摘要：勞動力與土地作為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的兩大生產(chǎn)要素，二者的配比直接關(guān)系到我國城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村振興及城鄉(xiāng)融合發(fā)展。結(jié)合1995—2015年全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流出互為顯著正向促進，而勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流出互動關(guān)系不顯著;較長時期內(nèi)，農(nóng)地流出對勞動力流動規(guī)模影響大于勞動力流動規(guī)模對農(nóng)地流出的影響，勞動力流動質(zhì)量則會抑制農(nóng)地流出，但抑制作用趨于減弱;勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流出依賴自身慣性發(fā)展態(tài)勢明顯，而勞動力流動規(guī)模受自身慣性影響較小。因此，政府在穩(wěn)定勞動力非農(nóng)就業(yè)的同時，應(yīng)積極尋求其他更加有效激勵農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策工具，穩(wěn)步推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)，最終實現(xiàn)二者的同步發(fā)展。特別是針對農(nóng)地流轉(zhuǎn)對自身發(fā)展態(tài)勢的依賴慣性，以及對勞動力流動規(guī)模的積極影響，政府要出臺相應(yīng)激勵政策，加快新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育，解決農(nóng)地的不完全契約問題。

關(guān)鍵詞：勞動力流動;農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系;城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu);新型城鎮(zhèn)化

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“農(nóng)戶分化視角下農(nóng)村勞動力流動與土地流轉(zhuǎn)的互動發(fā)展研究”（15BJY087）

中圖分類號：F301 ? ?文獻標(biāo)識碼：A ? ?文章編號：1003-854X（2020）02-0057-07

勞動力與土地作為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的兩大生產(chǎn)要素，二者的配比直接關(guān)系到我國城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村振興及城鄉(xiāng)融合發(fā)展。勞動力流動、農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為要素流動與重組的重要途徑，其同步發(fā)展成為衡量經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵指標(biāo)。隨著我國城鄉(xiāng)二元戶籍的松動，城市勞動力市場逐步放開，勞動力在城鄉(xiāng)間、產(chǎn)業(yè)間、地區(qū)間等開始大規(guī)模流動。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2018年我國農(nóng)村勞動力流動規(guī)模已達2.88億人，但合乎邏輯的大規(guī)模農(nóng)地流轉(zhuǎn)并未發(fā)生，我國農(nóng)業(yè)仍以小農(nóng)經(jīng)營為主，農(nóng)地流轉(zhuǎn)明顯滯后于農(nóng)村勞動力流動。

一、文獻述評

對于勞動力流動與土地流轉(zhuǎn)的研究文獻較多，早期研究大多基于單一維度，主要關(guān)注其理論基礎(chǔ)、流動動因、流轉(zhuǎn)模式、制度演變等，但未考慮要素間的影響作用①。后期大量學(xué)者開始從微觀視角關(guān)注勞動力和土地兩大要素流動的單向影響，由于指標(biāo)選擇、數(shù)據(jù)來源、計量方法等的差異，已有研究尚未有定論，而且這類研究通常存在兩個問題：一是理論假設(shè)大多為一類要素流動行為是另一類要素流動行為的原因或結(jié)果，在模型設(shè)置時，通常將另一種要素流動行為假定為由市場決定的外生變量，而忽視了解釋變量的內(nèi)生性問題②;二是單向影響研究雖能在一定程度上解釋要素流動的內(nèi)在機理，但仍缺乏二者互動的理論基礎(chǔ)與關(guān)系驗證③。

基于此，有學(xué)者對勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)互動關(guān)系展開探索，一類關(guān)注互動理論研究，分別從不同理論視角研究二者的內(nèi)在機理。邱長生、張成君等（2008）利用碰撞理論和中間過渡狀態(tài)理論分析認為農(nóng)村勞動力流動和土地流轉(zhuǎn)的同步發(fā)生必須達到一定條件之后經(jīng)過多次“碰撞”才能實現(xiàn)④;陳秧分等（2010）基于農(nóng)戶生產(chǎn)決策理論認為勞動力非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地租賃行為發(fā)生取決于農(nóng)戶要素相對豐裕程度⑤;仇童偉、羅必良（2018）基于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的理論視角，認為國家賦權(quán)構(gòu)成了農(nóng)地和勞動力要素配置的主導(dǎo)因素，國家賦權(quán)的強化程度會影響勞動力非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)⑥。另一類則關(guān)注互動關(guān)系測度，基于微觀數(shù)據(jù)分析互動程度及互動邏輯，通過勞動力流動速率和農(nóng)地流轉(zhuǎn)速率指標(biāo)測算，發(fā)現(xiàn)勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在動態(tài)不一致，且農(nóng)地流轉(zhuǎn)明顯滯后于勞動力流動，未達到耦合協(xié)調(diào)的良性互動狀態(tài)⑦;基于家庭內(nèi)部分工理論研究分析認為，勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間存在制約關(guān)系⑧。還有學(xué)者用聯(lián)立方程模型、MvProbit模型等解決內(nèi)生性問題，分析勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動關(guān)系及關(guān)聯(lián)邏輯，通過“非農(nóng)就業(yè)勞動力占比”、“是否轉(zhuǎn)出農(nóng)地”、“是否轉(zhuǎn)入農(nóng)地”等指標(biāo)測度勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動關(guān)系，由于指標(biāo)及模型選擇的差異，尚未形成統(tǒng)一結(jié)論⑨。

整體上來看，上述文獻不同程度地豐富了勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的研究，但仍存在以下不足。首先，現(xiàn)有文獻雖對二者互動機理及互動關(guān)系研究取得了一定進展，但對于長期動態(tài)演變特征及影響效應(yīng)則較少涉及;其次，現(xiàn)有文獻多是基于農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的截面回歸分析，且實證模型對勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的內(nèi)生性處理有待商榷;最后，在指標(biāo)選擇上，大多數(shù)文獻側(cè)重勞動力流動規(guī)模而忽略其就業(yè)質(zhì)量，側(cè)重當(dāng)期效應(yīng)而忽略滯后效應(yīng)。為彌補上述不足，本文從東中西部出發(fā)，利用1995—2015年全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)，基于勞動力流動的規(guī)模與質(zhì)量指標(biāo)，分別構(gòu)建面板向量自回歸（PVAR）模型，將勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)納入同一內(nèi)生系統(tǒng)，在保持各變量獨立性的同時分析二者互動關(guān)系，并對未來較長時期內(nèi)的影響效應(yīng)進行考量，以期提出更具操作性的政策建議。

二、互動機理及理論假說

（一）關(guān)于勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動機理

1. 勞動力流動規(guī)模通過勞動力流失效應(yīng)影響農(nóng)地流出。隨著城鎮(zhèn)就業(yè)體制與戶籍制度改革的不斷深化，早期的勞動力流動在一定程度上緩解了我國農(nóng)業(yè)的“過密化”狀態(tài)，改善了勞動力與土地要素的不匹配。伴隨工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，非農(nóng)勞動力市場需求旺盛，勞動力流動規(guī)模持續(xù)擴大，農(nóng)業(yè)勞動力呈現(xiàn)過度流失現(xiàn)象，農(nóng)地拋荒、“民工荒”、“誰來種地”等一度成為學(xué)界關(guān)注的話題，土地和勞動力要素匹配凸現(xiàn)新的失衡。非農(nóng)勞動力比重較高，農(nóng)戶開始尋求新的要素匹配模式，主要通過改變家庭種植結(jié)構(gòu)（“趨糧化”）⑩、改變家庭勞動力結(jié)構(gòu)（“男工女耕”）、使用機械替代勞動力等途徑，改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入數(shù)量與結(jié)構(gòu)。但對于非農(nóng)勞動力比重較高家庭，其調(diào)節(jié)作用有限，故農(nóng)地流出成為更優(yōu)選擇。近年來，隨著子女隨遷、女性勞動力流出等規(guī)模擴大，家庭化流動明顯，更進一步推動了農(nóng)地流出。

2. 農(nóng)地流出通過擠出效應(yīng)促進勞動力流動規(guī)模。近年來，農(nóng)地確權(quán)和三權(quán)分置改革的實施為農(nóng)地流轉(zhuǎn)注入了新的活力，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化水平不斷提升。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的多元化發(fā)展、農(nóng)業(yè)科技的大力推廣、農(nóng)業(yè)機械和肥料的價格下降及農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的不斷完善，使得農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營成為可能，農(nóng)地流出對勞動力產(chǎn)生擠出效應(yīng)，大量農(nóng)業(yè)勞動力得到有效釋放。作為理性經(jīng)濟人的農(nóng)民，追求家庭效用最大化原則，合理配置家庭資源，提高具有非農(nóng)比較優(yōu)勢勞動力的非農(nóng)就業(yè)水平，勞動力流動規(guī)模擴大。因此，農(nóng)地流出有助于提高家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例。

基于上述分析，提出假說1：勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流出互為正向促進關(guān)系。

（二）關(guān)于勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流出的互動機理

1. 勞動力流動質(zhì)量會通過家庭收入結(jié)構(gòu)變化影響農(nóng)地流出。隨著勞動力流動規(guī)模的加大、勞動力非農(nóng)就業(yè)年限的增加、非農(nóng)就業(yè)技能的提高，家庭非農(nóng)收入比重逐漸上升，改變了原有以農(nóng)業(yè)收入為主的家庭收入結(jié)構(gòu)。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2017年我國農(nóng)村居民可支配收入構(gòu)成中非農(nóng)收入占比高達53.1%，而農(nóng)業(yè)收入占比僅為18.8%。農(nóng)業(yè)收入重要性的降低使得農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的依賴程度下降，農(nóng)業(yè)的增收功能弱化，因此，理論上非農(nóng)收入占比較高農(nóng)戶會選擇流出農(nóng)地。但現(xiàn)實情境并非如此，原因有二：一是農(nóng)地流入需求不足，新土地經(jīng)營者的缺位、農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的不完善、較高的農(nóng)地流轉(zhuǎn)成本等導(dǎo)致了農(nóng)地流入的需求不足;二是非農(nóng)收入與農(nóng)業(yè)收入的差距加大雖然使土地承載的生計保障、增收功能減弱，但農(nóng)戶對土地的持有轉(zhuǎn)向?qū)ν恋爻邪鼨?quán)較高的收益預(yù)期，故更傾向于將土地作為增值性資產(chǎn)長期持有，因此勞動力就業(yè)質(zhì)量會抑制農(nóng)地流出。

2. 農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過能力效應(yīng)提升勞動力流動質(zhì)量。農(nóng)地流出為勞動力流動提供基礎(chǔ)保證，非農(nóng)就業(yè)意愿較強的農(nóng)村勞動力有更多閑暇時間，參加以就業(yè)穩(wěn)定性為導(dǎo)向的引導(dǎo)性培訓(xùn)和職業(yè)技能培訓(xùn)，提高農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)能力、經(jīng)濟生產(chǎn)能力與社會適應(yīng)能力等，從而有效提升其人力資本水平，促進勞動力非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量改善。

綜上所述，提出假說2：勞動力流動質(zhì)量抑制農(nóng)地流出，但農(nóng)地流出對勞動力流動質(zhì)量有促進作用。

三、模型構(gòu)建與變量說明

（一）模型構(gòu)建

現(xiàn)有研究勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系的文獻大多借助傳統(tǒng)計量回歸模型進行實證分析，這類做法對于模型中變量可能存在的內(nèi)生性問題通常難以解決，極易造成模型設(shè)定有誤、估計值不滿足無偏性等一系列問題。有些學(xué)者也會采用工具變量來解決內(nèi)生性，但對于同一問題，學(xué)者選擇的工具變量差異較大，從而使得模型分析結(jié)果不一，進而波及對勞動力流動、農(nóng)地流轉(zhuǎn)及互動關(guān)系與影響機制的全面刻畫。考慮到二者存在的雙向反饋作用，且影響程度呈現(xiàn)動態(tài)演變趨勢，本文將借助內(nèi)生性的面板向量自回歸（PVAR）模型進行分析。

向量自回歸模型（VAR）由Sims提出，他認為可將模型所涉及的變量視為一個內(nèi)生系統(tǒng)來處理，為此構(gòu)建了非約束性向量自回歸模型（VAR），用于更加真實地研究變量間的互動關(guān)系;Holtz-Eakin等通過引入截面數(shù)據(jù)進一步擴大樣本容量，放松了對時序數(shù)據(jù)的長度要求和平穩(wěn)性假設(shè)，能更好地反映個體異質(zhì)性對模型參數(shù)的影響，并構(gòu)建了面板向量自回歸模型（PVAR）;后經(jīng)Mccoskey、Kao、Arrellano等的進一步完善，以及Love等對PVAR模型的實踐應(yīng)用進行補充，使得PVAR分析技術(shù)更加成熟，這為宏觀動態(tài)研究提供了更強有力的分析工具。本文擬構(gòu)建如下兩個PVAR模型。

上式中，i代表所選取的個體截面地區(qū)，t代表涉及年份，rL1、rL2、rTR分別代表勞動力流動規(guī)模、勞動力流動質(zhì)量、農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模，等式右邊的μi和wt分別為不同地區(qū)的個體固定效應(yīng)和時間效應(yīng)列變量，г0和гj為待估參數(shù)，p為滯后階數(shù)，εi，t為隨機擾動項。

（二）變量說明

1. 非農(nóng)勞動力占比（rL1）。該指標(biāo)主要測度勞動力流動規(guī)模，用所在地區(qū)從事非農(nóng)就業(yè)的勞動力數(shù)量除以農(nóng)村家庭人口來表示。本文研究內(nèi)容主要是關(guān)于農(nóng)村勞動力和土地資源的要素配置問題，因此對于農(nóng)村勞動力流動的界定更側(cè)重于其從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的流動。根據(jù)全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)匯編指標(biāo)解釋，本文的農(nóng)村流動勞動力主要針對戶籍為農(nóng)村戶口、但全部或大部分收入來自于非農(nóng)活動的勞動力，既包括從事受雇于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動者，也包括非農(nóng)活動經(jīng)營者，既包括本地非農(nóng)就業(yè)，也包括外出非農(nóng)就業(yè)的勞動力。

2. 非農(nóng)收入占比（rL2）。該指標(biāo)主要測度勞動力流動質(zhì)量，其實質(zhì)則為非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量，學(xué)者通常將非農(nóng)收入作為其經(jīng)濟性指標(biāo)。因此本文采用勞動力非農(nóng)收入比重作為勞動力流動質(zhì)量的測度指標(biāo)，用樣本地區(qū)非農(nóng)就業(yè)收入占農(nóng)村家庭總收入比重表示。鑒于上述對于農(nóng)村流動勞動力的范疇界定，這里的非農(nóng)就業(yè)收入指本地非農(nóng)工資性收入、外地非農(nóng)就業(yè)工資性收入及從事非農(nóng)經(jīng)營活動等的收入總和。

3. 農(nóng)地流出占比（rTR）。該指標(biāo)主要測度農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模，學(xué)界對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)測度最常見指標(biāo)分別為農(nóng)地流轉(zhuǎn)率、農(nóng)地流出率與農(nóng)地流入率。由上述可知，家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地流出關(guān)系密切，對于同一農(nóng)戶而言，農(nóng)地流出與流入可能同時發(fā)生，農(nóng)地流轉(zhuǎn)大多發(fā)生于村莊內(nèi)部或熟人之間，為保證指標(biāo)的精確性，本文采用年初家庭經(jīng)營轉(zhuǎn)包田面積與年內(nèi)家庭凈流出面積之和除以年末家庭經(jīng)營耕地總面積來表示。

（三）變量來源與描述性統(tǒng)計分析

變量指標(biāo)均來源于《全國農(nóng)村固定觀察點調(diào)查數(shù)據(jù)匯編》，樣本數(shù)據(jù)是東部、中部、西部地區(qū)1995—2015年的平衡面板數(shù)據(jù)。表1給出了各變量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從分地區(qū)的靜態(tài)數(shù)值表現(xiàn)來看，各地區(qū)非農(nóng)勞動力比重遠高于農(nóng)地流出比重，即農(nóng)地流轉(zhuǎn)滯后于勞動力流動;東部地區(qū)勞動力流動比重最高，西部和中部地區(qū)基本持平，但均低于全國水平0.402;就勞動力非農(nóng)收入占比而言，東部地區(qū)相對穩(wěn)定，其非農(nóng)收入占家庭總收入超過一半，而中部和西部地區(qū)均較低，分別為42.5%、46.96%，中部地區(qū)偏低的主要原因是農(nóng)業(yè)收入絕對值較大，拉低了該項指標(biāo);全國平均農(nóng)地流出水平為10.9%，中部和東部地區(qū)農(nóng)地流出率較高，分別為20.3%、16.9%，西部地區(qū)較低僅為9.3%。相較于西部地區(qū)，東部地區(qū)較高的經(jīng)濟發(fā)展水平以及中部地區(qū)良好的耕地環(huán)境，為農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供了適宜的外部條件，與我國事實相符。

四、實證結(jié)果分析

本文采用Stata14.0軟件，對面板向量自回歸（PVAR）模型1和模型2進行實證分析，大致分為以下幾個步驟：首先進行變量平穩(wěn)性檢驗，然后確定模型滯后階數(shù)，最后進行模型GMM估計、脈沖響應(yīng)分析和方差分解等實證，逐步深入分析勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動關(guān)系及影響效應(yīng)。

（一）平穩(wěn)性檢驗及滯后階數(shù)選擇

考慮到本文面板數(shù)據(jù)時間跨度較長，其自帶的時間趨勢性質(zhì)會使經(jīng)濟變量不滿足模型的平穩(wěn)性要求，因此有必要對各指標(biāo)進行平穩(wěn)性檢驗。作為平衡面板數(shù)據(jù)，本文采用同質(zhì)單位根準(zhǔn)則（LLC）和異質(zhì)單位根準(zhǔn)則（IPS）進行聯(lián)合檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流出比重（rTR）為非平穩(wěn)變量，但所有變量的一階差分序列均至少在5%水平上通過了顯著性檢驗，因此本文采用各變量的一階差分序列進行PVAR模型估計。

PVAR模型滯后期選擇與VAR模型原理相同，考慮到參數(shù)估計的有效性，本文根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）和漢南-奎因準(zhǔn)則（HQIC）選擇最優(yōu)滯后期（見表2）。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩組模型的最優(yōu)滯后期階數(shù)均為1階，這將會極大程度避免因滯后階數(shù)較多而造成樣本自由度過度損失這一后果。

（二）GMM估計結(jié)果分析

本文構(gòu)建的PVAR模型既包含時間效應(yīng)又包含個體固定效應(yīng)，由于固定效應(yīng)和滯后的因變量相關(guān)，因此為避免系數(shù)估計的有偏性，通常采用均值差分法去除時間效應(yīng)影響。本文采用“前向均值差分法”（Helmert過程）去除固定效應(yīng)影響，從而保證滯后變量和轉(zhuǎn)換后的變量呈正交化，采用廣義矩估計方法（GMM）進行參數(shù)估計。本文主要采用連玉君pvar2命令進行分析，結(jié)果見表3所示。

模型1結(jié)果顯示，勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)互為正向顯著促進。對于被解釋變量為勞動力流動規(guī)模，滯后一期農(nóng)地流出占比增量系數(shù)為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗，說明滯后一期農(nóng)地流出面積增大會顯著促進當(dāng)期勞動力非農(nóng)流動，即農(nóng)戶會選擇先流出農(nóng)地再實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)。對于被解釋變量為農(nóng)地流轉(zhuǎn)，滯后一期勞動力流動占比增量系數(shù)也為正，且在5%水平上通過顯著性檢驗，即上期勞動力非農(nóng)流動顯著促進當(dāng)期農(nóng)地流出，這意味著農(nóng)戶會先實現(xiàn)勞動力非農(nóng)就業(yè)后流出農(nóng)地。該結(jié)論也得到了相關(guān)研究佐證，洪煒杰等（2016）研究認為勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響存在門檻效應(yīng)，并通過測算推斷當(dāng)農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移比例達到0.4才能促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)，而本文全國樣本數(shù)據(jù)測算的勞動力流動比例為0.402（見表1），因此該結(jié)論具有一定的合理性。另外，從系數(shù)值來看，上期農(nóng)地流轉(zhuǎn)對當(dāng)期勞動力流動規(guī)模的正向影響效應(yīng)更強。

模型2結(jié)果顯示，勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動關(guān)系不顯著。對于被解釋變量為勞動力流動質(zhì)量，滯后一期農(nóng)地流出占比增量系數(shù)為0.315，但未通過顯著性檢驗，說明上期農(nóng)地流出規(guī)模對本期非農(nóng)收入占比有正向影響不顯著。被解釋變量為農(nóng)地流出時，滯后一期的非農(nóng)收入占比增量系數(shù)為-0.0258，影響程度較低，且不顯著，即上期勞動力流動質(zhì)量上升抑制了農(nóng)地流出，使得農(nóng)地流出增速緩慢下降，在某個節(jié)點甚至出現(xiàn)農(nóng)地流出減少。

（三）脈沖響應(yīng)分析

上述GMM估計結(jié)果較為細致地刻畫了變量間的互動關(guān)系，接下來我們通過脈沖響應(yīng)函數(shù)對變量間的長期動態(tài)效應(yīng)進一步分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)主要考察模型中某一內(nèi)生變量的正交化形式對系統(tǒng)中其它內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值的影響。考慮到本文面板數(shù)據(jù)的時序長度，設(shè)定沖擊期數(shù)為10期，利用蒙特卡洛（Monte Carlo）實驗?zāi)M500次，得到兩組變量的正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（見圖1）。橫軸代表預(yù)測期數(shù)，縱軸為脈沖響應(yīng)程度，脈沖響應(yīng)兩側(cè)曲線表示95%的置信區(qū)間。

1. 從模型1的脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，針對本期農(nóng)地流出占比增量（drTR）的一個標(biāo)準(zhǔn)化沖擊，非農(nóng)勞動力占比增量（drL1）產(chǎn)生了明顯的正向波動，且在第1期達到峰值，接近0.026，然后持續(xù)下降甚至轉(zhuǎn)為負值，繼而上升轉(zhuǎn)為正向，振幅明顯減小，最后逐漸收斂于0，總體累積效應(yīng)為正。這說明在較長時期內(nèi)農(nóng)地流出會持續(xù)推進勞動力流動規(guī)模擴大，并在第6期之后保持不變。反之，當(dāng)非農(nóng)勞動力占比增量（drL1）在本期發(fā)出一個標(biāo)準(zhǔn)化沖擊，農(nóng)地流出占比增量（drTR）由負轉(zhuǎn)正，并在第1期達到峰值0.005，之后回落，且在第2期降到最低，然后反彈，但振幅減小，最后收斂于0，總體累積效應(yīng)為正，說明勞動力流動會持續(xù)促進農(nóng)地流出，也在第6期之后保持不變?？傮w而言，未來較長時期內(nèi)，勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會保持正向促進作用，但受限于有效的要素資源稟賦，影響效應(yīng)均在第6期之后保持不變;從峰值可知，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力流動規(guī)模的影響效應(yīng)更大。

2. 從模型2的脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，農(nóng)地流出占比增量（drTR）在本期發(fā)出一個標(biāo)準(zhǔn)化沖擊，勞動力非農(nóng)收入比率（drL2）增量會相應(yīng)快速上升，并在第1期達到峰值約為0.005，之后下降，直至零點，即在該時間節(jié)點非農(nóng)收入占比達到最大，隨后下降，在第2期回到谷底，之后開始反彈，幅度減小，反復(fù)波動最后收斂于0，累積效應(yīng)為正，但正值較小，這意味著較長時期內(nèi)農(nóng)地流出對勞動力流動質(zhì)量有促進作用。而對于非農(nóng)收入占比增量（drL2）的一個正交化沖擊，農(nóng)地流出比率增量（drTR）從初始負值急劇上升，并在臨近第1期由負轉(zhuǎn)正，即在該時間段內(nèi)農(nóng)地流出比率一直處于下降趨勢，之后直至第2期，農(nóng)地流出比率開始上升，隨后基本收斂于0，累積效應(yīng)為負，這說明在較長時期內(nèi)非農(nóng)收入占比對農(nóng)地流出有抑制作用，并逐漸減弱，且在第2期保持不變;從峰值來看，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力流動質(zhì)量影響效應(yīng)更大。

（四）方差分解

方差分解是通過測度沖擊對內(nèi)生變量變化的解釋力度，評價沖擊變量對內(nèi)生變量變化的貢獻度，這有利于深入分析勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動關(guān)系和影響程度，因此可以作為脈沖響應(yīng)的補充分析。

從脈沖響應(yīng)圖1可知，模型中變量在第6期均已具備較好的穩(wěn)定性，因此本文依照第6期的相應(yīng)數(shù)值對勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流出、勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流出之間的相互關(guān)系及影響程度加以解釋。

首先，變量自身解釋力度。由表4可知，勞動力流動質(zhì)量的自身貢獻度高達97.2%，農(nóng)地流出次之，勞動力流動規(guī)模最低僅為59%，這意味著勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流出依賴自身慣性發(fā)展態(tài)勢更為明顯。其次，關(guān)于模型1中影響因素解釋力度。農(nóng)地流出占比增量（drTR）對非農(nóng)勞動力占比增量（drL1）的貢獻度為0-41%，反之則僅為4.7-13.1%，說明農(nóng)地流出對勞動力流動規(guī)模的推動作用更大。再次，關(guān)于模型2中影響因素解釋力度。農(nóng)地流出占比增量（drTR）對非農(nóng)收入占比增量（drL2）的貢獻度在0—2.8%，而非農(nóng)收入占比增量（drL2）對農(nóng)地流出占比增量（drTR）的貢獻度則由5.7%降為4.9%，說明較長時期內(nèi)非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量的提升對農(nóng)地流出的抑制作用會逐漸削弱，與脈沖響應(yīng)分析結(jié)果相吻合。

五、研究結(jié)論與建議

本文實證考察了勞動力流動和農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間的互動關(guān)系及動態(tài)影響效應(yīng)，結(jié)論如下：（1）PVAR模型GMM估計實證結(jié)果顯示，勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地轉(zhuǎn)出互為正向顯著促進;而勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流出互動關(guān)系不顯著。（2）從脈沖響應(yīng)分析來看，未來較長時期內(nèi)，勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會保持正向促進作用，且農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力流動規(guī)模的影響效應(yīng)更大;非農(nóng)收入占比對農(nóng)地流出有抑制作用，但逐漸削弱，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對勞動力流動質(zhì)量影響效應(yīng)更大。（3）方差分解結(jié)果表明，勞動力流動質(zhì)量與農(nóng)地流出依賴自身慣性發(fā)展態(tài)勢明顯，而勞動力流動規(guī)模受自身慣性影響較小;農(nóng)地流出對勞動力流動規(guī)模的貢獻度最高，勞動力流動質(zhì)量對農(nóng)地流出的貢獻度逐漸降低，與此對應(yīng)的抑制作用逐漸削弱。

基于上述研究結(jié)論，要實現(xiàn)勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的同步發(fā)展，需要多重政策目標(biāo)的有效整合。具體政策建議如下：一是借助勞動力流動規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的正向互動機制，針對異質(zhì)性農(nóng)戶對兩種要素流動行為的不同選擇順序，結(jié)合要素的滯后效應(yīng)，政府可采取相應(yīng)措施進行積極引導(dǎo)，使微觀農(nóng)戶得以實現(xiàn)勞動力與土地資源的有效配置;二是針對農(nóng)地流轉(zhuǎn)對自身發(fā)展態(tài)勢的依賴慣性，以及對勞動力流動規(guī)模的積極影響，政府應(yīng)積極尋求其他更加有效激勵農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策工具，出臺相應(yīng)激勵政策，加快新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育，推進農(nóng)地制度改革，如持續(xù)推進農(nóng)地確權(quán)改革，解決農(nóng)地的不完全契約問題，促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的不斷完善，科學(xué)穩(wěn)步推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)速度和規(guī)模，穩(wěn)步提高勞動力非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量，從而實現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與勞動力流動的同步發(fā)展;三是從勞動力流動質(zhì)量對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響來看，需要解構(gòu)兩者間的負向抑制關(guān)系，政府一方面應(yīng)加強農(nóng)民技能職業(yè)培訓(xùn)力度，提高非農(nóng)收入水平，加速農(nóng)民工市民化進程;另一方面則要大力發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金，穩(wěn)定農(nóng)戶土地持有預(yù)期，積極探索農(nóng)地退出機制，引導(dǎo)非農(nóng)收入占比較高家庭理性退出承包權(quán)，并保障相關(guān)配套制度的聯(lián)動性，保證農(nóng)地流轉(zhuǎn)的順暢推進。

注釋：

① 劉衛(wèi)柏、李中：《新時期農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)模式的運行績效與對策》，《經(jīng)濟地理》2011年第2期。

② 林善浪、王健、張鋒：《勞動力轉(zhuǎn)移行為對土地流轉(zhuǎn)意愿影響的實證研究》，《中國土地科學(xué)》2010年第2期。

③ 冷智花、付暢儉、許先普：《家庭收入結(jié)構(gòu)、收入差距與土地流轉(zhuǎn)——基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)的微觀分析》，《經(jīng)濟評論》2015年第5期。

④ 邱長生、張成君、沈忠明、劉定祥：《農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與土地流轉(zhuǎn)關(guān)系的理論分析》，《農(nóng)村經(jīng)濟》2008年第12期。

⑤ 陳秧分、劉彥隨、王介勇：《東部沿海地區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地租賃行為的影響研究》，《自然資源學(xué)報》2010年第3期。

⑥ 仇童偉、羅必良：《農(nóng)業(yè)要素市場建設(shè)視野的規(guī)模經(jīng)營路徑》，《改革》2018年第3期。

⑦ 侯明利：《勞動力流動與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的耦合協(xié)調(diào)研究》，《暨南學(xué)報》（哲學(xué)社會科學(xué)版）2013年第10期。

⑧ 錢忠好：《非農(nóng)就業(yè)是否必然導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)——基于家庭內(nèi)部分工的理論分析及其對中國農(nóng)戶兼業(yè)化的解釋》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2008年第10期。

⑨ 錢龍、洪名勇：《非農(nóng)就業(yè)、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變化——基于CFPS的實證分析》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2016年第12期。

⑩ 檀竹平、洪煒杰、羅必良：《農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移與種植結(jié)構(gòu)“趨糧化”》，《改革》2019年第7期。

錢龍、陳會廣、葉俊燾：《成員外出務(wù)工、家庭人口結(jié)構(gòu)與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)參與——基于CFPS的微觀實證》，《中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報》2019年第1期。

孔祥智、張琛、張效榕：《要素稟賦變化與農(nóng)業(yè)資本有機構(gòu)成提高——對1978年以來中國農(nóng)業(yè)發(fā)展路徑的解釋》，《管理世界》2018年第10期。

趙軍潔、吳天龍：《糧食布局、非農(nóng)就業(yè)與土地流轉(zhuǎn)——基于CHIP2013的分析》，《江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2018年第1期。

李榮耀、葉興慶：《農(nóng)戶分化、土地流轉(zhuǎn)與承包權(quán)退出》，《改革》2019年第2期。

羅明忠、羅琦：《農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力就業(yè)能力對其非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定影響的實證分析》，《貴州社會科學(xué)》2015年第6期。

朱文玨、羅必良：《農(nóng)地流轉(zhuǎn)、稟賦效應(yīng)及對象歧視性——基于確權(quán)背景下的IV-Tobit模型的實證分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》2019年第5期。

王佳月、李秀彬、辛良杰：《中國土地流轉(zhuǎn)的時空演變特征及影響因素研究》，《自然資源學(xué)報》2018年第12期。

洪煒杰、陳小知、胡新艷：《勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響——基于門檻值的驗證分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》2016年第11期。

作者簡介：侯明利，河南師范大學(xué)商學(xué)院副教授，河南新鄉(xiāng)，453007。

（責(zé)任編輯 ?陳孝兵）