武陵山片区农地流转的多维益贫效应研究

陈鸣++周发明

摘 要：本文以武陵山贫困连片地区为研究对象，运用多项式分布滞后模型，检验农地流转是否具备促进当地农户减贫的功能。研究结果表明，农地流转的益贫效应明显且呈现不同特征。对贫困户的医疗贫困以及教育贫困指标而言，不论短期还是长期均表现出正向的积极作用；而对贫困农户的收入贫困指标而言，短期会带来一定的负面冲击，长期来看也逐步转变为正向促进作用。另外，经济发展水平、公共服务供给与政策支持等环境变量也直接制约着农地流转益贫的作用机制。因此，要充分发挥农地流转益贫效应，在规范农地流转程序同时，必须在体制与政策上继续深化改革。

关键词：农地流转；益贫；多项式分布滞后模型

中图分类号：F321.1 文献标志码：A 文章编号：1008-2697（2015）06-0022-06

一、引言

农地是农民的收入主要来源和精神家园，农地制度则是我国“三农”问题的根本。改革开放以后，我国实施以土地承包为核心的家庭联产承包责任制，在取得良好经济成效的同时，我国的贫困人口也因经济增长带来的“涓滴效应”而锐减。根据最新的《中国统计年鉴》数据，我国农村绝对贫困人口由1978年的2.5亿下降到2013年底的8465万。改革之初平等主义的土地分配制度能够为穷人和农村弱势人群提供基本保障和安全网，是中国减贫工作取得巨大成绩的一个重要原因[1]。随着中国经济的迅速发展和农业现代化进程的加快，大规模非农就业、人口自然增长减慢和农业生产结构转型已经成为当前历史性变迁的重要特征，平均化、细碎化的农地分配与经营模式已经严重滞后于现实发展，传统土地制度难以为继。在新的历史时期，农地流转作为土地制度改革的重要政策大面积推进，探究农地流转是否益贫以及究竟如何有益于农村贫困，进而更好地推进土地适度规模经营，维持农村经济的繁荣和贫困率逐步下降，是亟待回答的重要问题。

有效的农地制度是农业经济增长的源泉。国外一些研究者以此为理论基础，得出农地制度或农地经营规模具有益贫功能的结论。早期马克思的经典理论便指出，土地细碎化是传统自给自足小农经济繁荣的条件，同时也是农民阶级受压迫和剥削的制度根源。Schultz在其经典著作《改造传统农业》一书中指出，土地资源如何分配，对农业效益和农民贫困有显著的影响[2]。Shingo（2009）[3]通过对世界几大发达国家的考察得出结论，农地流转市场的建立与规范运营，对提高农业生产率及农民收入极为重要，是农业现代化的关键。近年来，国内学界也开始关注到农地流转的减贫益贫效应。黄宗智（2007）[4]发现农地规模与农民收入息息相关，农地较少是国内农民贫困的重要原因。张丹（2008）[5]指出农地配置的有效性与农地集中经营是减缓贫困的重要手段。胡初枝等（2008）[6]认为，农地资源的市场化——农地的买入与卖出能够促进农户收入的提高，增进贫困户的福利水平，并具备促进农户消费水平增长的间接效应。国务院扶贫办[7]基于数据观测点的实地调查得出结论，地理区位是致贫的重要因素，而贫困山区的农户人均耕地面积0.067hm2。刘娟[8]以湖北省的国家重点贫困县为例，调查农村家庭贫困的影响因素，指出农户户均农地面积、固定资产投资以及技术状况直接影响贫困。姜松等（2012）[9]认为，土地流转模式的不同，对农民增收和农业增产的影响程度和方向存在差异。转让、互换、出租对农民增收具有正向促进，而其他流转形式对农民增收的效应为负。黄艳敏和张岩贵（2014）[10]则认为，农地流转带来的农民与土地分离等负面效益，有可能导致贫富差距的进一步拉大。刘鸿渊（2010）[11]、林乐芬和金媛（2012）[12]、夏玉莲和曾福生（2012）[13]运用计量方法实证检验了农地流转促进农民增收的经济效应。陈耿宣等（2015）[14]研究了农地流转对西部地区贫困户收入差异的影响。朱建军和胡继连（2015）[15]利用CHARLS数据探讨了农地流转的地权配置效应。

从现有文献看，国内外文献大多认可农地经营规模偏小是农户贫困的原因，鼓励农地流转促进农地规模化和集中经营，也认同农地流转的益贫效应。但仍然存在以下值得改进之处：一是农地流转促进贫困降低的文献偏于理论分析，实证类文献相对较少，尤其是关于其内在机理的研究存在进一步深入的空间；二是对于贫困的衡量，主要还是集中在经济层面，缺乏综合性的多维视角；三是没有考虑到农地流转的社会经济效益具有延续效应，即农地流转的益贫效应，具有时间上的滞后特征，需要经过一定时间才能发挥作用，且当期的变化和成效还受到了前期行为影响。基于此，本文以武陵山连片贫困地区为研究对象，尝试建立农地流转对农村贫困减缓作用的PDLs模型，在分析农地流转益贫内在机理的基础上，探讨我国农地流转是否有效减缓贫困以及如何减缓贫困的作用机理，为实现和充分发挥农地流转的益贫效应提供科学依据与建议。

二、农地流转益贫效应的理论分析

农地流转对农村贫困产生一定的影响，根本原因在于农地流转促进农地集中和规模化经营，进而能够促进农业生产率的提高和经济增长，从而为农民收入提高创造条件。

（一）农地流转促进劳动力转移，为传统农民提供新的工作机会

农地流转与规模经营吸引大量的农村剩余劳动力，部分劳动力从农业转移到二三产业后，留在农村的农业生产者人数减少，人均收入将得到改善，收入水平会逐步市场化。同时，由于农地资源的重新配置，将带来产业结构调整，促进农业逐步淘汰落后生产方式，优化配置农业资源，提高农业生产效率，进而促进农民增收。产业的转移使得农村劳动力更快掌握了第二、三产业的相关知识，农民的知识结构得到优化。农村向城市的转移，促使了农业生产要素和生产资源的新一轮配置，资源结构更为合理，劳动力和农地利用更为充分，促进了经济增长，进而带动农民收入水平的提高。贫困农户收入更加多元化，收入渠道得以拓宽，由此带来的消费习惯、生活方式和行为模式、教育医疗观念等各个方面的显著变化，对促进贫困减缓具有积极效益。

（二）农地流转促进农业产业化和规模化，提高农业生产率

土地分散经营导致农业生产缺乏经济利益激励，农户的农业生产处于自给自足状态。农地流转促进了农业产业化发展，经营规模扩大有利于高新技术和大中型农业机械的推广和运用，有效促进了农户生产投入的积极性和有效性，大大提高了农业盈利能力。规模化经营的目的是实现规模经济，耕地面积越大，为农业生产力提供的正向激励概率越高。同时，土地规模经营具备零碎土地的小农并不具备的抗风险能力。伴随着农地流转的推进，农地细碎化状态得到改善，农业规模经营的经济效应逐步体现，农业盈利预期提高，经营主体抗风险能力增强，农业经济增长带来的红利和涓流效应，使得农村脱贫致富的可能性大大增加。更为重要的是，农民的思想观念将随之发生转变，其生活习惯、消费习惯以及教育观念都会逐渐发生变化，农民贫困的缓解，将不仅仅体现在经济方面，而是包括教育、医疗等全方位的变化和改善。

（三）农地流转也可能导致贫富差距拉大等负面效益

农地流转促进了农村劳动力转移，但是，尽管部分农民流动到城市，却由于包括养老、社保以及户籍等制度障碍问题，使得他们无法真正“脱农”，依然保留着对农地的相关权利。因此在城市生活的农民并不能顺利找到工作，而是沦为非工非农，非城非乡的边缘化群体。这不仅导致新的城市贫困现象的产生，还导致了农村地区大量的空巢家庭和留守儿童。尤其是在现实中以政府为主导的模式下，强制与非自愿流转行为难以避免，政府利益驱动加剧了资本对农地产权的侵蚀，农地流转规模越大，优势农户阶层谋取自身利益现象越严重。贫富差距的拉大，对贫困人口无疑是雪上加霜。因此，农地流转的负面效应，也许并不利于贫困人群。另一方面，农地流转带来的劳动力资源流动加速，使得农民可选择的非农工作机会增加，可能会导致收入的稳定性降低。

三、基于分布滞后模型的经验检验

（一）计量模型的设定

由上分析我们可知，经济系统中的政策传导，行为变化是需要一定时间的。时间序列的数值通常不仅仅由当期数值决定，还受到滞后值以及其他变量的滞后值所决定。因此应当在解释变量中包含某些滞后变量。考虑跨时期影响关系的模型成为动态模型，如果模型中仅包含解释变量滞后，则称之为分布滞后模型，是指解释变量每单位变化的影响分布到了多个时期。根据上文的分析可知，农地流转对贫困农民的行为、状态等特征的影响，是存在明显的时间延迟即滞后效应的，据此构建如下基本回归模型：

（1）

其中各变量意义如下：y是被解释变量，表示农民的贫困程度；z为核心解释变量，表示农地流转水平；x是为控制异方差性而设置的其他控制变量；i和t分别表示单位变量个数和时间变量，a、b为待估参数，u为随机误差项。

常见的OLS模型适用于解释变量与随机误差项不相关的情形，但当解释变量的当期和滞后期之间可能存在较高共线性，通常采取Almon提出的多项式分布滞后模型（PDLs）进行估计。PDLs假设bi可以由次数较低的n阶多项式来很好地逼近。本文采用PDLs方法处理，n阶的PDLs模型假定系数bi服从如下形式的n阶多项式：

i=1，2，3……m，m>n （2）

其中，是事先定义的常数，当n为奇数，取值为（m-1）/2，当n为偶数时，取值为m/2。常数项仅用来避免共线性引起的数值问题，并不影响的估计。将（2）式代入（1）中，可以得出（3）式，（3）式中减少了待估参数，一旦估计出r，利用（2）式就可以求得的各个系数和标准差。其中代表农地流转变化一个单位对当期贫困程度产生的影响，可称为的短期影响乘数；、…度量农地流转的各个前期值变动一个单位对贫困水平的影响，可称为延期过渡性影响乘数；所有乘数之和称为长期影响乘数，代表了农地集中流转时，对农民贫困水平的短期和长期全部作用。

（3）

（4）

农村贫困指标的选取，农民收入和贫困发生率是最常见的指标。这种仅仅从经济视角衡量贫困的方法，并不能全面客观地表征出贫困状态。阿玛蒂亚森指出，经济贫困仅仅是表象，背后隐藏的权利缺失可能是贫困的真正根源。因此，除了经济视角，教育、医疗等与权利密切相关的指标，也是衡量贫困的重要指标。本文基于此三个维度，选取医疗贫困（）、教育贫困（）和收入贫困（）作为贫困的代理变量，来全面表征农村贫困的状态。其中，为逆向值，用每千人卫生员占比表示；采用小学及以下文化人口占农村人口比表示；用贫困人口占农村人口比表示。

除了农地流转，地区贫困减缓必然还要受到其他方面因素的影响和制约。本文为控制模型的异方差性，根据陈鸣（2015）[16]等的分析论述，引入经济发展水平、农业现代化水平、教育水平、自然环境、制度因素作为控制变量，分别用来表示，其中为经济发展水平，用年度gdp衡量；为农业现代化水平，用单位耕地农机动力表示；为教育水平，用全国每万人大学生占比表征；自然环境条件，用各地区耕地受灾面积表示；为制度变量，用每年政府对农业的财政支出占比衡量。

（二）数据来源与预处理

关于农地流转代理变量z的选取，游和远（2010）[17]以农户户均经营耕地面积来表征农地流转强度，认为农地流转与农户经营耕地面积同方向变化。故本文选取农户户均经营耕地面积，来作为农地流转z的代理变量。基于数据的可获得性和研究需要，本文选取1990-2013年数据。所有数据均来自《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国农业统计年鉴》。在对各序列进行标准化处理的基础上，首先对农地流转、农村贫困的量化指标以及5个控制变量序列进行单位根检验。各原始序列是非平稳的，经过一阶差分以后均转换为平稳序列。其中序列在5%的显著水平拒绝原假设，其他序列均在1%的显著性水平下平稳。通过了各变量平稳性检验之后，再利用Johanson检验方法对各序列进行协整检验，避免伪回归问题，以确定贫困程度y和农地流转z之间的长期均衡关系。检验结果如表1所示，在5%显著性水平下，医疗贫困、教育贫困与农地流转之间存在着长期均衡关系，滞后期数由cross相关性分析确定为5期。

表1 、、与z协整检验结果

变量 零假设：

协整向量个数 特征值 迹统计量 5%临界值 P值

0 0.5045 20.1326 12.4133 0.032

至多1个 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个 0.0613 1.3936 1.342 0.232

四、实证分析

（一）模型估计

考虑到农地流转对各个维度的贫困可能产生影响，且在5阶滞后影响并不会小时，因此不对z的滞后系数加以约束，即农地流转的滞后系数选取服从无约束进行PDLs模型估计，计算结果如表2：

其中，模型1、3、5是未作滞后处理的传统时间序列回归，且不考虑控制变量的情形，模型2、4、6是加入了控制变量后的PDLs模型，由结果看出，模型的拟合度大大提高，其R2都超过了0.98，F值结果显示也比较好，因此证明本文利用分布滞后模型对序列进行解释是合理的，选取的控制变量也是合适的。

（二）结果分析

农地流转是否具备益贫效应，实证结果从三个维度给出了答案。在综合考虑了现实中各种环境因素如经济发展水平、公共服务供给、财政支持等因素的影响后，农地流转益贫的正向促进作用是明显的。其中对于教育贫困的改善和促进作用最明显，其短期影响系数为0.1385，长期影响系数为1.2304。短期内农地流转的推进促进了农业的产业化水平，促进了新型农业经营主体如专业大户、家庭农场、农业合作社的产生，农业的规模化经营形式，有利于农户在短期掌握和运用农业技术，从长期来看，随着时间的积累和农地流转的持续深入推进，贫困农民被吸引到收入水平更高的产前、产中及产后服务中，农民接触先进的技术知识、思想观念的机会大大提高，产业发展带来的知识溢出效应和技术扩散效应得以实现。因此不论是从短期还是长期来看，农民的教育观念和文化水平都能受益。从医疗贫困这一维度来看，短期影响系数为0.1184，长期影响系数为0.5699。这一结果也证实了上文的理论假定，农地流转能有效提高农民的医疗状况，并会体现出逐步累加的正向促进效果。这也正反映出我国的一种现实情况，农地流转带来了农民更多自身健康以及环境的改善，自身的健康和营养条件的提高又反过来促进了农户对于农地规模经营的需求，二者的良性互动关系不断增强，但其益贫效应并没有对教育贫困的作用大。而对于收入贫困指标而言，短期影响系数为-0.7787，长期影响系数为0.0821，说明从经济角度考察农地流转的益贫效果时，短期来看会对农民的贫困带来负面冲击，但随着时间期数的增加，其延期过渡性影响系数逐步转正，长期趋势最终为正。这可能是因为，短期随着农地集中到农村精英集团手中，会加剧贫富差距而导致贫困群体更为贫困，农地流转所带来的规模效应，进而导致农业盈利的红利分配需要时日。但随着农业生产关系的理顺、农业资源新一轮的分配推进以及利润分配的日趋完善，其正向益贫效应逐步显现，贫困群体尽管获利较晚，但还是能够分享到产业进步的成果和红利。正如表2的结果所示，该系数在滞后3期开始由负变正，并且长期影响系数的绝对值要较短期影响系数缩小很多，说明农地流转益贫的负面影响逐步减弱。把时间区间拉大到5年或者更长的时期，农地流转对农民脱贫和增收的作用就越来越明显了。另外，加入的几个控制变量也通过了检验。其中经济发展程度、农业现代化水平、教育与财政支农力度都直接制约着农村贫困程度的改善，并体现出明显的同向变动关系。

五、政策建议

由上述分析可知，不论是从教育贫困、医疗贫困还是收入贫困的角度考察，农地流转均具有明显的益贫效应。同时改善经济发展水平、公共服务供给、财政支持等环境因素，能够使农地流转益贫效应更充分地发挥。因此，首先要继续加大支持农地流转的政策力度，继续大力推进农地流转；其次应避免农地流转过多偏向农村精英集团的趋势，保证政府的农地流转政策对贫困户能共享利益，防止农地流转在收入差距方面的强化效应；第三要大力促进农地流转市场化，如建立与行政脱钩、市场化、独立于土地使用者之外的中介服务组织，以保证农地流转的益贫传导机制畅通；第四要在农村大力推广多元化教育，包括各类职业教育、成人教育、技术推广教育等，使得农民尤其是贫困户有机会提高知识文化水平，提高专业技能，从而更充分地共享农地流转与规模经营的红利；第五，建立健全农地流转后农民的社会保障体系，完善各类配套扶持政策，消除农户对土地流转的后顾之忧，实现农地流转益贫效应的持续性和长效性。

参考文献：

[1]刘波，普拉纳布·巴丹.中国减贫为什么好于印度[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]黄宗智，彭玉生.三大历史性变迁的交汇与中国小规模农业

的前景[J].中国社会科学，2007.

[5]张丹.农地使用权流转的综合效用评价[J].广东土地科学，

2008（05）：13-16.

[6]胡初枝，黄贤金，张力军.农户农地流转的福利经济效果分

析——基于农户调查的分析[J].经济问题探索，2008（01）：

184-186.

[7]徐京跃.“穷人经济学”的伟大实践——“中国式扶贫”加

速世界减贫进程[DB/OL].中国政府网http：//www.gov.cn/

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

[8]刘娟.湖北省农村贫困测度及贫困变动原因研究[D].北京：

中国农业大学，2006.

[9]姜松，王钊.土地流转、适度规模经营与农民增收[J].软科

学，2012（09）.

[10]黄艳敏，张岩贵.农地流转的机会益贫化估值模型分析[J].

经济问题，2014（04）：70-74.

[11]刘鸿渊.农地集体流转的农民收入增长效应研究——以政

府主导下的农地流转模式为例[J].农村经济，2010（07）：

57-61.

[12]林乐芬，金媛.农地流转方式福利效应研究——基于农地流

转供求方的理性选择[J].南京社会科学，2012（09）：74-79.

[13]夏玉莲，曾福生.农地流转的经济效应及其空间溢出——

基于“三化”发展的视角[J].技术经济，2012（11）：56-62.

[14]陈耿宣，李成林，贺茂斌.农地流转视角下西部农户收入差

异效应研究——基于陕西省483户农户的调查[J].中国劳

动，2015（06）：39-42.

[15]朱建军，胡继连.农地流转的地权配置效应研究——基于

CHARLS数据[J].农业技术经济，2015（07）：36-45.

[16]陈鸣.湖南省生产性服务业对制造业效率提升的实证研

究[J].南华大学学报（社会科学版），2015（03）：59-64.

[17]游和远，吴次芳.农地流转、禀赋依赖与农村劳动力转

移[J].管理世界，2010（03）：65-75.

（责任编辑：肖训生）