朱建軍 張蕾

摘要 近年來(lái)農(nóng)地確權(quán)不斷推進(jìn)，厘清其產(chǎn)生的影響對(duì)于用好確權(quán)成果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。基于此，利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查2014年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響。結(jié)果顯示，整體來(lái)看，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響不顯著;具體來(lái)看，農(nóng)地確權(quán)增強(qiáng)了年輕勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿，但對(duì)中老年勞動(dòng)力影響不顯著;增強(qiáng)了初中及以上學(xué)歷勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿，但對(duì)初中以下學(xué)歷勞動(dòng)力的影響不顯著。可見(jiàn)，農(nóng)地確權(quán)效果的發(fā)揮是有條件的。應(yīng)在推進(jìn)完善新一輪農(nóng)地確權(quán)的基礎(chǔ)上，重點(diǎn)針對(duì)年輕勞動(dòng)力，提升其受教育水平。

關(guān)鍵詞 農(nóng)地確權(quán);農(nóng)村勞動(dòng)力;外出務(wù)工意愿

[中圖分類號(hào)]F323.6 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)]1673-0461（2019）06-0030-07

一、引 言

根據(jù)產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，產(chǎn)權(quán)安排會(huì)影響資源的配置，而農(nóng)戶對(duì)各種生產(chǎn)要素的配置是由其聯(lián)合決策行為所共同決定的[1]。因此，農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度不僅影響農(nóng)村土地資源的利用方式和效率，還可能影響農(nóng)村勞動(dòng)力資源的利用方式和效率[2]。近年來(lái)，農(nóng)地確權(quán)作為中國(guó)農(nóng)地制度改革的重要內(nèi)容逐漸展開(kāi)，2010年中央一號(hào)文件要求“全面落實(shí)承包地塊、面積、合同、證書(shū)‘四到戶，擴(kuò)大土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)登記試點(diǎn)范圍”。2013年進(jìn)一步提出“用5年時(shí)間基本完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)確權(quán)登記頒證工作”。較多學(xué)者分析了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)地投資與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響[3-4]，但關(guān)于農(nóng)地確權(quán)對(duì)中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響的相關(guān)研究較少。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用，成為促進(jìn)農(nóng)民增收和消除貧困的重要手段，不僅改進(jìn)了流入地的福利，而且提高了外流勞動(dòng)者和家庭收入水平，有利于流出地的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[2，5-6]。因此，在中國(guó)不斷推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)的現(xiàn)實(shí)背景下，厘清農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響，已有研究結(jié)論不一。一種觀點(diǎn)為正向影響：Bezabih et al.（2014）和許慶等（2017）分別對(duì)埃塞俄比亞和中國(guó)的研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)影響顯著為正[7-8];Deininger et al.（2014）對(duì)中國(guó)的分析認(rèn)為，持有土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證促進(jìn)了勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)，而非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的增加會(huì)增強(qiáng)這一影響[9];Janvry et al.（2015）針對(duì)墨西哥的分析發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)，而確權(quán)前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不安全和外出就業(yè)機(jī)會(huì)多的地區(qū)這一影響更明顯[10]。也有研究持相反觀點(diǎn)：Brauw and Mueller（2011）研究發(fā)現(xiàn)，土地產(chǎn)權(quán)可轉(zhuǎn)讓性提高對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有一個(gè)很小的負(fù)向影響，土地產(chǎn)權(quán)完善會(huì)促進(jìn)對(duì)農(nóng)地的資本和勞動(dòng)投入，從而抑制勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移[11];紀(jì)月清等（2016）認(rèn)為土地細(xì)碎化阻礙了勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)，而農(nóng)地確權(quán)可能會(huì)固化土地細(xì)碎化狀況[12]。另外，有研究分析了地權(quán)安全對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響[2，13-14]。

綜上，已有研究為本文提供了啟示，但尚存在以下不足：第一，已有研究結(jié)論存在分歧，而之所以存在分歧，可能的原因是農(nóng)地確權(quán)的影響在不同群體中存在差異，這就需要進(jìn)一步識(shí)別影響的差異性;第二，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移分為向非農(nóng)轉(zhuǎn)移和外地轉(zhuǎn)移，針對(duì)中國(guó)的當(dāng)前研究，如許慶等（2017）主要分析了農(nóng)地確權(quán)對(duì)非農(nóng)就業(yè)的影響，對(duì)外出就業(yè)的分析缺乏[8];第三，新一輪農(nóng)地確權(quán)自2009年開(kāi)始，Deininger et al.（2014）所用數(shù)據(jù)為2008年及以前的[9]，不能反映新一輪農(nóng)地確權(quán)的影響;第四，已有研究并未充分考慮農(nóng)地確權(quán)的內(nèi)生性，所得結(jié)論的可靠性值得懷疑。同時(shí)考慮到新一輪確權(quán)時(shí)間尚短，農(nóng)地確權(quán)并不一定會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民即期行為的轉(zhuǎn)變，更有必要通過(guò)對(duì)農(nóng)民意愿的考察來(lái)理解確權(quán)對(duì)其可能產(chǎn)生的長(zhǎng)期影響趨向[15]?；诖?，本文利用2014年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）實(shí)證分析了新一輪農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了農(nóng)地確權(quán)的影響在不同群體間的差異。

二、理論分析與研究假說(shuō)

農(nóng)地確權(quán)或地權(quán)安全會(huì)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)降低效應(yīng)、資產(chǎn)增強(qiáng)效應(yīng)和收入效應(yīng)來(lái)影響勞動(dòng)力外出務(wù)工[16]。所謂的風(fēng)險(xiǎn)降低效應(yīng)，是指農(nóng)地確權(quán)會(huì)提高農(nóng)戶的地權(quán)安全性，降低土地調(diào)整、征用或流轉(zhuǎn)過(guò)程中承包戶土地權(quán)益遭受侵害的可能性，進(jìn)而增強(qiáng)其外出務(wù)工的意愿。農(nóng)戶外出務(wù)工，往往會(huì)將土地流轉(zhuǎn)出去或撂荒，在農(nóng)地產(chǎn)權(quán)模糊的情況下，不管是流轉(zhuǎn)出去還是撂荒，在土地調(diào)整或被征用時(shí)都可能面臨完全或部分失去土地權(quán)益的風(fēng)險(xiǎn)。農(nóng)地確權(quán)發(fā)證不僅減少了村莊農(nóng)地調(diào)整的頻率[17]，維護(hù)了土地承包關(guān)系的長(zhǎng)期穩(wěn)定，而且提高了農(nóng)戶在土地征用過(guò)程中的談判地位和議價(jià)能力[18]，使得外出務(wù)工家庭的土地權(quán)益也能得到保障。農(nóng)地確權(quán)明確了承包地的四至權(quán)屬、空間位置、面積大小等信息，降低了農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程中發(fā)生糾紛或農(nóng)地遭受承租方侵占的可能性，使其能放心轉(zhuǎn)出農(nóng)地而外出務(wù)工。資產(chǎn)增強(qiáng)效應(yīng)是指農(nóng)地確權(quán)能夠穩(wěn)定農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)農(nóng)地的收益預(yù)期，從而激發(fā)其經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)的積極性，促使其增加農(nóng)地轉(zhuǎn)入并加大對(duì)土地的投入，包括勞動(dòng)投入，抑制勞動(dòng)力外出就業(yè)。相反，地權(quán)不穩(wěn)定可能會(huì)使農(nóng)戶投資農(nóng)地的收益遭受損失，因而制約農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地的投入，尤其是長(zhǎng)期投資，這樣會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而挫傷農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，迫使部分勞動(dòng)力改變從業(yè)方式，進(jìn)入非農(nóng)領(lǐng)域或外出務(wù)工[2]。林文聲等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)頒證對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)間具有顯著的正向影響[18]。但在當(dāng)前情況下，由于非農(nóng)行業(yè)的發(fā)展和就業(yè)機(jī)會(huì)的增加，再加上農(nóng)業(yè)自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)較高、比較效益低下，農(nóng)戶往往將農(nóng)業(yè)副業(yè)化，甚至將耕地長(zhǎng)期撂荒，對(duì)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期投資傾向不高[8]。因此，農(nóng)地確權(quán)帶來(lái)的資產(chǎn)增強(qiáng)效應(yīng)并不明顯，難以對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的外出務(wù)工產(chǎn)生阻礙作用。收入效應(yīng)是指農(nóng)地確權(quán)后一方面會(huì)增強(qiáng)農(nóng)地的可交易性，提升農(nóng)地的交易價(jià)值和流轉(zhuǎn)價(jià)格，使得農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶獲得更多的農(nóng)地租賃收入;另一方面農(nóng)地確權(quán)賦予農(nóng)地抵押、擔(dān)保權(quán)能，能夠緩解外出勞動(dòng)力的資本約束，兩方面的收入支持能夠在一定程度上增強(qiáng)其外出務(wù)工意愿。程令國(guó)等（2016）的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)增強(qiáng)了農(nóng)地的產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，提高了土地資源的內(nèi)在價(jià)值，使得土地租金率大幅上升[4]。李停（2016）認(rèn)為，清晰界定的土地產(chǎn)權(quán)通過(guò)增強(qiáng)資產(chǎn)融資變現(xiàn)能力對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力遷移產(chǎn)生促進(jìn)作用[19]。當(dāng)然，對(duì)于農(nóng)戶的小規(guī)模農(nóng)地，農(nóng)地流轉(zhuǎn)或抵押帶來(lái)的收入效應(yīng)還是有限的。綜合上述分析，農(nóng)地確權(quán)主要是通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)降低效應(yīng)起作用，因此得到本文的假說(shuō)一：農(nóng)地確權(quán)會(huì)增強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工的意愿。

相對(duì)于中老年農(nóng)村勞動(dòng)力，年輕的農(nóng)村勞動(dòng)力往往具有較高的受教育水平和較強(qiáng)的非農(nóng)就業(yè)能力，其務(wù)農(nóng)意愿較低，他們不愿意留在農(nóng)村，向往城市的生活。而中老年農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)能力較差，其生存和就業(yè)主要依賴于土地，對(duì)土地具有一定的情感依賴。同時(shí)，中國(guó)推進(jìn)的農(nóng)地確權(quán)改革可能更容易被年輕農(nóng)民所感知和理解，產(chǎn)生較強(qiáng)的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知[20]。因此，得到假說(shuō)二：農(nóng)地確權(quán)對(duì)年輕勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿影響顯著，而對(duì)中老年農(nóng)村勞動(dòng)力的影響不明顯。

受教育水平高的農(nóng)村勞動(dòng)力往往具有較強(qiáng)的外出就業(yè)能力，外出后也更容易找到滿意的工作，相反，受教育水平低的農(nóng)村勞動(dòng)力因不具有外出從事非農(nóng)就業(yè)的能力，其預(yù)期外出后難以找到合適的工作，無(wú)論確權(quán)與否其外出務(wù)工意愿都較弱。因此得到假說(shuō)三：農(nóng)地確權(quán)對(duì)受教育水平高的農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿影響顯著，而對(duì)受教育水平低的農(nóng)村勞動(dòng)力影響不明顯。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用數(shù)據(jù)來(lái)自中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開(kāi)展的“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”（CLDS）（本文的觀點(diǎn)和內(nèi)容由作者自負(fù)。如需了解有關(guān)此數(shù)據(jù)的更多信息，請(qǐng)登錄 http：//css.sysu. edu.cn）。CLDS建立了以勞動(dòng)力為調(diào)查對(duì)象的綜合性數(shù)據(jù)庫(kù)，包含了勞動(dòng)力個(gè)體、家庭和社區(qū)3個(gè)層次的數(shù)據(jù)。2014年CLDS樣本覆蓋了中國(guó)29個(gè)省市，樣本規(guī)模為401個(gè)村居，14 214戶家庭，23 594個(gè)個(gè)體，具有全國(guó)代表性。林文聲等[18，21]分別采用此數(shù)據(jù)分析了農(nóng)地確權(quán)對(duì)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的整理，剔除關(guān)鍵變量缺失的個(gè)體，本文最終使用的樣本來(lái)自27個(gè)省、215個(gè)村、4 674戶，年齡介于15～65歲的7 461個(gè)勞動(dòng)力。

（二）模型設(shè)定和描述統(tǒng)計(jì)

WMIR為被解釋變量外出務(wù)工意愿，來(lái)自于問(wèn)卷中針對(duì)從未外出務(wù)工過(guò)的勞動(dòng)力進(jìn)行詢問(wèn)的題目，“請(qǐng)問(wèn)您是否打算外出務(wù)工（跨縣流動(dòng)半年以上）”，是取值1，否取值0。鑒于被解釋變量的取值，采用Logit模型進(jìn)行分析。在對(duì)被解釋變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)時(shí)發(fā)現(xiàn)，取值1的比例為5.82%，屬于稀有事件，可能導(dǎo)致稀有事件偏差。解決稀有事件偏差的方法通常有兩種[22]：第一種方法是由King and Zeng（2001）提出的Relogit命令[23]，繼續(xù)使用Logit模型，但對(duì)由于稀有事件而造成的小樣本偏差進(jìn)行估計(jì)，然后對(duì)原Logit模型的系數(shù)進(jìn)行修正，以得到偏差修正估計(jì)。第二種方法是使用非對(duì)稱的“極值分布”，得到“補(bǔ)對(duì)數(shù)-對(duì)數(shù)模型”（Compementary log-log model），進(jìn)行MLE估計(jì)，具體命令為Cloglog。為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)采用3種方法進(jìn)行估計(jì)。CERT為關(guān)鍵解釋變量農(nóng)地確權(quán)，參考林文聲等（2018）的研究[21]，采用“目前，您家是否已經(jīng)領(lǐng)到了農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證書(shū)”來(lái)衡量，許慶等（2017）的研究也采用“你們村的村民是否已經(jīng)領(lǐng)到了土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證”來(lái)衡量[8]。X為影響外出務(wù)工意愿的控制變量，包括勞動(dòng)力個(gè)人層面、家庭層面和村莊層面的變量，具體內(nèi)容如表1所示。

如表1所示，不打算外出的勞動(dòng)中有45.24%的勞動(dòng)力所在家庭已經(jīng)領(lǐng)到了土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證，打算外出的勞動(dòng)力中有50%的勞動(dòng)力所在家庭領(lǐng)到了土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證。相對(duì)于不打算外出的勞動(dòng)力，打算外出的勞動(dòng)力男性比例高、年齡小、受教育水平高、有配偶的比例低、獲得過(guò)專業(yè)技術(shù)資格證書(shū)的比例高。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿影響的整體分析

考慮到打算外出務(wù)工的勞動(dòng)力比例較低，分別采用Logit、Relogit 和Cloglog 3種方法進(jìn)行估計(jì)，由于家庭內(nèi)部不同個(gè)體決策是相互關(guān)聯(lián)的，進(jìn)一步采用家庭層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行穩(wěn)健估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表2所示，農(nóng)地確權(quán)變量并不顯著。本文的假說(shuō)一并未得到驗(yàn)證，可能的原因在于：第一，農(nóng)地確權(quán)一方面會(huì)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)降低效應(yīng)和收入效應(yīng)來(lái)增強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿，另一方面會(huì)通過(guò)資產(chǎn)增強(qiáng)效應(yīng)抑制農(nóng)村勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿，兩種作用相互抵消，導(dǎo)致最終的綜合影響不顯著;第二，對(duì)于不同特征的農(nóng)村勞動(dòng)力，由于認(rèn)知能力或非農(nóng)就業(yè)能力等方面存在差異，導(dǎo)致農(nóng)地確權(quán)對(duì)其外出務(wù)工意愿的影響存在異質(zhì)性，使得整體分析的結(jié)果不顯著，因此有必要對(duì)不同的群體分別估計(jì)農(nóng)地確權(quán)的影響。

在勞動(dòng)力個(gè)體特征方面，性別對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿具有顯著的正向影響，說(shuō)明相對(duì)于女性勞動(dòng)力，男性勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿更強(qiáng);年齡對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響顯著為負(fù)，說(shuō)明年齡越小的勞動(dòng)力其外出務(wù)工意愿越強(qiáng)。家庭特征方面，家庭人口數(shù)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響顯著為正，說(shuō)明家庭人口數(shù)越多，農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿越強(qiáng)，可能的原因是家庭人口多，勞動(dòng)力資源豐富，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力多，打算外出務(wù)工的就多;家庭人均收入對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響為負(fù)，可能的原因在于人均收入高的家庭多在本地非農(nóng)就業(yè)而不打算外出務(wù)工;農(nóng)業(yè)收入比重高的家庭，農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿低，可能的原因在于該類家庭的勞動(dòng)力可能缺乏非農(nóng)就業(yè)的能力而只能從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)。村莊特征方面，本村是否有村辦非農(nóng)集體經(jīng)濟(jì)在3種模型中估計(jì)結(jié)果存在差異，穩(wěn)健性較差;村治安狀況對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響顯著為負(fù)，即治安狀況差的村莊，農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿強(qiáng)，可能的原因在于所在村莊治安狀況差，農(nóng)村勞動(dòng)力希望通過(guò)外出務(wù)工逐漸定居城市進(jìn)而離開(kāi)村子。

（二）農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿影響的差異分析

世界衛(wèi)生組織將45歲以下的人群稱為青年人，45～59歲的人群稱為中年人，60歲及以上的人群稱為老年人。北京大學(xué)組織的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查也將45歲及以上的人界定為中老年人。而中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查將15～64歲或65歲及以上并且仍然在工作的人定義為勞動(dòng)力。綜合考慮后，本文將全部勞動(dòng)力劃分為年輕勞動(dòng)力（15～44歲）和中老年勞動(dòng)力（45～65歲），其中年輕勞動(dòng)力2 752個(gè)，中老年勞動(dòng)力4 709個(gè)。分組回歸結(jié)果如表3所示，對(duì)于年輕勞動(dòng)力來(lái)說(shuō)，農(nóng)地確權(quán)對(duì)其外出務(wù)工意愿在5%的水平上具有正向影響，從邊際效應(yīng)來(lái)看，在其他因素保持不變的情況下，農(nóng)地確權(quán)能使外出務(wù)工意愿提高2.41個(gè)百分點(diǎn);對(duì)于中老年勞動(dòng)力，農(nóng)地確權(quán)對(duì)其外出務(wù)工意愿的影響有微弱的負(fù)向影響，這在一定程度上說(shuō)明，對(duì)于中老年農(nóng)村勞動(dòng)力來(lái)說(shuō)，資產(chǎn)增強(qiáng)效應(yīng)的作用可能會(huì)較強(qiáng)，雖然不顯著。假說(shuō)三得到驗(yàn)證，即年輕勞動(dòng)力往往擁有較強(qiáng)的非農(nóng)就業(yè)能力，他們不愿意從事農(nóng)業(yè)，與農(nóng)村的聯(lián)系弱化，對(duì)城市生活懷有強(qiáng)烈的渴望和較高的認(rèn)同感;同時(shí)他們受教育程度高，信息敏感度和信息獲取能力較強(qiáng)，產(chǎn)權(quán)意識(shí)強(qiáng)，注重維護(hù)自身的權(quán)益，因此農(nóng)地確權(quán)對(duì)其外出務(wù)工意愿影響顯著。相反，中老年農(nóng)村勞動(dòng)力往往具有長(zhǎng)期的務(wù)農(nóng)經(jīng)歷，在經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、社會(huì)關(guān)系等方面，其與鄉(xiāng)村保持著一種難以隔斷的關(guān)聯(lián)，安土重遷觀念強(qiáng);同時(shí)他們的信息獲取渠道單一、對(duì)信息的理解程度差、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)概念模糊、相關(guān)權(quán)利意識(shí)淡薄[20]，這些都導(dǎo)致農(nóng)地確權(quán)對(duì)其外出務(wù)工意愿的影響不顯著。

對(duì)樣本個(gè)體的最高學(xué)歷進(jìn)行統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，未上過(guò)學(xué)的1 439人，占比19.29%，最高學(xué)歷為小學(xué)/私塾的2 540人，占比34.04%，最高學(xué)歷為初中的2 550人，占比34.18%，最高學(xué)歷高中及以上的932人，占比12.49%。根據(jù)最高學(xué)歷的分布將初中以下作為一組，共3 979人，占比53.33%，初中及以上的作為一組，共3 482人，占比46.67%?；貧w結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)對(duì)初中以下的農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響不顯著，而對(duì)初中及以上學(xué)歷的農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工正向影響顯著，假說(shuō)三得到驗(yàn)證，即農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響受到勞動(dòng)力受教育水平的調(diào)節(jié)，農(nóng)地確權(quán)有利于增強(qiáng)初中及以上學(xué)歷勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

新一輪農(nóng)地確權(quán)自2009年開(kāi)始，2013年擴(kuò)大至105個(gè)縣，2014年在山東、四川、安徽3個(gè)省和其他省市區(qū)的27個(gè)縣進(jìn)行了整體試點(diǎn)。但試點(diǎn)地區(qū)的選擇并不是隨機(jī)的，評(píng)估確權(quán)政策對(duì)勞動(dòng)力遷移或土地流轉(zhuǎn)的效果應(yīng)考慮該政策推廣的選擇性偏誤問(wèn)題[24]。外出務(wù)工較普遍的地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿也較強(qiáng)，這樣的地區(qū)農(nóng)地的重要性不高，農(nóng)地確權(quán)面臨的矛盾較小，因此更容易被選中作為農(nóng)地確權(quán)的試點(diǎn)地區(qū)。也就是說(shuō)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿普遍較強(qiáng)的地區(qū)更可能被確權(quán)，這樣就產(chǎn)生了內(nèi)生性問(wèn)題。根據(jù)陳奕山等（2018）的研究，村莊人口越多，確權(quán)所涉及的利益分配者越多，政策執(zhí)行的難度會(huì)越大，更難以成為確權(quán)頒證的率先實(shí)施地;城郊的村莊，其土地預(yù)期價(jià)值較高，固化土地分配就可能引發(fā)激烈爭(zhēng)論，確權(quán)難度大，確權(quán)會(huì)被推后開(kāi)展[24]。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇村莊戶籍人口數(shù)和村莊是否在大中等城市郊區(qū)作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性處理。一般情況下，基于工具變量采用Ivprobit模型對(duì)二元選擇模型的內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理，但這一模型要求內(nèi)生變量必須是連續(xù)變量，然而，農(nóng)地確權(quán)是二元選擇變量，不能采用Ivprobit模型進(jìn)行處理。Stata15提供了擴(kuò)展回歸模型（Extended regression model）框架，包括4個(gè)子塊：Eregress、Eprobit、Eintreg和Eoprobit來(lái)處理內(nèi)生性，分別對(duì)應(yīng)因變量是連續(xù)變量、二值變量、區(qū)間變量和有序變量的情形，可以同時(shí)處理解釋變量的內(nèi)生性、處理效應(yīng)中政策變量的非隨機(jī)分配和樣本選擇問(wèn)題。Eprobit命令可以用來(lái)解決Probit模型的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)適用于內(nèi)生變量是連續(xù)變量、二值變量和有序取值的變量。Eprobit方法進(jìn)行兩個(gè)回歸，主回歸是以農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿為因變量的Probit;內(nèi)生變量回歸是以農(nóng)地確權(quán)為因變量Probit模型，自變量是工具變量;如果這兩個(gè)回歸等式的誤差項(xiàng)具有相關(guān)性，則說(shuō)明存在內(nèi)生性。

如表4所示，采用工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，整體回歸、中老年勞動(dòng)力回歸和初中以下勞動(dòng)力回歸模型的誤差相關(guān)性不顯著，說(shuō)明不存在內(nèi)生性，主回歸結(jié)果與前面一致，仍然不顯著。年輕勞動(dòng)力和初中及以上勞動(dòng)力回歸模型的誤差相關(guān)性系數(shù)均顯著異于0，即存在內(nèi)生性。內(nèi)生性處理后，年輕勞動(dòng)力的主回歸模型顯示，農(nóng)地確權(quán)在1%的水平上對(duì)外出務(wù)工意愿具有正向影響，與前面的結(jié)果一致，且顯著性水平更高了，說(shuō)明前面分析的結(jié)果是穩(wěn)健的。初中及以上勞動(dòng)力的主回歸模型也顯示，農(nóng)地確權(quán)在1%的水平上對(duì)外出務(wù)工意愿具有正向影響，與前面的結(jié)果一致。內(nèi)生變量回歸結(jié)果顯示，工具變量村戶籍人口數(shù)對(duì)農(nóng)地確權(quán)均具有顯著的負(fù)向影響，村莊是否在大中等城市郊區(qū)除了在初中以下模型中不顯著，在其他模型中也都具有顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明工具變量與內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的相關(guān)性，不存在弱工具變量問(wèn)題;另外，村戶籍人口數(shù)和村莊是否在大中等城市郊區(qū)主要受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等歷史因素的影響，而不會(huì)受到單個(gè)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響，能夠滿足外生性。因此，工具變量的選擇是合適的。進(jìn)一步采用鄒檢驗(yàn)判斷兩組間農(nóng)地確權(quán)變量系數(shù)的差異性，結(jié)果表明農(nóng)地確權(quán)的影響在不同年齡和受教育水平群組間均存在顯著差異，再一次驗(yàn)證了前面的結(jié)論，即農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響存在差異，影響是有條件的。

五、結(jié)論與啟示

要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化必須與深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化相結(jié)合，積極引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力離農(nóng)進(jìn)城。農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移分為兩個(gè)過(guò)程：一是“外出就業(yè)”過(guò)程（轉(zhuǎn)移出去），二是“市民化”過(guò)程（定居下來(lái)），其中外出就業(yè)是第一步。在產(chǎn)權(quán)殘缺、模糊的情況下，外出就業(yè)可能面臨土地權(quán)益遭受損失的風(fēng)險(xiǎn)。近年來(lái)，農(nóng)地確權(quán)作為農(nóng)地制度改革的基礎(chǔ)性工作不斷推進(jìn)，厘清其產(chǎn)生的影響對(duì)于用好確權(quán)成果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。那么，農(nóng)地確權(quán)能增強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿嗎？為了做出回答，本文利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查2014年的數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響。結(jié)果顯示，整體來(lái)看農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響雖然為正，但不顯著;具體來(lái)看，農(nóng)地確權(quán)增強(qiáng)了年輕勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿，但對(duì)中老年勞動(dòng)力影響不顯著;增強(qiáng)了初中及以上學(xué)歷勞動(dòng)力的外出務(wù)工意愿，但對(duì)初中以下學(xué)歷勞動(dòng)力的影響不顯著。可見(jiàn)，農(nóng)地確權(quán)的影響在不同群體間存在差異，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工意愿的影響是有條件的。

基于研究結(jié)論，得到以下政策啟示：第一，繼續(xù)推進(jìn)完善新一輪農(nóng)地確權(quán)工作，并妥善解決好確權(quán)過(guò)程中出現(xiàn)的各種矛盾，及時(shí)向農(nóng)戶發(fā)放土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證，穩(wěn)定土地和農(nóng)戶的權(quán)屬關(guān)系;同時(shí)要做好農(nóng)地確權(quán)的宣傳工作，讓農(nóng)戶明白確權(quán)的意圖，了解土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證的作用，增強(qiáng)農(nóng)戶地權(quán)穩(wěn)定的信心。第二，進(jìn)一步加大農(nóng)村教育投入，提升農(nóng)村勞動(dòng)力的受教育水平，同時(shí)重點(diǎn)針對(duì)年輕勞動(dòng)力，提供其非農(nóng)職業(yè)技能培訓(xùn)機(jī)會(huì)，增強(qiáng)其外出務(wù)工的能力。

收稿日期：2018-11-10

網(wǎng)絡(luò)出版網(wǎng)址：http：//kns.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20181208.1137.004.html 網(wǎng)絡(luò)出版時(shí)間：2018-12-10 16：46：34

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目《農(nóng)地確權(quán)、農(nóng)民產(chǎn)權(quán)認(rèn)知與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移代際差異研究》（17YJC790213）;山東省自然科學(xué)基金項(xiàng)目《農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)地流向家庭農(nóng)場(chǎng)的影響研究：基于供求意愿視角》（ZR2016GQ10）;山東省高校人文社會(huì)科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目《農(nóng)地確權(quán)對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)耕地可得性的影響研究：基于供求意愿視角》（J16WF64）。

作者簡(jiǎn)介：朱建軍（1982-），男，山東萊蕪人，博士，山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，研究方向?yàn)檗r(nóng)村土地;張蕾（1981-），女，內(nèi)蒙古呼和浩特人，博士，內(nèi)蒙古師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。

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（責(zé)任編輯：李 萌）