地權穩(wěn)定性如何影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移
——基于拓展Todaro模型的分析

洪煒杰 胡新艷

(華南農(nóng)業(yè)大學 1.經(jīng)濟管理學院 2.國家農(nóng)業(yè)制度與發(fā)展研究院，廣東 廣州 510642)

一、引言和相關文獻綜述

明確而穩(wěn)定的產(chǎn)權對經(jīng)濟發(fā)展至關重要(Alchian et al.,1973；De Soto，2000)。我國農(nóng)地制度改革從1980年《關于進一步加強和完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)責任制的幾個問題》對家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的肯定，到1984年、1993年將農(nóng)地承包期延長至15年、30年，再到2008年《關于推進農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題》中強調農(nóng)戶農(nóng)地承包經(jīng)營權的長久不變，直至2009年啟動的新一輪農(nóng)地確權試點工作，都旨在強化農(nóng)民的農(nóng)地產(chǎn)權穩(wěn)定性。2013年中央一號文件明確提出“用5年時間基本完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證工作”。新一輪農(nóng)地確權是在既往土地賦權改革成果的基礎上，將每一宗土地的權利明晰地界定給每個權利主體(夏柱智，2013)，且以“產(chǎn)權證”作為權利載體強化農(nóng)民地權穩(wěn)定性。

農(nóng)民持有土地產(chǎn)權的安全性和穩(wěn)定性，會影響勞動力轉移成本、方式與效率(陳會廣 等，2013)，進而影響勞動力轉移的方向。不過，現(xiàn)有文獻關于地權穩(wěn)定性如何影響勞動力非農(nóng)轉移的研究尚未達成一致的觀點。

(一)地權穩(wěn)定性與勞動力非農(nóng)轉移：三種不同的結論

一些學者認為，地權越穩(wěn)定，越會促進農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉移(Yang,1997;Janvry et al.,2015)，這種觀點的分析邏輯是：地權越穩(wěn)定，農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)轉移后面臨的失地風險越小，農(nóng)民就不必因害怕失地而低效率地依附于土地，在高的非農(nóng)就業(yè)收益激勵下會進行非農(nóng)就業(yè)轉移；反之，地權越不穩(wěn)定，農(nóng)民離地離農(nóng)后的失地風險越大，可能會為避免農(nóng)地價值的流失而被迫進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而不是選擇外出務工，從而降低勞動力非農(nóng)轉移的激勵效應。在現(xiàn)實情形中，我國農(nóng)民失地的風險表現(xiàn)在兩個方面：一是在村集體土地重新調整中，離農(nóng)農(nóng)戶的土地有可能被收回； 二是因農(nóng)戶不在農(nóng)村居住、不從事農(nóng)業(yè)，其土地可能被其他人非法侵占(付江濤 等，2016)。劉曉宇等(2008)利用我國農(nóng)戶調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：穩(wěn)定的地權可以有效地促進農(nóng)村勞動力外出打工，而頻繁的土地調整則會降低農(nóng)民離鄉(xiāng)進城的積極性，抑制勞動力的非農(nóng)轉移。Mullan et al.(2011)、Rupelle et al.(2009)利用我國調查數(shù)據(jù)的研究也得出了類似的結論，認為地權不穩(wěn)定導致農(nóng)村勞動力轉移承受較大的失地或換地風險，是阻礙農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的重要原因。Rozelle et al.(1999)認為加強我國農(nóng)村土地租賃市場建設，掃除土地權利流轉的制度障礙，可以使得更多的農(nóng)村勞動力向外轉移。Haberfeld et al.(1999)對印度、Field(2007)對秘魯和 Janvry et al.(2015)對墨西哥的研究同樣表明：頒證確權能促進農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)轉移，釋放出大量的農(nóng)村勞動力。

然而，Yao(2001)和田傳浩等(2004)等指出，土地調整越頻繁，越會促進勞動力非農(nóng)轉移，也就是說，地權不穩(wěn)定反而會促進勞動力非農(nóng)轉移。陳會廣等(2013)對南京市農(nóng)民工的調查研究也支持了上述觀點。土地調整之所以越頻繁越促進農(nóng)民非農(nóng)轉移，最為經(jīng)典的理論闡釋是：土地不定期調整的作用如同對農(nóng)民征收隨機稅(Besley，1995；姚洋，2004)，這是因為地權調整意味著在不可預見的未來，農(nóng)民的土地被拿走時，會一同帶走附著在土地上的中長期投資，所以農(nóng)地調整越頻繁，農(nóng)民投資的預期損失越大，從而降低農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，迫使部分農(nóng)民改變就業(yè)方式，進行非農(nóng)轉移；與之相反，一旦地權變得穩(wěn)定，預期被征“隨機稅”的損失就會相應地減少，由此調動農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，起到抑制勞動力非農(nóng)轉移的作用。

此外，也有學者指出，地權穩(wěn)定性對農(nóng)村勞動力流動的影響與當?shù)氐纳鐣l件密切相關，這是導致土地制度對勞動力轉移影響不一致的重要原因。Schargrodshy et al.(2010)對阿根廷的研究發(fā)現(xiàn)，地權穩(wěn)定性并不會影響勞動力非農(nóng)轉移，原因在于確權前后當?shù)夭⒉淮嬖趯趧恿α鲃酉拗频奶厥庑灾贫纫蛩亍?/p>

(二)基于Todaro模型的農(nóng)村勞動力轉移分析

關于農(nóng)村勞動力轉移的研究，被廣泛接受和運用的是Todaro模型。該模型重點分析了經(jīng)濟因素在人口遷移中的作用，認為城鄉(xiāng)預期收入差距對勞動力轉移決策具有決定性影響(Todaro，1969),為理解我國長期性的大規(guī)模農(nóng)村勞動力流動提供了思路。國內不少學者以改革后我國農(nóng)村勞動力轉移的調查數(shù)據(jù)為基礎，利用Todaro模型進行實證研究，結果表明：城市務工收入是農(nóng)民向城鎮(zhèn)遷移的最大驅動力(李培，2009；中國農(nóng)村勞動力流動課題組，1997)，與就業(yè)收入密切相關的“是否參加社會保險、是否簽訂勞動合同”對農(nóng)民就業(yè)遷移行為也有顯著影響(續(xù)田曾，2010)。

以Todaro模型為基礎的后續(xù)研究，逐步擺脫了側重于經(jīng)濟因素分析的局限，從更廣泛的角度闡釋勞動力轉移的動因和障礙(王春超 等，2009；蔡昉 等，2002；李斌 等，2015)，對Todaro模型進行了進一步的修正。也有學者以Todaro模型為基礎，將農(nóng)村勞動力流動納入國民經(jīng)濟發(fā)展的宏觀背景下，利用國家或區(qū)域層面的時間序列數(shù)據(jù)、面板數(shù)據(jù)展開理論與實證研究(程名望 等，2007；陸銘 等，2011；呂煒 等，2015)。顯然，宏觀層面的研究有利于把握經(jīng)濟發(fā)展因素對勞動力市場發(fā)展影響的規(guī)律，但宏觀層面的勞動力市場發(fā)育是微觀農(nóng)戶生產(chǎn)要素配置決策行為的累積結果，因此關注農(nóng)戶的行為選擇具有基礎作用和關鍵意義。

(三)簡評

已有對土地制度影響的研究仍不充分也未達成一致的觀點，其原因在于地權穩(wěn)定性對農(nóng)民遷移影響存在作用力相反的兩種理論解釋邏輯：一方面，地權越穩(wěn)定，農(nóng)民離地失地的風險越小，從這個角度看，地權穩(wěn)定能夠促進農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)轉移；另一方面，地權越穩(wěn)定，農(nóng)民務農(nóng)因地權問題而導致的隨機損失越小，從這個角度看，地權穩(wěn)定能增加務農(nóng)收益，提高農(nóng)民務農(nóng)激勵，從而削弱農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)轉移。但已有文獻往往僅引入其中一種理論邏輯展開分析，忽略了地權穩(wěn)定性可能同時從兩個方面對勞動力非農(nóng)轉移產(chǎn)生影響，并且更多關注地權穩(wěn)定性是“正向”還是“負向”影響勞動力非農(nóng)轉移，而對于其作用機制缺乏有力的實證檢驗，導致其邏輯推理缺乏微觀證據(jù)的支撐，使得研究結論的說服力不足。

此外，正如前文所說，農(nóng)地確權所提高的地權穩(wěn)定性會如何影響勞動力的非農(nóng)轉移，歸根到底是如何改變務農(nóng)和非農(nóng)之間的相對收益。顯然，這和農(nóng)戶在農(nóng)地確權前的農(nóng)業(yè)稟賦具有密切相關性。對于擁有不同承包地面積和農(nóng)業(yè)固定資本的農(nóng)戶，地權穩(wěn)定性的提高所帶來的農(nóng)業(yè)收入預期不同，這將導致盡管農(nóng)地確權能夠提高農(nóng)地產(chǎn)權的穩(wěn)定性，但是對于不同稟賦特征的農(nóng)戶作用機理具有異質性，而已有文獻對這方面仍然缺乏必要的探討。

鑒于此，本文結合新一輪農(nóng)地確權，把地權穩(wěn)定性對勞動力影響的兩種邏輯納入同一個分析框架，構建拓展的Todaro模型，由此推演地權穩(wěn)定性對勞動力流動的作用機理，并進一步利用調查數(shù)據(jù)進行實證檢驗，試圖回答以下兩個問題：(1)地權穩(wěn)定究竟是激勵勞動力非農(nóng)轉移還是回鄉(xiāng)務農(nóng)？其作用機理如何？(2)對于不同資源優(yōu)勢(資本、土地)的農(nóng)戶是否存在不同的影響？對于上述問題的回答，不僅能夠辨明地權穩(wěn)定性對勞動力的影響機理，在理論研究上具有“求真”的價值，也能進一步明確農(nóng)地制度改革下我國農(nóng)村勞動力的流動趨向，從而為勞動力城鄉(xiāng)流動以及農(nóng)業(yè)轉型發(fā)展的政策選擇提供有針對性的政策建議，在政策實踐上具有“務實”的意義。

二、Todaro模型的拓展模型

(一)Todaro模型的基本形式

Todaro模型認為勞動力轉移決策取決于對城鄉(xiāng)預期收入差距的估計，原始模型可以表達為：

Pu(t)Yu(t)-Yr(t)

]e-rtdt-C(0)

(1)

式(1)中，V(0)是城鄉(xiāng)預期收入差距的貼現(xiàn)值，r是貼現(xiàn)率，Pu(t)是t期農(nóng)村勞動力在城市得到工作的概率，Yu(t)是t期勞動力城市非農(nóng)就業(yè)收入，Yr(t)表示t期勞動力務農(nóng)收入，C(0)是遷移成本。只考慮一期，上式可簡化為：

V=puYu-Yr-C

(2)

務農(nóng)收入(Yr)是農(nóng)產(chǎn)品價格(Pr)和產(chǎn)量(Q)的函數(shù)，設農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)符合C-D函數(shù)，那么農(nóng)村勞動力務農(nóng)收入為：

(3)

式(3)中，Lr、A、K分別代表務農(nóng)勞動力數(shù)量、耕種面積和資本投入量，θ1、θ2、θ3是上述三種投入要素的產(chǎn)出彈性。

(二)納入地權穩(wěn)定性的Todaro模型

(4)

令f(S)=1-h(S)，則f(S)表示扣除地權不穩(wěn)定導致隨機損失后的剩余比例。地權越穩(wěn)定，征收的隨機稅越少，農(nóng)戶務農(nóng)獲得的稅后剩余越多。由此式(4)可簡化為：

(5)

V=puYu-Yr-C-p(S)G(A)

因而，綜合考慮地權穩(wěn)定性對農(nóng)村勞動力流動影響的兩種理論邏輯的Todaro模型為：

(6)

對式(6)求偏導數(shù)可得：

(7)

(三)地權穩(wěn)定性對不同資源特征農(nóng)戶勞動力非農(nóng)轉移的影響

上面的邏輯推導假設農(nóng)戶擁有的資源稟賦是同質的，而實際上，不同農(nóng)戶擁有的資源稟賦是不同的，具有不同的資源優(yōu)勢。對于不同資源稟賦的農(nóng)戶而言，務農(nóng)的收益顯然是不同的。那么，對于具有不同資源特征的農(nóng)戶，地權穩(wěn)定性對其勞動力轉移的影響是否不同？對于農(nóng)戶而言，最重要的生產(chǎn)要素是土地和資本，因此本文從土地、資本兩種要素展開分析。

式(7)對土地求偏導數(shù)可得：

(8)

那么，地權穩(wěn)定性對擁有不同資本稟賦的農(nóng)戶勞動力轉移的收益影響是否有所不同？在式(7)的基礎上，對資本求偏導數(shù)可得：

(9)

可見，農(nóng)地產(chǎn)權穩(wěn)定性如何影響農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉移不可一概而論，在不同社會背景下以及不同要素稟賦下，其影響是不同的，需要謹慎對待?；诖?，本文利用中國九省區(qū)的農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)，結合計量模型對該問題進行實證分析。

三、數(shù)據(jù)來源、模型設置與描述統(tǒng)計

(一) 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于課題組于2015年1—2月進行的全國性大規(guī)模入戶調查。調查采用的是多階段分層隨機抽樣方法。首先，確定樣本省。采用總人口、人均GDP、耕地面積、耕地面積比重、農(nóng)業(yè)人口比重和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重6個社會經(jīng)濟特征指標，通過聚類分析方法將中國31個省(市、區(qū))劃分為三類地區(qū)。按照東部、中部、西部三大地帶并兼顧七大地理分區(qū)，從三類地區(qū)中各抽取3個省區(qū)，其中，東部為廣東、江蘇和遼寧三省，中部為河南、江西和山西三省，西部為寧夏、四川和貴州三省區(qū)。其次，確定樣本縣。按照上述聚類指標，將每個樣本省區(qū)的所有縣采用聚類分析法聚為三類，每類中隨機抽取2個縣展開調查，共調查54個縣。最后，確定樣本鎮(zhèn)、村和農(nóng)戶。在每個縣抽取4個鎮(zhèn)(其中，在廣東省、江西省各抽取10個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn))，每鎮(zhèn)抽取1個村，每村抽取2個自然村，每自然村隨機抽5個農(nóng)戶。調查共發(fā)放問卷2880份，回收問卷2838份，滿足本文分析要求的有效樣本為2704份，有效率為93.89%。本文使用的關鍵變量部分存在缺失值，剔除缺失值后的有效樣本量為2695個。

(二)模型設置與描述統(tǒng)計

設置基本模型如下：

Migrationi=α1+β1Righti+φCVi+εi

其中，i指第i個農(nóng)戶，Migration是本文的因變量，指勞動力非農(nóng)轉移，Right指地權穩(wěn)定性，CV是其他控制變量，ε是殘差項，其他為待估參數(shù)。

被解釋變量：非農(nóng)就業(yè)比例。參考仇童偉等(2017)、Mullan et al.(2011)的做法，以農(nóng)戶勞動力中非農(nóng)就業(yè)比例增減來衡量農(nóng)戶勞動力非農(nóng)轉移。

核心解釋變量：地權穩(wěn)定性。新一輪農(nóng)地確權是在既往土地賦權改革成果的基礎上，從技術上將每一宗土地的權利義務明晰地界定給每個權利主體(夏柱智，2013)，且以“產(chǎn)權證”作為權利載體進一步強化農(nóng)民地權穩(wěn)定性，所以本文以農(nóng)地確權衡量地權穩(wěn)定性。農(nóng)地是否確權代表農(nóng)地產(chǎn)權是否穩(wěn)定，是則賦值為1，否則賦值為0。值得注意的是，本文在模型中也加入了土地調整變量，通過觀察該變量的作用方向，為農(nóng)地確權的作用效果提供佐證。

控制變量：稟賦特征、農(nóng)業(yè)政策、村莊特征、家庭特征。其中，農(nóng)業(yè)政策用是否有種糧補貼衡量；稟賦包括農(nóng)地稟賦(承包地面積)、資本稟賦(農(nóng)業(yè)資本價值)、勞動力稟賦(家庭勞動力總數(shù))；農(nóng)業(yè)政策以種糧補貼衡量；村莊特征包括到縣城時間、所在地區(qū)發(fā)展水平、所在村莊農(nóng)業(yè)比重；家庭特征則包括人口結構情況。具體各變量賦值和基本情況見表1。

表1 變量設置與描述性統(tǒng)計

注：變量觀測值為2695，確權組的觀測值為1450，非確權組的觀測值為1245；Diff=確權組均值-非確權組均值。

由表1可知，確權組非農(nóng)就業(yè)比例的均值為0.363，非確權組的非農(nóng)就業(yè)比例為0.392， 非確權組的非農(nóng)就業(yè)比例多于確權組。但是應該注意到，控制變量存在不同程度的組間差異，這說明確權組和非確權組非農(nóng)就業(yè)比例的組間差異可能是由于其他控制變量的不同所導致，而非簡單地由確權帶來的地權穩(wěn)定性而引起的，所以需要進一步采用計量模型進行回歸分析，以保證結論的嚴謹性。

四、模型結果及其分析

(一) 地權穩(wěn)定性對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移的總體影響

1.基準回歸

地權穩(wěn)定性與農(nóng)村勞動力轉移的模型估計結果見表2。模型1-1未納入家庭特征變量和區(qū)域變量；模型1-2在模型1的基礎上控制了家庭變量；模型1-3在模型2的基礎上控制了東中西三大地帶的區(qū)位虛擬變量。由于被解釋變量非農(nóng)就業(yè)比例介于0到1之間，是典型的雙受限數(shù)據(jù)，所以采用Tobit模型進行估計。

表2 地權穩(wěn)定性對農(nóng)村勞動力流動的影響(Tobit)

注：*、**、***分別表示相關系數(shù)在0.1、0.05、0.01水平下顯著。

根據(jù)表2的計量結果，可以得到如下結論：

(1)地權穩(wěn)定性提高會激勵農(nóng)戶務農(nóng)，抑制勞動力的非農(nóng)轉移。從表2可知，模型1-1、模型1-2和模型1-3的系數(shù)分別為-0.046、-0.042和-0.041，且在10%的水平上顯著。這表明，地權穩(wěn)定性提高會減少農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)比例，即新一輪農(nóng)地確權帶來的地權穩(wěn)定性的提高會激勵部分從事非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)民返鄉(xiāng)務農(nóng)。從上述計量結果可知，地權穩(wěn)定性提高的影響主要表現(xiàn)為對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資產(chǎn)生“保證效應”，即農(nóng)民認為自己的地權更有保障，穩(wěn)定了農(nóng)戶的生產(chǎn)投資收益預期，由此激勵農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資行為，抑制勞動力非農(nóng)轉移。

上述計量結果支持了“地權越不穩(wěn)定，越促進農(nóng)戶非農(nóng)轉移”的觀點。從現(xiàn)行法律規(guī)定看，農(nóng)民在非農(nóng)就業(yè)轉移后是否會失去土地，以其戶口是否轉為城市戶口為標準。然而，在現(xiàn)行的城鄉(xiāng)戶籍制度安排下，一方面城市化的各種體制障礙一時很難消除，農(nóng)民在短時間內要獲得城市戶口是困難的(呂文靜，2014；陸銘 等，2014)；另一方面農(nóng)村戶口與農(nóng)村集體分紅福利相關聯(lián)，農(nóng)民非農(nóng)轉移后為了依然享受農(nóng)村集體分紅等福利，也往往不愿意放棄農(nóng)村戶口(盛亦男，2014)。這表明我國農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)轉移后是否失地并非僅受地權穩(wěn)定性影響。但是，地權不穩(wěn)定必然會導致農(nóng)戶的中、長期投資沉淀損失以及衍生出生產(chǎn)調整的成本(許慶 等，2005)，從而影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的積極性與效率(Wen，1995)。

眾所周知，農(nóng)地調整是在農(nóng)戶之間重新分配土地，即只有在農(nóng)地調整中農(nóng)戶才可能失去土地。然而，計量結果顯示，土地調整的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，這說明現(xiàn)階段地權不穩(wěn)定會提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)后的失地風險并非普遍事實。從地權穩(wěn)定性對農(nóng)村勞動力轉移影響的兩種作用邏輯看，地權不穩(wěn)定更多表現(xiàn)為降低農(nóng)戶務農(nóng)投資的“保證效應”，從而產(chǎn)生對務農(nóng)勞動力的擠出效應，這對于吸引更多的勞動力參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有積極作用。

(2)控制變量的影響。家庭擁有的農(nóng)業(yè)資本價值越多，務農(nóng)收益可能越高，從而起到激勵務農(nóng)、抑制非農(nóng)轉移的作用。在經(jīng)營面積不變的情況下，越多的勞動力意味著務農(nóng)勞動力邊際收益的降低，從而導致更多勞動力非農(nóng)就業(yè)提高收益。這說明，農(nóng)民家庭勞動力選擇務農(nóng)還是非農(nóng)就業(yè)，主要是基于收益成本考慮的，在一定程度上也佐證了農(nóng)地產(chǎn)權穩(wěn)定性對勞動力遷移的影響機理在于減少了因農(nóng)地調整而產(chǎn)生的“隨機稅”損失，從而起到激勵農(nóng)戶務農(nóng)、抑制非農(nóng)轉移的作用。種糧補貼系數(shù)為負，在1%的水平上顯著，表明種糧補貼能夠增加農(nóng)戶務農(nóng)的收益，提高務農(nóng)的積極性，抑制農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)轉移。到縣城時間系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，可能的原因是是離縣城越邊遠，對農(nóng)產(chǎn)品市場價格信息的獲取越困難，導致價格偏低，務農(nóng)收益差，從而促使農(nóng)民工選擇非農(nóng)就業(yè)。村莊農(nóng)業(yè)占比越高，越易形成橫向規(guī)模效應，務農(nóng)越多，非農(nóng)就業(yè)越低。此外，初中及以下學歷的人數(shù)越多，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)比例越小，這表明在城市產(chǎn)業(yè)結構升級轉型過程中，對低學歷勞動力的就業(yè)排斥效應日益加大。女性勞動力越多，家庭非農(nóng)就業(yè)比例越低，從側面反映了務農(nóng)勞動力的女性化現(xiàn)實問題。

2.機制檢驗

上文計量結果顯示，地權穩(wěn)定性的提高主要是通過提高農(nóng)戶對農(nóng)地的投資激勵，從而抑制勞動力非農(nóng)轉移?；诖?，先分析地權穩(wěn)定性如何影響農(nóng)戶的農(nóng)地投資意愿(模型2-1)，進而將農(nóng)地投資意愿加入到模型1-3中(模型2-2)，觀察地權穩(wěn)定性系數(shù)的變化。

模型2-1顯示，地權穩(wěn)定性的系數(shù)為0.129，在1%的水平上顯著，說明地權穩(wěn)定性的提高能夠顯著提高農(nóng)戶的農(nóng)地投資意愿。模型2-2顯示，農(nóng)地投資意愿的系數(shù)為-0.038，在1%的水平上顯著，說明隨著農(nóng)地投資意愿的提高，非農(nóng)轉移的比例降低。地權穩(wěn)定性的系數(shù)變得不顯著，說明農(nóng)地投資意愿起到完全中介作用，地權穩(wěn)定性通過影響農(nóng)戶的農(nóng)地投資激勵從而影響勞動力非農(nóng)轉移，上文討論的機制是成立的。

表3 地權穩(wěn)定性對勞動力的作用機制分析

注：*、**、***分別表示相關系數(shù)在0.1、0.05、0.01水平下顯著；農(nóng)地投資意愿從很低到很高采用5級量表。

(二)地權穩(wěn)定性對農(nóng)戶勞動力轉移的異質性影響

1.對不同土地資源特征農(nóng)戶勞動力轉移的影響

這部分考察農(nóng)地地權穩(wěn)定性對于擁有不同土地規(guī)模的農(nóng)戶勞動力轉移影響。 為了回答該問題，在計量模型中加入了“地權穩(wěn)定性×承包地面積”的交互項，進而通過交互項的系數(shù)符號及其顯著性進行甄別。

表4中模型3-1是在表2的模型1-3的基礎上，加入了“地權穩(wěn)定性×承包地面積”的交互項。從計量結果中可知，交互項的系數(shù)顯著為負，這說明隨著承包地面積的增加，地權越穩(wěn)定越能夠激勵勞動力務農(nóng)。這是因為承包地越多，如果地權不穩(wěn)定，意味著農(nóng)戶被征收的隨機稅損失越多。相反，隨著農(nóng)地產(chǎn)權變得穩(wěn)定，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資預期變得穩(wěn)定，會激勵其進行長期投資。特別地，承包地越多，長期投資收益可能越高，越可能激勵勞動力務農(nóng)。實際上，這和表2計量結果的理論邏輯是一致的，說明我國地權不穩(wěn)定主要影響的是農(nóng)戶的務農(nóng)收益，而離地失地風險相對較小。離地失地風險并非是影響勞動力流動的主要因素。

表4 不同稟賦下地權穩(wěn)定性對勞動力流動的影響

注：*、**、***分別表示相關系數(shù)在0.1、0.05、0.01水平下顯著。

2.對不同資本稟賦特征農(nóng)戶勞動力轉移的影響

從上文數(shù)理推導可知：地權穩(wěn)定性對擁有資本優(yōu)勢農(nóng)戶勞動力非農(nóng)轉移起抑制作用。為了驗證這種作用邏輯，在表2的模型1-3的基礎上，加入“農(nóng)地權穩(wěn)定性×農(nóng)業(yè)資本價值”的交互項。從理論上來說，如果“地權穩(wěn)定性×農(nóng)業(yè)資本價值”交互項的系數(shù)為負，則上述結論可以得到驗證。從表4的模型3-2的計量結果可知，“地權穩(wěn)定性×農(nóng)業(yè)資本價值”交互項系數(shù)為-0.062，在1%的水平上顯著。這表明，隨著農(nóng)戶能夠獲得的農(nóng)業(yè)資本價值的增加，地權穩(wěn)定性更能夠激勵其參與務農(nóng)，起到抑制非農(nóng)就業(yè)轉移的作用。

實際上，觀察表4的模型3-1、模型3-2的計量結果不難發(fā)現(xiàn)，在加入交互項之后，地權穩(wěn)定性的系數(shù)變得不再顯著，這說明對于承包地少、農(nóng)業(yè)資本少的農(nóng)戶，地權穩(wěn)定性對農(nóng)村勞動力轉移不存在顯著影響，并不會顯著激勵其務農(nóng)。因為在該情況下，農(nóng)戶受到務農(nóng)資源有限的約束，地權穩(wěn)定性的提高帶來的務農(nóng)邊際收益并不多，對其務農(nóng)激勵作用小。

總之，地權穩(wěn)定性對具有土地、資本稟賦優(yōu)勢的農(nóng)戶務農(nóng)激勵影響較大，即會強化地權穩(wěn)定性對于農(nóng)戶勞動力非農(nóng)轉移的抑制效應，形成更顯著的返鄉(xiāng)務農(nóng)激勵效應。這是因為具有資本和土地稟賦優(yōu)勢的農(nóng)戶，地權穩(wěn)定性提高帶來的務農(nóng)邊際收益更多，從而會抑制勞動力非農(nóng)轉移，激勵其進入農(nóng)業(yè)領域就業(yè)。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.模型設置問題

利用不同計量方法檢驗估計結果的穩(wěn)健性。模型4-1采用OLS進行回歸分析，模型4-2考慮到非農(nóng)就業(yè)比例是一個介于0到1的連續(xù)變量，是典型的分數(shù)變量，因而采用分數(shù)logit回歸模型(Fractional Logit Regression，F(xiàn)LR)進行回歸分析(模型4-2)(伍德里奇，2015)。表5中模型4-1和模型4-2的計量結果顯示，采用OLS、FLR回歸的結果與表2模型結論基本一致。

注：*、**、***分別表示相關系數(shù)在0.1、0.05、0.01水平下顯著；模型4-3第一階段回歸系數(shù)為0.539***，利用2sls回歸顯示DWH為13.43***，第一階段F值為242.577***。

2.內生性問題

由于模型能夠控制的變量有限，所以可能因為遺漏重要變量問題，而使得地權穩(wěn)定性和非農(nóng)就業(yè)之間存在內生性。利用同縣其他鎮(zhèn)農(nóng)地確權比例作為工具變量進行回歸，該工具變量代表縣級相關部門對確權政策執(zhí)行的徹底性，和自變量是相關的，符合相關性原則；其他鎮(zhèn)農(nóng)地確權情況和該農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)不直接相關，故符合排他性原則，因此工具變量選擇是合適的。

模型4-3利用IV-Tobit進行回歸，第一階段回歸結果顯示，工具變量的系數(shù)為0.539，在1%的水平上顯著，說明同一個縣其他鎮(zhèn)農(nóng)地確權比例越高，樣本農(nóng)戶被確權的可能性也越高，符合邏輯預期。第一階段F為242.577，遠遠大于經(jīng)驗值10，說明該工具變量不是弱工具變量，且DWH也顯示有使用工具變量的必要。從模型4-3的計量結果看，地權穩(wěn)定性的系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，這和基準回歸的結論是一致的。所以在考慮內生性后，本文的基本結論依舊穩(wěn)健。

五、結論與討論

我國目前既正處于深化農(nóng)村土地制度改革的轉型期，也處于推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重要階段。闡明目前正在推進的農(nóng)地確權對勞動力轉移的影響，能為我國勞動力要素市場發(fā)展以及城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展提供決策支持。本文納入土地制度變量，把地權穩(wěn)定性對勞動力非農(nóng)轉移影響的兩種作用邏輯納入同一個分析框架，并引入農(nóng)戶資源稟賦的異質性條件，構建拓展的Todaro模型，分析農(nóng)地產(chǎn)權穩(wěn)定性對農(nóng)村勞動力轉移的影響，研究表明：

總體而言，地權穩(wěn)定性的提高會抑制農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)轉移。其作用機理在于地權穩(wěn)定性提高可以減少農(nóng)戶被征收農(nóng)業(yè)隨機稅的損失預期，有利于農(nóng)戶務農(nóng)增收而且收入更有保障，由此激勵農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資積極性。

地權穩(wěn)定性提高對于具有異質性土地、資本稟賦的農(nóng)戶勞動力非農(nóng)就業(yè)轉移影響存在差異。具體而言，地權穩(wěn)定性提高會顯著激勵具有土地、資本稟賦優(yōu)勢的農(nóng)戶返鄉(xiāng)務農(nóng)。

本文研究結論具有重要的政策含義：

農(nóng)地確權政策實施所帶來的地權穩(wěn)定性提高，會激勵農(nóng)戶的務農(nóng)生產(chǎn)投資行為，能在一定程度上緩解目前我國普遍擔憂的“誰來種田”問題。隨著農(nóng)地制度改革的不斷深入，事實上因地權不穩(wěn)定而導致農(nóng)戶離農(nóng)失地風險已經(jīng)得到有效抑制，地權穩(wěn)定性的提高更多通過提高農(nóng)戶的投資意愿激勵其務農(nóng)。所以，對于農(nóng)地確權會擠出農(nóng)村勞動力的擔憂是多余的。

農(nóng)地確權政策所帶來的地權穩(wěn)定性提高，對異質性稟賦優(yōu)勢的農(nóng)戶具有不同影響，有利于深化農(nóng)戶就業(yè)分工，促使城市化與農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的協(xié)調推進。農(nóng)地確權政策帶來的產(chǎn)權穩(wěn)定性激勵具有農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢的農(nóng)戶返鄉(xiāng)務農(nóng)，向農(nóng)業(yè)領域分配更多勞動力，有利于深化農(nóng)村勞動力基于資源稟賦優(yōu)勢的農(nóng)內、農(nóng)外的就業(yè)分工。一方面，通過激勵具有農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢的農(nóng)戶返鄉(xiāng)務農(nóng)，推動我國農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營發(fā)展；另一方面，引導不具有農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢的農(nóng)戶更多地進行非農(nóng)轉移，支持城市化發(fā)展。同時，通過“人動帶動地動”，為農(nóng)地流轉及其農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營提供更多的機會空間。