土地流轉是否紓解了農(nóng)村相對貧困？

何春 劉榮增

內容提要： 2020年中國消除絕對貧困后，反貧困的工作重心將轉移到解決相對貧困問題，農(nóng)村的貧困問題一直是國家貧困治理的重點。本文利用2000-2018年省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了土地流轉對農(nóng)村相對貧困的影響。研究結果表明：我國的農(nóng)村相對貧困水平呈現(xiàn)出上升趨勢，并且各省份的農(nóng)村相對貧困變化率具有差異性特征;土地流轉促進了農(nóng)戶收入的提升，有利于農(nóng)村絕對貧困的減少;土地流轉導致不同農(nóng)戶獲得的收益不同，加劇了農(nóng)村的相對貧困。根據(jù)結論，本文提出完善土地流轉制度，提升低收入農(nóng)戶參與土地流轉市場的機會與能力的政策建議。

關鍵詞： 土地流轉;紓解;農(nóng)村相對貧困

中圖分類號：F127? 文獻標識碼：A? 文章編號：1001-148X（2021）05-0103-10

一、引言與文獻綜述

黨的十九屆四中全會提出“堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，建立解決相對貧困的長效機制”，意味著我國反貧困的重心由擺脫絕對貧困向解決相對貧困轉變。長期以來，農(nóng)村地區(qū)一直是脫貧攻堅的主戰(zhàn)場，土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關鍵，不僅是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，也是農(nóng)民重要的資產(chǎn)和資源，具有社會保障等多重功能[1]。1978年開始實行的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制，使農(nóng)戶獲得了相對獨立的土地經(jīng)營權和收益權，極大地提升了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加，解決了溫飽問題[2]。但伴隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，以家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制為中心的土地經(jīng)營方式帶來的收益日漸枯竭，并產(chǎn)生了一些新的問題，如土地零散化經(jīng)營難以實現(xiàn)機械化生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織化程度低、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率低下等[3]。1984年，《關于一九八四年農(nóng)村工作的通知》的發(fā)布標志著政策上對農(nóng)村土地流轉的松動跡象。1988年頒布的《中華人民共和國憲法修正案》和《土地管理法》為農(nóng)村土地流轉提供了法律依據(jù)。2003年頒布的《農(nóng)村土地承包法》進一步具體地規(guī)定了土地流轉的主體、原則、方式等，標志著我國的土地流轉步入規(guī)范化、制度化。特別是隨著2018年土地確權工作的完成，更是推動了農(nóng)村土地流轉。土地流轉能夠優(yōu)化土地、勞動力、資金等資源的配置，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)民收入[4]。但是，土地流轉的收益在農(nóng)村居民內部的分配未得到足夠重視，土地流轉是否影響了農(nóng)村居民的相對貧困，如果有影響，是紓解了還是加劇了農(nóng)村的相對貧困？

土地流轉通過讓“耕種者有沃土，務工者無羈絆”重新配置了土地資源，實現(xiàn)了土地價值增值。因此，從理論上而言，無論是土地轉出方還是轉入方，都能夠實現(xiàn)收入水平的提高。近些年，有不少學者圍繞土地流轉的增收效應進行了相關研究，并得到了較為一致的結論。王春超（2011）[5]認為土地和勞動力資源的市場化對提高農(nóng)戶收入水平具有重要作用。李中（2013）[6]運用雙重差分模型對邵陽市調查數(shù)據(jù)的研究表明參與土地流轉的農(nóng)戶在農(nóng)村地租收入、非農(nóng)務工收入以及農(nóng)村居民人均純收入均高于未參與土地流轉的農(nóng)戶。史常亮等（2017）[7]基于農(nóng)戶微觀調查數(shù)據(jù)的研究表明土地流轉能夠優(yōu)化土地資源配置、提升農(nóng)戶的收入水平。從原因上來看，農(nóng)業(yè)補貼、土地價值等是土地承租方追求的利益價值，而城市的就業(yè)機會和工資水平又是土地出租方從事非農(nóng)生產(chǎn)的原因。無論是土地承租還是土地出租都能夠提高農(nóng)戶收入水平，并降低農(nóng)村貧困發(fā)生率[8]。

毋庸置疑，土地流轉能夠通過土地資源的配置實現(xiàn)農(nóng)民收入水平的提高。但不容忽視的是，由于土地收益分配的不公，可能會導致農(nóng)戶在收入水平增加的同時，農(nóng)民內部收入差距拉大，相對貧困程度增加。由于農(nóng)戶自身擁有資源的差異，會使他們從土地流轉獲取的收益并不相同[9]。一些研究也證實了土地流轉是一個階層競爭的問題，越是高階層的農(nóng)戶越有機會和權力選擇土地流轉，從土地流轉中獲得的收益也越多[10-11]，而那些較低階層的農(nóng)戶受到能力、資源的限制，進入土地流轉市場的機會低，而且從土地流轉中獲取的收益也很小[12]。肖龍鐸和張兵（2017）[13]對江蘇省農(nóng)村地區(qū)調查數(shù)據(jù)的研究表明，由于農(nóng)村社會異質化程度不斷加大，土地流轉對不同收入階層的農(nóng)戶收入產(chǎn)生了不同影響，土地流轉對高收入農(nóng)戶帶來的收入增長程度要大于低收入農(nóng)戶收入增長程度，加劇農(nóng)村居民內部的收入差距。也有學者從土地轉入和轉出視角進行分析，如郭君平等（2018）[14]利用分位數(shù)模型分析了土地流轉的收入效應和收入分配效應，得到以下結論：土地轉入有助于不同收入階層農(nóng)戶的增收，但是高收入農(nóng)戶獲得的收益更多，而土地轉出則僅有利于低收入農(nóng)戶的增收，具有縮小農(nóng)戶收入差距的作用。

綜合現(xiàn)有研究可以看出，多數(shù)學者分析了土地流轉的收入效應及收入分配效應，關于土地流轉對農(nóng)村相對貧困的研究還比較缺乏，而且現(xiàn)有研究主要是從微觀農(nóng)戶視角進行分析，從宏觀地域視角分析的研究較少。由于微觀調查數(shù)據(jù)種類繁多，覆蓋范圍不均，不能夠準確反映全國發(fā)展狀況，為此，本文從宏觀角度出發(fā)，研究土地流轉對農(nóng)村相對貧困的影響。

二、中國農(nóng)村相對貧困的發(fā)展演變

從貧困的研究史看，早期的研究多集中在對絕對貧困的關注，絕對貧困是低于維持身體有效活動的最低生存標準，因此絕對貧困又被稱為生存貧困。這種界定貧困的方法有其局限性，一是僅關注于維持基本的生理需求，二是需要將這基本的需求品列成清單并換算成收入，但這基本的生理需求沒有科學的固定標準，很難對其進行準確衡量[15]。為此，有學者開始重新定義貧困，Townsend（1971）[16]認為貧困是個人或家庭因缺乏獲得食物、住房和參與社會活動等方面的資源，導致生活水平低于社會平均水平， 從而被排斥在社會正常生活狀態(tài)之外。Townsend的相對貧困理論強調了社會成員間生活水平的比較，是一個主觀標準，豐富了貧困的內涵。國內學者在20世紀末期也開始了對相對貧困的關注。關信平認為貧困是在特定社會背景下，部分社會成員缺乏獲得一定社會資源的能力，導致生活狀態(tài)持續(xù)性低于社會平均生活標準[17]。童星和林閩綱（1994）[18]認為，相對貧困是一種生存狀態(tài)，是指群體所需的物質供給、技能保障等低于社會平均水平，缺乏擴大社會再生產(chǎn)的能力。朱登興（2001）[19]認為，相對貧困是一個社會道德范疇，屬于社會公平問題。邢成舉和李小云（2019）[20]認為相對貧困是指在特定經(jīng)濟社會條件下，個人或家庭的收入雖然能夠維持基本的生存需求，但無法滿足當時條件下的其他生活需求的狀態(tài)。因此，從實質上看，相對貧困體現(xiàn)為人群之間的比較，具有一定的社會結構性。

（一）相對貧困標準

貧困標準的設定是開展反貧困工作的前提，科學合理的貧困標準能夠為準確識別貧困對象、制定貧困策略提供科學依據(jù)。學術界關于相對貧困標準的設定并沒有一個統(tǒng)一的定論，現(xiàn)有研究在設定相對貧困標準時是以平均收入或者中位數(shù)收入的某一比例。如Townsend（1971）[16]提出用平均收入作為相對貧困標準。OHiggins & Jenkins（1990）[21]則建議使用平均收入的50%作為相對貧困標準。后期的學者認為中位數(shù)比平均值更具有穩(wěn)健性，因此多采用收入中位數(shù)的特定比例作為相對貧困標準[22-23]，特別地，Gottlieb & Fruman（2011）[24]通過評估不同的相對貧困標準后，認為收入中位數(shù)的60%是最佳的相對貧困標準。中國學者程蹊和陳全功（2019）[25]等提出將相對貧困標準設定為收入中位數(shù)的某一比例。汪晨、萬廣華、吳萬宗（2020）[26]采用收入中位數(shù)的60%作為相對貧困的基準標準，采用收入中位數(shù)的40%和50%作為參考標準對中國區(qū)域的相對貧困進行了測算比較。還有學者采用動態(tài)的相對貧困標準，如孫久文和夏添（2019）[27]，葉興慶和殷浩棟（2019）[28]指出要借鑒國際經(jīng)驗，并基于我國國情，采用收入中位數(shù)的一定比例確定相對貧困線，并隨著經(jīng)濟的發(fā)展相應地提高這一比例?？紤]到中國仍處于社會主義初級階段，社會主義制度還并不完善，為此，本文將農(nóng)村居民收入中位數(shù)的40%作為基準貧困線，并以農(nóng)村居民收入中位數(shù)的50%和60%作為參考貧困線。

（二）相對貧困測算

獲得某一特定人口相對貧困程度的最直接的方法是分析從基于家庭調查的微型數(shù)據(jù)集中提取的具有代表性的樣本。在這種情況下，分配收入的中位數(shù)很容易確定，而低于中位數(shù)一定比例（例如40%、50%或60%）生存的個人數(shù)量很容易直接計算。然而，鑒于家庭調查數(shù)據(jù)種類繁多，覆蓋范圍不均，難以準確衡量全國范圍的相對貧困。為此，本文采用國家統(tǒng)計局公布的收入分組數(shù)據(jù)，借鑒的Garroway（2012）[29]的研究，利用Datt開發(fā)的計算工具和世界銀行提供的PovcalNet軟件計算相對貧困。具體做法是，給定平均可支配收入和收入分組數(shù)據(jù)集Lorenz曲線上的幾個點，PovcalNet將估計整個Lorenz曲線的參數(shù)，根據(jù)估計結果，確定收入中位數(shù)，然后將收入中位數(shù)的某一比例設定為貧困線，再次使用PovcalNet軟件進行估計，就得到相對貧困發(fā)生率。具體計算原理如下：

Datt開發(fā)的計算工具，包含了Lorenz曲線的兩種形式，一種是Lorenz曲線的β模型的函數(shù)形式，另一種是Lorenz曲線的廣義二次模型的函數(shù)形式，可根據(jù)這兩種函數(shù)形式，求得洛倫茲曲線的中值。

Lorenz曲線的β模型的函數(shù)形式，將Lorenz曲線定義為平均值和參數(shù)θ、γ、δ的函數(shù)，Povcal估計如下：

L（p）=p-θpγ（1-p）δ （1）

求微分后

L′（p）=1-θpγ（1-p）δ ?γ p - δ 1-p? ?（2）

在中位數(shù)處的微分結果為：

L′（0.5）=1-θ（γ-δ）（ 1 2 ）γ+δ-1 （3）

求中位數(shù)的值為：

x（0.5）=μ 1-θ（γ-δ）（ 1 2 ）γ+δ-1? （4）

類似地， Lorenz曲線的廣義二次模型的函數(shù)形式，將Lorenz曲線定義為平均值和參數(shù)a，b，c的函數(shù)，PovcalNet估計如下：

L（p）=- 1 2? bp+e+（mp2+np+e2）1/2? （5）

其中，e=-（a+b+c+1）， m=b2-4a，n=2be-4c，r=（e2-4me2）1/2

求微分后

L′（p）=- b 2 - （2mp+n）（mp2+np+e2）-1/2 4 ?（6）

在中位數(shù)處的微分結果為：

L′（0.5）=- b 2 - （m+n）（m/4+n/2+e2）-1/2 4 ?（7）

求中位數(shù)的值為：

x（0.5）=

μ - b 2 - （m+n）（m/4+n/2+e2）-1/2 4? ?（8）

一旦根據(jù)洛倫茲曲線參數(shù)推斷出中位數(shù)，我們將貧困線設置為中位數(shù)的40%，然后，我們使用原始的Povcal公式直接從洛倫茲曲線參數(shù)、平均值和給定貧困線推導貧困人口。

廣義二次型模型指定的方程是一個封閉式方程，因此可以進行解析。在這種情況下，貧困人口的定義如下：

H=- 1 2m {n+r（b+2z/μ） （b+2z/μ）2-m -1/2}? （9）

另一方面，定義Beta模型的方程是一個開放式表達式，需要數(shù)值求解隱式非線性方程。根據(jù)貝塔模型，貧困人口的定義如下：

θHγ（1-H）δ ?γ H - δ （1-H）? =1- z μ ?（10）

對于每個分布，我們根據(jù)PovcalNet軟件中內置的驗證過程，使用最適合數(shù)據(jù)的參數(shù)化。驗證過程執(zhí)行一個簡單的擬合優(yōu)度度量，然后檢查兩種函數(shù)形式的Lorenz曲線的有效性，根據(jù)有效性選擇更為合適的函數(shù)。

（三）各省份農(nóng)村相對貧困變化狀況

根據(jù)上述計算方法，測算出中國各省份農(nóng)村的相對貧困程度，為分析各省份農(nóng)村相對貧困變化狀況，本文采用年均相對貧困變化率測度不同貧困標準下各省份相對貧困的變化。其中，年均相對貧困變化率=（期末相對貧困率-期初相對貧困率）/跨越的年份。表1分別顯示在收入中位數(shù)的40%、50%、60%下的中國各省份農(nóng)村的年均相對貧困變化率。

在收入中位數(shù)40%的貧困標準下， 相對貧困變化率上升最多的省份是四川，上升了約105.4%，其次是新疆和甘肅，分別上升了83.4%和79.8%。 相對貧困變化率上升較多的省份為廣東、湖北、內蒙古、江西。相對貧困變化率上升最低的省份是上海，上海的相對貧困變化率為-13.4%， 意味著上海的相對貧困程度是下降的，位于第二、第三位的遼寧和黑龍江，相對貧困變化率分別下降了12.6%、8.7%。

在收入中位數(shù)50%的貧困標準下，相對貧困變化率上升最多的省份是四川，上升了111%，其次是新疆和甘肅，分別上升了102.2%和82.1%。廣東、貴州、河南的相對貧困變化率上升也較高。相對貧困減緩的省區(qū)為海南，相對貧困變化率為-53%，相對貧困變化率上升較低的省份是廣西和遼寧，分別下降了41.2%和29.2%。

在收入中位數(shù)60%的貧困標準下，除遼寧、上海、黑龍江、廣西的相對貧困減緩外，其余省份的相對貧困都是上升的，其中相對貧困變化率上升最多的省份是新疆，上升了117.8%，其次是四川和甘肅，分別上升了111.4%和73.2%。相對貧困變化率上升較多的省份為廣東、貴州、云南、湖北，上升較低的省份是安徽和陜西，分別上升了6.9%和7.3%。

三、理論分析與研究假說

土地流轉是將土地的經(jīng)營權在農(nóng)戶之間進行轉讓交易的一種市場行為，土地流轉將土地這一生產(chǎn)要素重新進行調整和分配，改變著農(nóng)戶在資本、人力等要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的配置格局，從而影響到農(nóng)戶的收入格局。理論上講，無論是土地轉入方還是土地轉出方都能夠在土地流轉過程中獲取較多的收益，然而受到多種因素的限制，并非所有農(nóng)戶都能按照自己的愿望去完成土地交易[12，30]。下面就分別對土地轉入和轉出兩種情況進行詳細分析。

首先，從土地轉入角度分析。農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入是農(nóng)民的重要收入來源，土地轉入的面積和質量都是影響農(nóng)業(yè)收入的重要因素，當土地經(jīng)營面積增加時，有利于土地、人力、財力等資源的整合，實現(xiàn)土地的規(guī)模化、集約化生產(chǎn)經(jīng)營，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，獲取更高的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入[31]。但土地流轉的市場選擇效應使土地流向于具有較強支付能力的高收入農(nóng)戶，與低收入農(nóng)戶相比，高收入農(nóng)戶由于具有雄厚的資金基礎，愿意支付更多的租金租到土地，而且高收入農(nóng)戶也往往具備較高的知識水平和市場信息獲取能力等優(yōu)勢，在經(jīng)營管理方面也更容易采用新技術、新理念，提升管理的能力和效率，從而獲取更高的經(jīng)營效益。而低收入農(nóng)戶由于資金的限制則很難從土地流轉市場中獲得土地，或者是獲得的土地數(shù)量不足以達到土地規(guī)模經(jīng)營的門檻，致使從土地流轉中獲取的收益較小。因此，從土地流入角度看，高收入農(nóng)戶要比低收入農(nóng)戶獲得更高的土地流轉收益[32]。

其次，從土地轉出角度分析。土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要生產(chǎn)要素，也是農(nóng)民生活的基礎保障[33]。農(nóng)戶將土地流轉出去，不僅能夠獲得一定的財產(chǎn)性收入，也能夠使他們從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中解放出來，從事一些生產(chǎn)效率較高的非農(nóng)行業(yè)，如個體經(jīng)營、進廠打工或者進行家庭創(chuàng)業(yè)，增加工資性收入等非農(nóng)收入。因此，從這一角度講，農(nóng)戶通過土地轉能夠同時增加財產(chǎn)性收入和工資性收入，有利于其收入水平提升。但是這需要有充足的就業(yè)崗位以及足以與崗位相匹配的勞動力為前提的。而隨著農(nóng)村社會的不斷分化，高收入農(nóng)戶往往具有高的人力資本水平和較強的市場信息能力，能夠在勞動力市場獲取較好的工作崗位，而且高收入農(nóng)戶的資金充足，也更可能實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)， 從而能夠獲取較高的非農(nóng)收入，但低收入農(nóng)戶不具備這些優(yōu)勢，實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)或者自行就業(yè)的可能要低于高收入農(nóng)戶，即便能在勞務市場找到工作，收入水平也相對較低。

由此可以看出，無論是低收入農(nóng)戶還是高收入農(nóng)戶都是能夠從土地流轉中獲取收益，有助于農(nóng)村絕對貧困的減少，但是相對于低收入農(nóng)戶，高收入農(nóng)戶從土地流轉中獲得的收益更大，從而會加劇了土地流轉的收入分配不公平?；诖耍覀兲岢鲆韵录僬f：

假說H1：土地流轉能夠增加農(nóng)民的收入，有利于農(nóng)村絕對貧困的減緩。

假說H2：土地流轉收益在農(nóng)戶間的分配不均，對高收入農(nóng)戶帶來的收益更高，加劇了農(nóng)村相對貧困。

四、模型設定與變量選取

（一）模型設定

為考察土地流轉對農(nóng)村相對貧困的影響，結合已有研究并根據(jù)本文的研究目的，設置如下計量模型：

povertyi，t=β0+β1povertyi，t-1+β2landi，t+β3Xi，t+εi，t

其中，povertyi，t為農(nóng)村相對貧困，povertyi，t-1為滯后一期的農(nóng)村相對貧困，landi，t為土地流轉，Xi，t為控制變量，包括基礎設施（infrastructure）、可支配收入（disposable）、產(chǎn)業(yè)結構（industry）、社會保障（security），β0，β1，β2，β3 為待估參數(shù)，εi，t為隨機擾動項。

（二）變量選取

考慮到微觀數(shù)據(jù)的可獲性比較弱，而且數(shù)據(jù)也不能涵蓋全部省份，進行分區(qū)研究有所限制，為此，本文采用可獲性比較高、數(shù)據(jù)量比較全的省級面板數(shù)據(jù)研究土地流轉對農(nóng)村相對貧困的影響。選取的被解釋變量為農(nóng)村相對貧困（前文已詳細介紹，這里不再重復），主要解釋變量為土地流轉，控制變量有基礎設施、產(chǎn)業(yè)結構、居民可支配收入、社會保障。此外，本文還選取了農(nóng)村絕對貧困作為對照變量。變量選取具體如下：

1.對照變量

絕對貧困（abpoverty）：借鑒崔萬田和何春（2018）[34]的做法，以中央公布的2300元（2011年）為貧困標準，根據(jù)農(nóng)村居民收入分組數(shù)據(jù)利用世界銀行網(wǎng)站提供的PovcalNet軟件進行貧困測量。

2.主要解釋變量

土地流轉（land）：現(xiàn)有的統(tǒng)計資料中并沒有專門針對各省份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，考慮到土地流轉是實現(xiàn)土地的規(guī)?；?、集約化經(jīng)營的重要途徑。為此，本文借鑒游和遠和吳次芳（2010）[35]，張笑寒和岳啟凡（2019）[36]的做法，采用反映土地經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)戶戶均播種面積衡量土地流轉。

3.控制變量

基礎設施（infrastructure）：基礎設施是經(jīng)濟發(fā)展的基礎保障，特別是水電基礎設施的建設能夠改善農(nóng)業(yè)條件，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。本文采用農(nóng)村水電站個數(shù)反映農(nóng)村基礎設施建設狀況。

產(chǎn)業(yè)結構升級（industry）：根據(jù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)律，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)比重不斷降低，非農(nóng)化和服務化將是產(chǎn)業(yè)未來的發(fā)展方向，尤其是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是產(chǎn)業(yè)結構升級的重要標志，產(chǎn)業(yè)結構升級影響著勞動力的就業(yè)結構和收入結構。本文采用第三產(chǎn)業(yè)比重反映產(chǎn)業(yè)結構升級。

居民可支配收入（disposable）：可支配收入的提升意味著居民生活的水平上升和生活條件的改善，對貧困發(fā)生率有著重要影響。本文采用消除物價指數(shù)的農(nóng)村居民人均可支配收入進行衡量。

社會保障（security）：社會保障是政府對陷入經(jīng)濟困難的群體給予的物質幫助，是維護社會穩(wěn)定的最后防線。農(nóng)村貧困群體中的老弱病殘人員因勞動能力的喪失不能參與工作，獲取收入，需要社會保障的兜底來維持這部分貧困群體的基本生活。本文采用消除物價指數(shù)的農(nóng)村社會保障支出進行衡量。

上述指標數(shù)據(jù)主要來源于《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》《中國人口和就業(yè)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及各省的《統(tǒng)計年鑒》等，樣本量為26個?。ㄌ旖?、吉林、山東、西藏、寧夏數(shù)據(jù)缺失），時間跨度為2000年到2018年。各變量的統(tǒng)計性描述如表2所示。

五、實證檢驗與分析結果

（一）土地流轉對農(nóng)村絕對貧困的檢驗分析

對經(jīng)濟問題的分析中，內生性問題是考慮的重點問題。為此，本文采用系統(tǒng)GMM方法進行估計，由于包含了被解釋變量的滯后項，能在一定程度上緩解內生性問題。為了和絕對貧困進行比較分析，本文首先檢驗了土地流轉對農(nóng)村絕對貧困的影響，檢驗結果如表3所示。根據(jù)回歸結果顯示，AR（2）的檢驗結果表明擾動項的差分不存在二階自相關，Sargan檢驗的結果表明工具變量的有效性。方程（1）-（5）中土地流轉的系數(shù)均顯著為負，表明土地流轉有助于農(nóng)村絕對貧困的減少，驗證了假設H1。原因可從以下兩個方面解釋：其一，對土地轉入方而言，土地經(jīng)營面積的增加實現(xiàn)了土地規(guī)?；慕?jīng)營，并且可以使勞動力資源、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性資源得到充分利用，有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，促進農(nóng)戶經(jīng)營性收入的增加。其二，對土地轉出方而言，土地轉出不僅能夠獲得持續(xù)穩(wěn)定的租金收入，還能夠釋放出更多的勞動力投入到非農(nóng)生產(chǎn)中，從而獲取一定的工資性收入，增加了農(nóng)戶家庭收入。此外，還有部分地方政府會對進行土地流轉的農(nóng)戶給予補貼，增加了農(nóng)戶的轉移性收入?？梢?，無論是土地轉入方，還是土地轉出方都能夠享受到土地流轉帶來的收入增加，有利于農(nóng)戶收入水平的提升和絕對貧困的減少。

（二）土地流轉對農(nóng)村相對貧困的檢驗分析

1.基本回歸結果

表4報告了土地流轉對農(nóng)村相對貧困的回歸結果。所有方程的結果顯示土地流轉對農(nóng)村相對貧困的影響顯著為正，表明土地流轉加劇農(nóng)村相對貧困，具體而言，土地流轉增加1個單位，農(nóng)村相對貧困增加0.88個單位。土地流轉雖然增加農(nóng)戶收入來源渠道，使參與土地流轉的農(nóng)戶收入水平都得到提升，有助于農(nóng)村絕對貧困的減少。但土地流轉作為一種交易，交易成本的存在限制了所有的農(nóng)戶都能夠如愿進行土地交易[30]。特別那些低收入農(nóng)戶，由于資金、技術等的限制，很難從土地流轉市場中轉入土地，即便能夠轉入土地，也會因為人力資本、資金資源的約束難以實現(xiàn)土地規(guī)模化的經(jīng)營。從土地轉出角度看，低收入農(nóng)戶由于自身人力資本有限，很難在勞務市場中找到一份合適的工作，有的農(nóng)戶甚至可能不會選擇轉出土地，更多的是將土地作為生活基礎的保障，繼續(xù)從事以家庭為單位的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。而對于高收入農(nóng)戶，由于具備資金、信息、技術等多方面的優(yōu)勢，不僅能夠較為容易地從土地流轉市場中轉入大量土地從事規(guī)模化的農(nóng)業(yè)經(jīng)營，獲取較高的經(jīng)營性收入，也能夠通過土地流轉對資源進行優(yōu)化配置，提升收入水平?？梢姡瑹o論是土地轉入還是土地轉出，低收入農(nóng)戶在土地流轉過程中都不具備優(yōu)勢，獲得的收益也最小。正是土地流轉在不同收入農(nóng)戶間產(chǎn)生的收益不同，加劇了農(nóng)村的相對貧困，驗證了假設H2。

此外，其他控制變量對農(nóng)村相對貧困的影響也基本和預期一致。具體包括：滯后一期相對貧困系數(shù)顯著為正，表明相對貧困并不是一個暫時性問題，具有一定的延續(xù)性;社會保障對農(nóng)村相對貧困的影響為正，原因在于我國的社會保障程度比較低，保障資金和覆蓋面比較少，不能夠真正改善貧困居民生活狀態(tài)，加上社會保障制度的不完善，不能夠有效識別并幫助困難群體，導致這部分困難群體的收入和其他居民的收入差距拉大，相對貧困加劇?；A設施建設能夠改善農(nóng)村的相對貧困?；A設施建設是一項惠民工程，特別是低收入農(nóng)戶，更能夠通過水電基礎設施的建設和完善增加可支配收入，從而有利于農(nóng)村相對貧困的減少。產(chǎn)業(yè)結構升級能夠加劇農(nóng)村相對貧困。眾所周知，第三產(chǎn)業(yè)由于門類多，行業(yè)全，成為吸納勞動力人數(shù)最多的產(chǎn)業(yè)。但是第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)層次差距較大，既有金融、醫(yī)療等現(xiàn)代服務業(yè)，也有低附加值的初級服務業(yè)。而農(nóng)村中高收入農(nóng)戶和低收入農(nóng)戶的人力資本水平存在明顯差別，導致他們在從事第三產(chǎn)業(yè)獲得的收入水平也存在較大差異，從而加劇了農(nóng)村居民的相對貧困。人均可支配收入的系數(shù)顯著為正，意味著經(jīng)濟越發(fā)達，不平等程度越高，原因在于我國的收入分配制度還不健全，伴隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)的快速發(fā)展，高收入農(nóng)戶在生產(chǎn)資源上的壟斷地位能夠幫助他們在短期內獲得高收入，而低收入農(nóng)戶則因資源的匱乏處于較低收入水平，加劇了農(nóng)村社會的財富分化，由此加大了相對貧困。

2.內生性檢驗

雖然使用系統(tǒng)GMM模型能夠緩解一定程度的內生性問題，但是仍然不能排除存在內生性的可能。第一，由于相對貧困的內涵比較豐富，目前沒有十分準確地衡量相對貧困的方法，本文利用農(nóng)村居民收入分組數(shù)據(jù)測算的相對貧困可能存在一定的偏差;第二，受到數(shù)據(jù)資料的限制，本文不可能將所有影響相對貧困的因素都考慮在內，可能會存在遺漏部分變量問題;第三，土地流轉和農(nóng)村相對貧困之間可能存在雙向因果關系，這些原因都會導致內生性問題的存在，內生性的存在可能會導致估計結果的偏誤。為此，本文進一步采用常用的工具變量法，進行內生性檢驗。根據(jù)部分學者的做法，采用滯后一期的土地流轉作為工具變量，一方面，滯后一期的土地流轉和當期的土地流轉高度相關，與誤差項不相關，滿足與內生變量相關的前提，另一方面，土地流轉的滯后期不能直接影響被解釋變量，滿足工具變量外生性的要求。因此，本文將滯后一期的土地流轉作為工具變量加入分析當中，采用IV-2SLS進行回歸，結果如表5所示。結果表明，土地流轉對農(nóng)村相對貧困的依然顯著為正，表明土地流轉能夠加劇農(nóng)村相對貧困。

3.穩(wěn)健性檢驗

（1）方法替換。目前常用的動態(tài)面板回歸方法主要有系統(tǒng)GMM和差分GMM兩種。上文使用了系統(tǒng)GMM估計方法對模型進行回歸，為此，本部分使用差分GMM重新進行了回歸，回歸結果見表6。其中列（1）為土地流轉對農(nóng)村相對貧困的基本方程回歸結果，列（2）-（5）為土地流轉對農(nóng)村相對貧困擴展方程的回歸結果，土地流轉的系數(shù)顯著為正，表明本文的結論具有穩(wěn)健性。

（2）敏感性檢驗。在分析土地流轉對農(nóng)村相對貧困影響的同時，還應該注意由于貧困標準的不同而導致的檢驗結果的差異。為此，本文分別采用農(nóng)村居民收入中位數(shù)的50%和60%作為相對貧困標準對模型進行重新進行回歸。估計結果如表7所示。其中，方程（1）、（2）是以農(nóng)村居民收入中位數(shù)的50%為貧困標準的檢驗結果，方程（3）、（4）是以農(nóng)村居民收入中位數(shù)的60%為貧困標準的檢驗結果。表7所示，所有方程中土地流轉的系數(shù)均顯著為正，表明土地流轉加劇農(nóng)村相對貧困的結論依然成立。同時可以看出，在使用不同的貧困標準時，土地流轉影響農(nóng)村相對貧困的效應是存在差異的，使用農(nóng)村居民收入中位數(shù)的40%作為相對貧困標準時， 土地流轉對其影響效應最小，平均土地流轉每增加1個單位，會使相對貧困程度增加0.88個單位，而使用農(nóng)村居民收入中位數(shù)的50%和60%作為相對貧困標準時，平均土地流轉每增加1個單位，會使相對貧困程度分別增加0.97個單位和1.45個單位。由此可見，較高的相對貧困標準設定會增加土地流轉對相對貧困的影響效應。

六、結論與啟示

土地流轉實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和鄉(xiāng)村振興的重要舉措，土地流轉通過改變著農(nóng)戶家庭資源的配置狀況，影響著農(nóng)戶家庭的收入。本文利用2000-2018年省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了土地流轉對農(nóng)村相對貧困的影響。研究顯示，土地流轉實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)規(guī)模化、集約化的生產(chǎn)，提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)戶家庭的經(jīng)營性收入，有利于農(nóng)村絕對貧困的減少，但土地流轉所產(chǎn)生的收益在不同農(nóng)戶間的分配是不均等的，高收入農(nóng)戶從中獲取的收益更多，加大農(nóng)村地區(qū)的相對貧困程度。因此在土地流轉成為不可逆轉的趨勢下，緩解農(nóng)村相對貧困問題是我們要思考的問題，基于本文的研究，土地流轉過程中不同收入水平的農(nóng)戶享受到的土地流轉帶來的收益差距加劇了農(nóng)村相對貧困，為此，本文提出以下兩點啟示：

第一，完善土地流轉制度。完善的土地流轉制度是實現(xiàn)土地流轉公平高效進行的基礎保障。首先，完善土地流轉網(wǎng)絡平臺。借助于互聯(lián)網(wǎng)技術，將參與土地流轉的農(nóng)戶信息以及土地信息進行詳細登記，方便土地流轉雙方進行洽談。其次，創(chuàng)新土地流轉方式。目前我國的土地流轉主要以出租、轉包、轉讓為主，這三種土地流轉方式雖然簡單快捷，但也存在容易產(chǎn)生土地糾紛，農(nóng)戶收益低等弊端，為此，要借助于互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟，鼓勵農(nóng)戶以入股、抵押、信托等新形式進行土地流轉，切實保護農(nóng)戶的相關權益。最后，加強土地流轉管理。政府相關部門要明確土地流轉雙方的權利和義務，并成立土地流轉糾紛解決平臺，保證土地流轉的順利進行。

第二，提升低收入農(nóng)戶參與土地流轉市場的能力。土地流轉市場準入“門檻”的存在，增加了低收入農(nóng)戶參與土地流轉的難度，為此，政府要降低低收入農(nóng)戶進行土地交易的成本和費用，促使他們能夠參與到土地流轉中，更充分地分享土地流轉的收益。然后，為低收入農(nóng)戶提供土地流轉信貸支持，增強土地轉入的能力，同時為低收入農(nóng)戶提供技術指導，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模化經(jīng)營，提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入;最后，加大非農(nóng)勞動市場的發(fā)展，對農(nóng)村勞動力進行非農(nóng)就業(yè)培訓，增強其在非農(nóng)勞務市場的競爭能力，提升工資性收入。

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Has Land Circulation Relieved the Relative Poverty in Rural Areas？

HE Chun1， LIU Rong-zeng2

（1. School of Economics， Henan University of Economics and Law， Zhengzhou 450046， China;

2. Coordinated Urban and Rural Development Innovation Center of Henan Province，

Henan University of Economics and Law， Zhengzhou 450046，China）

Abstract： After the elimination of absolute poverty in China in 2020， the focus of anti-poverty will be shifted to solving the problem of relative poverty. Poverty in rural areas has always been the focus of national poverty governance. This paper empirically tests the impact of land circulation on the relative poverty in rural areas by using provincial panel data from 2000 to 2018. The results show that： relative poverty level in rural areas in China shows an upward trend， and the change rate of relative poverty in rural areas in different provinces has different characteristics; land circulation promotes the increase of farmers′ income， which is conducive to the reduction of absolute poverty in rural areas; land circulation leads to different income of different farmers， which aggravates the relative poverty in rural areas.According to the conclusion of this paper， it puts forward the policy enlightenment of improving the land circulation system and enhancing the opportunities and ability of low-income farmers participate in land circulation market.

Key words： land circulation; relief; relative poverty in rural areas

（責任編輯：周正）