（四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 四川成都 610065）

一、引言與文獻(xiàn)回顧

新中國成立以來，中國的農(nóng)地制度經(jīng)歷了從人民公社制向家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的轉(zhuǎn)變，不可否認(rèn)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制極大地調(diào)動(dòng)了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的提高（Lin，1992；Brandt 和Rozelle，2002）。但在這一制度背景下，農(nóng)戶的土地承包經(jīng)營權(quán)并未得到清晰界定和嚴(yán)格保護(hù)。為賦予農(nóng)民更加充分而有保障的土地承包經(jīng)營權(quán)，2009年中央一號(hào)文件明確提出穩(wěn)步開展農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)登記試點(diǎn)（簡(jiǎn)稱“農(nóng)地確權(quán)”）。與過去各地開展的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)頒證相比，新一輪農(nóng)地確權(quán)具有如下不同：第一，從內(nèi)容上講，新一輪農(nóng)地確權(quán)要求妥善解決由于歷史遺留問題導(dǎo)致的承包土地面積不準(zhǔn)、四至不清、空間位置不明等問題；第二，從目標(biāo)上講，新一輪農(nóng)地確權(quán)強(qiáng)調(diào)將農(nóng)戶承包土地的權(quán)利以證書的形式確立下來，從根本上強(qiáng)化對(duì)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)的物權(quán)保護(hù)，杜絕村干部隨意調(diào)整農(nóng)民承包土地的行為，徹底消除農(nóng)民對(duì)失去土地的擔(dān)憂；第三，從形式上講，新一輪農(nóng)地確權(quán)要求必須確權(quán)到戶，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書統(tǒng)一由中華人民共和國農(nóng)業(yè)部監(jiān)制、省人民政府印制、縣級(jí)人民政府頒發(fā)，具有充分的法律效力。根據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，截至2016 年9 月底，全國已經(jīng)有2 545 個(gè)縣（市、區(qū)）、2.9 萬個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、49.2 萬個(gè)村開展了試點(diǎn)，已完成實(shí)測(cè)面積近11.1 億畝、確權(quán)面積近7.5 億畝，分別約占全國二輪家庭承包合同面積的88%和59%。①數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國土資源部。

盡管農(nóng)地確權(quán)工作已經(jīng)廣泛開展，但是關(guān)于農(nóng)地確權(quán)如何影響我國農(nóng)戶決策的研究還不多，主要的研究集中在農(nóng)地確權(quán)如何影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)（程令國等，2016；林文聲，2017）。與以上研究不同，本文主要利用微觀個(gè)體數(shù)據(jù)，研究農(nóng)地確權(quán)是否會(huì)影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移。發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)部門普遍存在大量的剩余勞動(dòng)力，而剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門向生產(chǎn)力更高的非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移是一個(gè)關(guān)乎國家轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要問題。因此，探討影響這一轉(zhuǎn)移的因素也一直受到學(xué)者和政策制定者的關(guān)注。就我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移既是提高農(nóng)戶收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距的需要，也是推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的需要。

從國際比較來看，許多發(fā)展中國家也實(shí)施了類似的政策，比如，墨西哥、越南、巴西、加納、烏干達(dá)與埃塞俄比亞等（Do 和Iyer，2008；Brauw 和Mueller，2012；Janvry 等，2015）。現(xiàn)有研究從各個(gè)方面對(duì)這些國家農(nóng)地確權(quán)的政策效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)估。具體到與本文相關(guān)的學(xué)術(shù)研究，Do 和Iyer（2008）發(fā)現(xiàn)，越南在1993 年實(shí)施農(nóng)地確權(quán)政策后，農(nóng)戶更傾向于種植經(jīng)濟(jì)周期更長的農(nóng)作物，這在短期內(nèi)釋放了部分勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門。Houngbedji（2015）以埃塞俄比亞2002 年開始實(shí)施的農(nóng)地確權(quán)作為外生政策沖擊，采用傾向匹配雙重差分模型考察了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力供給的影響，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了家庭中男性的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給，但他們未進(jìn)一步驗(yàn)證農(nóng)地確權(quán)是否會(huì)增加農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給。除上述文獻(xiàn)外，與本文聯(lián)系較密切的另一類文獻(xiàn)是對(duì)農(nóng)地確權(quán)與移民之間關(guān)系的考察。這些研究大都發(fā)現(xiàn)強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)可促進(jìn)移民或勞動(dòng)力流動(dòng)（Janvry 等，2015；Chernina 等，2014；Valsecchi，2014），這在一定程度上表明農(nóng)地確權(quán)會(huì)使農(nóng)民從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門。也有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的影響不顯著，比如，Brauw 和Mueller（2012）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)埃塞俄比亞的農(nóng)地確權(quán)政策對(duì)農(nóng)戶是否移民沒有顯著影響。

綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，國外學(xué)者對(duì)農(nóng)地確權(quán)政策效應(yīng)的研究為本文的分析提供了很好的借鑒，但國內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)地確權(quán)政策效應(yīng)的研究還存在一些不足，尤其是實(shí)證研究比較缺乏。首先，盡管基于其他發(fā)展中國家的研究結(jié)果大都表明，農(nóng)地確權(quán)有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移。然而，不同國家農(nóng)地確權(quán)的內(nèi)涵及經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處的階段不同，農(nóng)地確權(quán)產(chǎn)生的政策效果也會(huì)有所差異。中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，與其他發(fā)展中國家相比，其農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度既有一定共性又有一定特殊性。因此，有必要基于中國的具體實(shí)際為產(chǎn)權(quán)理論提供更豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。其次，準(zhǔn)確識(shí)別農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的因果影響需要克服農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度本身存在的內(nèi)生性問題。許多研究中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的學(xué)者通常采用農(nóng)地調(diào)整頻率來度量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度（鐘甫寧和紀(jì)月清，2009；Jacoby 等，2002；Leight，2016）。然而，農(nóng)地調(diào)整只是影響農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度的一個(gè)因素，且農(nóng)地調(diào)整本身是內(nèi)生的，它受到家庭人口變動(dòng)、勞動(dòng)力供給、土地質(zhì)量、政治社會(huì)地位和村干部個(gè)人特質(zhì)等因素的影響（Brandt 和Rozelle，2002；Zhao，2014），忽視這些因素會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤。最后，現(xiàn)有研究對(duì)農(nóng)地確權(quán)影響非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的傳導(dǎo)機(jī)制的分析還存在不足。Do 和Iyer（2008）、Janvry 等（2015）均發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)僅通過提高農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性而直接促進(jìn)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。然而，Besley（1995）、Besley 和Ghatak（2010）的理論研究表明，除了直接影響勞動(dòng)力配置外，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)還可促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資、土地流轉(zhuǎn)或交易以及使土地易于抵押，進(jìn)而幫助農(nóng)戶緩解從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)受到的信貸約束。農(nóng)地確權(quán)是否可通過這些渠道來間接影響非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與還需要進(jìn)一步厘清。

從理論上講，農(nóng)地確權(quán)對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響具有多種傳導(dǎo)機(jī)制。①因篇幅所限，本文省略了理論建模分析，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。第一，在缺少具有法律效力的土地確權(quán)證書的背景下，面對(duì)承包土地空間權(quán)屬界定不清和時(shí)間延續(xù)性缺乏保障兩大難題，農(nóng)戶可通過增加保護(hù)地權(quán)的勞動(dòng)力投入使得自己承包的土地不被他人侵犯（Besley 和Ghatak，2010），農(nóng)地確權(quán)可以釋放用于保護(hù)地權(quán)的勞動(dòng)力投入，從而有助于農(nóng)戶將勞動(dòng)力分配至生產(chǎn)率更高的部門（Besley 和Ghatak，2010）。當(dāng)農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)率更高時(shí)，這一效應(yīng)將促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給增加；當(dāng)非農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)率更高時(shí)，農(nóng)地確權(quán)則會(huì)促進(jìn)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)增加。第二，農(nóng)戶承包地權(quán)的時(shí)間延續(xù)性（地權(quán)穩(wěn)定性）得以保障后將有助于減少農(nóng)戶在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)的短視行為，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資（Besley，1995；Deininger 等，2011）。此時(shí)，在資本更容易替代勞動(dòng)的地區(qū)，更多的投資將使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程進(jìn)一步優(yōu)化，并釋放出更多非農(nóng)勞動(dòng)供給（Valsecchi，2014）。第三，土地的空間權(quán)屬和時(shí)間權(quán)屬得以保障后可減少農(nóng)戶在流轉(zhuǎn)土地過程中的談判成本（Besley，1995；Besley和Ghatak，2010），從而促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，進(jìn)而釋放部分勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門（周文等，2017）。第四，農(nóng)地確權(quán)可通過緩解融資約束來促進(jìn)農(nóng)業(yè)資本投入，這會(huì)對(duì)農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入產(chǎn)生一定抑制效應(yīng)。由此可見，農(nóng)地確權(quán)對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響方向取決于上述各微觀加總效應(yīng)的凈效應(yīng)，其影響結(jié)果是正向還是負(fù)向便需要通過實(shí)證研究來檢驗(yàn)。

鑒于此，本文利用中國家庭金融調(diào)查（China Household Financial Survey，CHFS）在2013 年與2015 年采集的微觀面板數(shù)據(jù)，以2009 年開始逐步實(shí)施的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記試點(diǎn)作為外生政策沖擊，通過構(gòu)筑一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)（Quasi-natural Experiment），采用雙重差分模型（Difference-in-Difference）來識(shí)別農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)民非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的因果影響及其內(nèi)在機(jī)制，以期為農(nóng)地確權(quán)的政策效果提供科學(xué)的評(píng)估，進(jìn)而為相關(guān)政策的制定提供參考依據(jù)。

文章剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分說明本文的實(shí)證研究方法與計(jì)量模型設(shè)定；第三部分是數(shù)據(jù)來源、變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析；最后是結(jié)論與政策啟示。

二、研究方法與計(jì)量模型設(shè)定

農(nóng)地確權(quán)登記試點(diǎn)使得本文可以采用雙重差分模型來識(shí)別農(nóng)地確權(quán)與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與之間的因果關(guān)系，雙重差分模型可以較好地避免計(jì)量模型估計(jì)中存在的內(nèi)生性問題。農(nóng)地確權(quán)登記試點(diǎn)必然使得在某一時(shí)點(diǎn)上一些農(nóng)戶受到農(nóng)地確權(quán)政策的影響，而另一些農(nóng)戶則不受農(nóng)地確權(quán)政策的影響，這就為實(shí)施雙重差分估計(jì)創(chuàng)造了條件。具體模型設(shè)定如下：

Yit表示農(nóng)民i 在第t 期是否參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)啞變量，若參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)取值為1，否則取值為0；Di表示農(nóng)民i 所在家庭是否獲得農(nóng)地確權(quán)證書啞變量，若獲得農(nóng)地確權(quán)證書取值為1，否則取值為0；POSTt表示政策發(fā)生前后啞變量，當(dāng)?shù)趖 期在政策發(fā)生后取值為1，否則取值為0；Xit是控制變量向量；ci表示個(gè)體固定效應(yīng)，year2015表示時(shí)間固定效應(yīng)；uit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

實(shí)證研究中需要考慮的另一個(gè)重要問題是，盡管農(nóng)地確權(quán)登記試點(diǎn)通常以縣、行政村或村小組為單位統(tǒng)一展開，但由于政策實(shí)施的非隨機(jī)性，確權(quán)農(nóng)戶和未確權(quán)農(nóng)戶在確權(quán)之前可能并不滿足雙重差分模型所要求的平行趨勢(shì)假定，進(jìn)而造成β 的估計(jì)產(chǎn)生偏誤。比如，對(duì)第二輪土地承包以后存在分家、嫁女、入贅、離婚、死亡等因素導(dǎo)致土地權(quán)屬不明的土地，需要待糾紛解決后再予以確權(quán)，因此確權(quán)農(nóng)戶和未確權(quán)農(nóng)戶在家庭規(guī)模、婚姻狀況上可能存在異質(zhì)性。再如，政府可能選擇地形復(fù)雜度較低、群眾支持度高、基層黨員群眾代表性強(qiáng)、村干部能力較高的村優(yōu)先開展農(nóng)地確權(quán)試點(diǎn)，即確權(quán)地區(qū)和未確權(quán)地區(qū)在地理環(huán)境、民風(fēng)民情、村干部能力素質(zhì)等方面存在天然的差異。對(duì)于違背平行趨勢(shì)假定所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤問題，本文將采用三種方式予以克服：一是控制個(gè)體固定效應(yīng)，這可以消除不隨時(shí)間變化的非觀測(cè)異質(zhì)性的影響，既包括個(gè)體不隨時(shí)間變化的非觀測(cè)異質(zhì)性，也包括村莊不隨時(shí)間變化的非觀測(cè)異質(zhì)性，比如，地形、民風(fēng)民情、距離市縣中心的距離等；二是在控制個(gè)體固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上繼續(xù)控制每個(gè)城市的時(shí)間固定效應(yīng)和不同特質(zhì)村莊的時(shí)間固定效應(yīng)，這可以在一定程度上緩解分組不隨機(jī)導(dǎo)致的內(nèi)生性問題（Leight，2016）；三是采用傾向匹配和雙重差分模型相結(jié)合的方法（PSMDID）來克服分組不隨機(jī)的問題，傾向匹配雙重差分模型是用于解決樣本自選擇問題的常用方法之一，其基本思想是：通過尋找與實(shí)驗(yàn)組特征相近的個(gè)體作為控制組，再運(yùn)用雙重差分模型對(duì)配對(duì)成功的實(shí)驗(yàn)組與控制組進(jìn)行分析，該方法的優(yōu)勢(shì)是既可以在一定程度上緩解樣本自選擇問題，同時(shí)還能消除不隨時(shí)間變化的非觀測(cè)異質(zhì)性和時(shí)間趨勢(shì)的影響。

三、數(shù)據(jù)來源、變量與描述統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源和處理

本文所用數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查（China Household Financial Survey，CHFS）在2013 年與2015 年搜集的兩輪微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。①中國家庭金融調(diào)查（CHFS）始于2011 年，本文未采用2011 年調(diào)查數(shù)據(jù)的原因在于2013 年和2011年數(shù)據(jù)中的個(gè)體樣本無法精確匹配，即家庭內(nèi)部成員之間無法一一匹配。CHFS 采用分層、三階段與概率比例規(guī)模（PPS）抽樣法在全國抽取家庭樣本，且每?jī)赡陮?duì)抽樣家庭進(jìn)行一次追蹤訪問。2013 年，CHFS 在全國除西藏、新疆和港澳臺(tái)地區(qū)外的29 個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）搜集了 28 143戶家庭、97 916 個(gè)家庭成員的信息，樣本具有全國和省級(jí)代表性。2015 年，CHFS 對(duì)2013年樣本進(jìn)行了追訪，并將調(diào)查樣本擴(kuò)充至37 340 戶家庭、125 315 個(gè)家庭成員，樣本在全國、各省及各副省級(jí)城市均具有代表性。其中，追訪成功21 775 戶家庭、70 037 個(gè)家庭成員。調(diào)查信息包括基本的人口統(tǒng)計(jì)特征、主觀態(tài)度、金融和非金融資產(chǎn)、負(fù)債、家庭支出與收入、社會(huì)保障與保險(xiǎn)等。特別地，CHFS 問卷詳細(xì)記錄了農(nóng)戶是否獲得新一輪農(nóng)地確權(quán)證書、獲得農(nóng)地確權(quán)證書的時(shí)間以及16 歲以上家庭成員的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與情況。

由于本文的研究目標(biāo)是考察農(nóng)戶獲得農(nóng)用土地確權(quán)證書對(duì)其家庭成員非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響，因此，本文對(duì)數(shù)據(jù)做了如下處理。首先，本文剔除了沒有農(nóng)用土地的家庭。其次，本文剔除了非農(nóng)業(yè)戶籍家庭成員。再次，本文剔除了在校學(xué)生、喪失勞動(dòng)能力或已經(jīng)離退休的家庭成員。最后，雙重差分估計(jì)要求實(shí)驗(yàn)組和控制組在受到政策影響前具有同質(zhì)性，本文還剔除了在2013 年及以前就已獲得農(nóng)地確權(quán)證書的家庭。經(jīng)上述處理后，最終獲得的有效樣本為7 097 戶家庭，16 493 個(gè)家庭成員。在回歸分析中，因一些變量存在缺失值，有效樣本還會(huì)有所不同。

（二）變量與描述統(tǒng)計(jì)

（1）農(nóng)地確權(quán)。該變量是本文最重要的解釋變量，其定義為農(nóng)戶是否獲得農(nóng)用土地確權(quán)證書，其中，農(nóng)用土地包括耕地、林地、草地和園地等，若農(nóng)戶在2013 年和2015 年兩輪調(diào)查期間至少有一類農(nóng)用土地獲得確權(quán)證書取值為1，否則取值為0，前者為實(shí)驗(yàn)組，后者為控制組。在7 097 個(gè)農(nóng)戶樣本中，實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶2 096 個(gè)，占比29.53%，對(duì)應(yīng)4 811個(gè)家庭成員。

（2）非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與。該變量為本文最核心的被解釋變量，其定義為農(nóng)民是否參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，若參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)取值為1，否則取值為0。非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與主要與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與相對(duì)應(yīng)，本文定義的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與包括兩類：一是受雇于他人，以獲取工資收入為主的勞動(dòng)力供給；二是自雇或創(chuàng)業(yè)。表1 報(bào)告了家庭成員工作性質(zhì)在2013 年和2015 年的分布情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，從2013 年到2015 年，樣本中從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的個(gè)體增加了3.55 個(gè)百分點(diǎn)，且主要是由于受雇于他人的比例的增加，創(chuàng)業(yè)的比例反而減少了1.45 個(gè)百分點(diǎn)。與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與比例提高相反，樣本中從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的個(gè)體減少了5.43 個(gè)百分點(diǎn)。除非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與外，工作性質(zhì)不確定（其他）的比例變化不大，但調(diào)查時(shí)沒有工作的比例增加了2.05 個(gè)百分點(diǎn)。表1 進(jìn)一步報(bào)告了農(nóng)地確權(quán)組和未確權(quán)組個(gè)體在2013年和2015 年時(shí)的工作性質(zhì)分布情況，表1 最后一列報(bào)告了上述兩組樣本各類勞動(dòng)參與比例變動(dòng)的差異是否顯著的雙邊t 檢驗(yàn)。可以發(fā)現(xiàn)，確權(quán)組農(nóng)民增加的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與比例顯著高于未確權(quán)組，且這一差異主要體現(xiàn)于受雇于他人這類勞動(dòng)參與上，兩組樣本在創(chuàng)業(yè)比例的變動(dòng)上無顯著差異。另外，兩組樣本的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與比例的變動(dòng)也無顯著差異，但確權(quán)組農(nóng)民增加的無工作者比例顯著低于未確權(quán)組。初步的描述性統(tǒng)計(jì)信息顯示，農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與，且主要促進(jìn)了農(nóng)戶受雇于他人。

表1 工作性質(zhì)分布

（3）控制變量。參照現(xiàn)有研究，本文還對(duì)其他可能影響非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的變量進(jìn)行了控制，主要包括兩類。一類是隨時(shí)間變化的變量，這類變量包括個(gè)體婚姻狀況、信息獲取能力、是否參加過就業(yè)培訓(xùn)以及家庭人口特征。其中，個(gè)體婚姻狀況為啞變量，未婚取值為1，否則取值為0；信息獲取能力以受訪者是否關(guān)注經(jīng)濟(jì)信息來衡量，是取值為1，否則取值為0；是否參加過就業(yè)培訓(xùn)以受訪者是否上過經(jīng)濟(jì)課程來衡量，是取值為1，否則取值為0；家庭人口特征包括家庭總?cè)藬?shù)、16 歲及以下少年占比和60 歲及以上老年占比。另一類是不隨時(shí)間變化的變量，這類變量可用于控制不同特征的個(gè)體的時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)，從而進(jìn)一步保證實(shí)驗(yàn)組和控制組滿足共同趨勢(shì)假定，這些特征包括性別、年齡、受教育程度、是否有慢性病4 個(gè)變量。其中，性別為啞變量，男性取值為1，女性取值為0；受教育程度以文盲為參照組，依次生成對(duì)應(yīng)小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學(xué)及以上的六個(gè)啞變量。表2 報(bào)告了上述兩類控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)，可以發(fā)現(xiàn)，確權(quán)組和未確權(quán)組農(nóng)戶的各類特征均比較相近，相比較而言，確權(quán)組農(nóng)戶家庭總?cè)藬?shù)更少、家庭人口結(jié)構(gòu)更年輕、受教育程度更低、得慢性病的比例更高。

表2 控制變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基本模型的估計(jì)

表3 報(bào)告了基本模型的估計(jì)結(jié)果，所有模型均采用聚類到行政村或社區(qū)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。模型（1）未加入任何控制變量，模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了隨時(shí)間變化的控制變量，模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了不隨時(shí)間變化的變量與年份啞變量的交叉項(xiàng)以控制不同特征個(gè)體的時(shí)間趨勢(shì)，模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)上加入了城市啞變量與年份啞變量的交叉項(xiàng)以控制不同城市的時(shí)間趨勢(shì)?？梢园l(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)顯著提高了農(nóng)民參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的概率，且這一影響在引入更多控制變量后依舊十分穩(wěn)健。就邊際效應(yīng)而言，其他因素不變，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)民參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的概率提高約2.5 個(gè)百分點(diǎn)。在本文所用樣本中，農(nóng)民在2013 年的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率約為38.2%，因此，農(nóng)地確權(quán)約可使參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的農(nóng)民數(shù)量增加6.5%（2.5/38.2）。

表3 農(nóng)地確權(quán)對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還對(duì)基本模型的估計(jì)結(jié)果做了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，由于抽樣調(diào)查中每個(gè)樣本所代表的總體不同，這可能會(huì)影響總體推斷，因此，表4 模型（1）考慮了抽樣權(quán)重，估計(jì)結(jié)果顯示，考慮抽樣權(quán)重后，本文的估計(jì)結(jié)果依舊十分穩(wěn)健。其次，若農(nóng)地確權(quán)可顯著促進(jìn)家庭成員參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，那么，對(duì)于每個(gè)家庭而言，農(nóng)地確權(quán)應(yīng)該能夠顯著提高家庭成員中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者的比例，表4 模型（2）報(bào)告了以家庭成員中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者的比例作為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)可使家庭成員中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者的比例顯著提高1.7 個(gè)百分點(diǎn)。最后，由于雙重差分估計(jì)一致可信的一個(gè)充分條件是實(shí)驗(yàn)組和控制組滿足同質(zhì)性，參照現(xiàn)有研究的做法，本文采用傾向匹配雙重差分模型（PSMDID）來盡可能使得實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策發(fā)生前具有同質(zhì)性。PSMDID 的實(shí)施步驟如下：

第一，估計(jì)傾向分值函數(shù)P(Di=1 | Xi1)，即利用第1 期（2013 年）的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)信息預(yù)測(cè)農(nóng)戶i 在第2 期（2015 年）獲得農(nóng)地確權(quán)證書的概率，本文采用probit 模型估計(jì)傾向分值函數(shù)。由于確權(quán)農(nóng)戶和未確權(quán)農(nóng)戶在農(nóng)戶、村莊及縣級(jí)層面均可能存在異質(zhì)性，因此，匹配向量應(yīng)盡可能全面地包括農(nóng)戶、村莊及區(qū)縣特征信息?；跀?shù)據(jù)的可得性，本文選取的匹配向量Xi1主要包括：（1）家庭總?cè)藬?shù)以及戶主的年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限5 個(gè)家庭特征變量；（2）村支部書記或主任的年齡、性別、受教育程度、是否是黨員，村莊2013 年家庭戶數(shù)，村莊是否有小學(xué)，村莊到區(qū)或縣政府的路程距離，村莊黨員人數(shù)以及該村是屬于城鎮(zhèn)居委會(huì)還是農(nóng)村行政村9 個(gè)村級(jí)特征變量；（3）區(qū)縣固定效應(yīng)。由于村級(jí)特征變量存在缺失值，前文的估計(jì)中并沒有控制不同特征村莊的時(shí)間趨勢(shì)。為保證估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健，表4 模型（3）報(bào)告了在基本模型中直接加入村級(jí)特征變量與年份啞變量交叉項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，控制不同特征村莊的時(shí)間趨勢(shì)后，本文的估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。

第二，根據(jù)傾向得分為實(shí)驗(yàn)組尋找最佳匹配對(duì)象。本文采用常見的一對(duì)一匹配法（1-to-1 matching），最終成功匹配3 864 戶農(nóng)戶，處理組與對(duì)照組樣本各占50%，分別對(duì)應(yīng)4 444、4 511 個(gè)有效家庭成員樣本。配對(duì)成功后，需要檢驗(yàn)匹配的有效性，常見的檢驗(yàn)方法是匹配平衡性檢驗(yàn)。在本文中，所有匹配變量均通過了匹配平衡性檢驗(yàn)。①因篇幅所限，本文省略了匹配變量的描述性統(tǒng)計(jì)和匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。

第三，在檢驗(yàn)通過的基礎(chǔ)上，再采用雙重差分模型僅對(duì)匹配成功的樣本進(jìn)行分析。表4 模型（4）報(bào)告了僅采用匹配樣本進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，表4 模型（5）又在模型（4）的基礎(chǔ)上加入了控制變量，估計(jì)結(jié)果均顯示，農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)了非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與，結(jié)果十分穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者的去向與來源

既然農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與，那么，最直接的問題是增加的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者在從事何種工作以及他們從何而來。為回答這兩個(gè)問題，本文將勞動(dòng)者的工作狀態(tài)分解為受雇于他人、自雇或創(chuàng)業(yè)、務(wù)農(nóng)、其他以及沒有工作五種狀態(tài)，進(jìn)而分析農(nóng)地確權(quán)分別對(duì)這五種工作狀態(tài)的影響。表5 模型（1）—（5）分別報(bào)告了農(nóng)地確權(quán)對(duì)5 種工作狀態(tài)的影響的估計(jì)結(jié)果，被解釋變量均為啞變量，比如“受雇于他人”表示農(nóng)民是否受雇于他人，是則取值為1，否則取值為0，其余被解釋變量的含義以此類推。估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)顯著提高了非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與中受雇于他人的概率，但對(duì)自雇或創(chuàng)業(yè)參與無顯著影響。與此同時(shí)，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了農(nóng)民沒有工作的概率，但并未降低農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與，甚至對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與有正向影響。

表5 農(nóng)地確權(quán)對(duì)不同工作狀態(tài)的影響

為進(jìn)一步明確農(nóng)地確權(quán)后增加的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者的來源，本文進(jìn)一步將無工作個(gè)體分解為家務(wù)勞動(dòng)者、季節(jié)性失業(yè)、暫未找到工作和不愿意工作四類。表6 報(bào)告了農(nóng)地確權(quán)對(duì)這四類無工作個(gè)體的影響。可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了家務(wù)勞動(dòng)者的比例，但對(duì)其他三類無工作個(gè)體無顯著影響。由此可見，農(nóng)地確權(quán)后增加的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者主要來源于農(nóng)村閑置的勞動(dòng)力——家務(wù)勞動(dòng)者，而并非來源于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者。

表6 農(nóng)地確權(quán)與失業(yè)類型

（四）影響機(jī)制分析

接下來，本文進(jìn)一步分析農(nóng)地確權(quán)影響非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的機(jī)制。首先，根據(jù)Besley（1995）以及Besley 和Ghatak（2010）的理論研究，農(nóng)地確權(quán)影響非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的一個(gè)最直接的渠道是農(nóng)地確權(quán)后，農(nóng)戶可以減少用于保護(hù)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的勞動(dòng)力投入，從而可以放心地從事收入更高的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，即農(nóng)地確權(quán)可通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性而促進(jìn)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與。若這一影響機(jī)制成立，那么，相較于在政策實(shí)施前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性較好的農(nóng)戶，農(nóng)地確權(quán)將顯著促進(jìn)在政策實(shí)施前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性較差的農(nóng)戶參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)（Janvry 等，2015）。檢驗(yàn)這一影響機(jī)制的關(guān)鍵在于尋找合適的變量將樣本按照農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性劃分為較好和較差兩組，進(jìn)而分別考察農(nóng)地確權(quán)對(duì)這兩組農(nóng)戶參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)是否具有差異化影響?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下，農(nóng)地調(diào)整頻率是影響農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性的一個(gè)重要因素（鐘甫寧和紀(jì)月清，2009；Jacoby 等，2002），農(nóng)地調(diào)整頻率越高，地權(quán)安全性越差。參照現(xiàn)有研究，本文以農(nóng)戶所在村最近一次經(jīng)歷農(nóng)地調(diào)整的年份間隔（2015 減去最近一次土地調(diào)整年份）來衡量地權(quán)安全性，最近一次農(nóng)地調(diào)整的年份間隔越久則表明地權(quán)安全性越好。

農(nóng)地調(diào)整年份間隔這一變量來源于社區(qū)問卷，由于社區(qū)問卷只記錄了農(nóng)村行政村最近一次農(nóng)地調(diào)整的年份，因此，樣本數(shù)與前文有所不同。本文以農(nóng)地調(diào)整年份間隔來定義地權(quán)穩(wěn)定性，若農(nóng)地調(diào)整年份間隔大于中位數(shù)則表示地權(quán)穩(wěn)定，取值為1，否則取值為0。樣本中農(nóng)地調(diào)整年份間隔的中位數(shù)為17 年，所對(duì)應(yīng)的年份為1998 年，這恰好是第二輪土地承包開始的年份。表7 模型（1）的估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)于地權(quán)穩(wěn)定的村莊，農(nóng)地確權(quán)后可使非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率提高0.003（0.049 -0.046），而對(duì)于地權(quán)不穩(wěn)定的村莊，農(nóng)地確權(quán)后可使非農(nóng)業(yè)勞參與率顯著提高0.049，二者的差異在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這與理論預(yù)期一致，即農(nóng)地確權(quán)可通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性而促進(jìn)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與。

表7 地權(quán)穩(wěn)定、要素替代與勞動(dòng)力配置

其次，農(nóng)地確權(quán)可通過影響農(nóng)業(yè)投資的方式來間接影響勞動(dòng)力的再分配，但具體影響方向依賴于農(nóng)業(yè)資本投入對(duì)勞動(dòng)投入的替代難易程度，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入越容易被資本投入所替代，農(nóng)地確權(quán)將促進(jìn)資本投入，進(jìn)而釋放出更多的勞動(dòng)力參與到非農(nóng)業(yè)部門，反之，農(nóng)地確權(quán)將促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，進(jìn)而抑制非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與。

為檢驗(yàn)上述理論假說，本文將樣本按照農(nóng)業(yè)資本替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的難易程度劃分為容易替代和不易替代兩組，進(jìn)而檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)這兩組樣本的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與是否具有差異化影響。由于能夠替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入的主要是農(nóng)業(yè)機(jī)械，因此，本文主要以農(nóng)戶所在地區(qū)是否適宜農(nóng)業(yè)機(jī)械耕作來劃分樣本，顯然，適合農(nóng)業(yè)機(jī)械耕作的地區(qū)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)更容易被農(nóng)業(yè)資本所替代（鐘甫寧等，2016）。具體來講，本文選擇如下三個(gè)變量來衡量農(nóng)業(yè)資本替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的難易程度。第一，農(nóng)戶所在村的地形是否是平原，若是平原取值為1，否則取值為0。第二，農(nóng)戶所在村的耕地使用機(jī)械耕作的比例，以該比例是否高于中位數(shù)將樣本劃分為農(nóng)機(jī)化程度高和農(nóng)機(jī)化程度低兩組，該變量只記錄了農(nóng)村行政村的情況，若村莊耕地使用機(jī)械耕作的比例高于中位數(shù)取值為1，否則取值為0。第三，農(nóng)戶承包耕地中的最大一塊耕地是否適宜大型機(jī)械耕作，該變量只記錄了承包有耕地的農(nóng)戶，若農(nóng)戶承包耕地中的最大一塊耕地適宜大型機(jī)械耕作取值為1，否則取值為0。

表7 模型（2）—（4）的估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)于平原、農(nóng)機(jī)化程度高、適宜大型機(jī)械耕種的地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的促進(jìn)作用顯著高于各自的參照組。與此同時(shí)，對(duì)于非平原、農(nóng)機(jī)化程度低、不適宜大型機(jī)械耕種的地區(qū)，盡管農(nóng)地確權(quán)對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與依然有正向影響，但均不顯著。相比較而言，平原、農(nóng)機(jī)化程度高、適宜大型機(jī)械耕種的地區(qū)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)更容易被農(nóng)業(yè)資本所替代，由此可見，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)越容易被農(nóng)業(yè)資本所替代，農(nóng)地確權(quán)對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的促進(jìn)作用越大。

表7 模型（5）—（7）的估計(jì)結(jié)果顯示，與對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響相反，農(nóng)地確權(quán)對(duì)平原、農(nóng)機(jī)化程度高、適宜大型機(jī)械耕種地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與具有負(fù)向影響，但對(duì)非平原、農(nóng)機(jī)化程度低、不適宜大型機(jī)械耕種地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與具有顯著的正向影響。相比較而言，非平原、農(nóng)機(jī)化程度低、不適宜大型機(jī)械耕種的地區(qū)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)更不易被農(nóng)業(yè)資本所替代，這表明，當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)難以被農(nóng)業(yè)資本所替代時(shí)，農(nóng)地確權(quán)將顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與。

盡管CHFS 調(diào)查數(shù)據(jù)中沒有農(nóng)業(yè)機(jī)械投資相關(guān)變量，但可采用《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)是否可促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械投資?！吨袊h域統(tǒng)計(jì)年鑒》中有兩個(gè)可衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械投入的變量，分別是農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和機(jī)收面積。參照Do 和Iyer（2008）的研究，本文將抽樣區(qū)縣農(nóng)地確權(quán)比例高于50%的區(qū)縣定義為實(shí)驗(yàn)組，而將農(nóng)地確權(quán)比例低于50%的區(qū)縣定義為控制組。通過將CHFS 抽樣區(qū)縣與《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)匹配便可在區(qū)縣層面分析確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入的影響，匹配成功的區(qū)縣為191 個(gè)。與CHFS 數(shù)據(jù)一致，本文采用《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》2013—2015 年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。表8 模型（1）和（2）的估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力顯著提高2.815 萬千瓦特，可使機(jī)收面積顯著提高4 321.317 公頃。

綜合上述估計(jì)結(jié)果可以得出，農(nóng)地確權(quán)可通過影響農(nóng)業(yè)投資的方式來影響勞動(dòng)力的再分配。具體而言，當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)易于被資本所替代時(shí)，農(nóng)地確權(quán)可促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入，進(jìn)而釋放部分勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門，而當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)不易于被資本所替代時(shí)，農(nóng)地確權(quán)則會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，進(jìn)而吸收部分勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到農(nóng)業(yè)部門，這一發(fā)現(xiàn)與理論預(yù)期一致。

表8 確權(quán)促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入的區(qū)縣層面證據(jù)和土地出租的中介效應(yīng)

再次，農(nóng)地確權(quán)還可通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)來間接促進(jìn)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與。為提供實(shí)證證據(jù)，本文繼續(xù)考察農(nóng)地確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)通過影響土地流轉(zhuǎn)來間接促進(jìn)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的中介效應(yīng)。表8 模型（3）的估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)具有顯著正向影響。將土地流轉(zhuǎn)這一變量加入非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與模型后（表8 模型（4）），土地流轉(zhuǎn)對(duì)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，且農(nóng)地確權(quán)這一變量的估計(jì)系數(shù)與不加入土地流轉(zhuǎn)變量時(shí)的估計(jì)系數(shù)（0.023）相比有所減小，但土地確權(quán)這一關(guān)鍵變量的顯著性與不加入土地流轉(zhuǎn)時(shí)的估計(jì)結(jié)果相比變化不大。根據(jù)驗(yàn)證中介效應(yīng)（mediating effect）的三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)可知，在農(nóng)地確權(quán)影響非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的渠道中，土地流轉(zhuǎn)具有微弱的中介效應(yīng)。

最后，農(nóng)地確權(quán)還可通過緩解農(nóng)業(yè)投資受到的融資約束而抑制非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與。若這一影響機(jī)制成立，農(nóng)地確權(quán)將有助于幫助家庭獲得銀行貸款，或緩解家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或創(chuàng)業(yè)過程中受到的信貸約束，進(jìn)一步地，農(nóng)地確權(quán)將在短期內(nèi)提高家庭的負(fù)債水平。表9 模型（1）報(bào)告了農(nóng)地確權(quán)對(duì)于農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或創(chuàng)業(yè)是否獲得銀行貸款的影響，是否獲得銀行貸款為啞變量，若農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或創(chuàng)業(yè)目前仍有未還清的銀行貸款取值為1，否則取值為0。表9 模型（2）報(bào)告了農(nóng)地確權(quán)對(duì)于農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或創(chuàng)業(yè)是否受到信貸約束的影響。信貸約束是指“需要貸款但沒申請(qǐng)”或“申請(qǐng)被拒絕”，若受到了信貸約束，該變量取值為1，否則取值為0。表9 模型（3）報(bào)告了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶家庭總負(fù)債的影響，模型（4）和（5）進(jìn)一步區(qū)分了銀行負(fù)債和非銀行負(fù)債。

表9 的估計(jì)結(jié)果顯示，盡管估計(jì)系數(shù)符號(hào)與預(yù)期一致，但農(nóng)地確權(quán)對(duì)于家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或創(chuàng)業(yè)是否獲得銀行貸款、是否受到信貸約束、總負(fù)債、銀行負(fù)債以及非銀行負(fù)債均無顯著影響。這一發(fā)現(xiàn)也與現(xiàn)實(shí)相符，由于目前我國土地承包經(jīng)營權(quán)抵押融資試點(diǎn)尚未在全國推廣，相關(guān)金融支持政策也未落實(shí)到位，土地承包經(jīng)營權(quán)抵押融資試點(diǎn)尚未形成成熟的模式，因此，農(nóng)地確權(quán)可能很難具有緩解融資約束的作用。

表9 農(nóng)地確權(quán)與融資約束

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用中國家庭金融調(diào)查在2013 年和2015 年搜集的微觀面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型識(shí)別了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)民非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的因果影響。研究結(jié)果主要如下：第一，農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)民參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，平均而言，農(nóng)地確權(quán)可使參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的農(nóng)民數(shù)量增加約6.5%。第二，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了農(nóng)村閑置勞動(dòng)力的比例，但農(nóng)地確權(quán)并未降低農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與，這表明，農(nóng)地確權(quán)后增加的非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者主要來源于農(nóng)村閑置勞動(dòng)力。第三，農(nóng)地確權(quán)既可通過強(qiáng)化地權(quán)穩(wěn)定性而促進(jìn)非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與，也可通過影響農(nóng)業(yè)投資方式來進(jìn)一步優(yōu)化勞動(dòng)力分配。具體而言，當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)易于被資本所替代時(shí)，農(nóng)地確權(quán)可促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入，進(jìn)而釋放部分勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門，而當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)不易于被資本所替代時(shí)，農(nóng)地確權(quán)則會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，進(jìn)而吸收部分勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到農(nóng)業(yè)部門。最后，農(nóng)地確權(quán)還具有通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)而提高非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的微弱效應(yīng)，但其尚不具有緩解融資約束而抑制非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的作用機(jī)制。

本文的研究結(jié)論具有如下啟示。首先，農(nóng)地確權(quán)是新一輪農(nóng)村經(jīng)濟(jì)改革發(fā)展的基礎(chǔ)，其目標(biāo)旨在從供給側(cè)消除農(nóng)村土地和勞動(dòng)力兩大要素流動(dòng)的壁壘，本文的研究結(jié)果表明農(nóng)地確權(quán)可顯著促進(jìn)農(nóng)民參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，這既有利于提高農(nóng)民收入，也有利于緩解非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力短缺問題，因此，未來應(yīng)繼續(xù)完善農(nóng)地確權(quán)，以消除勞動(dòng)力自由流動(dòng)的制度壁壘。其次，農(nóng)地確權(quán)可通過促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入來釋放出更多的勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門，因此，未來應(yīng)繼續(xù)鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，進(jìn)而可使農(nóng)地確權(quán)在促進(jìn)勞動(dòng)力自由流動(dòng)上產(chǎn)生更大的乘數(shù)效應(yīng)。再次，農(nóng)地確權(quán)可通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)來進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)戶的勞動(dòng)力分配，因此，未來應(yīng)繼續(xù)落實(shí)降低土地流轉(zhuǎn)交易成本的政策。最后，農(nóng)地確權(quán)尚不具有緩解融資約束的作用，因此，未來應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)抵押融資試點(diǎn)，以緩解農(nóng)戶受到的融資約束。