市場(chǎng)化進(jìn)程中農(nóng)戶兼業(yè)對(duì)其土地轉(zhuǎn)出選擇的影響研究

張　璟,程　郁,鄭風(fēng)田

(1.中國(guó)人民大學(xué)　農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院,北京　100872；

2.國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心　農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究部,北京　100010)

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市場(chǎng)化進(jìn)程中農(nóng)戶兼業(yè)對(duì)其土地轉(zhuǎn)出選擇的影響研究

張璟1,程郁2,鄭風(fēng)田1

(1.中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院,北京100872；

2.國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究部,北京100010)

摘要：農(nóng)地流轉(zhuǎn)是培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，實(shí)現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的必經(jīng)之路。在影響土地流轉(zhuǎn)因素的研究中，農(nóng)戶兼業(yè)對(duì)其土地流轉(zhuǎn)的影響被長(zhǎng)期關(guān)注但仍存爭(zhēng)議。本文利用2012年清華大學(xué)全國(guó)“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，總體來看，農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)水平和收入兼業(yè)水平對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為有正向影響，具體表現(xiàn)為農(nóng)戶家庭常年在外務(wù)工勞動(dòng)力比重越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性越高，但依據(jù)兼業(yè)收入比重分類來看，非農(nóng)收入占家庭總收入比重低于50%的農(nóng)業(yè)戶不易于轉(zhuǎn)出土地，而非農(nóng)收入比重高于80%的非農(nóng)業(yè)戶更傾向于轉(zhuǎn)出土地；通過工具變量糾正農(nóng)戶兼業(yè)與土地轉(zhuǎn)出之間可能的內(nèi)生性問題后，估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。

關(guān)鍵詞：兼業(yè)化;土地轉(zhuǎn)出;市場(chǎng)化進(jìn)程

一、引言

土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最重要的投入要素之一。近年來，中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程不斷加深，農(nóng)村土地市場(chǎng)呈現(xiàn)出土地流轉(zhuǎn)不斷活躍的態(tài)勢(shì)，如2014年全國(guó)總體農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)率已超15%，江蘇、浙江等發(fā)達(dá)省份更是在50%以上[1]。與此同時(shí)，中央提出培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，促進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的戰(zhàn)略決策，而土地流轉(zhuǎn)正是實(shí)現(xiàn)這一戰(zhàn)略目標(biāo)的重中之重。

那么，什么因素決定了農(nóng)戶，特別是分散的小農(nóng)戶，轉(zhuǎn)出手中的土地？現(xiàn)有的研究分別從農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、家庭勞動(dòng)力稟賦、土地稟賦、社會(huì)保障及外部制度約束等方面進(jìn)行解釋[2-4]，但就農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對(duì)其土地轉(zhuǎn)出的影響問題學(xué)界仍然存在爭(zhēng)議，且針對(duì)二者之間的內(nèi)生性問題仍需更多的方法和數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的處理。基于此，本文利用清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年進(jìn)行的全國(guó)“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)，對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程中農(nóng)戶兼業(yè)程度與其土地轉(zhuǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。文章可能有的貢獻(xiàn)一是將農(nóng)戶的兼業(yè)化水平按照勞動(dòng)力外出務(wù)工人數(shù)和農(nóng)戶非農(nóng)收入比重進(jìn)行量化，以對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)程度對(duì)其土地轉(zhuǎn)出的影響進(jìn)行更為細(xì)致的研究；二是本文嘗試運(yùn)用工具變量法對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出選擇之間的內(nèi)生性問題進(jìn)行處理，并以此為研究結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

文章的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述和研究假說；第三部分是本文的實(shí)證模型，第四部分介紹所用數(shù)據(jù)，第五部分給出分析結(jié)果，第六部分為內(nèi)生性問題處理，最后一部分歸納本文的主要結(jié)論，并據(jù)此提出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

(一)文獻(xiàn)綜述

對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)化與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出問題的研究實(shí)質(zhì)是在討論農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)與土地市場(chǎng)之間的影響關(guān)系。首先，關(guān)于勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的研究有很多，如姚洋探討了非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)和土地租賃市場(chǎng)發(fā)育之間的關(guān)系，運(yùn)用條件Logit模型得出農(nóng)村土地租賃市場(chǎng)不活躍與勞動(dòng)力市場(chǎng)受限有關(guān)[3]。黃季焜等采用面板數(shù)據(jù)以農(nóng)戶戶主和家庭成員是否有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷為指標(biāo)，證明了外出務(wù)工對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)有正向影響[4]。其他研究，如Deininger和Jin，鐘甫寧等也驗(yàn)證了非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的正向影響[5-6]。但也有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)并不一定會(huì)帶來農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)。如錢忠好認(rèn)為農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)土地取決于家庭擁有的初始土地資源、家庭勞動(dòng)者的勞動(dòng)能力、農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的綜合比較利益，他認(rèn)為盡管存在家庭成員的非農(nóng)就業(yè)，但并不一定發(fā)生土地流轉(zhuǎn)[7]。因此，面對(duì)仍存爭(zhēng)議的研究現(xiàn)狀，探討農(nóng)戶兼業(yè)對(duì)其土地流轉(zhuǎn)的影響依然具有理論意義。

更值得一提的是，也有學(xué)者反向討論農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)勞動(dòng)力就業(yè)的影響，如Yang指出中國(guó)農(nóng)村土地市場(chǎng)的缺失會(huì)降低兼業(yè)農(nóng)戶的地租收入，這種制度安排會(huì)給農(nóng)村勞動(dòng)力流轉(zhuǎn)設(shè)置障礙，帶來了工農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力工資的扭曲，導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的誤配(mis-allocation)，不利于農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地外出就業(yè)[8]。另外，Kung還指出，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)和土地市場(chǎng)關(guān)系的研究存在一個(gè)聯(lián)立性問題，即二者可能存在互為因果的關(guān)系[9]。Kung利用1999年中國(guó)農(nóng)業(yè)部在6省進(jìn)行的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，使用不同村民小組的村民外出務(wù)工的平均天數(shù)作為村民非農(nóng)就業(yè)的工具變量，研究結(jié)果認(rèn)為非農(nóng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的出現(xiàn)是農(nóng)村土地市場(chǎng)活躍的催化劑[9]。

第三，還有許多學(xué)者從農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的角度對(duì)兼業(yè)化或者非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的關(guān)系進(jìn)行研究[2，10]。但農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的意愿與農(nóng)戶真正轉(zhuǎn)出土地的行為之間還是存有差異。而本文的目標(biāo)主要是探討農(nóng)戶兼業(yè)化程度對(duì)農(nóng)戶真實(shí)土地轉(zhuǎn)出行為的影響。

綜上所述，當(dāng)前針對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)和農(nóng)地市場(chǎng)問題的研究主要在兩個(gè)方面展開，分別為農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響，及勞動(dòng)力市場(chǎng)與農(nóng)村土地市場(chǎng)發(fā)育的互動(dòng)關(guān)系，但現(xiàn)有的文獻(xiàn)仍缺乏直接對(duì)農(nóng)戶的兼業(yè)化程度進(jìn)行衡量，繼而對(duì)農(nóng)戶的兼業(yè)化程度與其土地轉(zhuǎn)出行為之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的研究。在已有的實(shí)證研究中還存在著調(diào)查數(shù)據(jù)時(shí)間較早，樣本往往只涉及個(gè)別省份，缺乏近期的有全國(guó)代表性的調(diào)查數(shù)據(jù)等問題；進(jìn)一步地，除了黃季焜等、 Kung、Yao等研究對(duì)模型的內(nèi)生性問題進(jìn)行了相應(yīng)處理外，也少有研究對(duì)二者之間的內(nèi)生性進(jìn)行相應(yīng)的討論[4，9，11]。基于此，本文使用2012年清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院全國(guó)“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶非農(nóng)勞動(dòng)力*由于缺少農(nóng)戶勞動(dòng)力從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力準(zhǔn)確的勞動(dòng)時(shí)間，本文使用農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)工作上分配的勞動(dòng)力數(shù)量來度量農(nóng)戶的兼業(yè)化程度。和農(nóng)戶非農(nóng)收入兩方面度量農(nóng)戶兼業(yè)化程度，并對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)化對(duì)其土地轉(zhuǎn)出的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文還關(guān)注了市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響，而這是以往研究中所忽視的重要變量。

(二)研究假說

由于中國(guó)人多地少，大部分地區(qū)農(nóng)戶的人均土地規(guī)模偏小，隨著城市化、市場(chǎng)化進(jìn)程的不斷加深，越來越多的農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)，以“半工半農(nóng)”為特點(diǎn)的農(nóng)戶兼業(yè)化成為中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的典型特征。一般而言，隨著兼業(yè)化程度的提高，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和土地依賴的程度會(huì)下降，因而轉(zhuǎn)出土地的意愿會(huì)提高。但是，也有研究指出，對(duì)農(nóng)民而言，土地作為社會(huì)保障的替代物，具有就業(yè)保障、養(yǎng)老等基本生活保障的功能[12-13]，可以說，在一定程度上，兼業(yè)農(nóng)戶選擇兼業(yè)可能是為了彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)收入不足，當(dāng)農(nóng)戶為Ⅰ兼農(nóng)戶時(shí)，即非農(nóng)收入還不足以超過農(nóng)業(yè)收入時(shí)，他們不愿意也不能夠放棄土地?；诖耍疚奶岢鲆韵聝蓚€(gè)研究假說：

假說1：隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，外出務(wù)工的農(nóng)村勞動(dòng)力增多，而農(nóng)戶的勞動(dòng)力兼業(yè)化程度越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率就越高。

假說2：農(nóng)戶的非農(nóng)收入占農(nóng)戶家庭總收入的比重也會(huì)影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的可能性，當(dāng)農(nóng)戶為Ⅱ兼農(nóng)戶時(shí)，即當(dāng)農(nóng)戶非農(nóng)收入比重超過農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入比重時(shí)，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的可能性會(huì)提高。

三、模型設(shè)定

在實(shí)證研究中，Logit 模型可直接預(yù)測(cè)到觀測(cè)值相對(duì)于某一事件的發(fā)生概率，因而研究者常用Logit 模型估計(jì)二分類因變量和一系列連續(xù)自變量或分類自變量之間的非線性關(guān)系。其基本回歸模型如下：

上式中z=β0+β1x1+β2x2+…..βpxp，p為自變量個(gè)數(shù)。某一事件不發(fā)生的概率為Prob(noevent)=1-Prob(event)。因此，最主要的是求β0，β1，β2，……βp，即常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)。模型的基本估計(jì)式為：

lnPi/(1-Pi) =α+βZi+μ

這里，Pi為被解釋變量的概率，Zi為解釋變量。本文為了檢驗(yàn)農(nóng)戶兼業(yè)化與其土地轉(zhuǎn)出之間的關(guān)系，將該模型的具體形式設(shè)定為：

landtransfer=α+β1parttime_labor+β2Ω+μ.

(1)

landtransfer=α+β1parttime_income+β2Ω+μ.

(2)

在方程(1)中，因變量landtransfer表示農(nóng)戶是否有土地轉(zhuǎn)出，是一個(gè)二值變量，農(nóng)戶有土地轉(zhuǎn)出的賦值為1，反之，賦值為0。parttime_labor表示農(nóng)戶的勞動(dòng)力兼業(yè)水平，即家庭兼業(yè)勞動(dòng)力占家庭總勞動(dòng)力的比重，農(nóng)戶兼業(yè)勞動(dòng)力占比越高，則該農(nóng)戶的勞動(dòng)力兼業(yè)化水平越高；進(jìn)一步地，考慮到農(nóng)戶家庭內(nèi)部單個(gè)勞動(dòng)力兼業(yè)時(shí)間也是勞動(dòng)力兼業(yè)化水平的一個(gè)標(biāo)志，因此本文又選擇農(nóng)戶家庭常年在外打工的勞動(dòng)力數(shù)量與家庭總勞動(dòng)力的比重構(gòu)建農(nóng)戶常年兼業(yè)水平的指標(biāo)，并以此為自變量進(jìn)行回歸分析，亦可對(duì)方程(1)的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。上述兩個(gè)勞動(dòng)力兼業(yè)化程度的變量是取值在0和1之間的連續(xù)變量。Ω表示控制變量。本文對(duì)控制變量的選取主要參照以往研究的做法[4，9，11]，選取了家庭勞動(dòng)力數(shù)量(單位：人)、自有承包地面積(單位：畝)、是否有土地經(jīng)營(yíng)權(quán)證(1=有，0=沒有)、性別(1=男，0=女)、年齡、受教育水平(1=未上過學(xué)，2=小學(xué)，3=初中，4=高中或中專，5=大專及以上)，以及農(nóng)戶所屬地區(qū)(1=西部，2=中部，3=東部)、各省份市場(chǎng)化指數(shù)[14]等控制變量。選擇比樣本調(diào)查時(shí)間滯后五年的市場(chǎng)化指數(shù)的原因在于考慮到地區(qū)市場(chǎng)化程度對(duì)農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的影響一般有時(shí)間滯后性。μ表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了檢驗(yàn)方程(1)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將采用逐步加入控制變量的方法，對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)化與其土地轉(zhuǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，重點(diǎn)驗(yàn)證假說1。

方程(2)中，因變量及其他控制變量與方程(1)的設(shè)定相同，其中重點(diǎn)考察的變量是parttime_income，該變量表示農(nóng)戶非農(nóng)收入占家庭總收入的比重，以及按農(nóng)戶的非農(nóng)收入比重劃分出的農(nóng)戶的收入兼業(yè)化水平(1=農(nóng)業(yè)戶，2=Ⅰ兼農(nóng)戶，3=Ⅱ兼農(nóng)戶，4=非農(nóng)業(yè)戶)。本文以此對(duì)農(nóng)戶的非農(nóng)收入水平對(duì)其土地轉(zhuǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，重點(diǎn)驗(yàn)證假說2。

四、數(shù)據(jù)

本研究使用的數(shù)據(jù)為2012年清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院舉行的中國(guó)“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)，該調(diào)查在全國(guó)23個(gè)省進(jìn)行，抽取了共計(jì)5165戶農(nóng)村家庭進(jìn)行調(diào)研。在所調(diào)查的樣本中，東部地區(qū)樣本量為1194，占比23.12%，中部地區(qū)樣本量為1477，占比28.60%，西部地區(qū)樣本量為2494，占比48.29%。對(duì)于勞動(dòng)力兼業(yè)化程度，本文使用非農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量(包括完全從事非農(nóng)業(yè)和既從事農(nóng)業(yè)也從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力)與農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力總數(shù)的比值，以及農(nóng)戶常年外出務(wù)工勞動(dòng)力數(shù)量與農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力總數(shù)的比重；對(duì)于收入兼業(yè)化程度，本文按照統(tǒng)計(jì)局的標(biāo)準(zhǔn)將其劃分為農(nóng)業(yè)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶(Ⅰ兼農(nóng)戶)、非農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶(Ⅱ兼農(nóng)戶)和非農(nóng)戶*這里的收入兼業(yè)類型按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)農(nóng)戶類型的指標(biāo)定義分為農(nóng)業(yè)戶，指第一產(chǎn)業(yè)收入占家庭純收入80%以上的農(nóng)戶(含80%)；農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶也稱Ⅰ兼農(nóng)戶，指第一產(chǎn)業(yè)收入占家庭純收入50-80%的農(nóng)戶(含50%)；非農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶也稱Ⅱ兼農(nóng)戶，指第一產(chǎn)業(yè)收入占家庭純收入20-50%的農(nóng)戶(含20%)；非農(nóng)戶，指第一產(chǎn)業(yè)收入占家庭純收入的20%以下(不含20%)；對(duì)于土地轉(zhuǎn)出情況，根據(jù)問卷中“您家有流轉(zhuǎn)出土地嗎？”的問題，設(shè)置“是否有土地轉(zhuǎn)出”的啞元變量；對(duì)于農(nóng)戶的勞動(dòng)力稟賦，以農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量作為代理變量；農(nóng)戶土地稟賦，以農(nóng)戶自家耕地面積作為代理變量；制度約束方面，使用是否有土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證作為代理變量；對(duì)于地區(qū)變量，按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)東中西部省份的劃分，對(duì)樣本省進(jìn)行了分類；市場(chǎng)化程度使用樊綱、王小魯、朱恒鵬的中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)計(jì)算[14]。表1給出了計(jì)量模型所涉及變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)現(xiàn)象成為一種長(zhǎng)期趨勢(shì)。當(dāng)前，農(nóng)村土地的經(jīng)營(yíng)方式已經(jīng)從農(nóng)戶自己耕作，發(fā)展為更加多樣的(如土地轉(zhuǎn)出、土地轉(zhuǎn)入、撂荒等)經(jīng)營(yíng)方式。與此同時(shí)，不同土地經(jīng)營(yíng)方式的農(nóng)戶，其兼業(yè)化程度也呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)。

從調(diào)查樣本總體的情況來看(參見圖1)，土地全部自種的農(nóng)戶，其兼業(yè)勞動(dòng)力占比為58.38%；土地部分轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其兼業(yè)勞動(dòng)力占比為86.14%，比自種農(nóng)戶高出27.76個(gè)百分點(diǎn)；而土地全部轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其兼業(yè)化程度達(dá)94.02%；有土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶，該比例為47.69%，土地撂荒的農(nóng)戶，該比例達(dá)86.69%。由此可以看出，有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其勞動(dòng)力兼業(yè)化程度都很高，而有土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度最低，這表明轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶往往更傾向于專業(yè)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

從不同區(qū)域來看(參見圖2)，西部地區(qū)有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其勞動(dòng)力兼業(yè)程度為83.31%，比未轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度高出30.96個(gè)百分點(diǎn)；中部地區(qū)有土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的勞動(dòng)力兼業(yè)化程度最高，達(dá)88.78%，比未轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶高18.46個(gè)百分點(diǎn)；東部地區(qū)有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化水平為85.92%，未轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶的勞動(dòng)力兼業(yè)化水平為63.52%，二者相差22.4個(gè)百分點(diǎn)。由此可以看出，無論是東中西部，有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化水平都要高于未轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶。

表1　變量統(tǒng)計(jì)性描述

數(shù)據(jù)來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

圖1　不同土地經(jīng)營(yíng)方式的農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化水平對(duì)比資料來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

不同的土地稟賦和勞動(dòng)力稟賦也會(huì)影響農(nóng)戶的兼業(yè)化水平。家庭的人均耕地面積能夠反映一個(gè)農(nóng)戶擁有土地資源的豐裕情況，本文中該指標(biāo)是由農(nóng)戶2011年經(jīng)營(yíng)的土地面積除以農(nóng)戶家庭人口所得。按照農(nóng)戶的人均耕地面積從大到小排序，按比例分成五組，分別是人均耕地面積最小的前20%組(包括20%)，20%-40%組(包括40%)，40%-60%組(包括60%)，60%-80%組(包括80%)，以及最大的80%以上組。五組對(duì)應(yīng)的人均耕地面積取值范圍見圖3?？梢园l(fā)現(xiàn)，人均耕地面積小于0.375畝的農(nóng)戶，其勞動(dòng)力兼業(yè)化的平均值較高，為69.12%，比人均耕地規(guī)模處于中間水平的0.67-1.0畝農(nóng)戶高出近20個(gè)百分點(diǎn)。這表明在農(nóng)戶勞動(dòng)力稟賦和土地稟賦配置不協(xié)調(diào)，導(dǎo)致農(nóng)戶人均耕地規(guī)模較小時(shí)，農(nóng)戶往往會(huì)選擇外出打工來提高家庭的收入水平。

圖2　東中西部農(nóng)戶是否有土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的勞動(dòng)力兼業(yè)化水平對(duì)比資料來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

那么農(nóng)戶選擇轉(zhuǎn)出土地的原因有哪些？本文分析了有土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶給出的其轉(zhuǎn)出土地的主要原因(原因可多選)。首先，有43.49%的農(nóng)戶認(rèn)為種地不賺錢是他們轉(zhuǎn)出土地的最重要原因。其次，缺少勞動(dòng)力成為農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的第二個(gè)主要原因，這表明勞動(dòng)力稟賦會(huì)影響農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為。接下來要做生意、要外出打工成為主要的土地轉(zhuǎn)出的原因，這兩種原因都體現(xiàn)出農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)選擇，這二者的比重占到37.06%。最后，種地辛苦也占據(jù)較大比重，而不會(huì)種地和土地轉(zhuǎn)出租金較高這兩個(gè)原因所占的比重還較低，也就是說租金和農(nóng)民的農(nóng)業(yè)技能還并沒有成為農(nóng)民轉(zhuǎn)出土地的主要原因。

圖3　不同耕地規(guī)模農(nóng)戶的勞動(dòng)力兼業(yè)化程度對(duì)比資料來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

缺少勞動(dòng)力種地辛苦轉(zhuǎn)出租金高種地不賺錢不會(huì)種地要做生意要外出打工頻數(shù)106652113336452比重33.8720.776.7142.490.9620.4516.61

圖4對(duì)比了不同地區(qū)有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶和沒有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其外出務(wù)工的收入水平。這里的外出務(wù)工收入是以農(nóng)戶的非農(nóng)收入減去農(nóng)戶所獲得的其他途徑的收入，如政府轉(zhuǎn)移支付、房屋租金等。由下圖可以看出，東中西部?jī)?nèi)部比較，有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶其務(wù)工收入都要高于未轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶，而東中西三地區(qū)相比，無論是有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶還是無土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其務(wù)工收入都呈現(xiàn)出由西向東逐步遞增的趨勢(shì)，其中西部和中部的收入水平差距較小，但二者與東部的外出務(wù)工收入差異較大。

為了更為深入地探究農(nóng)戶非農(nóng)收入比重對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出選擇的影響，本文還分析了不同的農(nóng)戶類型，即農(nóng)業(yè)戶、Ⅰ兼農(nóng)戶、Ⅱ兼農(nóng)戶和非農(nóng)業(yè)戶，所采取的土地經(jīng)營(yíng)方式。由圖5可以看出，在有土地轉(zhuǎn)出的“部分轉(zhuǎn)出”和“全部轉(zhuǎn)出”兩種土地經(jīng)營(yíng)方式上，Ⅱ兼農(nóng)戶和非農(nóng)業(yè)戶都占據(jù)了絕大部分比重，這表明在有土地轉(zhuǎn)出的大多數(shù)農(nóng)戶中，其非農(nóng)收入占總收入的比重已經(jīng)超過了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重。而在沒有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶中，特別是全部自種的農(nóng)戶中，Ⅱ兼農(nóng)戶和非農(nóng)戶的比重有所降低，這表明在沒有轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶中，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入所占的比重較大。

圖4　東中西部農(nóng)戶是否有土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的務(wù)工收入對(duì)比 (單位：元)資料來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

圖5　不同土地經(jīng)營(yíng)方式的農(nóng)戶收入兼業(yè)化程度對(duì)比資料來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

五、模型估計(jì)結(jié)果

上文的描述統(tǒng)計(jì)給出了農(nóng)戶土地經(jīng)營(yíng)方式與農(nóng)戶兼業(yè)水平的直觀展示，而本部分通過計(jì)量分析，進(jìn)一步給出農(nóng)戶勞動(dòng)力和收入兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響的估計(jì)結(jié)果，參見表3。表3第(1)至(4)列是對(duì)模型(1)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，第(5)、(6)列是對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。首先，我們控制了前期文獻(xiàn)提及的主要變量，表3第(1)列是控制了農(nóng)戶的勞動(dòng)力稟賦、土地稟賦、外部制度約束，以及人口學(xué)特征變量后，農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響的估計(jì)結(jié)果。從中可以看出，農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出有顯著的正向影響，農(nóng)戶兼業(yè)勞動(dòng)力的比重提高一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的概率可以提高1.592個(gè)百分點(diǎn)；另外農(nóng)戶的勞動(dòng)力稟賦在5%的水平上顯著為負(fù)，這說明農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力越多，其轉(zhuǎn)出土地的可能性越低；但農(nóng)戶的土地稟賦和制度因素并不顯著。在個(gè)體變量部分，性別變量在10%的水平上顯著為負(fù)，這表明如果被訪者為男性，且在家務(wù)農(nóng)的情況下，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率會(huì)降低；年齡的一次項(xiàng)顯著為負(fù)，年齡的二次項(xiàng)顯著為正，這說明被訪者在家務(wù)農(nóng)且為中年人的情況時(shí)，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率會(huì)降低；但受教育水平指標(biāo)不顯著。

考慮到我國(guó)東中西部地理和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的差異，為了檢驗(yàn)勞動(dòng)力兼業(yè)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響的穩(wěn)健性，本文繼續(xù)加入地區(qū)變量對(duì)模型(1)進(jìn)行重新估計(jì)。表3中第(2)列是加入所屬地區(qū)后的估計(jì)結(jié)果，此時(shí)農(nóng)戶兼業(yè)化程度對(duì)其土地轉(zhuǎn)出依然具有顯著的正向影響，但該列的所屬地區(qū)變量不顯著，原因可能與沒有控制三個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)。于是在第(3)列中加入了各省的市場(chǎng)化指數(shù)，估計(jì)結(jié)果顯示，此時(shí)農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度對(duì)其土地轉(zhuǎn)出影響的系數(shù)值略有減小，但依然在1%的水平上顯著為正；另外，市場(chǎng)化程度指標(biāo)顯著為正，這表明從各省情況來看，市場(chǎng)化程度越高的省份，其農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率就越高，這表明通過“看不見的手”推動(dòng)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)具有現(xiàn)實(shí)可行性；同時(shí)，所屬地區(qū)變量顯著為負(fù)，這表明控制了市場(chǎng)化水平后，越往西部，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率越高。表3第(4)列使用常年兼業(yè)勞動(dòng)力比重作為農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度的代理變量，回歸后發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度對(duì)其土地轉(zhuǎn)出的影響依然在1%的水平上顯著為正，這表明模型的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健，因而能夠說明，從總體來看，農(nóng)民的勞動(dòng)力兼業(yè)化程度越高，其轉(zhuǎn)出土地的可能性就越高，即假說1得證。

接下來，為了更進(jìn)一步地探討農(nóng)戶收入兼業(yè)化程度對(duì)其土地轉(zhuǎn)出的影響，以及何種非農(nóng)收入水平農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的可能性會(huì)提高等問題，本文對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表3第(5)、第(6)列。表3第(5)列表明，從整體上看，農(nóng)戶收入兼業(yè)化程度在1%的水平上顯著為正，這說明農(nóng)戶的非農(nóng)收入占農(nóng)戶總收入的比重越高，該農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性就越高；其余控制變量除受教育水平外，估計(jì)結(jié)果與模型(1)的結(jié)果一致；此處農(nóng)戶的受教育水平顯著為正，這表明農(nóng)戶的受教育水平越高，其轉(zhuǎn)出土地的可能性越高。表3第(6)列是以農(nóng)戶兼業(yè)類型為關(guān)鍵控制變量的估計(jì)結(jié)果，其中兼業(yè)類型為虛擬變量，對(duì)照組為農(nóng)業(yè)戶。由(6)的結(jié)果可知，與農(nóng)業(yè)戶相比，Ⅰ兼農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性在5%的水平上顯著為負(fù)，這說明當(dāng)農(nóng)戶的非農(nóng)收入占比低于農(nóng)戶總收入的50%時(shí)，外出務(wù)工充當(dāng)?shù)慕巧嗟氖寝r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的補(bǔ)充，在這一階段，農(nóng)戶不會(huì)輕易轉(zhuǎn)出自己的土地；同時(shí)，與農(nóng)業(yè)戶相比，Ⅱ兼農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響系數(shù)為正但不顯著，因此不能判斷農(nóng)戶的非農(nóng)收入占比在50%-80%之間時(shí)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出傾向；但第(6)列顯示，非農(nóng)業(yè)戶的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明當(dāng)農(nóng)戶的非農(nóng)收入占家庭總收入的比重超過80%時(shí)，農(nóng)戶的收入兼業(yè)化程度越高，其轉(zhuǎn)出土地的可能性越高，也就是說在農(nóng)戶非農(nóng)收入超過80%時(shí)，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性會(huì)顯著提高，因此假說2得證。

六、內(nèi)生性問題處理——工具變量法

估計(jì)上述模型(1)、(2)面臨的最大問題是遺漏變量、聯(lián)立性等問題所造成的內(nèi)生性。為了克服潛在的內(nèi)生性問題，本文擬使用工具變量法。

表3　農(nóng)戶兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響

注：()中的數(shù)值為相應(yīng)變量的t值。***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著水平下顯著。

數(shù)據(jù)來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

由于模型(1)、(2)研究的問題具有內(nèi)在一致性，因此本文僅從模型(1)出發(fā)，對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)與其土地轉(zhuǎn)出之間的內(nèi)生性問題進(jìn)行探討。文章選擇的工具變量為樣本村的平均受教育水平，認(rèn)為這一變量適宜做個(gè)體農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度的工具變量的理由如下：第一，宏觀層面的村級(jí)平均受教育水平與農(nóng)戶個(gè)體層面的土地是否轉(zhuǎn)出的選擇具有較強(qiáng)的外生性，即沒有理由認(rèn)為宏觀層面的村級(jí)受教育水平會(huì)影響到個(gè)體農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出土地的微觀決策。第二，村莊平均受教育水平與農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)比重有較強(qiáng)的相關(guān)性，如牛建林發(fā)表在《中國(guó)人口科學(xué)》上的研究結(jié)果表明，一個(gè)區(qū)縣農(nóng)村學(xué)齡人口的外出務(wù)工現(xiàn)象通過吸引和示范作用，使更多的同齡人提早結(jié)束教育，加入務(wù)工隊(duì)伍，且與完成義務(wù)教育者相比，初中輟學(xué)者更有可能外出務(wù)工[15]?；诖?，我們可以認(rèn)為，從長(zhǎng)期來看，村級(jí)平均受教育水平越低，則該村勞動(dòng)力外出打工的可能性越高，農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)程度高的可能性越大，也就是村級(jí)受教育水平與農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化程度存在負(fù)向關(guān)系，而表5中的工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性檢驗(yàn)在1.2%的水平上顯著為負(fù)也即對(duì)此關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證驗(yàn)證。工具變量的詳細(xì)數(shù)據(jù)參見表4。

在使用工具變量之前，應(yīng)對(duì)弱工具變量問題進(jìn)行檢驗(yàn)。關(guān)于連續(xù)性因變量和連續(xù)性工具變量的弱工具變量問題，Stock和Yogo提出了檢驗(yàn)方法并給出了檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)[16]。然而，Nichols指出，該方法和標(biāo)準(zhǔn)并不適用于受限性因變量[17]。不幸的是，目前并沒有一個(gè)有效的方法對(duì)受限性因變量的弱工具變量問題進(jìn)行檢驗(yàn)[18]。因此，本文借鑒阮榮平等處理二值因變量IV_Probit的方法，在進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)時(shí)通過第一階段工具變量對(duì)內(nèi)生變量的顯著性來對(duì)此問題做一個(gè)初步判斷[18]。從表5第一階段的回歸結(jié)果看，村級(jí)平均受教育水平對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)勞動(dòng)力占比具有顯著的影響，由此，該工具變量的弱工具變量問題可能并不太嚴(yán)重*表4中Probit模型估計(jì)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤為0.1，IV_Probit模型估計(jì)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤為0.5，二者具有一定的差距，但考慮到工具變量與內(nèi)生變量在0.012的顯著性水平上顯著，由此認(rèn)為該變量的弱工具變量問題可能不太嚴(yán)重。。進(jìn)而，本文使用村級(jí)平均受教育水平作為工具變量，采用IV_Probit最大似然估計(jì)法，對(duì)兼業(yè)化與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出進(jìn)行回歸，在此，回歸模型的沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果P值約為0.1，故可在10%的水平上認(rèn)為農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)比重為內(nèi)生變量，使用工具變量法剔除模型內(nèi)生性問題的影響是有必要的。

表5中，首先匯報(bào)了未加入工具變量的Probit回歸，在控制其他變量影響后，回歸結(jié)果顯示農(nóng)戶兼業(yè)勞動(dòng)力占比對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出有顯著的正向影響，顯著性水平為1%，這表明農(nóng)戶兼業(yè)化程度越高，其轉(zhuǎn)出土地的可能性就越大，這與上文Logit模型的回歸結(jié)果相一致。接著，本文針對(duì)工具變量與內(nèi)生變量進(jìn)行IV_Probit第一階段回歸，結(jié)果顯示工具變量村級(jí)平均受教育水平對(duì)于內(nèi)生變量兼業(yè)勞動(dòng)力占比具有較強(qiáng)的解釋力，回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，這表明村級(jí)整體的受教育水平越低，農(nóng)戶兼業(yè)勞動(dòng)力的占比越高，其中的原因可能為整體受教育水平較低的村莊，其外出打工人口通過吸引和示范作用，使更多的同齡人及早結(jié)束教育，加入務(wù)工隊(duì)伍，比如許多年輕人初中畢業(yè)即外出打工，進(jìn)而使得整體受教育水平較低的村莊兼業(yè)勞動(dòng)力比重高的概率增加。在第一階段回歸后可得到內(nèi)生解釋變量對(duì)工具變量的擬合值，繼而用被解釋變量對(duì)第一階段回歸的擬合值進(jìn)行第二階段回歸，得出的結(jié)果顯示農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出依然在1%的水平有顯著的正向影響，該結(jié)果與上文Probit和Logit的回歸結(jié)果一致，這表明使用工具變量法，剔除農(nóng)戶兼業(yè)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出可能存在的內(nèi)生性問題后，農(nóng)戶兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出依然具有顯著的正向影響。

七、主要結(jié)論及建議

當(dāng)前，我國(guó)農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程不斷加深，農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為未來培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體、實(shí)現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的必經(jīng)之路。在促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)的過程中可以采用制度性的政策方法來推動(dòng)，但相應(yīng)卻會(huì)帶來巨大的制度成本和交易成本。而如果能夠采用市場(chǎng)化的“看不見的手”來自發(fā)促進(jìn)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)，特別是推動(dòng)分散的小農(nóng)戶轉(zhuǎn)出手中的土地，則可以極大地降低交易成本，實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。本文正是基于中國(guó)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)這種市場(chǎng)性的農(nóng)戶兼業(yè)化對(duì)于農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為有著顯著的正向影響。具體總結(jié)如下：首先，從農(nóng)戶勞動(dòng)力兼業(yè)化水平看，隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，勞動(dòng)力兼業(yè)化程度越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性就越高；進(jìn)一步考慮農(nóng)戶勞動(dòng)力外出務(wù)工的時(shí)間，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶常年在外務(wù)工的勞動(dòng)力比重越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性也越高。

表4　工具變量統(tǒng)計(jì)性描述

注：受教育水平指標(biāo)未上過學(xué)=1，小學(xué)=2，初中=3，高中或中專=4，大專及以上=5。

數(shù)據(jù)來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

表5　農(nóng)戶兼業(yè)化對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響的IV_Probit估計(jì)

注：()中的數(shù)值為相應(yīng)變量的t值。***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著水平下顯著。

數(shù)據(jù)來源：清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

其次，從農(nóng)戶收入兼業(yè)化水平來看，收入兼業(yè)化程度越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性就越高；進(jìn)一步地考慮不同的農(nóng)戶類型發(fā)現(xiàn)，Ⅰ兼農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性較小，原因可能在于該類兼業(yè)戶的非農(nóng)收入只是作為農(nóng)業(yè)收入的補(bǔ)充，該階段的非農(nóng)收入還不足以使農(nóng)民退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；而Ⅱ兼農(nóng)戶的收入兼業(yè)化程度對(duì)其土地轉(zhuǎn)出的影響不顯著，但非農(nóng)業(yè)戶對(duì)土地轉(zhuǎn)出有顯著的正向影響，也就是說在農(nóng)戶的非農(nóng)收入占到農(nóng)戶總收入的80%及以上的階段，農(nóng)戶會(huì)有更大的可能性自發(fā)轉(zhuǎn)出土地。

第三，農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出有負(fù)向影響，這表明農(nóng)村的勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育還不完善，農(nóng)戶家庭剩余的勞動(dòng)力還無法在勞動(dòng)力市場(chǎng)自由流動(dòng)。但另一方面，市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出有正向影響，這就說明隨著農(nóng)村要素市場(chǎng)的不斷完善，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性會(huì)有所提高。

最后，區(qū)域差異也對(duì)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為有顯著影響?；诨貧w結(jié)果可知，在控制其他市場(chǎng)性因素和農(nóng)戶個(gè)體特征影響后，位于西部地區(qū)的農(nóng)戶相較于中部和東部地區(qū)的農(nóng)戶更有可能轉(zhuǎn)出土地，這表明區(qū)域差異，特別是東中西部所存在的自然稟賦、氣候條件上的差異，也會(huì)對(duì)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生影響。

基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為未來的政策導(dǎo)向應(yīng)在充分實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)的基礎(chǔ)上，以尊重農(nóng)民意愿為前提，依靠市場(chǎng)力量促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。具體建議如下：一是要進(jìn)一步深化農(nóng)村要素市場(chǎng)改革，打破土地市場(chǎng)、勞動(dòng)力市場(chǎng)、資本市場(chǎng)的壁壘，提高農(nóng)村各生產(chǎn)要素的活躍程度。二是加快推動(dòng)城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程，為農(nóng)村勞動(dòng)力提供更多的非農(nóng)就業(yè)崗位，促進(jìn)農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的充分就業(yè)，增強(qiáng)城市對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的包容度，推進(jìn)農(nóng)民工市民化，以有保障的城市生活降低農(nóng)民對(duì)土地的依賴。三是政府應(yīng)充分發(fā)揮市場(chǎng)配置資源的作用，但仍可出臺(tái)激勵(lì)土地流轉(zhuǎn)的政策引導(dǎo)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)。如在發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的過程中可針對(duì)不同農(nóng)戶的特點(diǎn)，特別是農(nóng)戶長(zhǎng)期外出勞動(dòng)力數(shù)量及其非農(nóng)收入在總收入中的比重，出臺(tái)相應(yīng)的激勵(lì)非農(nóng)業(yè)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的政策。在此過程中，還需重視我國(guó)東中西部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力發(fā)展中基礎(chǔ)性條件的差異，鼓勵(lì)有條件的地區(qū)、有意愿的農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，以此提高農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率?？傊谂嘤滦娃r(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，實(shí)現(xiàn)土地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的戰(zhàn)略規(guī)劃中，政府應(yīng)充分發(fā)揮市場(chǎng)的主體作用，出臺(tái)引導(dǎo)性政策，避免“一刀切”式的行政主導(dǎo)措施。

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(本文責(zé)編：辛城)

A Research on the Effects of Farmers’Part-time Employment on Households’Choices of Land Transfer under the Background of Marketization

ZHANG Jing1，CHENG Yu2，ZHENG Feng-tian1

(1.SchoolofAgriculturalEconomicsandRuralDevelopment，RenminUniversityofChina，Beijing100872，China；2.RuralEconomyResearchDepartment，DevelopmentResearchCentreoftheStateCouncil，Beijing100010，China)

Abstract：Farmlands’transfer is an important way to raise new agricultural business entities and to achieve approapriate agricultural operation scale.Among the research of determinants of land transfer，there’s still controversy on the relationship between households’nonfarm employment and land transfer.This paper used the data of 2012 national survey by Tsinghua University to find that both farmer’s labor part-time degree and income part-time degree will affect farmer’s land transfer behavior significantly and positively；in detail，the greater the ratio of long-term migrate workers in total family labors，the higher the probability that farmers will transfer their land；in addition，farmers whose nonfarm income occupy less than 50% of household total income are not likely to transfer lands，however farmers whose nonfarm income occupy more than 80% are more likely to transfer lands.After using instrumental variable to correct the endogeneity between land transfer and farmer’s part-time degree，the results are still robust.

Key words:part-time degree；land transfer；marketization

中圖分類號(hào)：F321.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-9753(2016)03-0001-12

作者簡(jiǎn)介：張璟(1989-)，女，山東滕州人，中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院博士，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與食品經(jīng)濟(jì)。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)項(xiàng)目“社會(huì)監(jiān)管力量與企業(yè)行為反應(yīng)交互作用機(jī)理：理論與實(shí)證分析——以食品類企業(yè)為例”(71173225)；中國(guó)人民大學(xué)2014年度拔尖創(chuàng)新人才培育資助計(jì)劃。

收稿日期：2015-09-25修回日期：2015-12-31