土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶減貧效應(yīng)研究
——基于絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的雙重視角

張亞洲，楊俊孝

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052）

2020 年是脫貧攻堅(jiān)的決勝之年，我國(guó)徹底消除了現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下的絕對(duì)貧困，從而過渡到以相對(duì)貧困為主的發(fā)展階段［1］。黨的十九屆四中全會(huì)公報(bào)首次提出：堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，鞏固脫貧成果，防范返貧風(fēng)險(xiǎn)，建立解決相對(duì)貧困的長(zhǎng)效機(jī)制。土地流轉(zhuǎn)作為推進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的重要手段，一直是政策支持的著力點(diǎn)，我國(guó)土地流轉(zhuǎn)率從2007 年的5.2%快速增長(zhǎng)到2017 年的36.5%［2］。隨著農(nóng)村土地制度改革的不斷深化，土地流轉(zhuǎn)在貧困地區(qū)的扶貧開發(fā)工作中所起的作用如何？土地流轉(zhuǎn)是否同時(shí)具有絕對(duì)減貧效應(yīng)和相對(duì)減貧效應(yīng)？其中的作用機(jī)理又是什么？搞清楚這些問題對(duì)于完善我國(guó)土地流轉(zhuǎn)政策，解決農(nóng)村貧困問題具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

絕對(duì)貧困的內(nèi)涵決定了扶貧的目標(biāo)是收入的增加，而相對(duì)貧困強(qiáng)調(diào)的并不局限于單純的增收，同時(shí)要關(guān)注收入的分配［3］，因此探究土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)也應(yīng)從這兩方面入手。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的絕對(duì)減貧效應(yīng)，學(xué)者們基本達(dá)成共識(shí)，即土地流轉(zhuǎn)可以促進(jìn)農(nóng)戶增收。金松青、Klaus 認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)使土地匱乏的農(nóng)戶可以通過租賃土地來發(fā)展生產(chǎn)，從而提高家庭的收入水平［4］；蔡潔、夏顯力基于六盤山連片特困區(qū)的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)對(duì)貧困農(nóng)戶具有顯著的增收效應(yīng)，可以減少貧困的發(fā)生［5］；匡遠(yuǎn)配、周麗利用湖南省貧困地區(qū)44 個(gè)縣的宏觀數(shù)據(jù)，以貧困發(fā)生率作為被解釋變量，研究發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)對(duì)貧困發(fā)生率產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響［6］；錢忠好、楊子、曹瑞芬等分別從不同角度論證了土地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)［7－9］。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的相對(duì)減貧效應(yīng)，目前學(xué)者們爭(zhēng)議較大。萬廣華認(rèn)為，土地流轉(zhuǎn)改善了土地分配不均的現(xiàn)象，提高了土地配置效率，緩解了農(nóng)戶收入的不平等［10］；蔡潔、夏顯力利用六盤山的調(diào)研數(shù)據(jù)，以基尼系數(shù)來反映收入差距狀況，實(shí)證分析了土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)，結(jié)果表明土地流轉(zhuǎn)有助于縮小農(nóng)戶的收入差距［11］。但部分學(xué)者持反對(duì)意見。如，田傳浩、陳宏輝、賈生華認(rèn)為貧困戶受限于自身的能力和經(jīng)濟(jì)狀況，難以從土地流轉(zhuǎn)中獲得較多的收益［12］；周春芳提到土地流轉(zhuǎn)可能會(huì)造成“耕者無其田”的現(xiàn)象，損害小農(nóng)利益［13］；李成明、肖龍鐸、史常亮等學(xué)者通過實(shí)證研究驗(yàn)證了土地流轉(zhuǎn)增收效應(yīng)的“非對(duì)稱性”，他們認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)對(duì)高收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)要高于低收入農(nóng)戶，因此會(huì)加大收入差距［14－16］。

總體上來看，關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)學(xué)者們已經(jīng)進(jìn)行了廣泛深入的討論，對(duì)本文的研究具有重要的參考價(jià)值。但由于在學(xué)者們各自的研究中，樣本農(nóng)戶所在區(qū)域的自然地理?xiàng)l件、社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、土地市場(chǎng)完備程度、政府干預(yù)力度均存在著較大的不一致，而這些因素都會(huì)對(duì)最終的結(jié)果產(chǎn)生影響，所以尚不能得出一致的結(jié)論。另外，目前學(xué)者們?cè)谶M(jìn)行實(shí)證研究時(shí)大多未考慮到樣本的“自選擇”問題，從而忽視了由此產(chǎn)生的內(nèi)生性，且既有研究大多采用“黑箱”分析模式，即只驗(yàn)證了土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入之間的關(guān)系，而沒有深入剖析實(shí)證檢驗(yàn)背后深層次的作用機(jī)理。

綜上，本文使用2018 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)探究土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)。首先，采用傾向得分匹配法估計(jì)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的凈處理效應(yīng)，檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)的絕對(duì)減貧效應(yīng)。該方法通過將實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行匹配再抽樣，可有效消除模型的內(nèi)生性問題，提高了結(jié)果的準(zhǔn)確性。其次，通過分位數(shù)回歸模型比較土地流轉(zhuǎn)對(duì)不同收入分位點(diǎn)農(nóng)戶邊際效應(yīng)的差異，檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)的相對(duì)減貧效應(yīng)。再次，建立中介效應(yīng)模型，選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和非農(nóng)就業(yè)兩個(gè)中介變量對(duì)土地流轉(zhuǎn)的作用機(jī)理進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。最后，考慮到區(qū)域異質(zhì)性對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果帶來的差異，進(jìn)一步討論了區(qū)域異質(zhì)性視角下土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)，不僅可以從全國(guó)層面準(zhǔn)確分析出土地流轉(zhuǎn)的減貧效果究竟如何，還可以加深對(duì)土地流轉(zhuǎn)作用機(jī)理的認(rèn)知。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）。該項(xiàng)目是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施，共有個(gè)人、家庭、社區(qū)3 個(gè)層面的數(shù)據(jù)，反映了我國(guó)家庭人口特征、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、收支情況、家庭資產(chǎn)、教育、健康等方面的變遷，目前已完成2010年、2012 年、2014 年、2016 年和2018 年的數(shù)據(jù)收集。本文選取2019 年9 月發(fā)布的2018 年數(shù)據(jù)，并以其中的農(nóng)村家庭樣本作為研究對(duì)象。經(jīng)過數(shù)據(jù)的匹配和篩選，刪除缺失關(guān)鍵信息和存在嚴(yán)重異常值的農(nóng)戶，共獲得有效樣本農(nóng)戶5497 戶，其中，參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶1365 戶、未參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶4132 戶。

1.2 研究方法

傾向得分匹配法（PSM）：本文以家庭人均純收入作為農(nóng)戶收入水平的代理變量，采用傾向得分匹配法估計(jì)土地流轉(zhuǎn)的凈收入效應(yīng)。根據(jù)土地流轉(zhuǎn)的參與情況，將農(nóng)戶劃分為實(shí)驗(yàn)組和控制組，計(jì)算過程如下：

首先，基于一組可觀測(cè)變量，利用二元Logistic模型計(jì)算農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的條件概率擬合值即（PS）值。其次，選擇合適的匹配方法，將實(shí)驗(yàn)組和控制組PS值相近的農(nóng)戶進(jìn)行匹配，常用的匹配方法主要有3 種，分別為：最鄰近匹配（NNM）、半徑卡尺匹配（CM）和核密度匹配（KBM）。最后，利用控制組模擬實(shí)驗(yàn)組的反事實(shí)狀態(tài)。此時(shí)，兩者家庭人均純收入的差值即為土地流轉(zhuǎn)的凈收入效應(yīng)（ATT）。計(jì)算公式如下：

式中，Y1表示實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶家庭人均純收入；Y0表示控制組農(nóng)戶家庭人均純收入；P（X）表示傾向得分值；D 為二分變量。D ＝1，表示參與流轉(zhuǎn)；D ＝0，表示未參與流轉(zhuǎn)。

分位數(shù)回歸模型（QR）：傳統(tǒng)的OLS 回歸模型著重考察自變量x對(duì)因變量y的條件期望E（y ｜x）的影響，實(shí)際上是均值回歸，很難反映x對(duì)整個(gè)條件分布y｜x的影響，且由于最小化目標(biāo)函數(shù)為殘差平方和，容易受極端值影響。分位數(shù)回歸模型不但能夠提供關(guān)于條件分布y ｜x 的全面信息，而且因?yàn)樽钚』繕?biāo)函數(shù)為殘差絕對(duì)值的加權(quán)平均，所以不易受極端值影響。回歸方程如下：

式中，Yiq表示農(nóng)戶家庭人均純收入對(duì)數(shù)；Xiq表示土地流轉(zhuǎn)變量；Ziq表示控制變量；β0表示常數(shù)項(xiàng)；β1、δ表示相應(yīng)估計(jì)系數(shù)；μiq表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

中介效應(yīng)模型：為了識(shí)別土地流轉(zhuǎn)如何通過影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而發(fā)揮減貧效應(yīng)，本文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型：

式中，Incomei表示農(nóng)戶家庭人均純收入對(duì)數(shù)；Renti表示土地流轉(zhuǎn)變量；Medi表示中介變量，這里指的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和非農(nóng)就業(yè)；Zi表示控制變量；ei，ωi，ψi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)；α，β，γ，δ表示待估系數(shù)。

需要說明的是，本文使用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率由數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）測(cè)算得來，選取綜合技術(shù)效率（TE）作為衡量標(biāo)準(zhǔn)。投入指標(biāo)包括土地經(jīng)營(yíng)面積、自家勞動(dòng)力投入人數(shù)、雇工費(fèi)用、機(jī)械租賃費(fèi)用、農(nóng)資費(fèi)用，產(chǎn)出指標(biāo)采用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。

1.3 變量選取與描述統(tǒng)計(jì)

本文選取農(nóng)戶家庭人均純收入、非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入作為被解釋變量；選取土地流轉(zhuǎn)作為關(guān)鍵變量；選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和非農(nóng)就業(yè)作為中介變量；控制變量的選取既要對(duì)被解釋變量有足夠的解釋能力，同時(shí)又不受土地流轉(zhuǎn)變量的影響，本文選取的控制變量包括問卷主要受訪者的個(gè)體特征（性別、年齡、文化程度、健康狀況、政治面貌）、家庭特征（家庭規(guī)模、農(nóng)用機(jī)械總值、耐用消費(fèi)品總值、現(xiàn)金及存款總額、家庭負(fù)債總額、人情禮支出）、地區(qū)特征（是否位于東部地區(qū)、是否位于中部地區(qū)）。變量描述見表1。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

（續(xù)表1 ）

2 結(jié)果及分析

2.1 基礎(chǔ)描述統(tǒng)計(jì)

基礎(chǔ)描述統(tǒng)計(jì)見表2。從全樣本看，家庭人均純收入均值為9.2103，非農(nóng)收入為7.6888，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入為8.4569。流轉(zhuǎn)戶的家庭人均純收入為9.2735，高于未流轉(zhuǎn)戶的9.1895；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入為8.6870，高于未流轉(zhuǎn)戶的8.3868。流轉(zhuǎn)戶非農(nóng)收入為7.6831，未流轉(zhuǎn)戶為7.6907，兩者差異不明顯。

表2 基礎(chǔ)描述統(tǒng)計(jì)

從不同的流轉(zhuǎn)類型看，轉(zhuǎn)入戶的家庭人均純收入均值為9.2637，低于轉(zhuǎn)出戶的9.2809；非農(nóng)收入為7.8194，高于轉(zhuǎn)出戶的7.5791；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入為9.1353，高于轉(zhuǎn)出戶的7.9851。但直接對(duì)比不同類型農(nóng)戶的收入水平，并不能準(zhǔn)確反映土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)，因?yàn)椴煌愋娃r(nóng)戶的初始條件并不完全相同，存在“選擇偏差”，故本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法對(duì)該結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.2 土地流轉(zhuǎn)的絕對(duì)減貧效應(yīng)分析

分別采用最鄰近匹配、半徑卡尺匹配和核密度匹配3 種匹配方法估計(jì)土地流轉(zhuǎn)對(duì)家庭人均純收入、非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入的凈處理效應(yīng)，匹配結(jié)果均通過了模型的平衡性檢驗(yàn)。為了節(jié)省篇幅，這里只列出半徑卡尺匹配法的匹配結(jié)果。

表3 給出的是全樣本的匹配結(jié)果，將流轉(zhuǎn)戶劃分為實(shí)驗(yàn)組，未流轉(zhuǎn)戶劃分為控制組。在家庭人均純收入方面，傾向值匹配后兩者之間的差值（ATT）為0.0712，較匹配前有所降低，但仍在5%水平下顯著，說明在控制內(nèi)生性問題以后，土地流轉(zhuǎn)確實(shí)能夠顯著提高農(nóng)戶家庭人均純收入，平均提高了7.38%（exp（0.0712）－1）；在家庭非農(nóng)收入方面，傾向值匹配后兩者之間的差值（ATT）為－0.0169，并沒有通過模型的顯著性檢驗(yàn)，說明土地流轉(zhuǎn)對(duì)家庭非農(nóng)收入的提高作用不顯著；在家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入方面，傾向值匹配后兩者之間的差值（ATT）為0.2076，在1%水平下顯著，說明土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入，平均提高了23.07%（exp（0.2076）－1）。

表3 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的凈處理效應(yīng)

不同流轉(zhuǎn)類型的農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)后會(huì)選擇不同的生計(jì)策略來提高家庭的收入水平。轉(zhuǎn)入戶主要通過擴(kuò)大土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，獲得較高的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入；轉(zhuǎn)出戶則主要依靠解放出勞動(dòng)力從事非農(nóng)就業(yè)，獲得非農(nóng)收入。為了比較不同流轉(zhuǎn)類型對(duì)農(nóng)戶收入影響的差異，在全樣本分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將流轉(zhuǎn)戶劃分為轉(zhuǎn)入戶和轉(zhuǎn)出戶，分別與未流轉(zhuǎn)戶進(jìn)行匹配，結(jié)果如表4 所示。將轉(zhuǎn)入戶作為實(shí)驗(yàn)組，未流轉(zhuǎn)戶作為控制組，傾向值匹配后，轉(zhuǎn)入戶與未流轉(zhuǎn)戶相比家庭人均純收入提高了10.32%（exp（0.0982）－ 1），在5%水平下顯著；非農(nóng)收入減少了22.85%（exp（0.2058）－1），但在統(tǒng)計(jì)水平上不顯著；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入提高了77.22%（exp（0.5722）－1），在1%水平下顯著。將轉(zhuǎn)出戶作為實(shí)驗(yàn)組，未流轉(zhuǎn)戶作為控制組，傾向值匹配后，轉(zhuǎn)出戶比未流轉(zhuǎn)戶家庭人均純收入提高了5.16%（exp（0.0503）－ 1），非農(nóng)收入提高了12.99%（exp（0.1222）－ 1），但均沒有通過顯著性檢驗(yàn)；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入減少了48.29%（exp（0.3940）－1），在1%水平下顯著。

表4 不同流轉(zhuǎn)類型對(duì)農(nóng)戶收入的凈處理效應(yīng)

從上文的匹配結(jié)果可以看出，土地流轉(zhuǎn)總體上可以顯著提高農(nóng)戶收入水平，說明土地流轉(zhuǎn)具有絕對(duì)減貧效應(yīng)。從不同的流轉(zhuǎn)類型來看，土地轉(zhuǎn)入可以顯著提高農(nóng)戶家庭人均純收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入。由于生產(chǎn)要素的不可分性，小規(guī)模的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)降低了勞動(dòng)力、機(jī)械等主要生產(chǎn)要素的使用效率。轉(zhuǎn)入戶通過轉(zhuǎn)入土地，擴(kuò)大土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模，能夠直接提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。且農(nóng)戶在進(jìn)行土地租賃時(shí)，總是傾向于促進(jìn)自家經(jīng)營(yíng)土地的集中連片，改善了土地細(xì)碎化的狀況，為規(guī)模化經(jīng)營(yíng)提供了可能，不但能夠提高各生產(chǎn)要素的使用效率，而且也便于機(jī)械化作業(yè)和引進(jìn)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)，使土地資源的效益得以充分發(fā)揮，從而提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入。

土地轉(zhuǎn)出雖然能提高農(nóng)戶家庭收入水平，但是影響效果并不顯著。轉(zhuǎn)出戶的收入來源主要由土地租金、非農(nóng)經(jīng)營(yíng)和就業(yè)收入兩部分組成：①土地租金。但目前我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)仍處于以小規(guī)模、分散化為主要特征的階段。盡管國(guó)家通過財(cái)政補(bǔ)貼、行政干預(yù)等手段，鼓勵(lì)農(nóng)戶將土地向種糧大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、專業(yè)合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)流轉(zhuǎn)，但現(xiàn)實(shí)中小農(nóng)戶之間的零散流轉(zhuǎn)始終占據(jù)主導(dǎo)地位。葉劍平、豐雷、蔣妍等對(duì)2008 年17 省的調(diào)查結(jié)果顯示，79.2%的耕地流向了普通農(nóng)戶，且以親友和村民之間的流轉(zhuǎn)最為常見［17］。這種非正式的流轉(zhuǎn)方式導(dǎo)致土地的財(cái)產(chǎn)價(jià)值難以顯化，土地租金處于較低水平。②非農(nóng)經(jīng)營(yíng)和就業(yè)收入。眾多學(xué)者通過調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶在土地轉(zhuǎn)出前勞動(dòng)力已進(jìn)行了初步轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致土地轉(zhuǎn)出對(duì)勞動(dòng)力的釋放作用并不強(qiáng)。由于目前我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障體系尚不完善，土地仍然承載著農(nóng)戶就業(yè)和養(yǎng)老保障等多重功能，農(nóng)戶只有獲得穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，才可能將土地進(jìn)行流轉(zhuǎn)，即目前的土地流轉(zhuǎn)大多都是發(fā)生在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)之后。在城市化、工業(yè)化的快速發(fā)展中，農(nóng)村居民生存方式已經(jīng)發(fā)生了巨大改變，年輕且受教育程度高的勞動(dòng)力早已先一步轉(zhuǎn)移，因此土地轉(zhuǎn)出對(duì)家庭非農(nóng)收入的提高作用不顯著。

2.3 土地流轉(zhuǎn)的相對(duì)減貧效應(yīng)分析

目前我國(guó)尚未界定相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，現(xiàn)在常用的相對(duì)貧困線測(cè)量方法主要是收入比例法，即一個(gè)國(guó)家或地區(qū)居民平均收入或者中位收入的一定比例作為相對(duì)貧困線。本文借鑒左孝凡、孫久文等的測(cè)量方法，以農(nóng)村居民中位收入的40%作為相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，以此來測(cè)算我國(guó)相對(duì)貧困發(fā)生率［18，19］。

異質(zhì)性分析：本文5497 戶農(nóng)戶樣本的家庭人均純收入中位數(shù)的40%是4067 元，因此本文以此作為相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)。其中，處于相對(duì)貧困的家庭共有923戶，非貧困家庭共有4574 戶，相對(duì)貧困發(fā)生率為16.79%。進(jìn)一步對(duì)比分析貧困戶和非貧困戶的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征，結(jié)果見表5。從表5 可見，從土地流轉(zhuǎn)變量來看，非貧困戶的土地流轉(zhuǎn)率顯著高于貧困戶。從個(gè)體特征來看，非貧困戶整體的人力資本水平要高于貧困戶，尤其在年齡、文化程度和健康狀況方面兩者差異較大，非貧困戶家庭主要決策者的年齡相對(duì)較小，文化程度相對(duì)較高，且身體健康狀況要優(yōu)于貧困戶。從家庭特征來看，非貧困家庭的農(nóng)用機(jī)械總值、耐用消費(fèi)品總值、現(xiàn)金及存款總額、家庭負(fù)債總額和人情禮支出都顯著高于貧困家庭。從地區(qū)特征來看，非貧困戶更多地分布在經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的東部和中部地區(qū)，而貧困戶較多分布經(jīng)濟(jì)條件相對(duì)落后的西部地區(qū)。為了詳細(xì)分析各項(xiàng)指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶收入的影響，本文將進(jìn)一步通過回歸模型建立具體的數(shù)量關(guān)系。

表5 貧困戶與非貧困戶異質(zhì)性分析

分位數(shù)回歸分析：通過建立分位數(shù)回歸模型，對(duì)樣本反復(fù)抽樣500 次，分析土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響，結(jié)果見表6。從表6 可見，土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭人均純收入的相關(guān)系數(shù)為0.054，在10%水平下顯著，說明土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入水平產(chǎn)生顯著的正向影響，跟前文的分析結(jié)果一致。從分位數(shù)回歸結(jié)果來看，隨著收入分位點(diǎn)的提高，土地流轉(zhuǎn)的邊際效應(yīng)逐漸減小，在0.1679 分位點(diǎn)上相關(guān)系數(shù)為0.082，在5%水平下顯著，在0.5 和0.8321 分位點(diǎn)上系數(shù)分別為0.035 和0.005，且均不顯著，說明土地流轉(zhuǎn)對(duì)低收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)顯著高于高收入農(nóng)戶。即土地流轉(zhuǎn)可以縮小農(nóng)戶收入差距，具有相對(duì)減貧效應(yīng)。

表6 土地流轉(zhuǎn)的收入分配效應(yīng)

為了進(jìn)一步分析不同流轉(zhuǎn)類型之間收入分配效應(yīng)的差異，分別從轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出兩個(gè)視角探究其對(duì)不同收入分位點(diǎn)農(nóng)戶的邊際效應(yīng)。為了保證參照組都是未流轉(zhuǎn)戶，在分析土地轉(zhuǎn)入的邊際效應(yīng)時(shí)，只保留未轉(zhuǎn)入戶中沒有參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，將轉(zhuǎn)出戶樣本剔除。同理，在分析土地轉(zhuǎn)出的邊際效應(yīng)時(shí)，剔除轉(zhuǎn)入戶樣本。從表7 可見，土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶收入的邊際效應(yīng)逐漸減小，在0. 1679 分位點(diǎn)上相關(guān)系數(shù)為0.104，在5%水平下顯著；在0.5 和0.8321 分位點(diǎn)上系數(shù)分別0.038 和0.001，均未通過顯著性檢驗(yàn)。說明土地轉(zhuǎn)入對(duì)低收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)顯著高于高收入農(nóng)戶。即轉(zhuǎn)入戶參與土地流轉(zhuǎn)能夠縮小農(nóng)戶收入差距，具有緩解相對(duì)貧困的作用。因?yàn)檗r(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地經(jīng)營(yíng)所獲得的報(bào)酬取決于土地經(jīng)營(yíng)收益與機(jī)會(huì)成本的差值，而經(jīng)營(yíng)土地的機(jī)會(huì)成本來源于農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，人力資本水平較高、就業(yè)能力較強(qiáng)的農(nóng)戶有更大的可能性獲得較高的工資性收入，因此這部分農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)土地的機(jī)會(huì)成本較高；反之，人力資本水平較低的農(nóng)戶獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的可能性較小，他們經(jīng)營(yíng)土地的機(jī)會(huì)成本就相對(duì)較低［20，21］。高收入農(nóng)戶因?yàn)榫哂休^高的人力資本水平，所以在計(jì)算經(jīng)營(yíng)土地報(bào)酬時(shí)需要減去較高的機(jī)會(huì)成本。現(xiàn)階段中國(guó)農(nóng)業(yè)仍具有弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)的特質(zhì)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入往往無法抵消其所損失的非農(nóng)就業(yè)收入。低收入農(nóng)戶由于非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)較少，一方面，經(jīng)營(yíng)土地的機(jī)會(huì)成本較低，甚至為零；另一方面，通過轉(zhuǎn)入土地又增加了勞動(dòng)時(shí)間，獲得了更多的勞動(dòng)報(bào)酬。所以相對(duì)于高收入農(nóng)戶來說，轉(zhuǎn)入土地對(duì)低收入農(nóng)戶的增收作用更強(qiáng)，能夠緩解農(nóng)戶收入差距。

表7 土地轉(zhuǎn)入的收入分配效應(yīng)

從表8 可見，土地轉(zhuǎn)出變量在3 個(gè)收入分位點(diǎn)上的相關(guān)系數(shù)分別為0.042、0.037 和0.021，三者差異較小，且均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶收入水平的提高作用不顯著，同時(shí)對(duì)農(nóng)戶收入差距的緩解作用也不強(qiáng)。主要原因是，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移先于土地流轉(zhuǎn)，使得土地流轉(zhuǎn)對(duì)勞動(dòng)力的釋放作用不強(qiáng)，土地轉(zhuǎn)出后農(nóng)戶的非農(nóng)收入水平并不會(huì)有顯著的提高，因此對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響效果也不明顯。

表8 土地轉(zhuǎn)出的收入分配效應(yīng)

2.4 土地流轉(zhuǎn)的作用機(jī)理分析

土地流轉(zhuǎn)—農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率—農(nóng)戶減貧路徑解釋：將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率作為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，因?yàn)楸疚氖褂玫?497 戶農(nóng)戶樣本中有1570 戶不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，故本文僅以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的3927戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)來分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的中介效應(yīng)，結(jié)果見表9。

表9 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

從方程（2）可以看出，土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響系數(shù)為0.020。在1%水平下顯著，說明土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。方程（3）結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率在1%水平下對(duì)農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生顯著的正向影響，影響系數(shù)為1.327，同時(shí)土地流轉(zhuǎn)的邊際效應(yīng)從方程（1）的0.081 下降到方程（3）的0.055，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率在土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響過程中發(fā)揮了顯著的中介作用，且為部分中介。因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)促進(jìn)了土地的規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，改善了細(xì)碎化經(jīng)營(yíng)導(dǎo)致的各生產(chǎn)要素利用效率低下的狀況，能夠充分發(fā)揮各生產(chǎn)要素的組合生產(chǎn)力，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而增加家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入。

土地流轉(zhuǎn)—非農(nóng)就業(yè)—農(nóng)戶減貧路徑解釋：非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表10。方程（2）中，土地流轉(zhuǎn)對(duì)非農(nóng)就業(yè)的影響系數(shù)為0.023，并不在1%、5%和10%水平下顯著，說明土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用不顯著，即非農(nóng)就業(yè)在土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響過程中未起到中介作用。跟前文的分析一致，因?yàn)閯趧?dòng)力轉(zhuǎn)移先于土地流轉(zhuǎn)，導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)對(duì)勞動(dòng)力釋放作用不強(qiáng)，所以土地流轉(zhuǎn)對(duì)家庭非農(nóng)收入的提高作用不顯著。

表10 非農(nóng)就業(yè)中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3 土地流轉(zhuǎn)減貧效應(yīng)的區(qū)域差異

上文已證實(shí)了土地流轉(zhuǎn)具有顯著的減貧效應(yīng)，其中，土地轉(zhuǎn)入因能夠顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)而發(fā)揮了顯著的減貧效應(yīng)，而土地轉(zhuǎn)出由于對(duì)勞動(dòng)力的釋放作用不強(qiáng)導(dǎo)致其減貧效應(yīng)并不顯著。考慮到農(nóng)戶所在區(qū)域異質(zhì)性對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果帶來的差異，本文將進(jìn)一步討論區(qū)域異質(zhì)性視角下土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)。收入增長(zhǎng)效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果見表11。

表11 土地流轉(zhuǎn)收入增長(zhǎng)效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性

在西部地區(qū)土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶收入水平，平均提高10.51%（exp（0.0999）－1），而在東、中部地區(qū)土地流轉(zhuǎn)的增收效應(yīng)并不顯著。從不同的流轉(zhuǎn)類型來看，土地轉(zhuǎn)入在中部地區(qū)具有顯著的增收效應(yīng)，平均提高了13.65%（exp（0.1280）－ 1），而在東、西部地區(qū)土地轉(zhuǎn)入的增收效應(yīng)并不顯著。這是因?yàn)橹胁康貐^(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展條件相對(duì)較好，轉(zhuǎn)入戶通過轉(zhuǎn)入土地進(jìn)行規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，能夠更大程度地提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入。土地轉(zhuǎn)出在西部地區(qū)具有顯著的增收效應(yīng)，平均提高了15.49%（exp（0.1440）－1），而在東、中部地區(qū)土地轉(zhuǎn)出的增收效應(yīng)并不顯著。這是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，勞動(dòng)力先一步轉(zhuǎn)移的機(jī)會(huì)較少，土地轉(zhuǎn)出對(duì)勞動(dòng)力的釋放作用較強(qiáng)，所以能夠顯著提高家庭非農(nóng)收入。

收入分配效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果見表12。在我國(guó)西部地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)對(duì)低收入農(nóng)戶具有顯著的增收效應(yīng)，有助于縮小農(nóng)戶之間的收入差距。從不同的流轉(zhuǎn)類型來看，土地轉(zhuǎn)入在中部地區(qū)更有利于高收入農(nóng)戶增收，因?yàn)橹胁康貐^(qū)本身的農(nóng)業(yè)發(fā)展條件較好，高收入農(nóng)戶因?yàn)榫哂休^高的財(cái)富水平，相比低收入農(nóng)戶，能夠進(jìn)行更多的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，從而獲得更高的生產(chǎn)效率。土地轉(zhuǎn)出在西部地區(qū)對(duì)高收入農(nóng)戶的增收作用更強(qiáng)，因?yàn)楦呤杖朕r(nóng)戶的人力資本水平較高，相比低收入農(nóng)戶，更容易獲得較高的工資性收入。

表12 土地流轉(zhuǎn)收入分配效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性

4 結(jié)論、討論與建議

4.1 結(jié)論與討論

本文基于2018 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建計(jì)量分析模型，在絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困雙重視角下探究了土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)及其內(nèi)在的作用機(jī)理，同時(shí)進(jìn)一步討論了這一結(jié)果在不同區(qū)域群體中的差異，主要結(jié)論如下：①土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶收入水平，具有絕對(duì)減貧效應(yīng)。從收入結(jié)構(gòu)來看，土地流轉(zhuǎn)有助于家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入間的提高，但對(duì)非農(nóng)收入的提高作用并不顯著。②土地流轉(zhuǎn)對(duì)低收入農(nóng)戶的增收作用顯著高于高收入農(nóng)戶，有利于縮小農(nóng)戶收入間的差距，具有相對(duì)減貧效應(yīng)。③從不同的流轉(zhuǎn)類型來看，土地轉(zhuǎn)入發(fā)揮了顯著的減貧效應(yīng)，但土地轉(zhuǎn)出的減貧效應(yīng)并不顯著。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率在土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)中發(fā)揮了顯著的中介作用，但非農(nóng)就業(yè)并未起到中介作用。④區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，土地流轉(zhuǎn)在西部地區(qū)具有顯著的增收效應(yīng)，并且更有利于低收入農(nóng)戶增收；土地轉(zhuǎn)入在中部地區(qū)具有顯著的增收效應(yīng)，并且更有利于高收入農(nóng)戶增收；土地轉(zhuǎn)出在西部地區(qū)具有顯著的增收效應(yīng)，并且更有利于高收入農(nóng)戶增收。

在絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困雙重視角下測(cè)度貧困及相關(guān)政策效果將更準(zhǔn)確、更科學(xué)，也更有利于扶貧方式的創(chuàng)新。本文從收入增長(zhǎng)和收入分配雙重視角探究了土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)，一方面拓展了土地流轉(zhuǎn)的研究視野和研究?jī)r(jià)值，另一方面也為后扶貧時(shí)代扶貧政策的制定提供了新思路。但本文也存在著不足：首先，傾向得分匹配法只能控制可觀測(cè)變量的偏差問題，受限于樣本數(shù)據(jù)的可得性，可能會(huì)存在不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的估計(jì)偏差。其次，采用CFPS 的一期數(shù)據(jù)，無法觀察到土地流轉(zhuǎn)減貧效應(yīng)在時(shí)間序列上的變化。在后扶貧時(shí)代，我國(guó)的貧困特征將由絕對(duì)貧困轉(zhuǎn)向相對(duì)貧困，由僅考慮收入層面的狹義貧困擴(kuò)展到考慮健康、教育、就業(yè)等維度的廣義貧困。眾多學(xué)者研究表明，土地流轉(zhuǎn)不僅具有生產(chǎn)性收益（如提高農(nóng)戶收入），還具有極大的非生產(chǎn)性收益（如促進(jìn)農(nóng)戶就業(yè)、人力資本積累等），這為從多維視角出發(fā)探究土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)提供了具有可操作性的視角。

4.2 政策建議

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：①總體來看，土地流轉(zhuǎn)在絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困條件下均具有顯著的減貧效應(yīng)，地方政府應(yīng)積極采取措施鼓勵(lì)農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)。如，通過加強(qiáng)政策宣傳，提高農(nóng)戶對(duì)土地流轉(zhuǎn)的認(rèn)知；加快農(nóng)村土地市場(chǎng)建設(shè)，顯化土地的財(cái)產(chǎn)價(jià)值；培育農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)組織，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率；加大職業(yè)技能培訓(xùn)力度，提升農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)能力等。②針對(duì)不同區(qū)域的農(nóng)戶，政府要發(fā)揮好在收入分配上的調(diào)節(jié)作用。在農(nóng)業(yè)發(fā)展條件較好的中部地區(qū)，應(yīng)鼓勵(lì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地進(jìn)行規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，同時(shí)對(duì)于低收入農(nóng)戶給予適當(dāng)?shù)膸头觯缣峁┵Y金支持、進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)等，防止農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大；在經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)滯后的西部地區(qū)，則在鼓勵(lì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地從事非農(nóng)就業(yè)的同時(shí)，要注重提升低收入農(nóng)戶的就業(yè)能力，避免非農(nóng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。