居环境 逆向指标 Q 交通、卫生等人居环境的评价（很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5） 2.938 0.413 2.778 0.832
6.2农地环境 逆向指标 Q 农地生态环境的评价（很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5） 2.708 0.792 2.855 0.652

注：数据均来源于农户问卷调查，下同。C表示连续变量，D表示客观型变量，Q表示主观型变量。

2.1.2 政府干预农地流转前后农地转出户福利不平等的测算

由于各项福利不平等指标对应的厌恶不平等参数不同，其得出的结论可能存在差异，因此有必要选取不同的福利差距指标对比分析农地转出户福利的不平等水平[30]。本文分别采用农户福利基尼系数、泰尔指数和Kakwani指数来测算农地转出户福利不平等。
由于基尼系数与组内和组间基尼系数缺乏确定关系，即不存在可分解性，所以无法考察分组基尼系数对总体基尼系数的贡献率，而泰尔指数可以实现不平等的分解，从而考察福利不平等在组内和组间的分配差距。因此本文采用泰尔指数，分别考察政府主导型和政府服务型农地流转前后农地转出户福利不平等的变化。
以上两类方法均是整体或分组层面的农户福利不平等测算，而农户个体层面信息丢失，无法分析农户个体层面的福利不平等变化。因此本文借鉴收入不平等Kakwani指数，测量农地转出户个体层面的福利不平等（Deprivation in Welfare）。Kakwani指数起源于Runciman[31]提出的“相对剥夺”概念：（1）他没有X;（2）他希望拥有X;（3）他发现自己或者其他人在过去或未来某个时刻拥有X;（4）他认为自己应该拥有X。本文以农地转出户为参照群，将每个农户的福利值与参照群中比其福利值高的其他个体相比较，得出该农户的福利剥夺指数[32]，即农地转出户福利不平等。具体测算方法为：令Y为一个群组，n为样本规模，对参照群中的农户福利值作升序排列，总体福利分布Y=(y1, y2, …, yn)，则农户i的福利不平等RD(y, yi) 可由式（1）测得：
R D y ,   y i = 1 n μ Y ∑ j = i + 1 n y j - y i = γ y i + μ y i + - y i / μ Y
式中： μ Y是群组Y中全部农户福利的均值; μ y i +是群组Y中福利高于yi的部分农户福利均值; γ y i +是Y中农户福利超过yi的部分农户量占全部农户量的百分比（%）。

2.1.3 政府干预农地流转前后农地转出户福利不平等影响机制分析

本文拟采用逐步回归方法分析农地流转前后，政府干预农地流转和农户非农就业对农地转出户福利不平等的作用机制。设定回归模型如下：
Y = α 0 + α 1 T r a n l a r i + α 2 E m p l p r o i + α 3 T r a n l a r i × E m p l p r o i + ∑ α 4 i j Z i + α 5 D i + α 6 R i + ε i
式中：被解释变量Y表示农地流转前后农户福利不平等变动的差值，即农户福利不平等Kakwani指数差值。核心变量：Tranlari表示政府干预农地流转类型，即是否为地方政府主导型农地流转（政府主导型农地流转，Tranlari=1;政府服务型农地流转，Tranlari=0）;Emplproi表示非农就业状况（%），即非农就业人口占家庭总人口的比例（非农就业人口指农户家庭中16周岁以上、具备基本劳动能力，且从事非农产业生产经营活动的人口。样本农户中非农就业人口最大年龄为66周岁）。Zij为控制变量，即一系列异质性影响因素，包括农户特征：户主年龄（周岁）、户主就业地点、被抚养人口比例（%）;社会资本特征：最高受教育年限（年）、是否有干部;农地特征：农地质量、农地租金（百元）;流转特征：流转规模（%）、流转协议;村庄特征：村庄区位（小时）、村人均收入（千元）。Di表示自然灾害特征;Ri表示区域特征;α0为截距项;α1~a6为待估计参数;εi为随机扰动项。全部变量的说明及描述性统计如表2所示。
表2 核心变量和控制变量的描述性统计

Table 2 The descriptive statistics of core variables and control variables

变量类型 变量名称 变量说明 均值 标准差
农地流转类型 政府干预类型 政府服务型农地流转=0，政府主导型农地流转=1 0.419 0.351
非农就业 非农就业 非农就业人口占家庭总人口的比例/% 0.258 0.229
农户特征 户主年龄 户主年龄/周岁 51.63 12.80
户主就业地点 本村=1，村外乡镇内=2，乡镇外县内=3，县外市内=4，市外省内=5，省外国内=6，国外=7 3.389 1.733
被抚养人口比例 被抚养人口占家庭总人口的比例/% 0.429 0.211
社会资本 最高受教育年限 家庭成员最高受教育年限/年 8.272 2.245
是否有干部 家庭成员是否有村干部或公务员（否=0，是=1） 0.161 0.282
农地特征 农地质量 全部非平地=1，小部分平地=2，一半平地=3，大部分平地=4，全部平地=5 2.527 1.149
农地租金 农地每亩（1亩≈667 m2）流转租金/百元 1.372 0.832
流转特征 流转规模 农户转出农地面积占家庭承包农地面积比例/%：
<20=1，20~40=2，40~60=3，60~80=4，80~100=5		 3.708 1.618
流转协议 未签订书面协议=0，签订书面协议=1 0.464 0.410
村庄特征 村庄区位 使用公共交通到县城的时间/小时 0.652 0.446
村人均收入 村人均收入/千元 8.137 5.405
自然灾害 自然灾害 未受灾=0，受灾=1 0.526 0.482
区域特征 区域特征 区分县域，并依据8个样本县的政府干预农地流转率（面积占比），由低到高依次赋值为1~8 4.533 2.287

2.1.4 政府干预农地流转前后不同福利差距的农地转出户福利不平等影响分析

不同福利水平的农户由于禀赋条件及福利认知的差别，同一政策或事件对其福利变动的影响可能存在差异[33]。因此，本文将采用分位数回归模型进一步分析对于不同福利差距分位点的农户，政府干预类型及非农就业对其福利不平等的差异化影响。分位数回归是一种使用被解释变量条件分布来拟合自变量和因变量关系的回归方法，可以对因变量的整个条件分布进行较完整的描述，而不限定很严格的分布假设，能够提供一个不受假定影响的稳健估计结果。设定分位数回归模型为：
Q θ （ Y X ） = β θ X
式中：被解释变量Y表示农地流转前后农地转出户福利不平等值;X为农地转出户福利不平等的影响因素;Qθ(Y|X) 表示Y在给定解释变量X和农地转出户福利不平等分位点θ情况下的条件分位数;βθ表示与分位点θ对应的系数向量，可以用式（4）求得：
β θ = a r g m i n { ∑ Y ≥ X β θ Y - X β | + ∑ Y < X β ( 1 - θ ) Y - X β | }
式中：X、β分别为解释变量、待估计参数。

2.2 研究区概况与数据来源

太行—吕梁山区是位于中国华北北部的山地丘陵地区。两区原为国家集中连片特困区，在脱贫攻坚及乡村振兴战略推进过程中，实施了大量政府干预下的农地流转，以促进农民增收、福利改善，实现均衡发展共同富裕的目标。区域内存在大量的政府主导和政府服务农地流转类型，为本文进行两类农地流转对农户福利水平及农户福利不平等的影响研究提供了样本调查便利。因此课题组于2020年11月至2021年9月，对山西太行—吕梁山区的农地流转和农户福利进行入户调研。为确保调研样本的代表性、数据的可获得性和准确性，本文充分考虑两区各市县的经济发展水平及农业生产和农地流转现状，在太行山区和吕梁山区按照概率与规模成比例的分层抽样方法，各选取4个县作为一级样本单位，然后在每个样本县根据政府干预农地流转规模分层抽取2~3个乡镇，每个乡镇根据政府干预农地流转规模分层抽取1~2个行政村，每个行政村根据农地流转规模随机抽取20~30户农户作为调查对象。本次共调查样本农户561户，剔除农地调整户及其他无效样本8户，共获取有效样本553户。检测量表的Cronbach's α系数为0.79，表明问卷的设计信度较高[34]。

3 结果分析

3.1 农地转出前后农户福利变化的测度及分析

政府干预农地流转下农地转出户总体福利水平小幅上升4.08%，由0.343升至0.357，仍低于0.5的中等福利水平（表3）。从农地转出户功能性活动隶属度来看，经济收入、就业培训和社会交往的福利有所改善，增幅分别为23.75%、18.86%和7.64%，而休憩健康、社会保障和环境状况的福利有所损失，降幅分别为3.87%、2.35%和1.60%。二级福利指标中，福利改善最为明显的前四项指标是非农收入（81.71%）、培训次数（39.74%）、就业技能（29.91%）、弱关系（21.32%），福利损失最为明显的前四项指标是农业收入（-64.33%）、失业保障（-18.76%）、强关系（-10.86%）、就业稳定（-10.78%）。
表3 农地转出前后农户福利的模糊评价

Table 3 The fuzzy evaluation of the peasant households' welfare before and after farmland transfer-out

功能性活动
及其指标		 隶属度 功能性活动
及其指标		 隶属度
转出前 转出后 福利
变化值		 福利变化
幅度/%		 转出前 转出后 福利
变化值		 福利变化幅度/%
1经济收入 0.160 0.198 0.038 23.750 4社会交往 0.419 0.451 0.032 7.637
1.1农业收入 0.157 0.056 -0.101 -64.331 4.1强关系 0.433 0.386 -0.047 -10.855
1.2非农收入 0.164 0.298 0.134 81.707 4.2弱关系 0.408 0.495 0.087 21.324
2社会保障 0.425 0.415 -0.010 -2.353 4.3人际关系 0.422 0.445 0.023 5.450
2.1养老保障 0.394 0.415 0.021 5.330 5就业培训 0.228 0.271 0.043 18.860
2.2医疗保障 0.443 0.457 0.014 3.160 5.1培训次数 0.156 0.218 0.062 39.744
2.3失业保障 0.437 0.355 -0.082 -18.764 5.2就业技能 0.224 0.291 0.067 29.911
3休憩健康 0.413 0.397 -0.016 -3.874 5.3就业稳定 0.306 0.273 -0.033 -10.784
3.1户主休憩时间 0.269 0.256 -0.013 -4.833 6环境状况 0.438 0.431 -0.007 -1.598
3.2户主健康 0.383 0.374 -0.009 -2.350 6.1人居环境 0.416 0.433 0.017 4.087
3.3劳动力健康 0.516 0.491 -0.025 -4.845 6.2农地环境 0.455 0.431 -0.024 -5.275
福利指数 0.343 0.357 0.014 4.082

3.2 农地转出前后农户福利不平等的测算结果及分析

本文借鉴收入洛伦兹曲线，绘制了政府干预型农地流转前后农户福利洛伦兹曲线。如图2所示，农地转出后，农户福利洛伦兹曲线更加陡峭，农户福利基尼系数由流转前的0.2046升至0.2311，提高了12.95%，表明政府干预型农地流转扩大了农户间福利不平等。
图2 农地转出前后农户福利的洛伦兹曲线

Fig. 2 The Lorenz curve of peasant households' welfare before and after farmland transfer-out

如表4所示，农地转出户福利泰尔指数由0.0773增至0.0843，提高了9.06%，表明政府干预农地流转下农地转出户的福利不平等有所扩大。政府主导型和政府服务型农地流转农户福利泰尔指数增长率分别为10.73%和5.78%，表明与政府服务型农地流转相比，政府主导型农地流转一定程度上扩大了农地转出户福利不平等。政府主导型农地流转下农地转出户福利不平等对总体福利不平等的贡献率提高了0.63%，政府服务型农地流转的贡献率下降了1.14%。
表4 农地转出前后农户福利不平等的泰尔指数的一级分解

Table 4 The first order decomposition of Theil index of the peasant households' welfare inequality before and after farmland transfer-out

样本
总体差距		 政府主导型和政府服务型农地转出户组间差距 政府主导型和政府服务型
农地转出户组内差距		 政府主导型农地转出户内部差距 政府服务型农地转出户内部差距
转出前 泰尔指数 0.0773 0.0162 0.0611 0.0317 0.0294
贡献率/% 100.00 20.96 79.04 41.01 38.03
转出后 泰尔指数 0.0843 0.0181 0.0662 0.0351 0.0311
贡献率/% 100.00 21.47 78.53 41.64 36.89

3.3 农地转出前后农户福利不平等的影响机制分析

3.3.1 模型估计结果及分析

为进一步探讨政府干预农地流转类型及非农就业对农地转出户福利不平等的作用机制，本文采用普通最小二乘法（OLS）回归对式（2）的系数进行估计（表5）。从模型1~模型4的回归结果来看，核心解释变量的显著性水平及影响方向基本一致。为便于对估计结果进行清晰解释，着重以模型4为例进行解释。
表5 农地转出户福利不平等的影响机制模型估计结果

Table 5 The estimation results of the influence mechanism model of the peasant households' welfare inequality

变量 模型1 模型2 模型3 模型4
核心变量 政府干预类型 0.0413***
（0.0162）		 0.0343***
（0.0130）		 0.0358***
（0.0125）		 0.0362***
（0.0103）
非农就业 -0.0215**
（0.0090）		 -0.0147*
（0.0114）		 -0.0196**
（0.0105）		 -0.0127**
（0.0116）
政府干预类型×非农就业 -0.0085**
（0.0046）		 -0.0064**
（0.0037）
农户特征 户主年龄 0.0017*
（0.0009）		 0.0015*
（0.0007）
户主就业地点 0.0073
（0.0133）		 0.0085
（0.0147）
被抚养人口比例 0.0016**
（0.0007）		 0.0017**
（0.0006）
社会资本 最高受教育年限 0.0081**
（0.0032）		 0.0078**
（0.0026）
是否有干部 -0.0057
（0.0083）		 -0.0054
（0.0079）
农地特征 农地质量 -0.0062
（0.0078）		 -0.0057
（0.0064）
农地租金 -0.0082
（0.0105）		 -0.0064
（0.0091）
流转特征 流转规模 0.0064
（0.0078）		 0.0069
（0.0082）
流转协议 -0.0079*
（0.0040）		 -0.0063*
（0.0035）
村庄特征 村庄区位 -0.0157**
（0.0065）		 -0.0135**
（0.0060）
村人均收入 -0.0059
（0.0109）		 -0.0066
（0.0085）
自然灾害 已控制 已控制 已控制 已控制
区域特征 已控制 已控制 已控制 已控制
Pseudo R2 0.0972 0.1691 0.1152 0.1561
样本量/份 553 553 553 553

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著，括号中数值为稳健标准误，下同。

政府主导型农地流转显著正向影响农地转出户福利不平等，且在1%水平上显著，这一结果支持了假设H1：政府干预程度较高的农地流转类型下，农地转出户福利不平等会扩大。可能的原因是，地方政府主导型农地流转通常采用统一的农地流转租金、流转期限、流转协议等配套政策，虽然有利于降低流转交易成本、提高土地配置效率[11]，但对农户的异质性关注不足，且流转过程有一定的强制性和时限性，可能造成对农地依附较大的部分农户非农就业不畅、失业风险增加，而农地租金尚不足以弥补其转出农地的经济损失，导致这部分农户的就业、收入和社会保障等福利恶化，促使其福利水平与非农就业转型较好农户的差距进一步扩大。
非农就业显著负向影响农地转出户福利不平等，且在5%~10%水平上显著，这一结果支持了假设H2a：随着非农就业水平的提高，农地转出户福利不平等会缩小。可能的原因是，部分农户转出土地后选择进城务工或就近实现非农就业，生计方式的多元化一方面平衡了农业生产的经营风险，另一方面增加了农村劳动力的边际收益，有利于缓解其就业、收入和人居环境等方面的福利不平等。非农就业机会的增加和非农就业程度的深化，有利于农户文化知识与就业技能的分享和积累，从而避免知识和技术向小部分精英农户过度集聚，一定程度上缓解农地转出户间的福利差距。此外，农户转出土地离乡进城后，可摆脱原有农村资源禀赋和社会网络的局限，融入更多元的竞争环境和社会网络，获得更多的社会参与和福利转换机会，从而趋近更加均衡的福利分配。
政府干预类型与非农就业的交互项显著负向影响农地转出户福利不平等，且在5%水平上显著，表明假设H2b得到验证，非农就业水平在政府干预农地流转类型与农地转出户福利不平等之间，存在显著的负向调节效应。可能的原因是，政府主导型农地流转具有一定的强制性，而农户又面临非农就业差异约束，若农户被实施统一的流转政策，二者的交互作用可能调节农户的福利变化幅度，进一步显化农地转出户的福利不平等。政府主导农地流转下，非农就业程度较低的农户若被动参与规模化流转，一定时间内其将承受非农就业转型困难和农业收入骤减的双重压力，就业、收入、社会保障等福利将面临恶化风险，导致其福利不平等扩大。而家庭成员非农比例较高的农户更易实现就业渠道拓展，从而缓解规模化农地转出对其福利不平等的冲击。此外，非农化程度较高的农户拥有更多的非农技能和意愿，更容易将政府主导型农地流转配套实施的非农就业培训、移民搬迁、人居环境改造等外部政策转化为自身的可行能力，改善其福利不平等状况。

3.3.2 内生性处理及稳健性检验

现有研究多关注农地流转户福利不平等影响因素考察范围的扩展，而较少考虑模型的内生性问题。但实际中，一方面，农户福利可能对农户的非农就业和流转方式造成影响，福利较高的农户更倾向于流转出农地，非农就业比例更高，从而产生因变量与自变量之间的双向因果内生性问题;另一方面，农户福利的变动可能来自诸如能力、环境等不可观察因素，从而导致模型设定偏误（遗漏变量）内生性问题。本文在构建模型和实证分析中，采用以下方法解决内生性问题。（1）代理变量法。对一些难以观察但可能对农户福利造成影响的因素，采用对应的代理变量纳入模型，尽量削弱“遗漏变量”造成的内生性问题。（2）前定变量法。考虑到流转方式、非农就业以及农户、农地、区域等解释变量与农户福利之间可能存在双向因果影响，对此类解释变量采用滞后一期的调查数据[35]。（3）工具变量法。本文借鉴谢花林等[27]的研究，选取村级流转特征（村内政府主导型农地流转户/本村农户总数）作为政府干预农地流转类型工具变量、村级非农就业特征（村内其他农户非农就业人口/家庭人口的均值）作为非农就业工具变量的方法，并采用工具变量法（IV）、有限信息最大似然估计法（LIML）进行内生性对比检验。
模型5的IV第一阶段分别进行政府干预类型和非农就业对工具变量村级流转特征和村级非农就业特征的普通最小二乘回归，结果工具变量系数均为正，且均在5%的水平上显著（表6）。模型5第一阶段的F统计量均大于检验标准值10，表明村级流转特征和村级非农就业特征均不属于弱工具变量。在模型5的第二阶段，Wald检验在5%水平上显著，因此可在5%的水平上认为政府干预类型和非农就业为内生变量，因此使用工具变量来控制内生性问题是必要的。模型5第二阶段的估计结果表明政府主导型农地流转对农地转出户福利不平等变化有正向影响，在1%水平上显著;非农就业对农地转出户福利不平等变化有负向影响，在10%水平上显著，并且其绝对值均大于表5中相应的估计系数。这表明，如果不考虑政府干预类型和非农就业的内生性，普通的多元回归模型会低估政府主导型农地流转和非农就业对农地转出户福利不平等的作用强度。
表6 农地转出户福利不平等影响机制的内生性处理及稳健性检验估计结果

Table 6 The estimation results of endogenous treatment and robustness test of influence mechanism of the peasant households' welfare inequality

解释变量 模型5（IV） 模型6（LIML） 模型7（IV） 模型8（IV）
第一阶段
（农地流转类型）		 第一阶段
（非农就业）		 第二阶段 第二阶段 第二阶段 分样本
第二阶段
IV：村级流转特征 0.0271**
（0.0125）		 0.0073
（0.0065）
IV：村级非农就业特征 0.0052
（0.0046）		 0.0116**
（0.0049）
政府干预类型 0.0421***
（0.0137）		 0.0433***
（0.0122）		 0.0564***
（0.0192）		 0.0386**
（0.0185）
非农就业 -0.0165*
（0.0073）		 -0.0197*
（0.0105）		 -0.0270*
（0.0139）		 -0.0217*
（0.0116）
控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
自然灾害 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
区域特征 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
F统计量 37.76 42.29
内源性Wald χ2 172.73 229.82 241.72 157.07
Wald检验（Prob>chi2） 0.0173 0.0192 0.0216 0.0144
样本量/份 553 553 553 553 553 416
为了内生性处理的稳健，本文使用对弱工具变量和小样本性质更优的LIML模型进行对比检验。结果发现模型6与模型5的估计结果基本一致，表明政府干预农地流转类型和非农就业均对农户福利有显著影响，且结果是稳健的。但是，由于农户福利不平等的具有一定的自选择性，而非随机因素和测量误差可能影响模型估计结果的有效性和稳健性。因此参照Xu等[36]的研究，构建农户参与政府主导农地流转面积占承包农地面积比例、非农收入占总收入比例两个新变量，以评价政府干预农地流转类型和非农就业水平对农地转出户福利不平等的影响。此外，本文从整体样本中随机抽取子样本对先前的回归结果进行对比检验。表6中模型7和模型8的估计结果表明，构建新变量和选用子样本进行分析，回归结果均是稳健的，解释变量的作用方向和显著水平基本不变，仅是系数估计值有所变动。

3.4 农地转出前后不同福利差距的农地转出户福利不平等进一步分析

为进一步分析对于不同福利差距水平的农户，政府干预农地流转类型和非农就业对其福利不平等的影响，本文采用分位数回归方法对式（4）进行估计。如表7所示，相比于政府服务型农地流转，政府主导型农地流转在0.25~0.9的分位点上对农地转出户福利不平等有显著正向影响，且边际贡献随着分位数的增加呈倒“U”型趋势变动，表明政府主导型农地流转将扩大农地转出户福利不平等，且对福利差距处于中高水平的农地转出户作用更强。可能的原因是，福利差距较小的农户通常非农兼业水平较高，对农地的依附程度已减弱，因此政府主导型农地流转对其福利冲击相对较小。
表7 农地转出户福利不平等影响机制的分位数回归模型估计结果

Table 7 The estimation results of Quantile Regression Model of influence mechanism of the peasant households' welfare inequality

解释变量 分位数回归
θ=0.1 θ=0.25 θ=0.5 θ=0.75 θ=0.9
政府干预类型 0.0051
（0.0186）		 0.0072*
（0.0055）		 0.0289**
（0.0172）		 0.0316***
（0.0131）		 0.0247***
（0.0085）
非农就业 -0.0270*
（0.0151）		 -0.0258*
（0.0137）		 -0.0217**
（0.0125）		 -0.0159**
（0.0096）		 -0.0104
（0.0181）
政府干预类型×非农就业 -0.0141*
（0.0096）		 -0.0105**
（0.0059）		 -0.0089**
（0.0050）		 -0.0069**
（0.0038）		 -0.0051*
（0.0043）
控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
自然灾害 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
区域特征 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
Pseudo R2 0.1371 0.1182 0.1049 0.0853 0.0722
样本量/份 553 553 553 553 553
非农就业在0.1~0.75的分位点上对农地转出户福利不平等有显著负向影响，且边际贡献随着分位数的增加而呈下降趋势，表明非农就业水平的提高有利于缓解农地转出户福利不平等，且对福利差距处于中低水平的农地转出户作用更强。可能的原因是，福利差距较大的农户面临更多的禀赋条件限制，这类制约因素会阻碍非农就业改善农户福利状况和缩小农户福利不平等的效果。
政府干预类型与非农就业的交互项在0.1~0.9的分位点上对农地转出户福利不平等有显著负向影响，且边际贡献随着分位数的增加而呈下降趋势，表明政府主导型农地流转下转出农户非农就业水平提高有利于缓解其福利不平等，且对中低层福利差距的农地转出户作用更强。可能的原因是，福利差距处于中低水平的农地转出户拥有更多促使资源禀赋条件转化为可行能力的转换因素，而非农就业水平的提高更利于其拓宽生计方式、实现知识和技术的共享、增加劳动力边际收益，从而缓解政府主导型农地流转对农地转出户的福利冲击、促进福利均衡分配。

4 结论与讨论

4.1 结论

本文使用农地转出户数据，通过理清政府干预农地流转类型和农户非农就业对农地转出户福利不平等的作用机理，采用模糊评价法测算农户参与政府干预农地流转前后的福利变化，以福利基尼系数、泰尔指数和Kakwani指数分别测算农地流转前后农户福利不平等的变化，应用IV法和分位数回归分析政府干预类型和非农就业对农户福利不平等的影响。在理论分析和实证检验的基础上，得出以下研究结论。
（1）政府干预农地流转下农地转出户总体福利水平小幅上升4.08%，由0.343增至0.357。从福利功能性活动来看，经济收入、就业培训和社会交往的福利有所改善，而休憩健康、社会保障和环境状况的福利有所损失。
（2）政府干预农地流转下农地转出户福利不平等有所扩大。其中，农户福利基尼系数由0.2046升至0.2311，提高12.95%;福利泰尔指数由0.0733升至0.0843，提高9.06%，政府主导型和政府服务型农地流转下农户福利泰尔指数增长率分别为10.73%和5.78%，表明与政府服务型农地流转相比，政府主导型农地流转一定程度上扩大了农地转出户福利不平等。
（3）与政府服务型农地流转相比，政府主导型农地流转扩大了农地转出户福利不平等，且在1%水平上显著;非农就业水平提高缓解了农地转出户福利不平等，且在5%~10%水平上显著;非农就业水平提高有利于缓解政府主导型农地流转对农地转出户福利不平等的扩大作用，且在5%水平上显著。
（4）与政府服务型农地流转相比，政府主导型农地流转显著扩大了0.25~0.9分位点上的农地转出户福利不平等，且对福利差距处于中高水平的农地转出户作用更强;非农就业水平提高显著缓解0.1~0.75分位点上的农地转出户福利不平等，且对福利差距处于中低水平的农地转出户作用更强;政府干预类型与非农就业的交互项显著缓解0.1~0.9分位点上的农地转出户福利不平等，且对福利差距处于中低水平的农地转出户作用更强。

4.2 讨论与启示

（1）地方政府在干预农地流转的过程中，不仅要关注农地流转规模扩大、流转率提高及农户增收等问题，也要充分重视农户福利状况的多维度全面改善以及农户间福利分配的平等改善。应建立农地转出户福利水平和福利不平等的监测和预警机制，对农地流转前后的转出户福利状况和福利差距进行抽样评价或关键指标总体评价，以便对政府干预农地流转下农地转出户的福利变化有全面准确的认知，进而有针对性地完善农地流转工作、农户社会保障和困难农户救济等支持政策。尤其应关注农地转出户健康、就业稳定、社会保障、农地生态等方面的福利变化。
（2）应充分重视政府干预农地流转过程中出现的农户福利不平等扩大问题，谨慎推进政府主导型农地流转，适度发展政府服务型农地流转。针对政府干预型农地流转成立监管部门，明确政府在农地流转中的角色定位、职责范围、权力边界，避免越权越位流转、群体性流转纠纷以及农户福利不平等加剧等问题的发生。充分尊重农地转出户的流转意愿、平等协商权利、保障农地转出的自愿选择和非农就业的自由流动，不可强流硬转违背农户的农业生产实践和就业偏好。重视非农就业有利于缓解农地转出户福利不平等的作用，一方面降低非农就业程度较低农户被划入政府干预型流转的比例，避免出现流转后就业渠道不畅导致的福利不平等恶化问题;另一方面采取必要的就业政策宣传、就业技能培训、与用人单位对接等政策拓宽农地转出户非农就业渠道，推广“土地流转+优先雇佣”“土地流转+劳务输出”等方式缓解农地转出户福利不平等。
（3）由于政府主导型农地流转对福利差距较大的农地转出户福利不平等作用更明显，而非农就业对福利差距较小的农地转出户福利不平等缓解作用更强，地方政府在推进农地流转的过程中应更加重视福利基础薄弱农户在转出农地后的福利保障。地方政府在推进农地流转的过程中，应针对福利基础较差农户设置两项保护性限定指标，一是其被纳入政府干预型农地流转的农户比例，二是其承包农地被纳入政府干预型农地流转的面积比例，以降低这部分农户参与政府干预型农地流转后福利不平等加剧的风险。在政府主导型规模化流转中，应依据农地转出户福利不平等状况，制定农村社保、农业生产社会化服务等补贴政策，以及农业生产技术培训、非农就业技能培训和就近就业等帮扶政策落实到户的优先次序，促进农户福利均衡改善、共同富裕。
现有研究多从农业生产效率、收入或收入结构等角度考察政府干预农地流转对农地转出户收入不平等的影响[8,9]，部分学者注意到了政府干预农地流转对区域层面农户福利平均差距的影响[14]。本文的贡献主要是基于Sen[12]的可行能力框架和Kakwani指数，从农户个体层面、多维度地测度了政府干预农地流转下农户的福利水平和福利不平等深度，并从微观层面深入探索了政府干预类型及农户非农就业对每个农地转出户福利不平等的影响机制。但研究过程中发现仍存在一些不足：一是政府干预类型及措施与农户特征的交互广泛而复杂，使得理论框架构建及方法选择中需要更深入和全面的分析;二是政府干预的类型及其干预场景有待进一步细分和量化，以便全面深入地剖析其作用机制;三是农地流转对农户福利及其不平等的影响是一个动态积累过程，囿于数据跟踪获取的困难，一些农户的福利不平等变化未能及时反映到研究结果中，如政策落实较为平缓的政府服务型农地流转。以上不足将在后续研究中持续完善和探索。

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