黎翠梅，李靜葦，傅 沂

（中南大學(xué) 商學(xué)院,湖南 長沙 410083）

一、引言

貧困一直是人類社會(huì)面臨的最大挑戰(zhàn)之一。消除貧困,改善民生,實(shí)現(xiàn)共同富裕更是社會(huì)主義的本質(zhì)要求。十九大報(bào)告明確指出“要堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn),確保到2020 年農(nóng)村貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧”。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局全國農(nóng)村貧困監(jiān)測調(diào)查,按照農(nóng)村貧困的國家標(biāo)準(zhǔn),2018 年底全國有1 660 萬農(nóng)村貧困人口,相比2017 年減少1 386 萬人；貧困發(fā)生率為1.7%,相比2017 年減少1.4%。由于中國人口多、地域廣、經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡,截至2018 年底,全國共有1 812萬建檔立卡貧困人口納入社會(huì)救助兜底保障,脫貧攻堅(jiān)任務(wù)依然嚴(yán)峻。

隨著土地產(chǎn)權(quán)制度改革和土地經(jīng)營權(quán)放活,土地作為重要的生產(chǎn)要素,日益對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重大影響。農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為中國土地制度改革的一項(xiàng)重要制度,對(duì)農(nóng)民貧困問題的影響,引起國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。有學(xué)者指出,土地再分配政策可以有效減貧［1-2］。但也有研究發(fā)現(xiàn),土地改革作為政府鞏固政治權(quán)力的一種手段,對(duì)緩解貧困是無效的［3］。由此可見,學(xué)術(shù)界對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的作用尚未得出一致結(jié)論,利用新的數(shù)據(jù)與計(jì)量方法,重新評(píng)估農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的作用就顯得尤為重要。

從多數(shù)研究來看,農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧存在顯著影響,同時(shí)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與非農(nóng)就業(yè)之間也存在相互影響。Willmore et al.［4］發(fā)現(xiàn),通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以釋放更多的家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力,提升家庭成員非農(nóng)就業(yè)比例。而非農(nóng)就業(yè)可以通過增加收入促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展和土地資源的優(yōu)化配置。同時(shí),有研究表明,自20 世紀(jì)90 年代中期以來,非農(nóng)就業(yè)一直是農(nóng)民收入增長的主要渠道,而農(nóng)業(yè)收入基本停滯不前。由此可以推斷,農(nóng)地流轉(zhuǎn)可能會(huì)通過增加農(nóng)民家庭的非農(nóng)就業(yè)來緩解農(nóng)民貧困。

基于以上政策和現(xiàn)實(shí)背景,本研究通過對(duì)北京大學(xué)中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（China Family Panel Studies,CFPS）數(shù)據(jù)庫2016 年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,探討農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為對(duì)農(nóng)民貧困的影響,闡述農(nóng)地流轉(zhuǎn)的直接作用機(jī)理,以及采用中介效應(yīng)模型實(shí)證分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民貧困的間接影響路徑,較為全面地分析農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入行為如何影響農(nóng)民貧困和非農(nóng)就業(yè)。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

當(dāng)前國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于農(nóng)村減貧問題進(jìn)行了大量的研究探索,這些研究主要從經(jīng)濟(jì)增長和收入水平增加［5-10］、政府減貧措施［11-15］、人力資本［16-17］、社會(huì)資本［18-21］、公共產(chǎn)品［22-23］、基 礎(chǔ) 設(shè) 施［24］和 城 鎮(zhèn)化［25-27］等多個(gè)維度來考察對(duì)減貧效應(yīng)的影響。近年來,隨著農(nóng)村人口大量外流,農(nóng)地流轉(zhuǎn)已呈常態(tài)化趨勢(shì)。因此,農(nóng)地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。

目前,關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民貧困的關(guān)系仍存在諸多爭議,主要有三個(gè)觀點(diǎn)。一是貧困緩解論。部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)地轉(zhuǎn)出可以通過促進(jìn)農(nóng)地資源優(yōu)化配置,提高生產(chǎn)效率,降低生產(chǎn)成本,刺激農(nóng)地投資來促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化,進(jìn)而增加農(nóng)民收入［28-29］。二是貧困加劇論。由于信貸約束,農(nóng)戶很難大規(guī)模轉(zhuǎn)入土地,這不僅難以實(shí)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)和收益效應(yīng),還會(huì)犧牲小農(nóng)利益,導(dǎo)致貧富差距拉大。現(xiàn)階段農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金不穩(wěn)定,貧困農(nóng)戶無法從農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中獲益［30-32］。三是減貧效應(yīng)不確定論。農(nóng)地流轉(zhuǎn)有時(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)投資無法產(chǎn)生有效刺激,難以實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置和生產(chǎn)率提高,農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)和收入增加都不顯著［33］,導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶的減貧效應(yīng)產(chǎn)生不確定性［34-35］。

基于此,本文提出假設(shè)H1：農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入均能有效降低農(nóng)民的貧困風(fēng)險(xiǎn)。

隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的常態(tài)化,大量農(nóng)民外出從事非農(nóng)工作,農(nóng)地流轉(zhuǎn)與非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系引起了學(xué)者們的討論。多數(shù)研究表明,非農(nóng)就業(yè)后,農(nóng)戶家中無剩余勞動(dòng)力繼續(xù)耕種,進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)［36-37］。但也有部分研究認(rèn)為,考慮到農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)不明晰、不穩(wěn)定［38］,非農(nóng)收入的增加使得農(nóng)戶擁有更多的資本購買勞動(dòng)節(jié)約型機(jī)械,農(nóng)地流轉(zhuǎn)并沒有因非農(nóng)就業(yè)的增加而加速。此外,農(nóng)地流轉(zhuǎn)也會(huì)反過來影響家庭勞動(dòng)力資源的非農(nóng)配置,非農(nóng)就業(yè)會(huì)隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)的放緩而減少；就農(nóng)地流出方而言,發(fā)達(dá)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場能夠解放家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力,提升家庭成員非農(nóng)就業(yè)比例［4］。

基于此,本文提出假設(shè)H2：農(nóng)地轉(zhuǎn)出對(duì)非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生顯著影響,農(nóng)地轉(zhuǎn)入對(duì)非農(nóng)就業(yè)影響不顯著。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅會(huì)直接影響農(nóng)民的貧困狀況,還能通過非農(nóng)就業(yè)來間接影響農(nóng)民貧困。當(dāng)土地流出后,農(nóng)戶不僅可以獲得地租等財(cái)產(chǎn)性收入,而且可以將剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移至二、三產(chǎn)業(yè)使勞動(dòng)力資源得到有效的配置利用［37］,獲得更多的非農(nóng)收入,改變收入結(jié)構(gòu),從而達(dá)到減貧［39］。因而,猜測農(nóng)地流轉(zhuǎn)可能會(huì)通過中介變量非農(nóng)就業(yè)來間接影響農(nóng)民貧困。

基于此,本文提出假設(shè)H3：農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠通過非農(nóng)就業(yè)間接影響農(nóng)民貧困。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文主要使用北京大學(xué)CFPS 數(shù)據(jù)庫2016 年數(shù)據(jù),探討我國農(nóng)村農(nóng)地流轉(zhuǎn)、非農(nóng)就業(yè)和兩者之間的相互作用對(duì)農(nóng)民減貧效應(yīng)的影響。在匹配數(shù)據(jù)時(shí)作了以下處理和篩選：剔除家庭成員均為城鎮(zhèn)戶口的樣本,保留具有農(nóng)業(yè)戶口的農(nóng)戶樣本；由于進(jìn)城務(wù)工多為青壯年群體,因此每戶家庭在挑選戶主時(shí)優(yōu)先選擇18～60 歲的家庭成員,當(dāng)同時(shí)存在多位符合條件的成員時(shí),優(yōu)先選擇男性；刪除“不知道”“不適用”的樣本。經(jīng)過處理后,本文最終保留了CFPS 2016 年8 771 個(gè)農(nóng)戶樣本。相比于以往的研究,本文在前人研究的基礎(chǔ)上,采用更新的數(shù)據(jù)和計(jì)量方法,得到的研究結(jié)論更為準(zhǔn)確。

（二）變量設(shè)置與說明

1.被解釋變量——農(nóng)民貧困。根據(jù)已有研究,評(píng)價(jià)居民貧困的標(biāo)準(zhǔn)主要有：一是根據(jù)“農(nóng)村貧困人口生活消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”,按照相應(yīng)年份的價(jià)格水平,對(duì)現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行年度調(diào)整［40］；二是從收入角度,采用家庭純收入、基尼系數(shù)來衡量農(nóng)戶的貧困狀態(tài)［41］；三是分為國家貧困線（農(nóng)民每年人均收入低于2 300 元）與國際貧困線（個(gè)人每天生活支出1美元以下）［21］。為呈現(xiàn)我國農(nóng)民的國際貧困現(xiàn)狀,本文選用國家貧困線與國際貧困線兩個(gè)指標(biāo)來衡量,其中屬于貧困家庭的農(nóng)民賦值為“1”,屬于非貧困家庭的農(nóng)民賦值為“0”。

2.主要解釋變量。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是本文的一個(gè)關(guān)鍵解釋變量。根據(jù)“是否出租農(nóng)地給他人”和“是否租入他人農(nóng)地”兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)來測度［42］,若發(fā)生則賦值為“1”,反之賦值為“0”。非農(nóng)就業(yè)是本文的一個(gè)中介變量。考慮到非農(nóng)就業(yè)的本質(zhì)是勞動(dòng)力資源的再配置,因而本文使用“非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)與家庭勞動(dòng)力總?cè)藬?shù)之比”來衡量非農(nóng)就業(yè)［43］。

3.控制變量。結(jié)合已發(fā)表的相關(guān)文獻(xiàn),本文同時(shí)引入個(gè)人特征變量、家庭特征變量與社會(huì)特征變量,以控制其他無關(guān)變量對(duì)農(nóng)民減貧產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。本文對(duì)解釋變量、被解釋變量和控制變量的說明與描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

本文的基準(zhǔn)模型均采用Logit 模型,用公式（1）來檢驗(yàn)研究假設(shè)H1。

其中,Poori表示農(nóng)戶i 的貧困狀況,Zri和Zci分別表示農(nóng)戶i 的農(nóng)地轉(zhuǎn)入與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為,Personali、Familyi和Societyi分別代表農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征和社會(huì)特征,α 為待估參數(shù),εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表1 變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計(jì)

本文用公式（2）、（3）、（4）來檢驗(yàn)研究假設(shè)H3,其中公式（3）用來檢驗(yàn)假設(shè)H2。

其中,Nofarmi表示農(nóng)民i 的非農(nóng)就業(yè)水平,Zri、Zci定義同公式（1）,Xi代表個(gè)體、家庭、社會(huì)3 個(gè)層面的控制變量,β、γ 和λ 均為回歸系數(shù),μi代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)Baron et al.［44］的研究,本文將通過公式（2）～（4）來驗(yàn)證中介效應(yīng)：公式（2）表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民貧困的總效應(yīng),公式（3）表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)中介變量非農(nóng)就業(yè)的影響效應(yīng),公式（4）表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過中介變量非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民減貧的影響,其中,系數(shù)λ1和λ2為農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民貧困的直接效應(yīng),系數(shù)λ3為農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生的中介效應(yīng)。圖1 為農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的作用機(jī)制。

圖1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的作用機(jī)制

在基礎(chǔ)模型中,本文同時(shí)引入了非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地轉(zhuǎn)出3 個(gè)關(guān)鍵解釋變量,沒有考慮到農(nóng)地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)就業(yè)相互的影響（本研究不考慮農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入之間相互影響的情況）,因此為更好地分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的影響機(jī)制,不可避免地需要解決農(nóng)地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)就業(yè)之間的內(nèi)生性問題,為此本文利用錢龍等［45］的研究,采用聯(lián)立方程模型對(duì)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

（5）～（7）式中大多數(shù)變量與（1）～（4）式一致,不予贅述,其中Ljz 表示家庭承包土地價(jià)值,Asset 表示家庭資產(chǎn)總價(jià)值。公式（5）、（6）和（7）分別為農(nóng)地轉(zhuǎn)入、農(nóng)地轉(zhuǎn)出和非農(nóng)就業(yè)方程。其中,公式（4）與公式（5）、（6）和（7）構(gòu)成農(nóng)民貧困狀況聯(lián)立方程組。

四、農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的實(shí)證分析

（一）描述性分析

模型方差膨脹因子（vif）的最大值遠(yuǎn)小于10,說明變量之間不存在共線性問題。根據(jù)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況將農(nóng)戶家庭分為轉(zhuǎn)出戶、非轉(zhuǎn)出戶、轉(zhuǎn)入戶和非轉(zhuǎn)入戶,結(jié)果如表2 所示。從國家貧困線和國際貧困線來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶分別比非轉(zhuǎn)出戶低0.03 和0.026,這說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出可以有效減貧。從國家貧困線來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶比非轉(zhuǎn)入戶高0.01,從國際貧困線來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶比非轉(zhuǎn)入戶低0.005,這說明農(nóng)地轉(zhuǎn)入的減貧作用尚不明顯。通過分析,部分驗(yàn)證了假設(shè)H1。

通過比較家庭非農(nóng)就業(yè)率和樣本均值,將樣本區(qū)分為高非農(nóng)就業(yè)率（大于等于均值）和低非農(nóng)就業(yè)率（小于均值）,通過比較不難發(fā)現(xiàn),隨著非農(nóng)就業(yè)率的提高,農(nóng)戶家庭發(fā)生貧困的概率下降,這說明非農(nóng)就業(yè)可以有效減貧,這與理論預(yù)期相符,為假設(shè)H3的成立提供了可能性（見表2）。

表2 農(nóng)戶家庭貧困狀況描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)水平進(jìn)行統(tǒng)計(jì),結(jié)果如表3 所示。農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的非農(nóng)就業(yè)率要比非轉(zhuǎn)出戶高0.102,農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶則恰恰相反,轉(zhuǎn)入戶比非轉(zhuǎn)入戶低0.079。這說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入可能分別正向和負(fù)向影響非農(nóng)就業(yè),農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為可能會(huì)影響非農(nóng)就業(yè),初步驗(yàn)證了假設(shè)H2。

表3 農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)水平描述性統(tǒng)計(jì)

（二）農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)民減貧的作用機(jī)制：直接效應(yīng)分析

表4 中的回歸是農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入行為對(duì)農(nóng)民減貧的總效應(yīng),對(duì)應(yīng)前文的公式（1）和公式（2）。實(shí)證結(jié)果表明,當(dāng)采用國家貧困線（以收入為標(biāo)準(zhǔn)）衡量農(nóng)民貧困時(shí),農(nóng)地轉(zhuǎn)出每增加1 個(gè)單位,農(nóng)民貧困就會(huì)下降0.611；這說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出能夠降低農(nóng)民的貧困風(fēng)險(xiǎn),農(nóng)地轉(zhuǎn)入不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著影響。當(dāng)采用國際貧困線（支出標(biāo)準(zhǔn)）衡量農(nóng)民貧困時(shí),農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入每增加1 個(gè)單位,農(nóng)民貧困分別下降0.289和0.339；這說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入行為都能起到有效的減貧作用。總體來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入都能夠顯著降低農(nóng)民的貧困風(fēng)險(xiǎn),驗(yàn)證了假設(shè)H1。

從控制變量的回歸結(jié)果來看,個(gè)體特征中,婚姻狀況和受教育程度在兩種標(biāo)準(zhǔn)下均通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著檢驗(yàn)。其中,和未婚者相比,已婚農(nóng)民發(fā)生貧困的概率較低；和受教育程度低的農(nóng)戶相比,受教育程度越高的農(nóng)戶,發(fā)生貧困的概率越低,這說明接受教育多的人綜合能力更強(qiáng),相對(duì)收入也較高,有助于實(shí)現(xiàn)農(nóng)民減貧。

表4 農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民減貧關(guān)系檢驗(yàn)

家庭特征中,家庭人口、家庭存款、是否有集體土地和是否發(fā)生重大事件（婚喪嫁娶等）均通過了統(tǒng)計(jì)顯著檢驗(yàn)。其中,家庭人口越多,貧困的可能性越大；農(nóng)戶在有集體土地的情況下,貧困的可能性越大,可能的解釋是沒有集體土地的農(nóng)戶只能選擇外出進(jìn)行非農(nóng)就業(yè),而有集體土地的農(nóng)戶外出務(wù)工的可能性較小,此時(shí)他所獲得的農(nóng)業(yè)收入難以實(shí)現(xiàn)減貧。和沒發(fā)生重大事件的農(nóng)戶相比,發(fā)生重大事件的農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性越低,原因可能是獲得了禮金收入。

社會(huì)特征中,醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、政府補(bǔ)貼和社會(huì)捐贈(zèng)均通過了統(tǒng)計(jì)顯著檢驗(yàn)。其中,相對(duì)于沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的農(nóng)戶來說,有醫(yī)療保險(xiǎn)的農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性降低；農(nóng)戶在有養(yǎng)老保險(xiǎn)的情況下發(fā)生貧困的可能性較低,原因可能是養(yǎng)老保險(xiǎn)金可以貼補(bǔ)部分家用,有利于改善家庭經(jīng)濟(jì)狀況。相對(duì)于沒獲得政府補(bǔ)貼或社會(huì)捐贈(zèng)的農(nóng)戶來說,獲得政府補(bǔ)貼或社會(huì)捐贈(zèng)的農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性越高,這和已有研究有所區(qū)別［13］；一般獲得政府補(bǔ)貼或社會(huì)捐贈(zèng)的農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)條件都過于窘迫,僅僅依靠補(bǔ)貼或捐贈(zèng)難以達(dá)到減貧作用。

表5 為東、中、西部地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的影響。從國家貧困線來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)出在東部、中部、西部地區(qū)均通過顯著性檢驗(yàn),農(nóng)地轉(zhuǎn)入在東部、中部、西部地區(qū)都不具有顯著性影響。其中,農(nóng)地轉(zhuǎn)出在中部地區(qū)的影響系數(shù)最大,在西部地區(qū)的影響系數(shù)最小,原因可能是中部地區(qū)自然條件優(yōu)越,土地可利用率高,有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn),而西部地區(qū)由于地形復(fù)雜,地勢(shì)較高,不利于發(fā)展農(nóng)業(yè)。從國際貧困線來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入均在中部地區(qū)通過負(fù)向顯著性檢驗(yàn),在東部和西部地區(qū)都不顯著,這可能與中部地區(qū)的地形有關(guān),位于內(nèi)陸,平原多,是我國的糧食生產(chǎn)基地。

表6 為南、北方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)民減貧的影響。從國家貧困線來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)出在南、北方地區(qū)均通過顯著性檢驗(yàn),農(nóng)地轉(zhuǎn)入在南、北方地區(qū)都不具有顯著性影響。其中,農(nóng)地轉(zhuǎn)出在南方地區(qū)的影響系數(shù)較大,原因可能是南方地區(qū)多丘陵山地,不利于規(guī)模種植,且沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá),農(nóng)戶大多愿意從事非農(nóng)工作,所以農(nóng)地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)民減貧有顯著影響。從國際貧困線來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入均在北方地區(qū)通過負(fù)向顯著性檢驗(yàn),在南方地區(qū)都不顯著,原因可能是北方多平原高原,有利于農(nóng)作物的規(guī)模種植,此時(shí)農(nóng)地轉(zhuǎn)入可以起到有效的減貧作用,而對(duì)于非農(nóng)收入高于農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶來說,農(nóng)地轉(zhuǎn)出則更有利于減貧。

（三）農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)關(guān)系檢驗(yàn)

表7 為農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入行為對(duì)中介變量非農(nóng)就業(yè)的影響,對(duì)應(yīng)前文的公式（3）?；貧w（1）至（4）分別表示在不添加任何控制變量和依次加入個(gè)體、家庭和社會(huì)三個(gè)層面的控制變量時(shí),農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入行為對(duì)中介變量非農(nóng)就業(yè)的影響。其中,回歸（1）和回歸（2）顯示,農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出顯著正向影響非農(nóng)就業(yè),農(nóng)地轉(zhuǎn)入顯著負(fù)向影響非農(nóng)就業(yè)。而在回歸（3）和（4）中,農(nóng)地轉(zhuǎn)出依然在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著且為正相關(guān),此時(shí)農(nóng)地轉(zhuǎn)入雖仍為負(fù)相關(guān)但未通過顯著性檢驗(yàn)。在回歸（4）中,當(dāng)農(nóng)地轉(zhuǎn)出每增加1 個(gè)單位,農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)也會(huì)增加0.294。該結(jié)果表明,農(nóng)地轉(zhuǎn)出會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè),而農(nóng)地轉(zhuǎn)入對(duì)非農(nóng)就業(yè)影響不顯著,假設(shè)H2成立。

（四）農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)民減貧的作用機(jī)制：中介效應(yīng)分析

通過上述實(shí)證結(jié)果來看,農(nóng)地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)民貧困存在顯著的負(fù)向影響,即農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于農(nóng)民實(shí)現(xiàn)減貧；同時(shí)非農(nóng)就業(yè)也隨著農(nóng)地轉(zhuǎn)出的增加而增加；而農(nóng)地轉(zhuǎn)入對(duì)兩者的影響均不顯著。但是,對(duì)于非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)并不明晰,為此,本文再次利用中介效應(yīng)模型來驗(yàn)證農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否會(huì)通過非農(nóng)就業(yè)來影響農(nóng)民減貧。

表5 東、中、西部地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民減貧關(guān)系檢驗(yàn)

表6 南、北方地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民減貧關(guān)系檢驗(yàn)

表7 農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)關(guān)系檢驗(yàn)

表8 為農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生的影響,對(duì)應(yīng)前文的公式（4）。分析回歸（1）和（2）,可以發(fā)現(xiàn)：在不添加中介變量時(shí),農(nóng)地轉(zhuǎn)出在1%顯著水平下負(fù)向影響農(nóng)民貧困,系數(shù)為-0.611；在添加中介變量時(shí),農(nóng)地轉(zhuǎn)出對(duì)非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生顯著的正向影響,在1%顯著水平下負(fù)向影響農(nóng)民貧困,并且農(nóng)地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)變小,與此同時(shí),非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響,說明非農(nóng)就業(yè)起到部分中介作用。在回歸（2）中,非農(nóng)就業(yè)的系數(shù)為-0.527,表示當(dāng)非農(nóng)就業(yè)每增加1 個(gè)單位,農(nóng)民貧困就會(huì)降低0.527。因此,當(dāng)采用收入標(biāo)準(zhǔn)衡量農(nóng)民貧困時(shí),農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以通過非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)民貧困。

分析回歸（3）～（4）,可以發(fā)現(xiàn)：在添加中介變量時(shí),農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入行為均通過5%統(tǒng)計(jì)水平檢驗(yàn),但非農(nóng)就業(yè)未通過顯著性檢驗(yàn),表明直接效應(yīng)存在而中介效應(yīng)不存在。因此,當(dāng)采用支出標(biāo)準(zhǔn)衡量農(nóng)民貧困時(shí),農(nóng)地流轉(zhuǎn)不能通過非農(nóng)就業(yè)來影響農(nóng)民貧困。但從總體來看,農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以通過中介變量——非農(nóng)就業(yè)來影響農(nóng)民貧困,驗(yàn)證了假設(shè)H3。

表8 農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)民減貧的中介效應(yīng)分析

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

根據(jù)上文分析,非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入之間存在一定的內(nèi)生性問題,通過聯(lián)立方程模型進(jìn)行實(shí)證分析,以使本文研究結(jié)果穩(wěn)健。

表9 為以國家貧困線為標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)證結(jié)果。從回歸結(jié)果看來,農(nóng)地轉(zhuǎn)出和非農(nóng)就業(yè)都對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生顯著負(fù)向影響,這說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出和非農(nóng)就業(yè)的減貧作用非常穩(wěn)健。農(nóng)地轉(zhuǎn)入依然不顯著,這與基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果一致。

關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)與非農(nóng)就業(yè)之間的相互作用,結(jié)果顯示：農(nóng)地流出顯著正向影響非農(nóng)就業(yè),農(nóng)地流入對(duì)非農(nóng)就業(yè)影響不顯著,說明農(nóng)地流出對(duì)非農(nóng)就業(yè)的作用非常穩(wěn)健。同時(shí),非農(nóng)就業(yè)分別顯著正向影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出、負(fù)向影響農(nóng)地流入。此外,婚姻狀況、受教育程度、健康狀況、家庭存款、家庭是否有重大事件發(fā)生、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)均對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生負(fù)向影響,而家庭人口對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生正向影響,這與基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果一致。

表9 農(nóng)民減貧（國家貧困線）聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果

表10 為以國際貧困線為標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)證結(jié)果。從回歸結(jié)果看來,農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入行為都對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生顯著負(fù)向影響,這說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入行為的減貧作用非常穩(wěn)健。非農(nóng)就業(yè)未通過顯著性檢驗(yàn),這與基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果一致。

表10 農(nóng)民減貧（國際貧困線）聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果

關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)與非農(nóng)就業(yè)之間的相互作用,結(jié)果顯示：農(nóng)地流出顯著正向影響非農(nóng)就業(yè),農(nóng)地流入對(duì)非農(nóng)就業(yè)影響不顯著,說明農(nóng)地流出對(duì)非農(nóng)就業(yè)的作用非常穩(wěn)健。同時(shí),非農(nóng)就業(yè)分別顯著正向影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出、負(fù)向影響農(nóng)地流入。此外,控制變量的影響與基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果一致。

綜上所述,考慮非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)地流出與農(nóng)地流入三者之間的內(nèi)生性后,聯(lián)立方程模型的實(shí)證結(jié)果與基準(zhǔn)模型一致。總體看來,驗(yàn)證了農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入均能顯著降低農(nóng)民的貧困風(fēng)險(xiǎn),即驗(yàn)證了假設(shè)H1。

關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)與非農(nóng)就業(yè)之間的相互作用,農(nóng)地流出與非農(nóng)就業(yè)呈顯著正相關(guān)關(guān)系；農(nóng)地流入對(duì)非農(nóng)就業(yè)影響不顯著,非農(nóng)就業(yè)顯著負(fù)向影響農(nóng)地流入。假設(shè)H2成立。

關(guān)于非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生的中介效應(yīng),當(dāng)采用國家貧困線（以收入為標(biāo)準(zhǔn)）衡量農(nóng)民貧困時(shí),存在非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)；當(dāng)采用國際貧困線（支出標(biāo)準(zhǔn)）衡量農(nóng)民貧困時(shí),非農(nóng)就業(yè)影響系數(shù)依然為負(fù),但未通過顯著性檢驗(yàn)。總體看來,農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以通過非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)民貧困,假設(shè)H3成立。

五、結(jié)論與啟示

本文利用2016 年CFPS 數(shù)據(jù),將農(nóng)地流轉(zhuǎn)、非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)民貧困構(gòu)建在一個(gè)分析框架,深入探討了農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)民貧困的機(jī)制,得到如下研究結(jié)論：農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入均能顯著降低農(nóng)民的貧困風(fēng)險(xiǎn)；在考慮穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,實(shí)證結(jié)果依然無偏?？紤]區(qū)域因素時(shí),無論是以國家貧困線為標(biāo)準(zhǔn)還是以國際貧困線為標(biāo)準(zhǔn),農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入對(duì)中國中部及北部的農(nóng)戶家庭減貧作用最為顯著。農(nóng)地轉(zhuǎn)出與非農(nóng)就業(yè)呈顯著正相關(guān)關(guān)系,當(dāng)農(nóng)地轉(zhuǎn)出每提高1%,農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)水平將提高0.294%；非農(nóng)就業(yè)顯著負(fù)向影響農(nóng)地流入,農(nóng)地轉(zhuǎn)入對(duì)非農(nóng)就業(yè)抑制作用不顯著。農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以通過非農(nóng)就業(yè)的作用機(jī)制間接緩解農(nóng)民貧困?；橐鰻顩r、受教育程度、健康狀況、家庭存款、家庭是否有重大事件發(fā)生、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)均對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生負(fù)向影響,而家庭人口對(duì)農(nóng)民貧困產(chǎn)生正向影響。

基于上述結(jié)論,本文得到以下啟示：

（1）鑒于農(nóng)地轉(zhuǎn)出與轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)民減貧作用存在差異,政府在制定農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策時(shí),一方面要合理引導(dǎo)束縛在土地中的低效勞動(dòng)力進(jìn)行農(nóng)地轉(zhuǎn)出,以增加非農(nóng)收入,改善家庭收入分配,實(shí)現(xiàn)有效減貧。此外,政府在“三權(quán)分置”制度背景下要確保農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的財(cái)產(chǎn)性權(quán)益,消除農(nóng)民的后顧之憂。另一方面將閑置土地集中,特別是在中國中部和北部地區(qū),發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營,因地制宜,發(fā)展當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì),使農(nóng)地轉(zhuǎn)入產(chǎn)生減貧作用。

（2）一方面建立完善的、覆蓋面較廣的農(nóng)民培訓(xùn)體系,提高農(nóng)民專業(yè)素質(zhì)和非農(nóng)競爭能力,為農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶提供非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì),合理引導(dǎo)農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶轉(zhuǎn)移到非農(nóng)領(lǐng)域,進(jìn)而提高農(nóng)民的收入水平；另一方面加大對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營的培訓(xùn),促進(jìn)農(nóng)戶向職業(yè)農(nóng)民轉(zhuǎn)化,提高其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,調(diào)節(jié)農(nóng)戶收入差距。