农地流转、非农就业与农民减贫

黎翠梅，李静苇，傅 沂

（中南大学 商学院,湖南 长沙 410083）

一、引言

贫困一直是人类社会面临的最大挑战之一。消除贫困,改善民生,实现共同富裕更是社会主义的本质要求。十九大报告明确指出“要坚决打赢脱贫攻坚战,确保到2020 年农村贫困人口实现脱贫”。根据国家统计局全国农村贫困监测调查,按照农村贫困的国家标准,2018 年底全国有1 660 万农村贫困人口,相比2017 年减少1 386 万人；贫困发生率为1.7%,相比2017 年减少1.4%。由于中国人口多、地域广、经济发展不平衡,截至2018 年底,全国共有1 812万建档立卡贫困人口纳入社会救助兜底保障,脱贫攻坚任务依然严峻。

随着土地产权制度改革和土地经营权放活,土地作为重要的生产要素,日益对农村经济产生重大影响。农地流转作为中国土地制度改革的一项重要制度,对农民贫困问题的影响,引起国内外学者的关注。有学者指出,土地再分配政策可以有效减贫［1-2］。但也有研究发现,土地改革作为政府巩固政治权力的一种手段,对缓解贫困是无效的［3］。由此可见,学术界对于农地流转对农民减贫的作用尚未得出一致结论,利用新的数据与计量方法,重新评估农地流转对农民减贫的作用就显得尤为重要。

从多数研究来看,农地流转对农民减贫存在显著影响,同时农地流转与非农就业之间也存在相互影响。Willmore et al.［4］发现,通过农地流转可以释放更多的家庭农业劳动力,提升家庭成员非农就业比例。而非农就业可以通过增加收入促进农地流转市场的发展和土地资源的优化配置。同时,有研究表明,自20 世纪90 年代中期以来,非农就业一直是农民收入增长的主要渠道,而农业收入基本停滞不前。由此可以推断,农地流转可能会通过增加农民家庭的非农就业来缓解农民贫困。

基于以上政策和现实背景,本研究通过对北京大学中国家庭动态跟踪调查（China Family Panel Studies,CFPS）数据库2016 年数据进行分析,探讨农地流转行为对农民贫困的影响,阐述农地流转的直接作用机理,以及采用中介效应模型实证分析农地流转对农民贫困的间接影响路径,较为全面地分析农户农地转出与转入行为如何影响农民贫困和非农就业。

二、文献综述与研究假设

当前国内外学者对于农村减贫问题进行了大量的研究探索,这些研究主要从经济增长和收入水平增加［5-10］、政府减贫措施［11-15］、人力资本［16-17］、社会资本［18-21］、公共产品［22-23］、基 础 设 施［24］和 城 镇化［25-27］等多个维度来考察对减贫效应的影响。近年来,随着农村人口大量外流,农地流转已呈常态化趋势。因此,农地流转的减贫效应引起了学者们的广泛关注。

目前,关于农地流转与农民贫困的关系仍存在诸多争议,主要有三个观点。一是贫困缓解论。部分学者认为农地转出可以通过促进农地资源优化配置,提高生产效率,降低生产成本,刺激农地投资来促进农业生产方式转变和农业现代化,进而增加农民收入［28-29］。二是贫困加剧论。由于信贷约束,农户很难大规模转入土地,这不仅难以实现农地流转的边际产出拉平效应和收益效应,还会牺牲小农利益,导致贫富差距拉大。现阶段农地流转租金不稳定,贫困农户无法从农地流转市场中获益［30-32］。三是减贫效应不确定论。农地流转有时对农业投资无法产生有效刺激,难以实现资源优化配置和生产率提高,农户非农就业和收入增加都不显著［33］,导致农地流转对农户的减贫效应产生不确定性［34-35］。

基于此,本文提出假设H1：农地转出和农地转入均能有效降低农民的贫困风险。

随着农地流转的常态化,大量农民外出从事非农工作,农地流转与非农就业的关系引起了学者们的讨论。多数研究表明,非农就业后,农户家中无剩余劳动力继续耕种,进而促进农地流转［36-37］。但也有部分研究认为,考虑到农村土地产权不明晰、不稳定［38］,非农收入的增加使得农户拥有更多的资本购买劳动节约型机械,农地流转并没有因非农就业的增加而加速。此外,农地流转也会反过来影响家庭劳动力资源的非农配置,非农就业会随着农地流转的放缓而减少；就农地流出方而言,发达的农地流转市场能够解放家庭农业劳动力,提升家庭成员非农就业比例［4］。

基于此,本文提出假设H2：农地转出对非农就业产生显著影响,农地转入对非农就业影响不显著。

农地流转不仅会直接影响农民的贫困状况,还能通过非农就业来间接影响农民贫困。当土地流出后,农户不仅可以获得地租等财产性收入,而且可以将剩余劳动力转移至二、三产业使劳动力资源得到有效的配置利用［37］,获得更多的非农收入,改变收入结构,从而达到减贫［39］。因而,猜测农地流转可能会通过中介变量非农就业来间接影响农民贫困。

基于此,本文提出假设H3：农地流转能够通过非农就业间接影响农民贫困。

三、研究设计

（一）数据来源

本文主要使用北京大学CFPS 数据库2016 年数据,探讨我国农村农地流转、非农就业和两者之间的相互作用对农民减贫效应的影响。在匹配数据时作了以下处理和筛选：剔除家庭成员均为城镇户口的样本,保留具有农业户口的农户样本；由于进城务工多为青壮年群体,因此每户家庭在挑选户主时优先选择18～60 岁的家庭成员,当同时存在多位符合条件的成员时,优先选择男性；删除“不知道”“不适用”的样本。经过处理后,本文最终保留了CFPS 2016 年8 771 个农户样本。相比于以往的研究,本文在前人研究的基础上,采用更新的数据和计量方法,得到的研究结论更为准确。

（二）变量设置与说明

1.被解释变量——农民贫困。根据已有研究,评价居民贫困的标准主要有：一是根据“农村贫困人口生活消费价格指数”,按照相应年份的价格水平,对现行贫困标准进行年度调整［40］；二是从收入角度,采用家庭纯收入、基尼系数来衡量农户的贫困状态［41］；三是分为国家贫困线（农民每年人均收入低于2 300 元）与国际贫困线（个人每天生活支出1美元以下）［21］。为呈现我国农民的国际贫困现状,本文选用国家贫困线与国际贫困线两个指标来衡量,其中属于贫困家庭的农民赋值为“1”,属于非贫困家庭的农民赋值为“0”。

2.主要解释变量。农地流转是本文的一个关键解释变量。根据“是否出租农地给他人”和“是否租入他人农地”两个标准来测度［42］,若发生则赋值为“1”,反之赋值为“0”。非农就业是本文的一个中介变量。考虑到非农就业的本质是劳动力资源的再配置,因而本文使用“非农劳动力人数与家庭劳动力总人数之比”来衡量非农就业［43］。

3.控制变量。结合已发表的相关文献,本文同时引入个人特征变量、家庭特征变量与社会特征变量,以控制其他无关变量对农民减贫产生实质性的影响。本文对解释变量、被解释变量和控制变量的说明与描述性统计见表1。

（三）模型设计

本文的基准模型均采用Logit 模型,用公式（1）来检验研究假设H1。

其中,Poori表示农户i 的贫困状况,Zri和Zci分别表示农户i 的农地转入与农地转出行为,Personali、Familyi和Societyi分别代表农户个体特征、家庭特征和社会特征,α 为待估参数,εi为随机误差项。

表1 变量设置与描述性统计

本文用公式（2）、（3）、（4）来检验研究假设H3,其中公式（3）用来检验假设H2。

其中,Nofarmi表示农民i 的非农就业水平,Zri、Zci定义同公式（1）,Xi代表个体、家庭、社会3 个层面的控制变量,β、γ 和λ 均为回归系数,μi代表随机误差项。

根据Baron et al.［44］的研究,本文将通过公式（2）～（4）来验证中介效应：公式（2）表示农地流转对农民贫困的总效应,公式（3）表示农地流转对中介变量非农就业的影响效应,公式（4）表示农地流转通过中介变量非农就业对农民减贫的影响,其中,系数λ1和λ2为农地流转对农民贫困的直接效应,系数λ3为农地流转通过非农就业对农民贫困产生的中介效应。图1 为农地流转对农民减贫的作用机制。

图1 农地流转对农民减贫的作用机制

在基础模型中,本文同时引入了非农就业、农地转入和农地转出3 个关键解释变量,没有考虑到农地流转和非农就业相互的影响（本研究不考虑农地转出与转入之间相互影响的情况）,因此为更好地分析农地流转对农民减贫的影响机制,不可避免地需要解决农地流转和非农就业之间的内生性问题,为此本文利用钱龙等［45］的研究,采用联立方程模型对基准模型回归结果进行内生性检验。

（5）～（7）式中大多数变量与（1）～（4）式一致,不予赘述,其中Ljz 表示家庭承包土地价值,Asset 表示家庭资产总价值。公式（5）、（6）和（7）分别为农地转入、农地转出和非农就业方程。其中,公式（4）与公式（5）、（6）和（7）构成农民贫困状况联立方程组。

四、农地流转对农民减贫的实证分析

（一）描述性分析

模型方差膨胀因子（vif）的最大值远小于10,说明变量之间不存在共线性问题。根据农户农地流转状况将农户家庭分为转出户、非转出户、转入户和非转入户,结果如表2 所示。从国家贫困线和国际贫困线来看,农地转出户分别比非转出户低0.03 和0.026,这说明农地转出可以有效减贫。从国家贫困线来看,农地转入户比非转入户高0.01,从国际贫困线来看,农地转入户比非转入户低0.005,这说明农地转入的减贫作用尚不明显。通过分析,部分验证了假设H1。

通过比较家庭非农就业率和样本均值,将样本区分为高非农就业率（大于等于均值）和低非农就业率（小于均值）,通过比较不难发现,随着非农就业率的提高,农户家庭发生贫困的概率下降,这说明非农就业可以有效减贫,这与理论预期相符,为假设H3的成立提供了可能性（见表2）。

表2 农户家庭贫困状况描述性统计

对农户家庭非农就业水平进行统计,结果如表3 所示。农地转出户的非农就业率要比非转出户高0.102,农地转入户则恰恰相反,转入户比非转入户低0.079。这说明农地转出和转入可能分别正向和负向影响非农就业,农地流转行为可能会影响非农就业,初步验证了假设H2。

表3 农户家庭非农就业水平描述性统计

（二）农地流转影响农民减贫的作用机制：直接效应分析

表4 中的回归是农户农地转出和转入行为对农民减贫的总效应,对应前文的公式（1）和公式（2）。实证结果表明,当采用国家贫困线（以收入为标准）衡量农民贫困时,农地转出每增加1 个单位,农民贫困就会下降0.611；这说明农地转出能够降低农民的贫困风险,农地转入不具有统计意义上的显著影响。当采用国际贫困线（支出标准）衡量农民贫困时,农地转出和转入每增加1 个单位,农民贫困分别下降0.289和0.339；这说明农地转出与转入行为都能起到有效的减贫作用。总体来看,农地转出和转入都能够显著降低农民的贫困风险,验证了假设H1。

从控制变量的回归结果来看,个体特征中,婚姻状况和受教育程度在两种标准下均通过了1%的统计显著检验。其中,和未婚者相比,已婚农民发生贫困的概率较低；和受教育程度低的农户相比,受教育程度越高的农户,发生贫困的概率越低,这说明接受教育多的人综合能力更强,相对收入也较高,有助于实现农民减贫。

表4 农地流转与农民减贫关系检验

家庭特征中,家庭人口、家庭存款、是否有集体土地和是否发生重大事件（婚丧嫁娶等）均通过了统计显著检验。其中,家庭人口越多,贫困的可能性越大；农户在有集体土地的情况下,贫困的可能性越大,可能的解释是没有集体土地的农户只能选择外出进行非农就业,而有集体土地的农户外出务工的可能性较小,此时他所获得的农业收入难以实现减贫。和没发生重大事件的农户相比,发生重大事件的农户发生贫困的可能性越低,原因可能是获得了礼金收入。

社会特征中,医疗保险、养老保险、政府补贴和社会捐赠均通过了统计显著检验。其中,相对于没有医疗保险的农户来说,有医疗保险的农户发生贫困的可能性降低；农户在有养老保险的情况下发生贫困的可能性较低,原因可能是养老保险金可以贴补部分家用,有利于改善家庭经济状况。相对于没获得政府补贴或社会捐赠的农户来说,获得政府补贴或社会捐赠的农户发生贫困的可能性越高,这和已有研究有所区别［13］；一般获得政府补贴或社会捐赠的农户家庭经济条件都过于窘迫,仅仅依靠补贴或捐赠难以达到减贫作用。

表5 为东、中、西部地区农地流转对农民减贫的影响。从国家贫困线来看,农地转出在东部、中部、西部地区均通过显著性检验,农地转入在东部、中部、西部地区都不具有显著性影响。其中,农地转出在中部地区的影响系数最大,在西部地区的影响系数最小,原因可能是中部地区自然条件优越,土地可利用率高,有利于农地流转,而西部地区由于地形复杂,地势较高,不利于发展农业。从国际贫困线来看,农地转出与转入均在中部地区通过负向显著性检验,在东部和西部地区都不显著,这可能与中部地区的地形有关,位于内陆,平原多,是我国的粮食生产基地。

表6 为南、北方地区农地流转对农民减贫的影响。从国家贫困线来看,农地转出在南、北方地区均通过显著性检验,农地转入在南、北方地区都不具有显著性影响。其中,农地转出在南方地区的影响系数较大,原因可能是南方地区多丘陵山地,不利于规模种植,且沿海地区经济发达,农户大多愿意从事非农工作,所以农地转出对农民减贫有显著影响。从国际贫困线来看,农地转出与转入均在北方地区通过负向显著性检验,在南方地区都不显著,原因可能是北方多平原高原,有利于农作物的规模种植,此时农地转入可以起到有效的减贫作用,而对于非农收入高于农业收入的农户来说,农地转出则更有利于减贫。

（三）农地流转与农民非农就业关系检验

表7 为农地转出与转入行为对中介变量非农就业的影响,对应前文的公式（3）。回归（1）至（4）分别表示在不添加任何控制变量和依次加入个体、家庭和社会三个层面的控制变量时,农户农地转出和转入行为对中介变量非农就业的影响。其中,回归（1）和回归（2）显示,农户农地转出显著正向影响非农就业,农地转入显著负向影响非农就业。而在回归（3）和（4）中,农地转出依然在1%的统计水平下显著且为正相关,此时农地转入虽仍为负相关但未通过显著性检验。在回归（4）中,当农地转出每增加1 个单位,农户非农就业也会增加0.294。该结果表明,农地转出会显著促进农户非农就业,而农地转入对非农就业影响不显著,假设H2成立。

（四）农地流转影响农民减贫的作用机制：中介效应分析

通过上述实证结果来看,农地转出对农民贫困存在显著的负向影响,即农地流转有助于农民实现减贫；同时非农就业也随着农地转出的增加而增加；而农地转入对两者的影响均不显著。但是,对于非农就业的中介效应并不明晰,为此,本文再次利用中介效应模型来验证农地流转是否会通过非农就业来影响农民减贫。

表5 东、中、西部地区农地流转与农民减贫关系检验

表6 南、北方地区农地流转与农民减贫关系检验

表7 农地流转与农民非农就业关系检验

表8 为农地流转通过非农就业对农民贫困产生的影响,对应前文的公式（4）。分析回归（1）和（2）,可以发现：在不添加中介变量时,农地转出在1%显著水平下负向影响农民贫困,系数为-0.611；在添加中介变量时,农地转出对非农就业产生显著的正向影响,在1%显著水平下负向影响农民贫困,并且农地转出的回归系数变小,与此同时,非农就业对农民贫困产生显著的负向影响,说明非农就业起到部分中介作用。在回归（2）中,非农就业的系数为-0.527,表示当非农就业每增加1 个单位,农民贫困就会降低0.527。因此,当采用收入标准衡量农民贫困时,农地流转可以通过非农就业影响农民贫困。

分析回归（3）～（4）,可以发现：在添加中介变量时,农地转出与转入行为均通过5%统计水平检验,但非农就业未通过显著性检验,表明直接效应存在而中介效应不存在。因此,当采用支出标准衡量农民贫困时,农地流转不能通过非农就业来影响农民贫困。但从总体来看,农地流转可以通过中介变量——非农就业来影响农民贫困,验证了假设H3。

表8 农地流转影响农民减贫的中介效应分析

（五）稳健性检验

根据上文分析,非农就业、农地转出与转入之间存在一定的内生性问题,通过联立方程模型进行实证分析,以使本文研究结果稳健。

表9 为以国家贫困线为标准的实证结果。从回归结果看来,农地转出和非农就业都对农民贫困产生显著负向影响,这说明农地转出和非农就业的减贫作用非常稳健。农地转入依然不显著,这与基准模型的估计结果一致。

关于农地流转与非农就业之间的相互作用,结果显示：农地流出显著正向影响非农就业,农地流入对非农就业影响不显著,说明农地流出对非农就业的作用非常稳健。同时,非农就业分别显著正向影响农地转出、负向影响农地流入。此外,婚姻状况、受教育程度、健康状况、家庭存款、家庭是否有重大事件发生、医疗保险、养老保险均对农民贫困产生负向影响,而家庭人口对农民贫困产生正向影响,这与基准模型的估计结果一致。

表9 农民减贫（国家贫困线）联立方程模型估计结果

表10 为以国际贫困线为标准的实证结果。从回归结果看来,农地转出和转入行为都对农民贫困产生显著负向影响,这说明农地转出和转入行为的减贫作用非常稳健。非农就业未通过显著性检验,这与基准模型的估计结果一致。

表10 农民减贫（国际贫困线）联立方程模型估计结果

关于农地流转与非农就业之间的相互作用,结果显示：农地流出显著正向影响非农就业,农地流入对非农就业影响不显著,说明农地流出对非农就业的作用非常稳健。同时,非农就业分别显著正向影响农地转出、负向影响农地流入。此外,控制变量的影响与基准模型的估计结果一致。

综上所述,考虑非农就业、农地流出与农地流入三者之间的内生性后,联立方程模型的实证结果与基准模型一致。总体看来,验证了农地转出和转入均能显著降低农民的贫困风险,即验证了假设H1。

关于农地流转与非农就业之间的相互作用,农地流出与非农就业呈显著正相关关系；农地流入对非农就业影响不显著,非农就业显著负向影响农地流入。假设H2成立。

关于非农就业对农民贫困产生的中介效应,当采用国家贫困线（以收入为标准）衡量农民贫困时,存在非农就业的中介效应；当采用国际贫困线（支出标准）衡量农民贫困时,非农就业影响系数依然为负,但未通过显著性检验。总体看来,农地流转可以通过非农就业影响农民贫困,假设H3成立。

五、结论与启示

本文利用2016 年CFPS 数据,将农地流转、非农就业与农民贫困构建在一个分析框架,深入探讨了农地流转影响农民贫困的机制,得到如下研究结论：农地转出和转入均能显著降低农民的贫困风险；在考虑稳健性检验后,实证结果依然无偏。考虑区域因素时,无论是以国家贫困线为标准还是以国际贫困线为标准,农地转出与转入对中国中部及北部的农户家庭减贫作用最为显著。农地转出与非农就业呈显著正相关关系,当农地转出每提高1%,农户非农就业水平将提高0.294%；非农就业显著负向影响农地流入,农地转入对非农就业抑制作用不显著。农地流转可以通过非农就业的作用机制间接缓解农民贫困。婚姻状况、受教育程度、健康状况、家庭存款、家庭是否有重大事件发生、医疗保险、养老保险均对农民贫困产生负向影响,而家庭人口对农民贫困产生正向影响。

基于上述结论,本文得到以下启示：

（1）鉴于农地转出与转入对农民减贫作用存在差异,政府在制定农地流转政策时,一方面要合理引导束缚在土地中的低效劳动力进行农地转出,以增加非农收入,改善家庭收入分配,实现有效减贫。此外,政府在“三权分置”制度背景下要确保农地转出户的财产性权益,消除农民的后顾之忧。另一方面将闲置土地集中,特别是在中国中部和北部地区,发展适度规模经营,因地制宜,发展当地特色产业经济,使农地转入产生减贫作用。

（2）一方面建立完善的、覆盖面较广的农民培训体系,提高农民专业素质和非农竞争能力,为农地转出户提供非农就业机会,合理引导农地转出户转移到非农领域,进而提高农民的收入水平；另一方面加大对农地转入户规模生产经营的培训,促进农户向职业农民转化,提高其农业生产效率,调节农户收入差距。