張亞洲，楊俊孝

（新疆農業(yè)大學 管理學院，新疆 烏魯木齊 830052）

2020 年是脫貧攻堅的決勝之年，我國徹底消除了現(xiàn)行標準下的絕對貧困，從而過渡到以相對貧困為主的發(fā)展階段［1］。黨的十九屆四中全會公報首次提出：堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，鞏固脫貧成果，防范返貧風險，建立解決相對貧困的長效機制。土地流轉作為推進我國農業(yè)現(xiàn)代化進程的重要手段，一直是政策支持的著力點，我國土地流轉率從2007 年的5.2%快速增長到2017 年的36.5%［2］。隨著農村土地制度改革的不斷深化，土地流轉在貧困地區(qū)的扶貧開發(fā)工作中所起的作用如何？土地流轉是否同時具有絕對減貧效應和相對減貧效應？其中的作用機理又是什么？搞清楚這些問題對于完善我國土地流轉政策，解決農村貧困問題具有重要的現(xiàn)實意義。

絕對貧困的內涵決定了扶貧的目標是收入的增加，而相對貧困強調的并不局限于單純的增收，同時要關注收入的分配［3］，因此探究土地流轉的減貧效應也應從這兩方面入手。關于土地流轉的絕對減貧效應，學者們基本達成共識，即土地流轉可以促進農戶增收。金松青、Klaus 認為，土地流轉市場使土地匱乏的農戶可以通過租賃土地來發(fā)展生產，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)的農戶調研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)土地流轉對貧困農戶具有顯著的增收效應，可以減少貧困的發(fā)生［5］；匡遠配、周麗利用湖南省貧困地區(qū)44 個縣的宏觀數(shù)據(jù)，以貧困發(fā)生率作為被解釋變量，研究發(fā)現(xiàn)土地流轉對貧困發(fā)生率產生了顯著的負向影響［6］；錢忠好、楊子、曹瑞芬等分別從不同角度論證了土地流轉的增收效應［7－9］。關于土地流轉的相對減貧效應，目前學者們爭議較大。萬廣華認為，土地流轉改善了土地分配不均的現(xiàn)象，提高了土地配置效率，緩解了農戶收入的不平等［10］；蔡潔、夏顯力利用六盤山的調研數(shù)據(jù)，以基尼系數(shù)來反映收入差距狀況，實證分析了土地流轉的收入分配效應，結果表明土地流轉有助于縮小農戶的收入差距［11］。但部分學者持反對意見。如，田傳浩、陳宏輝、賈生華認為貧困戶受限于自身的能力和經濟狀況，難以從土地流轉中獲得較多的收益［12］；周春芳提到土地流轉可能會造成“耕者無其田”的現(xiàn)象，損害小農利益［13］；李成明、肖龍鐸、史常亮等學者通過實證研究驗證了土地流轉增收效應的“非對稱性”，他們認為土地流轉對高收入農戶的增收效應要高于低收入農戶，因此會加大收入差距［14－16］。

總體上來看，關于土地流轉的減貧效應學者們已經進行了廣泛深入的討論，對本文的研究具有重要的參考價值。但由于在學者們各自的研究中，樣本農戶所在區(qū)域的自然地理條件、社會經濟環(huán)境、土地市場完備程度、政府干預力度均存在著較大的不一致，而這些因素都會對最終的結果產生影響，所以尚不能得出一致的結論。另外，目前學者們在進行實證研究時大多未考慮到樣本的“自選擇”問題，從而忽視了由此產生的內生性，且既有研究大多采用“黑箱”分析模式，即只驗證了土地流轉與農戶收入之間的關系，而沒有深入剖析實證檢驗背后深層次的作用機理。

綜上，本文使用2018 年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)探究土地流轉的減貧效應。首先，采用傾向得分匹配法估計土地流轉對農戶收入的凈處理效應，檢驗土地流轉的絕對減貧效應。該方法通過將實驗組和控制組進行匹配再抽樣，可有效消除模型的內生性問題，提高了結果的準確性。其次，通過分位數(shù)回歸模型比較土地流轉對不同收入分位點農戶邊際效應的差異，檢驗土地流轉的相對減貧效應。再次，建立中介效應模型，選取農業(yè)生產效率和非農就業(yè)兩個中介變量對土地流轉的作用機理進行實證檢驗。最后，考慮到區(qū)域異質性對檢驗結果帶來的差異，進一步討論了區(qū)域異質性視角下土地流轉的減貧效應，不僅可以從全國層面準確分析出土地流轉的減貧效果究竟如何，還可以加深對土地流轉作用機理的認知。

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)來源于中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS）。該項目是由北京大學中國社會科學調查中心實施，共有個人、家庭、社區(qū)3 個層面的數(shù)據(jù)，反映了我國家庭人口特征、生產經營、收支情況、家庭資產、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)，并以其中的農村家庭樣本作為研究對象。經過數(shù)據(jù)的匹配和篩選，刪除缺失關鍵信息和存在嚴重異常值的農戶，共獲得有效樣本農戶5497 戶，其中，參與流轉的農戶1365 戶、未參與流轉的農戶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戶收入水平的代理變量，采用傾向得分匹配法估計土地流轉的凈收入效應。根據(jù)土地流轉的參與情況，將農戶劃分為實驗組和控制組，計算過程如下：

首先，基于一組可觀測變量，利用二元Logistic模型計算農戶參與土地流轉的條件概率擬合值即（PS）值。其次，選擇合適的匹配方法，將實驗組和控制組PS值相近的農戶進行匹配，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，利用控制組模擬實驗組的反事實狀態(tài)。此時，兩者家庭人均純收入的差值即為土地流轉的凈收入效應（ATT）。計算公式如下：

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

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對因變量y的條件期望E（y ｜x）的影響，實際上是均值回歸，很難反映x對整個條件分布y｜x的影響，且由于最小化目標函數(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于條件分布y ｜x 的全面信息，而且因為最小化目標函數(shù)為殘差絕對值的加權平均，所以不易受極端值影響?；貧w方程如下：

式中，Yiq表示農戶家庭人均純收入對數(shù)；Xiq表示土地流轉變量；Ziq表示控制變量；β0表示常數(shù)項；β1、δ表示相應估計系數(shù)；μiq表示隨機誤差項。

中介效應模型：為了識別土地流轉如何通過影響農戶農業(yè)生產效率和非農就業(yè)，進而發(fā)揮減貧效應，本文構建了中介效應模型：

式中，Incomei表示農戶家庭人均純收入對數(shù)；Renti表示土地流轉變量；Medi表示中介變量，這里指的是農業(yè)生產效率和非農就業(yè)；Zi表示控制變量；ei，ωi，ψi表示隨機誤差項；α，β，γ，δ表示待估系數(shù)。

需要說明的是，本文使用的農業(yè)生產效率由數(shù)據(jù)包絡分析法（DEA）測算得來，選取綜合技術效率（TE）作為衡量標準。投入指標包括土地經營面積、自家勞動力投入人數(shù)、雇工費用、機械租賃費用、農資費用，產出指標采用農業(yè)總產值。

1.3 變量選取與描述統(tǒng)計

本文選取農戶家庭人均純收入、非農收入和農業(yè)生產收入作為被解釋變量；選取土地流轉作為關鍵變量；選取農業(yè)生產效率和非農就業(yè)作為中介變量；控制變量的選取既要對被解釋變量有足夠的解釋能力，同時又不受土地流轉變量的影響，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、農用機械總值、耐用消費品總值、現(xiàn)金及存款總額、家庭負債總額、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

（續(xù)表1 ）

2 結果及分析

2.1 基礎描述統(tǒng)計

基礎描述統(tǒng)計見表2。從全樣本看，家庭人均純收入均值為9.2103，非農收入為7.6888，農業(yè)生產收入為8.4569。流轉戶的家庭人均純收入為9.2735，高于未流轉戶的9.1895；農業(yè)生產收入為8.6870，高于未流轉戶的8.3868。流轉戶非農收入為7.6831，未流轉戶為7.6907，兩者差異不明顯。

表2 基礎描述統(tǒng)計

從不同的流轉類型看，轉入戶的家庭人均純收入均值為9.2637，低于轉出戶的9.2809；非農收入為7.8194，高于轉出戶的7.5791；農業(yè)生產收入為9.1353，高于轉出戶的7.9851。但直接對比不同類型農戶的收入水平，并不能準確反映土地流轉的收入效應，因為不同類型農戶的初始條件并不完全相同，存在“選擇偏差”，故本文進一步采用傾向得分匹配法對該結果進行檢驗。

2.2 土地流轉的絕對減貧效應分析

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

表3 給出的是全樣本的匹配結果，將流轉戶劃分為實驗組，未流轉戶劃分為控制組。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，說明在控制內生性問題以后，土地流轉確實能夠顯著提高農戶家庭人均純收入，平均提高了7.38%（exp（0.0712）－1）；在家庭非農收入方面，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，說明土地流轉對家庭非農收入的提高作用不顯著；在家庭農業(yè)生產收入方面，傾向值匹配后兩者之間的差值（ATT）為0.2076，在1%水平下顯著，說明土地流轉能夠顯著提高家庭農業(yè)生產收入，平均提高了23.07%（exp（0.2076）－1）。

表3 土地流轉對農戶收入的凈處理效應

不同流轉類型的農戶參與土地流轉后會選擇不同的生計策略來提高家庭的收入水平。轉入戶主要通過擴大土地經營規(guī)模，實現(xiàn)規(guī)模經濟，獲得較高的農業(yè)經營收入；轉出戶則主要依靠解放出勞動力從事非農就業(yè)，獲得非農收入。為了比較不同流轉類型對農戶收入影響的差異，在全樣本分析的基礎上，進一步將流轉戶劃分為轉入戶和轉出戶，分別與未流轉戶進行匹配，結果如表4 所示。將轉入戶作為實驗組，未流轉戶作為控制組，傾向值匹配后，轉入戶與未流轉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；非農收入減少了22.85%（exp（0.2058）－1），但在統(tǒng)計水平上不顯著；農業(yè)生產收入提高了77.22%（exp（0.5722）－1），在1%水平下顯著。將轉出戶作為實驗組，未流轉戶作為控制組，傾向值匹配后，轉出戶比未流轉戶家庭人均純收入提高了5.16%（exp（0.0503）－ 1），非農收入提高了12.99%（exp（0.1222）－ 1），但均沒有通過顯著性檢驗；農業(yè)生產收入減少了48.29%（exp（0.3940）－1），在1%水平下顯著。

表4 不同流轉類型對農戶收入的凈處理效應

從上文的匹配結果可以看出，土地流轉總體上可以顯著提高農戶收入水平，說明土地流轉具有絕對減貧效應。從不同的流轉類型來看，土地轉入可以顯著提高農戶家庭人均純收入和農業(yè)生產收入。由于生產要素的不可分性，小規(guī)模的生產經營降低了勞動力、機械等主要生產要素的使用效率。轉入戶通過轉入土地，擴大土地經營規(guī)模，能夠直接提高農業(yè)產出。且農戶在進行土地租賃時，總是傾向于促進自家經營土地的集中連片，改善了土地細碎化的狀況，為規(guī)?；洜I提供了可能，不但能夠提高各生產要素的使用效率，而且也便于機械化作業(yè)和引進先進生產技術與管理經驗，使土地資源的效益得以充分發(fā)揮，從而提高農戶農業(yè)經營收入。

土地轉出雖然能提高農戶家庭收入水平，但是影響效果并不顯著。轉出戶的收入來源主要由土地租金、非農經營和就業(yè)收入兩部分組成：①土地租金。但目前我國農村土地流轉仍處于以小規(guī)模、分散化為主要特征的階段。盡管國家通過財政補貼、行政干預等手段，鼓勵農戶將土地向種糧大戶、家庭農場、專業(yè)合作社和農業(yè)企業(yè)流轉，但現(xiàn)實中小農戶之間的零散流轉始終占據(jù)主導地位。葉劍平、豐雷、蔣妍等對2008 年17 省的調查結果顯示，79.2%的耕地流向了普通農戶，且以親友和村民之間的流轉最為常見［17］。這種非正式的流轉方式導致土地的財產價值難以顯化，土地租金處于較低水平。②非農經營和就業(yè)收入。眾多學者通過調研發(fā)現(xiàn)，農戶在土地轉出前勞動力已進行了初步轉移，導致土地轉出對勞動力的釋放作用并不強。由于目前我國農村社會保障體系尚不完善，土地仍然承載著農戶就業(yè)和養(yǎng)老保障等多重功能，農戶只有獲得穩(wěn)定的非農就業(yè)機會，才可能將土地進行流轉，即目前的土地流轉大多都是發(fā)生在勞動力轉移就業(yè)之后。在城市化、工業(yè)化的快速發(fā)展中，農村居民生存方式已經發(fā)生了巨大改變，年輕且受教育程度高的勞動力早已先一步轉移，因此土地轉出對家庭非農收入的提高作用不顯著。

2.3 土地流轉的相對減貧效應分析

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

異質性分析：本文5497 戶農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貧困標準。其中，處于相對貧困的家庭共有923戶，非貧困家庭共有4574 戶，相對貧困發(fā)生率為16.79%。進一步對比分析貧困戶和非貧困戶的社會經濟特征，結果見表5。從表5 可見，從土地流轉變量來看，非貧困戶的土地流轉率顯著高于貧困戶。從個體特征來看，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較小，文化程度相對較高，且身體健康狀況要優(yōu)于貧困戶。從家庭特征來看，非貧困家庭的農用機械總值、耐用消費品總值、現(xiàn)金及存款總額、家庭負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濟較為發(fā)達的東部和中部地區(qū)，而貧困戶較多分布經濟條件相對落后的西部地區(qū)。為了詳細分析各項指標對農戶收入的影響，本文將進一步通過回歸模型建立具體的數(shù)量關系。

表5 貧困戶與非貧困戶異質性分析

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

表6 土地流轉的收入分配效應

為了進一步分析不同流轉類型之間收入分配效應的差異，分別從轉入和轉出兩個視角探究其對不同收入分位點農戶的邊際效應。為了保證參照組都是未流轉戶，在分析土地轉入的邊際效應時，只保留未轉入戶中沒有參與流轉的農戶，將轉出戶樣本剔除。同理，在分析土地轉出的邊際效應時，剔除轉入戶樣本。從表7 可見，土地轉入對農戶收入的邊際效應逐漸減小，在0. 1679 分位點上相關系數(shù)為0.104，在5%水平下顯著；在0.5 和0.8321 分位點上系數(shù)分別0.038 和0.001，均未通過顯著性檢驗。說明土地轉入對低收入農戶的增收效應顯著高于高收入農戶。即轉入戶參與土地流轉能夠縮小農戶收入差距，具有緩解相對貧困的作用。因為農戶轉入土地經營所獲得的報酬取決于土地經營收益與機會成本的差值，而經營土地的機會成本來源于農戶的非農就業(yè)機會，人力資本水平較高、就業(yè)能力較強的農戶有更大的可能性獲得較高的工資性收入，因此這部分農戶經營土地的機會成本較高；反之，人力資本水平較低的農戶獲得非農就業(yè)機會的可能性較小，他們經營土地的機會成本就相對較低［20，21］。高收入農戶因為具有較高的人力資本水平，所以在計算經營土地報酬時需要減去較高的機會成本?，F(xiàn)階段中國農業(yè)仍具有弱質產業(yè)的特質，農業(yè)經營收入往往無法抵消其所損失的非農就業(yè)收入。低收入農戶由于非農就業(yè)機會較少，一方面，經營土地的機會成本較低，甚至為零；另一方面，通過轉入土地又增加了勞動時間，獲得了更多的勞動報酬。所以相對于高收入農戶來說，轉入土地對低收入農戶的增收作用更強，能夠緩解農戶收入差距。

表7 土地轉入的收入分配效應

從表8 可見，土地轉出變量在3 個收入分位點上的相關系數(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，說明土地轉出對農戶收入水平的提高作用不顯著，同時對農戶收入差距的緩解作用也不強。主要原因是，勞動力轉移先于土地流轉，使得土地流轉對勞動力的釋放作用不強，土地轉出后農戶的非農收入水平并不會有顯著的提高，因此對農戶收入差距的影響效果也不明顯。

表8 土地轉出的收入分配效應

2.4 土地流轉的作用機理分析

土地流轉—農業(yè)生產效率—農戶減貧路徑解釋：將農業(yè)生產效率作為中介變量進行中介效應檢驗，因為本文使用的5497 戶農戶樣本中有1570 戶不從事農業(yè)生產，故本文僅以從事農業(yè)生產的3927戶農戶數(shù)據(jù)來分析農業(yè)生產效率的中介效應，結果見表9。

表9 農業(yè)生產效率中介效應檢驗結果

從方程（2）可以看出，土地流轉對農業(yè)生產效率的影響系數(shù)為0.020。在1%水平下顯著，說明土地流轉能夠顯著提高農業(yè)生產效率。方程（3）結果顯示，農業(yè)生產效率在1%水平下對農戶家庭收入產生顯著的正向影響，影響系數(shù)為1.327，同時土地流轉的邊際效應從方程（1）的0.081 下降到方程（3）的0.055，說明農業(yè)生產效率在土地流轉對農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。因為土地流轉促進了土地的規(guī)?；洜I，改善了細碎化經營導致的各生產要素利用效率低下的狀況，能夠充分發(fā)揮各生產要素的組合生產力，提高農業(yè)生產效率，從而增加家庭的農業(yè)生產收入。

土地流轉—非農就業(yè)—農戶減貧路徑解釋：非農就業(yè)的中介效應檢驗結果見表10。方程（2）中，土地流轉對非農就業(yè)的影響系數(shù)為0.023，并不在1%、5%和10%水平下顯著，說明土地流轉對農戶非農就業(yè)的促進作用不顯著，即非農就業(yè)在土地流轉對農戶收入的影響過程中未起到中介作用。跟前文的分析一致，因為勞動力轉移先于土地流轉，導致土地流轉對勞動力釋放作用不強，所以土地流轉對家庭非農收入的提高作用不顯著。

表10 非農就業(yè)中介效應檢驗結果

3 土地流轉減貧效應的區(qū)域差異

上文已證實了土地流轉具有顯著的減貧效應，其中，土地轉入因能夠顯著提高農業(yè)生產效率進而發(fā)揮了顯著的減貧效應，而土地轉出由于對勞動力的釋放作用不強導致其減貧效應并不顯著?？紤]到農戶所在區(qū)域異質性對檢驗結果帶來的差異，本文將進一步討論區(qū)域異質性視角下土地流轉的減貧效應。收入增長效應的區(qū)域異質性檢驗結果見表11。

表11 土地流轉收入增長效應的區(qū)域異質性

在西部地區(qū)土地流轉能夠顯著提高農戶收入水平，平均提高10.51%（exp（0.0999）－1），而在東、中部地區(qū)土地流轉的增收效應并不顯著。從不同的流轉類型來看，土地轉入在中部地區(qū)具有顯著的增收效應，平均提高了13.65%（exp（0.1280）－ 1），而在東、西部地區(qū)土地轉入的增收效應并不顯著。這是因為中部地區(qū)農業(yè)發(fā)展條件相對較好，轉入戶通過轉入土地進行規(guī)?；洜I，能夠更大程度地提高農業(yè)生產效率，增加農業(yè)經營收入。土地轉出在西部地區(qū)具有顯著的增收效應，平均提高了15.49%（exp（0.1440）－1），而在東、中部地區(qū)土地轉出的增收效應并不顯著。這是因為西部地區(qū)的經濟發(fā)展相對滯后，勞動力先一步轉移的機會較少，土地轉出對勞動力的釋放作用較強，所以能夠顯著提高家庭非農收入。

收入分配效應的區(qū)域異質性檢驗結果見表12。在我國西部地區(qū)，土地流轉對低收入農戶具有顯著的增收效應，有助于縮小農戶之間的收入差距。從不同的流轉類型來看，土地轉入在中部地區(qū)更有利于高收入農戶增收，因為中部地區(qū)本身的農業(yè)發(fā)展條件較好，高收入農戶因為具有較高的財富水平，相比低收入農戶，能夠進行更多的農業(yè)生產投資，從而獲得更高的生產效率。土地轉出在西部地區(qū)對高收入農戶的增收作用更強，因為高收入農戶的人力資本水平較高，相比低收入農戶，更容易獲得較高的工資性收入。

表12 土地流轉收入分配效應的區(qū)域異質性

4 結論、討論與建議

4.1 結論與討論

本文基于2018 年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)，通過構建計量分析模型，在絕對貧困和相對貧困雙重視角下探究了土地流轉的減貧效應及其內在的作用機理，同時進一步討論了這一結果在不同區(qū)域群體中的差異，主要結論如下：①土地流轉能夠顯著提高農戶收入水平，具有絕對減貧效應。從收入結構來看，土地流轉有助于家庭農業(yè)生產收入間的提高，但對非農收入的提高作用并不顯著。②土地流轉對低收入農戶的增收作用顯著高于高收入農戶，有利于縮小農戶收入間的差距，具有相對減貧效應。③從不同的流轉類型來看，土地轉入發(fā)揮了顯著的減貧效應，但土地轉出的減貧效應并不顯著。農業(yè)生產效率在土地流轉的減貧效應中發(fā)揮了顯著的中介作用，但非農就業(yè)并未起到中介作用。④區(qū)域異質性檢驗結果表明，土地流轉在西部地區(qū)具有顯著的增收效應，并且更有利于低收入農戶增收；土地轉入在中部地區(qū)具有顯著的增收效應，并且更有利于高收入農戶增收；土地轉出在西部地區(qū)具有顯著的增收效應，并且更有利于高收入農戶增收。

在絕對貧困和相對貧困雙重視角下測度貧困及相關政策效果將更準確、更科學，也更有利于扶貧方式的創(chuàng)新。本文從收入增長和收入分配雙重視角探究了土地流轉的減貧效應，一方面拓展了土地流轉的研究視野和研究價值，另一方面也為后扶貧時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變量的偏差問題，受限于樣本數(shù)據(jù)的可得性，可能會存在不可觀測因素導致的估計偏差。其次，采用CFPS 的一期數(shù)據(jù)，無法觀察到土地流轉減貧效應在時間序列上的變化。在后扶貧時代，我國的貧困特征將由絕對貧困轉向相對貧困，由僅考慮收入層面的狹義貧困擴展到考慮健康、教育、就業(yè)等維度的廣義貧困。眾多學者研究表明，土地流轉不僅具有生產性收益（如提高農戶收入），還具有極大的非生產性收益（如促進農戶就業(yè)、人力資本積累等），這為從多維視角出發(fā)探究土地流轉的減貧效應提供了具有可操作性的視角。

4.2 政策建議

基于以上研究結論，本文提出以下政策建議：①總體來看，土地流轉在絕對貧困和相對貧困條件下均具有顯著的減貧效應，地方政府應積極采取措施鼓勵農戶參與土地流轉。如，通過加強政策宣傳，提高農戶對土地流轉的認知；加快農村土地市場建設，顯化土地的財產價值；培育農業(yè)社會化服務組織，改善農業(yè)生產效率；加大職業(yè)技能培訓力度，提升農戶非農就業(yè)能力等。②針對不同區(qū)域的農戶，政府要發(fā)揮好在收入分配上的調節(jié)作用。在農業(yè)發(fā)展條件較好的中部地區(qū)，應鼓勵農戶轉入土地進行規(guī)?；洜I，同時對于低收入農戶給予適當?shù)膸头?，如提供資金支持、進行農業(yè)技術指導等，防止農業(yè)生產收入差距的進一步擴大；在經濟水平相對滯后的西部地區(qū)，則在鼓勵農戶轉出土地從事非農就業(yè)的同時，要注重提升低收入農戶的就業(yè)能力，避免非農收入差距的進一步擴大。