張　璟,程　郁,鄭風田

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

2.國務院發(fā)展研究中心　農(nóng)村經(jīng)濟研究部,北京　100010)

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市場化進程中農(nóng)戶兼業(yè)對其土地轉(zhuǎn)出選擇的影響研究

張璟1,程郁2,鄭風田1

(1.中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院,北京100872；

2.國務院發(fā)展研究中心農(nóng)村經(jīng)濟研究部,北京100010)

摘要：農(nóng)地流轉(zhuǎn)是培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營的必經(jīng)之路。在影響土地流轉(zhuǎn)因素的研究中，農(nóng)戶兼業(yè)對其土地流轉(zhuǎn)的影響被長期關注但仍存爭議。本文利用2012年清華大學全國“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，總體來看，農(nóng)戶勞動力兼業(yè)水平和收入兼業(yè)水平對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為有正向影響，具體表現(xiàn)為農(nóng)戶家庭常年在外務工勞動力比重越高，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，估計結果依然穩(wěn)健。

關鍵詞：兼業(yè)化;土地轉(zhuǎn)出;市場化進程

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，中國的市場化進程不斷加深，農(nóng)村土地市場呈現(xiàn)出土地流轉(zhuǎn)不斷活躍的態(tài)勢，如2014年全國總體農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)率已超15%，江蘇、浙江等發(fā)達省份更是在50%以上[1]。與此同時，中央提出培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，促進農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的戰(zhàn)略決策，而土地流轉(zhuǎn)正是實現(xiàn)這一戰(zhàn)略目標的重中之重。

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)、家庭勞動力稟賦、土地稟賦、社會保障及外部制度約束等方面進行解釋[2-4]，但就農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對其土地轉(zhuǎn)出的影響問題學界仍然存在爭議，且針對二者之間的內(nèi)生性問題仍需更多的方法和數(shù)據(jù)進行相應的處理。基于此，本文利用清華大學中國農(nóng)村研究院2012年進行的全國“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)，對市場化進程中農(nóng)戶兼業(yè)程度與其土地轉(zhuǎn)出之間的關系進行實證檢驗。文章可能有的貢獻一是將農(nóng)戶的兼業(yè)化水平按照勞動力外出務工人數(shù)和農(nóng)戶非農(nóng)收入比重進行量化，以對農(nóng)戶兼業(yè)程度對其土地轉(zhuǎn)出的影響進行更為細致的研究；二是本文嘗試運用工具變量法對農(nóng)戶兼業(yè)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出選擇之間的內(nèi)生性問題進行處理，并以此為研究結果做穩(wěn)健性檢驗。

文章的結構安排如下：第二部分是文獻綜述和研究假說；第三部分是本文的實證模型，第四部分介紹所用數(shù)據(jù)，第五部分給出分析結果，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論，并據(jù)此提出相應的政策建議。

二、文獻綜述與研究假說

(一)文獻綜述

對農(nóng)戶兼業(yè)化與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出問題的研究實質(zhì)是在討論農(nóng)村勞動力市場與土地市場之間的影響關系。首先，關于勞動力市場對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的研究有很多，如姚洋探討了非農(nóng)就業(yè)結構和土地租賃市場發(fā)育之間的關系，運用條件Logit模型得出農(nóng)村土地租賃市場不活躍與勞動力市場受限有關[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，證明了外出務工對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)有正向影響[4]。其他研究，如Deininger和Jin，鐘甫寧等也驗證了非農(nóng)就業(yè)機會的正向影響[5-6]。但也有學者認為，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)并不一定會帶來農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)。如錢忠好認為農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)土地取決于家庭擁有的初始土地資源、家庭勞動者的勞動能力、農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的綜合比較利益，他認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，面對仍存爭議的研究現(xiàn)狀，探討農(nóng)戶兼業(yè)對其土地流轉(zhuǎn)的影響依然具有理論意義。

更值得一提的是，也有學者反向討論農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶非農(nóng)勞動力就業(yè)的影響，如Yang指出中國農(nóng)村土地市場的缺失會降低兼業(yè)農(nóng)戶的地租收入，這種制度安排會給農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)設置障礙，帶來了工農(nóng)業(yè)勞動力工資的扭曲，導致了農(nóng)業(yè)勞動力的誤配(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，對農(nóng)村勞動力市場和土地市場關系的研究存在一個聯(lián)立性問題，即二者可能存在互為因果的關系[9]。Kung利用1999年中國農(nóng)業(yè)部在6省進行的農(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，研究結果認為非農(nóng)勞動力市場的出現(xiàn)是農(nóng)村土地市場活躍的催化劑[9]。

第三，還有許多學者從農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿的角度對兼業(yè)化或者非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的關系進行研究[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。而本文的目標主要是探討農(nóng)戶兼業(yè)化程度對農(nóng)戶真實土地轉(zhuǎn)出行為的影響。

綜上所述，當前針對農(nóng)村勞動力市場和農(nóng)地市場問題的研究主要在兩個方面展開，分別為農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響，及勞動力市場與農(nóng)村土地市場發(fā)育的互動關系，但現(xiàn)有的文獻仍缺乏直接對農(nóng)戶的兼業(yè)化程度進行衡量，繼而對農(nóng)戶的兼業(yè)化程度與其土地轉(zhuǎn)出行為之間的關系進行實證檢驗的研究。在已有的實證研究中還存在著調(diào)查數(shù)據(jù)時間較早，樣本往往只涉及個別省份，缺乏近期的有全國代表性的調(diào)查數(shù)據(jù)等問題；進一步地，除了黃季焜等、 Kung、Yao等研究對模型的內(nèi)生性問題進行了相應處理外，也少有研究對二者之間的內(nèi)生性進行相應的討論[4，9，11]?；诖?，本文使用2012年清華大學中國農(nóng)村研究院全國“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶非農(nóng)勞動力*由于缺少農(nóng)戶勞動力從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)勞動力準確的勞動時間，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，并對農(nóng)戶兼業(yè)化對其土地轉(zhuǎn)出的影響進行實證檢驗。本文還關注了市場化進程對農(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、市場化進程的不斷加深，越來越多的農(nóng)村勞動力外出就業(yè)，以“半工半農(nóng)”為特點的農(nóng)戶兼業(yè)化成為中國農(nóng)業(yè)經(jīng)營的典型特征。一般而言，隨著兼業(yè)化程度的提高，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和土地依賴的程度會下降，因而轉(zhuǎn)出土地的意愿會提高。但是，也有研究指出，對農(nóng)民而言，土地作為社會保障的替代物，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)可能是為了彌補農(nóng)業(yè)收入不足，當農(nóng)戶為Ⅰ兼農(nóng)戶時，即非農(nóng)收入還不足以超過農(nóng)業(yè)收入時，他們不愿意也不能夠放棄土地。基于此，本文提出以下兩個研究假說：

假說1：隨著市場化進程的推進，外出務工的農(nóng)村勞動力增多，而農(nóng)戶的勞動力兼業(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影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的可能性，當農(nóng)戶為Ⅱ兼農(nóng)戶時，即當農(nóng)戶非農(nóng)收入比重超過農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入比重時，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的可能性會提高。

三、模型設定

在實證研究中，Logit 模型可直接預測到觀測值相對于某一事件的發(fā)生概率，因而研究者常用Logit 模型估計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系。其基本回歸模型如下：

上式中z=β0+β1x1+β2x2+…..βpxp，p為自變量個數(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)項和系數(shù)。模型的基本估計式為：

lnPi/(1-Pi) =α+βZi+μ

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

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)戶的勞動力兼業(yè)水平，即家庭兼業(yè)勞動力占家庭總勞動力的比重，農(nóng)戶兼業(yè)勞動力占比越高，則該農(nóng)戶的勞動力兼業(yè)化水平越高；進一步地，考慮到農(nóng)戶家庭內(nèi)部單個勞動力兼業(yè)時間也是勞動力兼業(yè)化水平的一個標志，因此本文又選擇農(nóng)戶家庭常年在外打工的勞動力數(shù)量與家庭總勞動力的比重構建農(nóng)戶常年兼業(yè)水平的指標，并以此為自變量進行回歸分析，亦可對方程(1)的穩(wěn)健性進行檢驗。上述兩個勞動力兼業(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)營權證(1=有，0=沒有)、性別(1=男，0=女)、年齡、受教育水平(1=未上過學，2=小學，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)、各省份市場化指數(shù)[14]等控制變量。選擇比樣本調(diào)查時間滯后五年的市場化指數(shù)的原因在于考慮到地區(qū)市場化程度對農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的影響一般有時間滯后性。μ表示隨機擾動項。為了檢驗方程(1)估計結果的穩(wěn)健性，本文將采用逐步加入控制變量的方法，對農(nóng)戶兼業(yè)化與其土地轉(zhuǎn)出之間的關系進行檢驗，重點驗證假說1。

方程(2)中，因變量及其他控制變量與方程(1)的設定相同，其中重點考察的變量是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)。本文以此對農(nóng)戶的非農(nóng)收入水平對其土地轉(zhuǎn)出之間的關系進行檢驗，重點驗證假說2。

四、數(shù)據(jù)

本研究使用的數(shù)據(jù)為2012年清華大學中國農(nóng)村研究院舉行的中國“百村調(diào)查”數(shù)據(jù)，該調(diào)查在全國23個省進行，抽取了共計5165戶農(nóng)村家庭進行調(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%。對于勞動力兼業(yè)化程度，本文使用非農(nóng)勞動力數(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)勞動力)與農(nóng)戶家庭勞動力總數(shù)的比值，以及農(nóng)戶常年外出務工勞動力數(shù)量與農(nóng)戶家庭勞動力總數(shù)的比重；對于收入兼業(yè)化程度，本文按照統(tǒng)計局的標準將其劃分為農(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)類型按照國家統(tǒng)計局對農(nóng)戶類型的指標定義分為農(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，設置“是否有土地轉(zhuǎn)出”的啞元變量；對于農(nóng)戶的勞動力稟賦，以農(nóng)戶家庭勞動力數(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)營權證作為代理變量；對于地區(qū)變量，按照國家統(tǒng)計局對東中西部省份的劃分，對樣本省進行了分類；市場化程度使用樊綱、王小魯、朱恒鵬的中國市場化指數(shù)計算[14]。表1給出了計量模型所涉及變量的描述性統(tǒng)計。

隨著市場化進程的推進，農(nóng)戶勞動力兼業(yè)現(xiàn)象成為一種長期趨勢。當前，農(nóng)村土地的經(jīng)營方式已經(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)營方式。與此同時，不同土地經(jīng)營方式的農(nóng)戶，其兼業(yè)化程度也呈現(xiàn)出不同的特點。

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)勞動力占比為58.38%；土地部分轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其兼業(yè)勞動力占比為86.14%，比自種農(nóng)戶高出27.76個百分點；而土地全部轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其兼業(yè)化程度達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86.69%。由此可以看出，有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，其勞動力兼業(yè)化程度都很高，而有土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶勞動力兼業(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，其勞動力兼業(yè)程度為83.31%，比未轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化程度高出30.96個百分點；中部地區(qū)有土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶的勞動力兼業(yè)化程度最高，達88.78%，比未轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶高18.46個百分點；東部地區(qū)有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化水平為85.92%，未轉(zhuǎn)出土地農(nóng)戶的勞動力兼業(yè)化水平為63.52%，二者相差22.4個百分點。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)計性描述

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

圖1　不同土地經(jīng)營方式的農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化水平對比資料來源：清華大學中國農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

不同的土地稟賦和勞動力稟賦也會影響農(nóng)戶的兼業(yè)化水平。家庭的人均耕地面積能夠反映一個農(nóng)戶擁有土地資源的豐裕情況，本文中該指標是由農(nóng)戶2011年經(jīng)營的土地面積除以農(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。五組對應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個百分點。這表明在農(nóng)戶勞動力稟賦和土地稟賦配置不協(xié)調(diào)，導致農(nóng)戶人均耕地規(guī)模較小時，農(nóng)戶往往會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)戶的勞動力兼業(yè)化水平對比資料來源：清華大學中國農(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，缺少勞動力成為農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的第二個主要原因，這表明勞動力稟賦會影響農(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，而不會種地和土地轉(zhuǎn)出租金較高這兩個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)戶的勞動力兼業(yè)化程度對比資料來源：清華大學中國農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

缺少勞動力種地辛苦轉(zhuǎn)出租金高種地不賺錢不會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，其外出務工的收入水平。這里的外出務工收入是以農(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，東中西部內(nèi)部比較，有土地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶其務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，其務工收入都呈現(xiàn)出由西向東逐步遞增的趨勢，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)戶的務工收入對比 (單位：元)資料來源：清華大學中國農(nóng)村研究院2012年“百村調(diào)查”。

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

五、模型估計結果

上文的描述統(tǒng)計給出了農(nóng)戶土地經(jīng)營方式與農(nóng)戶兼業(yè)水平的直觀展示，而本部分通過計量分析，進一步給出農(nóng)戶勞動力和收入兼業(yè)化對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響的估計結果，參見表3。表3第(1)至(4)列是對模型(1)進行估計的結果，第(5)、(6)列是對模型(2)進行估計的結果。首先，我們控制了前期文獻提及的主要變量，表3第(1)列是控制了農(nóng)戶的勞動力稟賦、土地稟賦、外部制度約束，以及人口學特征變量后，農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響的估計結果。從中可以看出，農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化程度對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出有顯著的正向影響，農(nóng)戶兼業(yè)勞動力的比重提高一個百分點，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的概率可以提高1.592個百分點；另外農(nóng)戶的勞動力稟賦在5%的水平上顯著為負，這說明農(nóng)戶家庭的勞動力越多，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。在個體變量部分，性別變量在10%的水平上顯著為負，這表明如果被訪者為男性，且在家務農(nóng)的情況下，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率會降低；年齡的一次項顯著為負，年齡的二次項顯著為正，這說明被訪者在家務農(nóng)且為中年人的情況時，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率會降低；但受教育水平指標不顯著。

考慮到我國東中西部地理和經(jīng)濟發(fā)展狀況的差異，為了檢驗勞動力兼業(yè)對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出影響的穩(wěn)健性，本文繼續(xù)加入地區(qū)變量對模型(1)進行重新估計。表3中第(2)列是加入所屬地區(qū)后的估計結果，此時農(nóng)戶兼業(yè)化程度對其土地轉(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地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平有關。于是在第(3)列中加入了各省的市場化指數(shù)，估計結果顯示，此時農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化程度對其土地轉(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，市場化程度指標顯著為正，這表明從各省情況來看，市場化程度越高的省份，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”推動農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)具有現(xiàn)實可行性；同時，所屬地區(qū)變量顯著為負，這表明控制了市場化水平后，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)勞動力比重作為農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化程度的代理變量，回歸后發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化程度對其土地轉(zhuǎn)出的影響依然在1%的水平上顯著為正，這表明模型的估計結果比較穩(wěn)健，因而能夠說明，從總體來看，農(nóng)民的勞動力兼業(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，為了更進一步地探討農(nóng)戶收入兼業(yè)化程度對其土地轉(zhuǎn)出的影響，以及何種非農(nóng)收入水平農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的可能性會提高等問題，本文對模型(2)進行估計，結果見表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，估計結果與模型(1)的結果一致；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)類型為關鍵控制變量的估計結果，其中兼業(yè)類型為虛擬變量，對照組為農(nóng)業(yè)戶。由(6)的結果可知，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，這說明當農(nóng)戶的非農(nóng)收入占比低于農(nóng)戶總收入的50%時，外出務工充當?shù)慕巧嗟氖寝r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的補充，在這一階段，農(nóng)戶不會輕易轉(zhuǎn)出自己的土地；同時，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，這表明當農(nóng)戶的非農(nóng)收入占家庭總收入的比重超過80%時，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，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性會顯著提高，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)化對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響

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

數(shù)據(jù)來源：清華大學中國農(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)，對農(nóng)戶兼業(yè)與其土地轉(zhuǎn)出之間的內(nèi)生性問題進行探討。文章選擇的工具變量為樣本村的平均受教育水平，認為這一變量適宜做個體農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化程度的工具變量的理由如下：第一，宏觀層面的村級平均受教育水平與農(nóng)戶個體層面的土地是否轉(zhuǎn)出的選擇具有較強的外生性，即沒有理由認為宏觀層面的村級受教育水平會影響到個體農(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)戶勞動力兼業(yè)比重有較強的相關性，如牛建林發(fā)表在《中國人口科學》上的研究結果表明，一個區(qū)縣農(nóng)村學齡人口的外出務工現(xiàn)象通過吸引和示范作用，使更多的同齡人提早結束教育，加入務工隊伍，且與完成義務教育者相比，初中輟學者更有可能外出務工[15]?；诖?，我們可以認為，從長期來看，村級平均受教育水平越低，則該村勞動力外出打工的可能性越高，農(nóng)戶勞動力兼業(yè)程度高的可能性越大，也就是村級受教育水平與農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化程度存在負向關系，而表5中的工具變量與內(nèi)生變量的相關性檢驗在1.2%的水平上顯著為負也即對此關系進行了實證驗證。工具變量的詳細數(shù)據(jù)參見表4。

在使用工具變量之前，應對弱工具變量問題進行檢驗。關于連續(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提出了檢驗方法并給出了檢驗標準[16]。然而，Nichols指出，該方法和標準并不適用于受限性因變量[17]。不幸的是，目前并沒有一個有效的方法對受限性因變量的弱工具變量問題進行檢驗[18]。因此，本文借鑒阮榮平等處理二值因變量IV_Probit的方法，在進行弱工具變量檢驗時通過第一階段工具變量對內(nèi)生變量的顯著性來對此問題做一個初步判斷[18]。從表5第一階段的回歸結果看，村級平均受教育水平對農(nóng)戶兼業(yè)勞動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重*表4中Probit模型估計參數(shù)的標準誤為0.1，IV_Probit模型估計參數(shù)的標準誤為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，由此認為該變量的弱工具變量問題可能不太嚴重。。進而，本文使用村級平均受教育水平作為工具變量，采用IV_Probit最大似然估計法，對兼業(yè)化與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出進行回歸，在此，回歸模型的沃爾德檢驗結果P值約為0.1，故可在10%的水平上認為農(nóng)戶勞動力兼業(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，回歸結果顯示農(nóng)戶兼業(yè)勞動力占比對農(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模型的回歸結果相一致。接著，本文針對工具變量與內(nèi)生變量進行IV_Probit第一階段回歸，結果顯示工具變量村級平均受教育水平對于內(nèi)生變量兼業(yè)勞動力占比具有較強的解釋力，回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為負，這表明村級整體的受教育水平越低，農(nóng)戶兼業(yè)勞動力的占比越高，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束教育，加入務工隊伍，比如許多年輕人初中畢業(yè)即外出打工，進而使得整體受教育水平較低的村莊兼業(yè)勞動力比重高的概率增加。在第一階段回歸后可得到內(nèi)生解釋變量對工具變量的擬合值，繼而用被解釋變量對第一階段回歸的擬合值進行第二階段回歸，得出的結果顯示農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出依然在1%的水平有顯著的正向影響，該結果與上文Probit和Logit的回歸結果一致，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)化對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出依然具有顯著的正向影響。

七、主要結論及建議

當前，我國農(nóng)村市場化進程不斷加深，農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為未來培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體、實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營的必經(jīng)之路。在促進土地流轉(zhuǎn)的過程中可以采用制度性的政策方法來推動，但相應卻會帶來巨大的制度成本和交易成本。而如果能夠采用市場化的“看不見的手”來自發(fā)促進農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)，特別是推動分散的小農(nóng)戶轉(zhuǎn)出手中的土地，則可以極大地降低交易成本，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。本文正是基于中國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)這種市場性的農(nóng)戶兼業(yè)化對于農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為有著顯著的正向影響。具體總結如下：首先，從農(nóng)戶勞動力兼業(yè)化水平看，隨著市場化進程的推進，勞動力兼業(yè)化程度越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性就越高；進一步考慮農(nóng)戶勞動力外出務工的時間，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶常年在外務工的勞動力比重越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性也越高。

表4　工具變量統(tǒng)計性描述

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

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

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

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

數(shù)據(jù)來源：清華大學中國農(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)化程度對其土地轉(zhuǎn)出的影響不顯著，但非農(nóng)業(yè)戶對土地轉(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)戶家庭的勞動力稟賦對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出有負向影響，這表明農(nóng)村的勞動力市場發(fā)育還不完善，農(nóng)戶家庭剩余的勞動力還無法在勞動力市場自由流動。但另一方面，市場化進程對農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出有正向影響，這就說明隨著農(nóng)村要素市場的不斷完善，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性會有所提高。

最后，區(qū)域差異也對農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為有顯著影響?；诨貧w結果可知，在控制其他市場性因素和農(nóng)戶個體特征影響后，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，也會對農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生影響。

基于上述結論，本文認為未來的政策導向應在充分實現(xiàn)農(nóng)村勞動力穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)的基礎上，以尊重農(nóng)民意愿為前提，依靠市場力量促進土地流轉(zhuǎn)。具體建議如下：一是要進一步深化農(nóng)村要素市場改革，打破土地市場、勞動力市場、資本市場的壁壘，提高農(nóng)村各生產(chǎn)要素的活躍程度。二是加快推動城鄉(xiāng)一體化進程，為農(nóng)村勞動力提供更多的非農(nóng)就業(yè)崗位，促進農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的充分就業(yè)，增強城市對農(nóng)村勞動力的包容度，推進農(nóng)民工市民化，以有保障的城市生活降低農(nóng)民對土地的依賴。三是政府應充分發(fā)揮市場配置資源的作用，但仍可出臺激勵土地流轉(zhuǎn)的政策引導農(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)營主體的過程中可針對不同農(nóng)戶的特點，特別是農(nóng)戶長期外出勞動力數(shù)量及其非農(nóng)收入在總收入中的比重，出臺相應的激勵非農(nóng)業(yè)戶進行土地流轉(zhuǎn)的政策。在此過程中，還需重視我國東中西部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力發(fā)展中基礎性條件的差異，鼓勵有條件的地區(qū)、有意愿的農(nóng)戶進行土地流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，以此提高農(nóng)業(yè)的勞動生產(chǎn)率?？傊?，在培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，實現(xiàn)土地適度規(guī)模經(jīng)營的戰(zhàn)略規(guī)劃中，政府應充分發(fā)揮市場的主體作用，出臺引導性政策，避免“一刀切”式的行政主導措施。

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(本文責編：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：F321.1

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2016)03-0001-12

作者簡介：張璟(1989-)，女，山東滕州人，中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院博士，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與食品經(jīng)濟。

基金項目：國家自然科學項目“社會監(jiān)管力量與企業(yè)行為反應交互作用機理：理論與實證分析——以食品類企業(yè)為例”(71173225)；中國人民大學2014年度拔尖創(chuàng)新人才培育資助計劃。

收稿日期：2015-09-25修回日期：2015-12-31