陳鳴++周發(fā)明

摘 要：本文以武陵山貧困連片地區(qū)為研究對象，運用多項式分布滯后模型，檢驗農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否具備促進當?shù)剞r(nóng)戶減貧的功能。研究結(jié)果表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的益貧效應明顯且呈現(xiàn)不同特征。對貧困戶的醫(yī)療貧困以及教育貧困指標而言，不論短期還是長期均表現(xiàn)出正向的積極作用；而對貧困農(nóng)戶的收入貧困指標而言，短期會帶來一定的負面沖擊，長期來看也逐步轉(zhuǎn)變?yōu)檎虼龠M作用。另外，經(jīng)濟發(fā)展水平、公共服務供給與政策支持等環(huán)境變量也直接制約著農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧的作用機制。因此，要充分發(fā)揮農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧效應，在規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)程序同時，必須在體制與政策上繼續(xù)深化改革。

關鍵詞：農(nóng)地流轉(zhuǎn)；益貧；多項式分布滯后模型

中圖分類號：F321.1 文獻標志碼：A 文章編號：1008-2697（2015）06-0022-06

一、引言

農(nóng)地是農(nóng)民的收入主要來源和精神家園，農(nóng)地制度則是我國“三農(nóng)”問題的根本。改革開放以后，我國實施以土地承包為核心的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制，在取得良好經(jīng)濟成效的同時，我國的貧困人口也因經(jīng)濟增長帶來的“涓滴效應”而銳減。根據(jù)最新的《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)，我國農(nóng)村絕對貧困人口由1978年的2.5億下降到2013年底的8465萬。改革之初平等主義的土地分配制度能夠為窮人和農(nóng)村弱勢人群提供基本保障和安全網(wǎng)，是中國減貧工作取得巨大成績的一個重要原因[1]。隨著中國經(jīng)濟的迅速發(fā)展和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程的加快，大規(guī)模非農(nóng)就業(yè)、人口自然增長減慢和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型已經(jīng)成為當前歷史性變遷的重要特征，平均化、細碎化的農(nóng)地分配與經(jīng)營模式已經(jīng)嚴重滯后于現(xiàn)實發(fā)展，傳統(tǒng)土地制度難以為繼。在新的歷史時期，農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為土地制度改革的重要政策大面積推進，探究農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否益貧以及究竟如何有益于農(nóng)村貧困，進而更好地推進土地適度規(guī)模經(jīng)營，維持農(nóng)村經(jīng)濟的繁榮和貧困率逐步下降，是亟待回答的重要問題。

有效的農(nóng)地制度是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的源泉。國外一些研究者以此為理論基礎，得出農(nóng)地制度或農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模具有益貧功能的結(jié)論。早期馬克思的經(jīng)典理論便指出，土地細碎化是傳統(tǒng)自給自足小農(nóng)經(jīng)濟繁榮的條件，同時也是農(nóng)民階級受壓迫和剝削的制度根源。Schultz在其經(jīng)典著作《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》一書中指出，土地資源如何分配，對農(nóng)業(yè)效益和農(nóng)民貧困有顯著的影響[2]。Shingo（2009）[3]通過對世界幾大發(fā)達國家的考察得出結(jié)論，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的建立與規(guī)范運營，對提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率及農(nóng)民收入極為重要，是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的關鍵。近年來，國內(nèi)學界也開始關注到農(nóng)地流轉(zhuǎn)的減貧益貧效應。黃宗智（2007）[4]發(fā)現(xiàn)農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)民收入息息相關，農(nóng)地較少是國內(nèi)農(nóng)民貧困的重要原因。張丹（2008）[5]指出農(nóng)地配置的有效性與農(nóng)地集中經(jīng)營是減緩貧困的重要手段。胡初枝等（2008）[6]認為，農(nóng)地資源的市場化——農(nóng)地的買入與賣出能夠促進農(nóng)戶收入的提高，增進貧困戶的福利水平，并具備促進農(nóng)戶消費水平增長的間接效應。國務院扶貧辦[7]基于數(shù)據(jù)觀測點的實地調(diào)查得出結(jié)論，地理區(qū)位是致貧的重要因素，而貧困山區(qū)的農(nóng)戶人均耕地面積0.067hm2。劉娟[8]以湖北省的國家重點貧困縣為例，調(diào)查農(nóng)村家庭貧困的影響因素，指出農(nóng)戶戶均農(nóng)地面積、固定資產(chǎn)投資以及技術狀況直接影響貧困。姜松等（2012）[9]認為，土地流轉(zhuǎn)模式的不同，對農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的影響程度和方向存在差異。轉(zhuǎn)讓、互換、出租對農(nóng)民增收具有正向促進，而其他流轉(zhuǎn)形式對農(nóng)民增收的效應為負。黃艷敏和張巖貴（2014）[10]則認為，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的農(nóng)民與土地分離等負面效益，有可能導致貧富差距的進一步拉大。劉鴻淵（2010）[11]、林樂芬和金媛（2012）[12]、夏玉蓮和曾福生（2012）[13]運用計量方法實證檢驗了農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進農(nóng)民增收的經(jīng)濟效應。陳耿宣等（2015）[14]研究了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對西部地區(qū)貧困戶收入差異的影響。朱建軍和胡繼連（2015）[15]利用CHARLS數(shù)據(jù)探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的地權配置效應。

從現(xiàn)有文獻看，國內(nèi)外文獻大多認可農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模偏小是農(nóng)戶貧困的原因，鼓勵農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進農(nóng)地規(guī)模化和集中經(jīng)營，也認同農(nóng)地流轉(zhuǎn)的益貧效應。但仍然存在以下值得改進之處：一是農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進貧困降低的文獻偏于理論分析，實證類文獻相對較少，尤其是關于其內(nèi)在機理的研究存在進一步深入的空間；二是對于貧困的衡量，主要還是集中在經(jīng)濟層面，缺乏綜合性的多維視角；三是沒有考慮到農(nóng)地流轉(zhuǎn)的社會經(jīng)濟效益具有延續(xù)效應，即農(nóng)地流轉(zhuǎn)的益貧效應，具有時間上的滯后特征，需要經(jīng)過一定時間才能發(fā)揮作用，且當期的變化和成效還受到了前期行為影響?；诖耍疚囊晕淞晟竭B片貧困地區(qū)為研究對象，嘗試建立農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村貧困減緩作用的PDLs模型，在分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧內(nèi)在機理的基礎上，探討我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否有效減緩貧困以及如何減緩貧困的作用機理，為實現(xiàn)和充分發(fā)揮農(nóng)地流轉(zhuǎn)的益貧效應提供科學依據(jù)與建議。

二、農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧效應的理論分析

農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村貧困產(chǎn)生一定的影響，根本原因在于農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進農(nóng)地集中和規(guī)模化經(jīng)營，進而能夠促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟增長，從而為農(nóng)民收入提高創(chuàng)造條件。

（一）農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進勞動力轉(zhuǎn)移，為傳統(tǒng)農(nóng)民提供新的工作機會

農(nóng)地流轉(zhuǎn)與規(guī)模經(jīng)營吸引大量的農(nóng)村剩余勞動力，部分勞動力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到二三產(chǎn)業(yè)后，留在農(nóng)村的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者人數(shù)減少，人均收入將得到改善，收入水平會逐步市場化。同時，由于農(nóng)地資源的重新配置，將帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，促進農(nóng)業(yè)逐步淘汰落后生產(chǎn)方式，優(yōu)化配置農(nóng)業(yè)資源，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，進而促進農(nóng)民增收。產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移使得農(nóng)村勞動力更快掌握了第二、三產(chǎn)業(yè)的相關知識，農(nóng)民的知識結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。農(nóng)村向城市的轉(zhuǎn)移，促使了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素和生產(chǎn)資源的新一輪配置，資源結(jié)構(gòu)更為合理，勞動力和農(nóng)地利用更為充分，促進了經(jīng)濟增長，進而帶動農(nóng)民收入水平的提高。貧困農(nóng)戶收入更加多元化，收入渠道得以拓寬，由此帶來的消費習慣、生活方式和行為模式、教育醫(yī)療觀念等各個方面的顯著變化，對促進貧困減緩具有積極效益。

（二）農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和規(guī)?；?，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率

土地分散經(jīng)營導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)缺乏經(jīng)濟利益激勵，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)處于自給自足狀態(tài)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，經(jīng)營規(guī)模擴大有利于高新技術和大中型農(nóng)業(yè)機械的推廣和運用，有效促進了農(nóng)戶生產(chǎn)投入的積極性和有效性，大大提高了農(nóng)業(yè)盈利能力。規(guī)?；?jīng)營的目的是實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，耕地面積越大，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力提供的正向激勵概率越高。同時，土地規(guī)模經(jīng)營具備零碎土地的小農(nóng)并不具備的抗風險能力。伴隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的推進，農(nóng)地細碎化狀態(tài)得到改善，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的經(jīng)濟效應逐步體現(xiàn)，農(nóng)業(yè)盈利預期提高，經(jīng)營主體抗風險能力增強，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長帶來的紅利和涓流效應，使得農(nóng)村脫貧致富的可能性大大增加。更為重要的是，農(nóng)民的思想觀念將隨之發(fā)生轉(zhuǎn)變，其生活習慣、消費習慣以及教育觀念都會逐漸發(fā)生變化，農(nóng)民貧困的緩解，將不僅僅體現(xiàn)在經(jīng)濟方面，而是包括教育、醫(yī)療等全方位的變化和改善。

（三）農(nóng)地流轉(zhuǎn)也可能導致貧富差距拉大等負面效益

農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，但是，盡管部分農(nóng)民流動到城市，卻由于包括養(yǎng)老、社保以及戶籍等制度障礙問題，使得他們無法真正“脫農(nóng)”，依然保留著對農(nóng)地的相關權利。因此在城市生活的農(nóng)民并不能順利找到工作，而是淪為非工非農(nóng)，非城非鄉(xiāng)的邊緣化群體。這不僅導致新的城市貧困現(xiàn)象的產(chǎn)生，還導致了農(nóng)村地區(qū)大量的空巢家庭和留守兒童。尤其是在現(xiàn)實中以政府為主導的模式下，強制與非自愿流轉(zhuǎn)行為難以避免，政府利益驅(qū)動加劇了資本對農(nóng)地產(chǎn)權的侵蝕，農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模越大，優(yōu)勢農(nóng)戶階層謀取自身利益現(xiàn)象越嚴重。貧富差距的拉大，對貧困人口無疑是雪上加霜。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的負面效應，也許并不利于貧困人群。另一方面，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的勞動力資源流動加速，使得農(nóng)民可選擇的非農(nóng)工作機會增加，可能會導致收入的穩(wěn)定性降低。

三、基于分布滯后模型的經(jīng)驗檢驗

（一）計量模型的設定

由上分析我們可知，經(jīng)濟系統(tǒng)中的政策傳導，行為變化是需要一定時間的。時間序列的數(shù)值通常不僅僅由當期數(shù)值決定，還受到滯后值以及其他變量的滯后值所決定。因此應當在解釋變量中包含某些滯后變量。考慮跨時期影響關系的模型成為動態(tài)模型，如果模型中僅包含解釋變量滯后，則稱之為分布滯后模型，是指解釋變量每單位變化的影響分布到了多個時期。根據(jù)上文的分析可知，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對貧困農(nóng)民的行為、狀態(tài)等特征的影響，是存在明顯的時間延遲即滯后效應的，據(jù)此構(gòu)建如下基本回歸模型：

（1）

其中各變量意義如下：y是被解釋變量，表示農(nóng)民的貧困程度；z為核心解釋變量，表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)水平；x是為控制異方差性而設置的其他控制變量；i和t分別表示單位變量個數(shù)和時間變量，a、b為待估參數(shù)，u為隨機誤差項。

常見的OLS模型適用于解釋變量與隨機誤差項不相關的情形，但當解釋變量的當期和滯后期之間可能存在較高共線性，通常采取Almon提出的多項式分布滯后模型（PDLs）進行估計。PDLs假設bi可以由次數(shù)較低的n階多項式來很好地逼近。本文采用PDLs方法處理，n階的PDLs模型假定系數(shù)bi服從如下形式的n階多項式：

i=1，2，3……m，m>n （2）

其中，是事先定義的常數(shù)，當n為奇數(shù)，取值為（m-1）/2，當n為偶數(shù)時，取值為m/2。常數(shù)項僅用來避免共線性引起的數(shù)值問題，并不影響的估計。將（2）式代入（1）中，可以得出（3）式，（3）式中減少了待估參數(shù)，一旦估計出r，利用（2）式就可以求得的各個系數(shù)和標準差。其中代表農(nóng)地流轉(zhuǎn)變化一個單位對當期貧困程度產(chǎn)生的影響，可稱為的短期影響乘數(shù)；、…度量農(nóng)地流轉(zhuǎn)的各個前期值變動一個單位對貧困水平的影響，可稱為延期過渡性影響乘數(shù)；所有乘數(shù)之和稱為長期影響乘數(shù)，代表了農(nóng)地集中流轉(zhuǎn)時，對農(nóng)民貧困水平的短期和長期全部作用。

（3）

（4）

農(nóng)村貧困指標的選取，農(nóng)民收入和貧困發(fā)生率是最常見的指標。這種僅僅從經(jīng)濟視角衡量貧困的方法，并不能全面客觀地表征出貧困狀態(tài)。阿瑪?shù)賮喩赋?，?jīng)濟貧困僅僅是表象，背后隱藏的權利缺失可能是貧困的真正根源。因此，除了經(jīng)濟視角，教育、醫(yī)療等與權利密切相關的指標，也是衡量貧困的重要指標。本文基于此三個維度，選取醫(yī)療貧困（）、教育貧困（）和收入貧困（）作為貧困的代理變量，來全面表征農(nóng)村貧困的狀態(tài)。其中，為逆向值，用每千人衛(wèi)生員占比表示；采用小學及以下文化人口占農(nóng)村人口比表示；用貧困人口占農(nóng)村人口比表示。

除了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，地區(qū)貧困減緩必然還要受到其他方面因素的影響和制約。本文為控制模型的異方差性，根據(jù)陳鳴（2015）[16]等的分析論述，引入經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平、教育水平、自然環(huán)境、制度因素作為控制變量，分別用來表示，其中為經(jīng)濟發(fā)展水平，用年度gdp衡量；為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，用單位耕地農(nóng)機動力表示；為教育水平，用全國每萬人大學生占比表征；自然環(huán)境條件，用各地區(qū)耕地受災面積表示；為制度變量，用每年政府對農(nóng)業(yè)的財政支出占比衡量。

（二）數(shù)據(jù)來源與預處理

關于農(nóng)地流轉(zhuǎn)代理變量z的選取，游和遠（2010）[17]以農(nóng)戶戶均經(jīng)營耕地面積來表征農(nóng)地流轉(zhuǎn)強度，認為農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶經(jīng)營耕地面積同方向變化。故本文選取農(nóng)戶戶均經(jīng)營耕地面積，來作為農(nóng)地流轉(zhuǎn)z的代理變量?；跀?shù)據(jù)的可獲得性和研究需要，本文選取1990-2013年數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。在對各序列進行標準化處理的基礎上，首先對農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)村貧困的量化指標以及5個控制變量序列進行單位根檢驗。各原始序列是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分以后均轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)序列。其中序列在5%的顯著水平拒絕原假設，其他序列均在1%的顯著性水平下平穩(wěn)。通過了各變量平穩(wěn)性檢驗之后，再利用Johanson檢驗方法對各序列進行協(xié)整檢驗，避免偽回歸問題，以確定貧困程度y和農(nóng)地流轉(zhuǎn)z之間的長期均衡關系。檢驗結(jié)果如表1所示，在5%顯著性水平下，醫(yī)療貧困、教育貧困與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間存在著長期均衡關系，滯后期數(shù)由cross相關性分析確定為5期。

表1 、、與z協(xié)整檢驗結(jié)果

變量 零假設：

協(xié)整向量個數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計量 5%臨界值 P值

0 0.5045 20.1326 12.4133 0.032

至多1個 0.1329 4.7313 4.3153 0.139

0 0.3111 16.1004 8.2928 0.412

至多1 0.2286 7.8047 7.8772 0.004

0 0.623 22.7474 21.375 0.002

至多1個 0.0613 1.3936 1.342 0.232

四、實證分析

（一）模型估計

考慮到農(nóng)地流轉(zhuǎn)對各個維度的貧困可能產(chǎn)生影響，且在5階滯后影響并不會小時，因此不對z的滯后系數(shù)加以約束，即農(nóng)地流轉(zhuǎn)的滯后系數(shù)選取服從無約束進行PDLs模型估計，計算結(jié)果如表2：

其中，模型1、3、5是未作滯后處理的傳統(tǒng)時間序列回歸，且不考慮控制變量的情形，模型2、4、6是加入了控制變量后的PDLs模型，由結(jié)果看出，模型的擬合度大大提高，其R2都超過了0.98，F(xiàn)值結(jié)果顯示也比較好，因此證明本文利用分布滯后模型對序列進行解釋是合理的，選取的控制變量也是合適的。

（二）結(jié)果分析

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否具備益貧效應，實證結(jié)果從三個維度給出了答案。在綜合考慮了現(xiàn)實中各種環(huán)境因素如經(jīng)濟發(fā)展水平、公共服務供給、財政支持等因素的影響后，農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧的正向促進作用是明顯的。其中對于教育貧困的改善和促進作用最明顯，其短期影響系數(shù)為0.1385，長期影響系數(shù)為1.2304。短期內(nèi)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的推進促進了農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化水平，促進了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體如專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)合作社的產(chǎn)生，農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營形式，有利于農(nóng)戶在短期掌握和運用農(nóng)業(yè)技術，從長期來看，隨著時間的積累和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的持續(xù)深入推進，貧困農(nóng)民被吸引到收入水平更高的產(chǎn)前、產(chǎn)中及產(chǎn)后服務中，農(nóng)民接觸先進的技術知識、思想觀念的機會大大提高，產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的知識溢出效應和技術擴散效應得以實現(xiàn)。因此不論是從短期還是長期來看，農(nóng)民的教育觀念和文化水平都能受益。從醫(yī)療貧困這一維度來看，短期影響系數(shù)為0.1184，長期影響系數(shù)為0.5699。這一結(jié)果也證實了上文的理論假定，農(nóng)地流轉(zhuǎn)能有效提高農(nóng)民的醫(yī)療狀況，并會體現(xiàn)出逐步累加的正向促進效果。這也正反映出我國的一種現(xiàn)實情況，農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來了農(nóng)民更多自身健康以及環(huán)境的改善，自身的健康和營養(yǎng)條件的提高又反過來促進了農(nóng)戶對于農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的需求，二者的良性互動關系不斷增強，但其益貧效應并沒有對教育貧困的作用大。而對于收入貧困指標而言，短期影響系數(shù)為-0.7787，長期影響系數(shù)為0.0821，說明從經(jīng)濟角度考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)的益貧效果時，短期來看會對農(nóng)民的貧困帶來負面沖擊，但隨著時間期數(shù)的增加，其延期過渡性影響系數(shù)逐步轉(zhuǎn)正，長期趨勢最終為正。這可能是因為，短期隨著農(nóng)地集中到農(nóng)村精英集團手中，會加劇貧富差距而導致貧困群體更為貧困，農(nóng)地流轉(zhuǎn)所帶來的規(guī)模效應，進而導致農(nóng)業(yè)盈利的紅利分配需要時日。但隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關系的理順、農(nóng)業(yè)資源新一輪的分配推進以及利潤分配的日趨完善，其正向益貧效應逐步顯現(xiàn)，貧困群體盡管獲利較晚，但還是能夠分享到產(chǎn)業(yè)進步的成果和紅利。正如表2的結(jié)果所示，該系數(shù)在滯后3期開始由負變正，并且長期影響系數(shù)的絕對值要較短期影響系數(shù)縮小很多，說明農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧的負面影響逐步減弱。把時間區(qū)間拉大到5年或者更長的時期，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民脫貧和增收的作用就越來越明顯了。另外，加入的幾個控制變量也通過了檢驗。其中經(jīng)濟發(fā)展程度、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平、教育與財政支農(nóng)力度都直接制約著農(nóng)村貧困程度的改善，并體現(xiàn)出明顯的同向變動關系。

五、政策建議

由上述分析可知，不論是從教育貧困、醫(yī)療貧困還是收入貧困的角度考察，農(nóng)地流轉(zhuǎn)均具有明顯的益貧效應。同時改善經(jīng)濟發(fā)展水平、公共服務供給、財政支持等環(huán)境因素，能夠使農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧效應更充分地發(fā)揮。因此，首先要繼續(xù)加大支持農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策力度，繼續(xù)大力推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)；其次應避免農(nóng)地流轉(zhuǎn)過多偏向農(nóng)村精英集團的趨勢，保證政府的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策對貧困戶能共享利益，防止農(nóng)地流轉(zhuǎn)在收入差距方面的強化效應；第三要大力促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化，如建立與行政脫鉤、市場化、獨立于土地使用者之外的中介服務組織，以保證農(nóng)地流轉(zhuǎn)的益貧傳導機制暢通；第四要在農(nóng)村大力推廣多元化教育，包括各類職業(yè)教育、成人教育、技術推廣教育等，使得農(nóng)民尤其是貧困戶有機會提高知識文化水平，提高專業(yè)技能，從而更充分地共享農(nóng)地流轉(zhuǎn)與規(guī)模經(jīng)營的紅利；第五，建立健全農(nóng)地流轉(zhuǎn)后農(nóng)民的社會保障體系，完善各類配套扶持政策，消除農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)的后顧之憂，實現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)益貧效應的持續(xù)性和長效性。

參考文獻：

[1]劉波，普拉納布·巴丹.中國減貧為什么好于印度[DB/OL].

http：//www.eeo.com.cn/eeo/2007/08/27/81215.shtml.

[2]Schultz T.Transforming Traditional Agriculture [M].

New Haven：Yale university press，1964.

[3]Shingo Kimura，Keijiro Otsuka，Scott Rozelle. Efficiency

of Land Allocation through Tenancy Markets：Evidence

from China[J].Economic Development and CulturalChange，

2009（01）.

[4]黃宗智，彭玉生.三大歷史性變遷的交匯與中國小規(guī)模農(nóng)業(yè)

的前景[J].中國社會科學，2007.

[5]張丹.農(nóng)地使用權流轉(zhuǎn)的綜合效用評價[J].廣東土地科學，

2008（05）：13-16.

[6]胡初枝，黃賢金，張力軍.農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的福利經(jīng)濟效果分

析——基于農(nóng)戶調(diào)查的分析[J].經(jīng)濟問題探索，2008（01）：

184-186.

[7]徐京躍.“窮人經(jīng)濟學”的偉大實踐——“中國式扶貧”加

速世界減貧進程[DB/OL].中國政府網(wǎng)http：//www.gov.cn/

jrzg/2005-10/09/content_75362.htm.

[8]劉娟.湖北省農(nóng)村貧困測度及貧困變動原因研究[D].北京：

中國農(nóng)業(yè)大學，2006.

[9]姜松，王釗.土地流轉(zhuǎn)、適度規(guī)模經(jīng)營與農(nóng)民增收[J].軟科

學，2012（09）.

[10]黃艷敏，張巖貴.農(nóng)地流轉(zhuǎn)的機會益貧化估值模型分析[J].

經(jīng)濟問題，2014（04）：70-74.

[11]劉鴻淵.農(nóng)地集體流轉(zhuǎn)的農(nóng)民收入增長效應研究——以政

府主導下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式為例[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2010（07）：

57-61.

[12]林樂芬，金媛.農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式福利效應研究——基于農(nóng)地流

轉(zhuǎn)供求方的理性選擇[J].南京社會科學，2012（09）：74-79.

[13]夏玉蓮，曾福生.農(nóng)地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟效應及其空間溢出——

基于“三化”發(fā)展的視角[J].技術經(jīng)濟，2012（11）：56-62.

[14]陳耿宣，李成林，賀茂斌.農(nóng)地流轉(zhuǎn)視角下西部農(nóng)戶收入差

異效應研究——基于陜西省483戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].中國勞

動，2015（06）：39-42.

[15]朱建軍，胡繼連.農(nóng)地流轉(zhuǎn)的地權配置效應研究——基于

CHARLS數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2015（07）：36-45.

[16]陳鳴.湖南省生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)效率提升的實證研

究[J].南華大學學報（社會科學版），2015（03）：59-64.

[17]游和遠，吳次芳.農(nóng)地流轉(zhuǎn)、稟賦依賴與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)

移[J].管理世界，2010（03）：65-75.

（責任編輯：肖訓生）