趙 潔 劉昌平

(1.山西財經大學 公共管理學院，山西 太原 030031；2.武漢大學 社會保障研究中心，湖北 武漢430072)

一、研究背景

黨的十九大報告提出實施鄉(xiāng)村振興發(fā)展戰(zhàn)略，這是在繼“新農村”建設規(guī)劃后，政府針對解決“三農”問題的又一頂層設計，其不僅能夠與精準扶貧措施結合以取得脫貧攻堅戰(zhàn)勝利，而且是解決新時代中國農村發(fā)展不充分與城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡社會主要矛盾的重要措施。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略按照“產業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效、生活富?！倍址结榿磉M行總體布局。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中，產業(yè)興旺被定為首要任務，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施和成敗的核心，更是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的基礎與底線(張海鵬 等，2018)。農民作為鄉(xiāng)村發(fā)展的主體，在探索迅速發(fā)展農村特色產業(yè)與走上脫貧致富路上扮演了關鍵角色，而創(chuàng)業(yè)必然是產業(yè)發(fā)展的重要選擇(黃祖輝，2018)。更為具體的是，《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022)》明確提出要培育壯大農村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主體，不斷完善創(chuàng)業(yè)的配套設施與措施，建構創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制，該政策的出臺彰顯了政府對農戶選擇家庭非農創(chuàng)業(yè)的“期許”與政策“護航”。因此，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下研究農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)是頂層設計的客觀要求。

集合各種資源要素是創(chuàng)業(yè)發(fā)展的客觀需求，土地資源作為農村地區(qū)最核心的資源之一，如何優(yōu)化土地資源配置已成為農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的關鍵(繆書超 等，2021)。為了優(yōu)化農村地區(qū)的土地資源，促進農業(yè)發(fā)展與產業(yè)興盛,在制度層面上，國務院頒布了《關于引導農村土地經營權有序流轉發(fā)展農業(yè)適度規(guī)模經營的意見》，該意見明確指出不斷推動土地流轉，發(fā)展農村規(guī)模經營等，頂層設計的不斷出臺意指提高土地資源的優(yōu)化配置，進而改善農戶收入結構，促進農戶非農產業(yè)發(fā)展等(陳斌開 等，2020)。換言之，土地流轉和產權制度的創(chuàng)新不僅能夠提高農戶收入，而且能進一步優(yōu)化農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)環(huán)境。

然而，在現實層面，中國土地流轉整體水平并不高，且土地流轉簽訂合同的比重較低，農戶土地流轉資源程度呈下降趨勢(錢忠好 等，2016)。與此同時，由于就業(yè)環(huán)境不確定增大和追求經濟利潤最大化驅動，土地轉出的收益遠遠不足以激勵農戶進行土地租讓，甚至進一步降低了農戶的家庭收入，導致農戶保留土地或者雇傭他人代耕，甚至出現了撂荒土地的現象(莊晉財 等，2018)。可見，農戶土地流轉狀況與政策目標還存在很大差距(冀縣卿 等，2013)。同時，令人遺憾的是，專門探討土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)影響的研究并不多。因此，土地流轉與農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的關系仍然需要更為科學的方法和數據進行評估，理清二者的關系不僅對于推動農業(yè)產業(yè)發(fā)展與增加農戶收入有重要作用，而且也為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施提供啟示與借鑒。

鑒于此，本文采用中國家庭追蹤調查2018年數據，將土地流轉分為土地轉出與土地轉入兩個維度，實證分析土地流轉對農村居民家庭創(chuàng)業(yè)的影響。本文可能的貢獻有以下幾點：第一，本文將土地流轉進行細分，從而更全面地評估土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響；第二，本文采用土地轉出金額與土地轉入金額進行穩(wěn)健性檢驗，并采用傾向值匹配克服樣本選擇偏差與工具變量法處理內生性問題，研究結論更為嚴謹；第三,本文引入家庭收入、風險偏好與農業(yè)勞動時間，進一步剖析土地流轉影響農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的作用機制，同時從年齡與地區(qū)的差異性，分析了農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的異質性。

二、文獻回顧與研究假設

創(chuàng)業(yè)是經濟發(fā)展和經濟增長的重要引擎，諸多學者針對創(chuàng)業(yè)的影響因素進行闡述。比如，微觀層面創(chuàng)業(yè)影響因素包括居民的性別、年齡、工作經歷、風險偏好、人力資本與社會資本等(Rosenthal et al.，2012；胡金焱 等，2014; 阮榮平 等，2014); 宏觀層面創(chuàng)業(yè)影響因素主要包括收入差距、地區(qū)房價、失業(yè)狀況、基礎設施建設、正規(guī)金融和非正規(guī)金融發(fā)展水平、創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)政策等(Han et al.，2013;吳曉瑜 等，2014)。這些創(chuàng)業(yè)的影響因素為本研究尋求控制變量提供了借鑒，然而上述研究均忽略土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響。因此，下文我們重點梳理了土地流轉對非農創(chuàng)業(yè)影響的文獻。

無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，土地均是農戶家庭經濟資源中具有能動性的關鍵因素之一，作為農戶最核心的家庭資產，是農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的關鍵資源(繆書超 等，2021)。這是因為土地資源具有經濟效應，為農戶從事家庭非農創(chuàng)業(yè)積累了一定的原始資金，且依附于土地資源上的社會、政治、經濟與文化關系網，更是對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)起到了至關重要的作用(Scheyvens et al.，2017)。部分學者肯定了土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的積極效應，認為土地流轉實現了土地資源的整合，解決了土地資源碎片化引起的資源浪費，促進了土地資源配置的優(yōu)化，實現租賃者與出租者的“雙贏”局面(馬賢磊 等，2016；錢忠好 等，2016)，即土地轉出在增加農村居民收入的同時，不斷放松家庭財力的資源約束，提高家庭非農創(chuàng)業(yè)的財政投入，進而促進農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)(Falkinger et al.，2013)。

但是，部分學者卻得出了相反的結論，認為農地轉入參與顯著促進了農民農業(yè)創(chuàng)業(yè)但對其非農創(chuàng)業(yè)具有顯著負向影響(蘇嵐嵐 等，2020)。更進一步，有學者發(fā)現土地出租能顯著激勵農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，土地租用會顯著抑制農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，土地征用對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)不會產生影響，三者對農村家庭創(chuàng)業(yè)利潤均不會產生影響(田勇，2019)。此外，有文獻指出，無論何種土地流轉模式均對農戶家庭創(chuàng)業(yè)有積極效應，但令人遺憾的是，該文獻并未深度探討土地流轉對農戶家庭創(chuàng)業(yè)的影響機制(李長生 等，2020)。基于此，本文不提出土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)方向性的假設，僅提出：

假設1：土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)具有重要影響。

土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響具有地區(qū)與年齡異質性。已有研究發(fā)現，創(chuàng)業(yè)存在著顯著的地區(qū)差異性(郝朝艷 等，2012)。中國地域寬廣，無論是各地的土地流轉狀況還是地區(qū)間的經濟發(fā)展狀況，均具有顯著差異。譬如，“南高北低，東高西低”的空間屬性是中國土地流轉率的最大特征，這可以歸因于三個方面：土地資源、經濟發(fā)展水平與土地政策(王亞輝 等，2018)。中東部地區(qū)主要以平原為主，土地質量高且土地流轉交易費用低，對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響更大，而西部地區(qū)則相反。無論是創(chuàng)業(yè)風險偏好還是土地流轉策略，新生代農民和第一代農民均有很大差異。年輕農民在外出務工過程重獲取更多的創(chuàng)業(yè)資源與創(chuàng)業(yè)技能，更能把控創(chuàng)業(yè)機會與整合創(chuàng)業(yè)政策，創(chuàng)業(yè)的偏好更高。但是第一代農民，面臨著“上有老下有小”的生活壓力，其更可能采用穩(wěn)健的策略進行土地流轉，家庭非農創(chuàng)業(yè)風險偏好較低。據此，本文提出：

假設2：土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響具有區(qū)域與年齡差異。

眾所周知，農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)需要一定的原始積累，但是已有研究指出金融約束是影響家庭非農創(chuàng)業(yè)的最大資源要素之一(張艦 等，2017)。所以農業(yè)生產者如果能夠獲取大量的投資資金，將會選擇家庭非農創(chuàng)業(yè)(Eswaran et al.，1986)。翁辰等(2015)指出農村居民家庭金融可及性與家庭創(chuàng)業(yè)之間具有顯著的正相關性，但是農戶家庭從正規(guī)金融與非正規(guī)金融借貸成本較高，自家儲蓄才是家庭創(chuàng)業(yè)投資的最主要資金渠道。而土地轉出增加了農戶家庭收入，為家庭非農創(chuàng)業(yè)積累了豐厚的原始資本(劉遠風，2016)。此外，轉出土地的農村家庭，在降低自家農業(yè)生產時間的同時，也釋放了家庭農業(yè)勞動者；換言之，土地的轉出能夠增加家庭勞動力進行非農就業(yè)(Willmore et al.，2012)。更進一步，非農就業(yè)的過程中，農民不但可以獲取較高的收入，而且能夠建構社會資本與社會網絡，并能捕捉創(chuàng)業(yè)機會，踐行家庭創(chuàng)業(yè)的規(guī)劃(莊晉財 等，2014)。據此，我們提出：

假設3：土地轉出通過提高農戶家庭收入與非農勞動時間進而促進農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)。

Eswaran et al.(1986)的研究指出，如果農戶租賃土地且租金規(guī)模增加，基于理性思考，會選擇繼續(xù)增加自家土地的投入，而不是雇傭勞動力進行耕種。換言之，雖然土地轉入會使農戶耕種土地面積不斷增加，但是只有當轉入土地面積足夠大甚至超過某一閾值時，農戶才會選擇進行家庭創(chuàng)業(yè)。同時，土地規(guī)模的擴大會實現規(guī)模經濟效應，所以某種程度上如果轉入的土地連片或畝數更多，農戶更愿意租賃且支付更高的租金(紀月清 等，2017)。因此，土地轉入會從以下兩個方面影響農村家庭創(chuàng)業(yè)。一方面，轉入土地后，其耕種模式依然是傳統(tǒng)的精工細作，這無疑會將農民束縛于土地之上，而不能采用更多的時間和精力進行家庭創(chuàng)業(yè)，即土地轉入會增加農民的農業(yè)勞動時間，進而抑制農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)。另一方面，轉入土地的農戶可以通過獲取國家農業(yè)補貼來維持基本生活支出(楊華，2015)，甚至某種程度上增加了家庭的收入水平。但是，土地轉入也是農民的重要投資方式，當家庭資源受到約束時，這不僅會限制農戶在其他方面的投資，而且也會降低農戶的風險偏好，進而抑制家庭非農創(chuàng)業(yè)。據此，我們提出:

假設4：土地轉入通過提高農戶農業(yè)勞動時間和降低風險偏好進而抑制農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)。

三、研究設計

(一)數據來源

本項研究數據來自中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)，該調查采用多階段、內隱分層、與人口規(guī)模成比例的抽樣方法，從全國25個省/市/自治區(qū)的162個區(qū)/ 縣的649個村/居抽取并發(fā)放家庭戶樣本19986 戶，這些家庭及家庭中所有經濟上聯系在一起的家庭成員均為CFPS 的目標訪問對象。2010年基線調查共完成了14960戶家庭的訪問，界定出57155位基線基因成員，包括33600位16歲及以上的成人和8990名15歲及以下的少兒，這些基因成員及其直系后代將作為 CFPS 長期追蹤的對象。CFPS調查分為四類不同主體問卷：成年人問卷、兒童問卷、家庭問卷與社區(qū)問卷。在這四類問卷基礎上針對不同家庭成員采用電話問卷、代答問卷等方式進行訪談。為此，本文采用CFPS最新的2018年調查數據，由于創(chuàng)業(yè)群體主要集中青壯年時期，我們選取了60歲以下的群體作為分析對象。對缺失值、錯誤值與奇異值處理后，最終得到含有5828個觀測值的基準樣本。相對于以往的同類研究，本文的數據相對較新，并且覆蓋范圍更廣、樣本量更大，從而更具代表性。

(二)變量選取

1.因變量

本文的因變量是非農創(chuàng)業(yè)，由于家庭成員的職業(yè)選擇和經濟活動都是家庭成員進行聯合決策，且非農創(chuàng)業(yè)的財務投資難以細分，因此我們選擇家庭層面的非農創(chuàng)業(yè)進行測度。根據周廣肅等(2015)對創(chuàng)業(yè)的定義方法，本文的非農創(chuàng)業(yè)對應的問題是“家庭是否參與經營或完全經營非農產業(yè)”，將非農創(chuàng)業(yè)設置為二分類虛擬變量。如果家庭參與經營與完全經營非農產業(yè)，定義為非農創(chuàng)業(yè)，賦值為“1”；如果家庭未參與經營與完全經營非農產業(yè)，定義為未從事非農創(chuàng)業(yè)，賦值為“0”。

2.自變量

本文的自變量是土地流轉，參考王興國等(2020)有關土地流轉的研究，我們選取的是土地轉入與土地轉出兩個維度。由于CPFS 匯總問卷中“農戶是否將土地出租給了其他人”這一問題的回答是在“您家從集體分得以下哪些類型的土地”問題的基礎上的進一步回答，所以針對土地轉入變量，我們采取的是問卷中“過去 12 個月，您家是否從其他家庭轉入集體分配的土地？”這一問題的答案；而針對土地轉出變量，我們采取的是問卷中 “過去 12 個月，您家是否將集體分配的土地出租給了其他人？”這一問題的答案。二個自變量均為虛擬變量，我們將回答“是”的賦值為“1”，表明該農戶有土地流轉；將回答“否”的賦值為“0”，表明該農戶沒有土地流轉。

3.控制變量

遵循文獻的傳統(tǒng)，我們選取家庭戶主人口學特征與家庭層面特征。戶主在農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)決策中通常發(fā)揮著至關重要的作用，參考錢龍等(2016)的研究，本文引入 CFPS數據提供的“管理家庭賬目的人”作為虛擬“戶主”，相對于名義戶主，真正管理并從事家庭財務管理的農戶家庭成員更可能對家庭非農創(chuàng)業(yè)產生影響。具體在模型中，分別引入戶主性別(0=女，1=男)、年齡(連續(xù)變量)兩個變量予以控制。家庭層面特征變量主要包括家庭成員平均受教育年限(連續(xù)變量)、家庭成員平均年齡(連續(xù)變量)、家庭勞動力數量(連續(xù)變量)、家庭少兒撫養(yǎng)比(連續(xù)變量)、家庭養(yǎng)老撫養(yǎng)比(連續(xù)變量)、家庭消費支出(連續(xù)變量)、家庭地位(連續(xù)變量)、家庭人情支出(連續(xù)變量)。需要說明的是，我們將家庭人情支出、家庭消費水平均取對數。

具體變量的定義與描述性統(tǒng)計結果見表1。

表1 變量的定義與描述性統(tǒng)計

(三)模型建構

為檢驗土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響，本文設定如下計量模型：

yi=α0+α1LTi+αxXi+εi

(1)

其中：yi表示農戶i的家庭非農創(chuàng)業(yè)狀況；LTi表示農戶i的土地流轉狀況；Xi表示一系列影響農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的控制變量；α為待估參數；εi為隨機擾動項，衡量影響農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的不可觀測因素。

四、實證分析

(一)基準回歸：土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響

依據上文分析，土地流轉與農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)息息相關，但由于具體社會情境的差異性，難以確定土地流轉與農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)是正相關還是負相關。因此，首先分析土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響，表2列(1)至列(3)報告土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響。其中，列(1)中，未添加任何控制變量，發(fā)現土地轉出在1%的統(tǒng)計水平下顯著，回歸系數為0.288，表明土地轉出具有非農創(chuàng)業(yè)效應，即土地轉出提高了農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的可能性。考慮到其他變量可能影響回歸結果，列(2)與列(3)分別添加其他控制變量與地區(qū)虛擬變量，發(fā)現土地轉出均在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，表明無論控制變量如何選擇，土地轉出均顯著提高農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的概率。以列(3)的結果為例，相比沒有轉出土地的農民，轉出土地的農民家庭創(chuàng)業(yè)概率增加約12.8%。

表2 土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響(Probit模型)

表2列(4)至列(6)報告了土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現無論是否添加控制變量，土地轉入均在1%的顯著性水平下負向影響農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，即土地轉入與農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)呈顯著負相關。以列(6)的結果為例，與沒有土地轉入的農戶家庭相比，有土地轉入的農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的概率降低了約6.2%。綜上，表2的回歸結果表明土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)起到了促進效應，而土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)起到了抑制效應，假設1得證。

(二)異質性分析：不同代際與不同區(qū)域差異

不同代際的農戶與不同區(qū)域的農戶，不僅土地流轉狀況不同，而且非農創(chuàng)業(yè)偏好各不相同。具體可以分析如下。由于我們的樣本選擇是16～60歲，青壯年群體富有朝氣與活力，土地流轉參與度更高，更容易接觸風險事物且風險偏好更高；但是隨著年齡的增長，居民對待創(chuàng)業(yè)的態(tài)度趨于保守，越來越不愿意從事風險性偏高的創(chuàng)業(yè)。從區(qū)域來看，中國的中部與東部地區(qū)，經濟發(fā)展水平與居民收入水平更高，創(chuàng)業(yè)政策與創(chuàng)業(yè)環(huán)境更具有優(yōu)勢。因此，為了考察土地流轉對不同代際農戶與不同區(qū)域農戶家庭創(chuàng)業(yè)的影響，我們將全樣本分為第一代農戶(80年以前)、新生代農戶(80年以后)、東部農戶、中部農戶與西部農戶等5個子樣本，分別進行回歸檢驗。表3和表4分別匯報了土地轉出、土地轉入對不同代際農戶與不同區(qū)域農戶的子樣本的回歸結果。

表3 土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的異質性分析

表4 土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的異質性分析

在表3列(1)、列(3)與列(4)中，土地轉出均在1%的統(tǒng)計水平下顯著，且回歸系數符號為正，表明土地轉出對新生代農戶、東部農戶與中部農戶的家庭非農創(chuàng)業(yè)具有促進作用。計算可得，與沒有土地轉出的新生代農戶、東部農戶與中部農戶相比，轉出土地的新生代農戶、東部農戶與中部農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的概率分別提高了12.60%、10.50%與4.80%。但是，土地轉出對第一代農戶與西部農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)沒有通過顯著性檢驗，表明土地轉出對其家庭非農創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響。

從表4列(2)和列(5)實證結果可以發(fā)現土地轉入在第一代農戶與西部農戶中的回歸系數符號為負，且均在1%的統(tǒng)計水平下顯著，表明土地轉入對第一代農戶與西部農戶的家庭非農創(chuàng)業(yè)具有負向效應。具體而言，與沒有轉入土地的第一代農戶與西部農戶相比，轉入土地的第一代農戶與西部農戶的家庭非農創(chuàng)業(yè)分別降低了約8.87%與7.98%。然而，土地轉入對新生代農戶、中部農戶與東部農戶沒有顯著影響。總之，土地轉出的家庭非農創(chuàng)業(yè)促進效應主要體現在新生代農戶與中東部農戶中，而土地轉出的家庭非農創(chuàng)業(yè)抑制效應主要體現在第一代農戶與西部農戶中。由此，假設2得證。

(三)影響機制檢驗

眾所周知，家庭非農創(chuàng)業(yè)是一種風險行為，非農創(chuàng)業(yè)者面臨著諸多不確定性因素，而非農創(chuàng)業(yè)決策最關鍵的因素有以下三個：風險偏好效應、資源約束效應與創(chuàng)業(yè)時間效應。因此，我們首先分析土地轉出對農戶家庭收入與農業(yè)勞動時間的影響，窺探土地轉出的影響機制，然后分析土地轉入對農戶家庭風險偏好與農業(yè)勞動時間的影響，窺探土地轉入的影響機制。結果分別如表5、表6所示。

表5 土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響機制分析

表6 土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響機制分析

從表5列(1)與列(2)回歸結果可以看出，與沒有轉出土地的農戶相比，土地轉出對農戶家庭收入有顯著的正向影響，但是土地轉入降低了農戶農業(yè)勞動時間。具體可知，土地轉出提高了農戶家庭收入的10.5%，降低了農戶農業(yè)勞動時間的11.4%。從列(3)、列(4)和列(5)回歸結果可以看出，土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)均具有顯著的正向影響，更為關鍵的是家庭收入顯著提高了農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，但是農業(yè)勞動時間顯著降低了農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的可能性。由此說明，土地轉出通過提高農戶家庭收入與降低農業(yè)勞動時間進而促進農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，假設3得證。

從表6列(1)與列(2)回歸結果可以看出，土地轉入對農戶風險偏好與農業(yè)勞動時間均在1%的統(tǒng)計水平下顯著，且回歸系數的符號一負一正，表明土地轉入顯著降低了農戶的風險偏好，但提高了農戶家庭的農業(yè)勞動時間。列(3)、列(4)和列(5)回歸結果表明：土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)依然呈現抑制作用；風險偏好對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)具有積極的作用，而家庭勞動時間對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)具有負向影響。因此，土地轉入通過降低農戶家庭風險偏好與提高農業(yè)勞動時間進而抑制農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，假設4得證。

五、穩(wěn)健性檢驗與內生性處理

(一)穩(wěn)健性檢驗

土地轉出金額與土地轉入金額代表了土地轉出與土地轉入的多寡，能夠反映土地流轉的基本信息，為了進一步檢驗土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的影響，我們進一步采用土地轉出金額與土地轉入金額進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如表7所示。我們發(fā)現無論是否添加地區(qū)虛擬變量，土地轉出金額均在1%的統(tǒng)計水平顯著，且回歸系數符號為正，表明土地轉出金額越高的農戶，非農創(chuàng)業(yè)概率越高。以列(2)的結果為例，土地轉出金額每提高一個百分點，農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的概率將提高約18.9%。同時我們發(fā)現無論是否添加地區(qū)虛擬變量，土地轉入金額均對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)起到了抑制效應，以列(4)的回歸結果為例，發(fā)現土地轉入金額每提高一個百分點，農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的概率將下降約12.4%。由此可見，表7的回歸結果與表2的結果基本一致，進一步證實土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)具有促進效應，土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)具有抑制效應。

表7 穩(wěn)健性檢驗：變量替代法

(二)內生性處理：二階段最小二乘法

土地流轉與農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)之間可能存在內生性。一方面，農戶可能將家庭土地轉出以此緩解家庭資源約束，而農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)減少了農業(yè)投入并提高了家庭資源約束，進而使農戶更可能采取土地轉出的策略；另一方面，農戶家庭土地轉入越多，需要更多的時間和財力投入到農業(yè)生產，不利于農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，導致其可能繼續(xù)從事農業(yè)勞作，進而促進農戶家庭的土地轉入。因此，無論是土地轉入還是土地轉出，土地流轉與農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)可能存在反向因果關系。為了克服模型潛在的內生性問題，我們參考何安華等(2014)的研究，選取同一村莊內其他樣本家庭平均土地轉出率和平均土地轉入率作為土地轉出和土地轉入的工具變量。原因有以下兩點，一是工具變量與內生變量的相關性要求，一個村莊內部的土地流轉具有很強的“同群效應”，本村其他家庭的土地流轉會影響自家土地流轉狀況；二是工具變量與因變量的外生性要求，其他家庭決策不會直接影響該農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)，因而工具變量滿足外生性要求。

從表8列(1)和列(3)的回歸結果，我們發(fā)現杜賓豪斯曼檢驗的P值通過了顯著性檢驗，表明土地流轉是內生變量。我們在第一階段的回歸方程中，觀察到F值分別為118.28和115.17，根據Stock和Yogo提供的臨界值表，若存在弱工具變量，其F值大小應該是小于16.38，但是我們發(fā)現本項研究的F值均大于該數值，表明本項研究的工具變量不存在弱工具變量問題。所以說，本文選取同一村莊中其他家庭平均土地轉入率與平均土地轉出率作為土地轉入與土地轉出的工具變量是合理的。從回歸結果上看，我們發(fā)現土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)依然具有顯著的促進作用，而土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)依然具有顯著的抑制作用。由此可知，本文的研究結論具有可信度與穩(wěn)健性。

表8 內生性處理：工具變量法

(三)樣本選擇偏差：傾向值匹配

眾所周知，工具變量法能夠解決由于因果關系與遺漏變量導致的內生問題。但由于我們采用的是截面數據，而農民土地流轉是自我選擇的行為，這在一定程度上不能保證抽樣是隨機的。所以，我們在研究的過程中仍舊面臨著農戶土地流轉的樣本偏差問題(1)需要指出的是，傾向值匹配方法檢驗的是可觀測變量的影響，若可觀測變量選擇不當或選擇過少，容易引起估計偏差。所以在無法確定選擇的可觀測變量不存在任何紕漏的情況下，本文僅將傾向值匹配方法作穩(wěn)健性檢驗。。為了解決這一問題，我們采用傾向值匹配的方法進行矯正，以此來窺探本項研究發(fā)現是否具有穩(wěn)健性。我們分別采用了最小近鄰匹配、卡尺匹配、卡尺內K近鄰匹配與核匹配四種傾向值匹配方法進行消除樣本選擇偏差的驗證，結果見表9。經過匹配后，土地轉出和土地未轉出及土地轉入與土地未轉入的兩組樣本的處理組平均處理效應ATT顯示，消除樣本選擇偏差后，土地轉出能夠顯著提高農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的可能性，而土地轉入能夠顯著降低農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的可能性。這進一步證實本文研究結果具有穩(wěn)健性。

表9 樣本選擇偏差：傾向值匹配方法

六、研究結論與政策建議

非農創(chuàng)業(yè)不僅是中國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的具體實踐，而且是解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的重要手段。本項研究基于2018年中國家庭追蹤調查數據，將土地流轉分為土地轉出與土地轉入兩個維度，實證分析土地流轉與農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的關系。研究發(fā)現，土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)具有促進效應，而土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)具有抑制效應；采用土地轉出金額與土地轉入金額進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現土地轉出金額越多，農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的可能性越大，但土地轉入金額越多，農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的可能性越小；同時采用傾向值匹配解決樣本選擇偏差與工具變量法解決內生性后，土地轉出對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的促進效應，土地轉入對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)的抑制效應依然存在。與此同時，影響機制結果顯示，土地轉出會提高農戶家庭收入與減少農業(yè)勞動時間而促進非農創(chuàng)業(yè)；土地轉入會降低農戶家庭風險偏好與增加農業(yè)勞動時間而抑制非農創(chuàng)業(yè)。此外，異質性結果顯示，土地轉出的促進效應主要發(fā)生在中東部地區(qū)與新生代農戶群體中；而土地轉入的抑制效應主要發(fā)生在西部地區(qū)及第一代農戶群體中。

本項研究具有重要的政策意涵。無論是鄉(xiāng)村振興的頂層設計，還是“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的重要戰(zhàn)略，均為農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)提供了重要的政策保障。在《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃》綱要中，國務院明確指出要為農村家庭創(chuàng)業(yè)提供良好的環(huán)境，并積極建設農村基礎設施，推動農村市場化改革，進而激活農村創(chuàng)業(yè)主體與推動農村創(chuàng)業(yè)發(fā)展。然而，毋庸置疑的是，要推動鄉(xiāng)村振興，發(fā)展農村產業(yè)，就需要培育農村新型經營主體。在創(chuàng)業(yè)發(fā)展中，需要整合各種資源，而土地資源是農村最核心最重要的資源之一，所以實現土地流轉制度的有效落實自然成了農村創(chuàng)業(yè)的重要抓手。本文發(fā)現土地流轉對農戶家庭非農創(chuàng)業(yè)有著至關重要的作用，因此政府應該完善土地流轉方案，優(yōu)化土地流轉環(huán)節(jié)，實現土地流轉的良性發(fā)展，推動農村地區(qū)的大眾創(chuàng)業(yè)與萬眾創(chuàng)新，從而實現鄉(xiāng)村振興。