徐晶，張正峰

（中國人民大學公共管理學院，北京 100872）

創(chuàng)業(yè)是推動國家經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關(guān)鍵。十九大報告強調(diào)要支持和鼓勵農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，進一步拓寬農(nóng)戶的增收渠道。由于創(chuàng)業(yè)可以通過促進技術(shù)進步、帶動就業(yè)和增加社會流動性，推動經(jīng)濟長足發(fā)展[1]，因此農(nóng)村創(chuàng)業(yè)已然成為推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略發(fā)展的重要抓手。近年來，國家高度重視農(nóng)村創(chuàng)業(yè)問題并出臺了一系列鼓勵政策，如2018年印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》和2019年發(fā)布的《關(guān)于促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的指導意見》均提出要積極推動農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，激發(fā)農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力，努力縮小城鄉(xiāng)收入差距。隨著我國農(nóng)村“雙創(chuàng)”工作的穩(wěn)步推進，當前非農(nóng)創(chuàng)業(yè)已經(jīng)成為許多農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)的重要方向，農(nóng)村自主創(chuàng)業(yè)勞動力數(shù)量始終占到非農(nóng)勞動力總數(shù)的近20%[2]。農(nóng)村非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的穩(wěn)步發(fā)展在促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級，提高農(nóng)戶家庭生活水平的同時，也可能會因農(nóng)業(yè)勞動力要素配置失衡和非農(nóng)收入增加削弱農(nóng)業(yè)生計依賴，從而對農(nóng)村家庭土地資源的配置與利用產(chǎn)生影響[3]。此外，當前我國土地流轉(zhuǎn)仍然處于相對遲滯的發(fā)展狀態(tài)，小農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營模式仍居于主流地位，農(nóng)村勞動力的大量外流并未如預期一樣加速小農(nóng)經(jīng)營格局的瓦解，勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對土地流轉(zhuǎn)的作用機制尚未有定論。因此，從非農(nóng)創(chuàng)業(yè)這一新的視角研究其對土地轉(zhuǎn)出的影響具有重要的意義。

隨著農(nóng)村地區(qū)社會經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型發(fā)展，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動的培育和土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展引發(fā)了學術(shù)界的關(guān)注。創(chuàng)業(yè)可以通過增加勞動力就業(yè)、推動知識應用和增強服務創(chuàng)新，從而提高農(nóng)村家庭的平均財富，推動區(qū)域經(jīng)濟增長[4]；而以草根創(chuàng)業(yè)為主要特征的農(nóng)民創(chuàng)業(yè)可以通過內(nèi)在推動貧困人群行為與態(tài)度從被動轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃訌亩鴮崿F(xiàn)減貧[5]。此外，部分學者還從教育[6]和金融信貸[7-8]等視角討論了相關(guān)因素對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)行為和創(chuàng)業(yè)收益的影響。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)影響因素的研究，學者們已經(jīng)從多元化的視角進行了分析。基于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的改革發(fā)展，程令國等[9]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)不僅降低了流轉(zhuǎn)交易成本，顯著提高農(nóng)戶參與流轉(zhuǎn)可能性，同時還增強了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度，提高了土地內(nèi)在價值。從農(nóng)戶家庭決策角度，錢忠好[10]提出由于家庭內(nèi)部分工和農(nóng)戶經(jīng)營兼業(yè)化的出現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)并不必然導致土地流轉(zhuǎn)。從社會網(wǎng)絡角度，錢龍和錢文榮[11]研究發(fā)現(xiàn)社會資本對土地轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入未產(chǎn)生直接顯著影響，但會通過促進非農(nóng)就業(yè)正向影響土地轉(zhuǎn)出，且勞動力稟賦和農(nóng)業(yè)機械也發(fā)揮了重要作用，李華等[12]通過研究發(fā)現(xiàn)關(guān)系網(wǎng)絡中的強連接網(wǎng)絡和弱連接網(wǎng)絡對農(nóng)地流轉(zhuǎn)均有顯著正向影響。楊子等[13]通過探討農(nóng)業(yè)機械與土地規(guī)模經(jīng)營的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機械的使用對土地轉(zhuǎn)入有顯著正向影響。Qian等[14]提出開放程度高的小農(nóng)戶會更積極地參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。洪名勇等[15]從空間依賴性視角分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素。此外，部分國內(nèi)外學者還對農(nóng)地流轉(zhuǎn)與合約匹配[16]、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[17]和化肥使用[18]的關(guān)系等不同主題進行了深入的探究。

盡管學者們已經(jīng)圍繞著農(nóng)村創(chuàng)業(yè)和農(nóng)地流轉(zhuǎn)兩個主題進行了一系列討論分析，但是大多都是單獨針對其中一個主題所開展的研究，目前仍鮮有研究關(guān)注農(nóng)村非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)兩者之間的關(guān)系。隨著農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的穩(wěn)步發(fā)展，勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)已然成為影響農(nóng)村土地要素流動的重要因素，是助推土地流轉(zhuǎn)發(fā)展進程的重要舉措，因此有必要針對非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響和作用機制進行深入的研究。此外，以往研究通常將農(nóng)戶作為一個同質(zhì)群體進行分析，忽視了農(nóng)戶群體分化的組群差異和影響效應的異質(zhì)性?；诖?，本文利用2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的全國性微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，采用二元Probit模型和Tobit模型分析農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的關(guān)系，運用中介效應模型探討非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在農(nóng)地轉(zhuǎn)出過程中所發(fā)揮的作用，同時從農(nóng)戶群體分化視角探討非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出影響的異質(zhì)性，以期為促進農(nóng)村地區(qū)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和土地流轉(zhuǎn)發(fā)展、深化實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供決策參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的關(guān)系

農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動是農(nóng)村勞動力市場發(fā)育的重要組成部分，自主創(chuàng)業(yè)的勞動參與形式在農(nóng)戶家庭生計策略選擇中發(fā)揮著越來越重要的作用[19]。農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移通過整合家庭生產(chǎn)要素和配置生產(chǎn)資源，直接影響了農(nóng)戶傳統(tǒng)的小農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營模式，推動了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展進程[20]?？梢?，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)主要通過家庭勞動力要素配置、收入結(jié)構(gòu)調(diào)整和生計思維轉(zhuǎn)變?nèi)齻€方面影響農(nóng)戶家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出。

1）家庭勞動力要素配置。家庭勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門開展創(chuàng)業(yè)活動直接導致了家庭農(nóng)業(yè)勞動力，特別是青壯年農(nóng)業(yè)勞動力供給數(shù)量的顯著減少，降低了家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動力要素投入[21]，從而導致農(nóng)戶家庭勞動力要素與土地要素匹配出現(xiàn)失衡。同時，盡管農(nóng)業(yè)機械的發(fā)展在一定程度上可以部分抵消勞動力要素減少對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的沖擊，但是與務工相比，創(chuàng)業(yè)活動往往需要家庭勞動力投入更多的時間和精力，且細碎化的家庭承包耕地會影響機械的利用效率[22]，降低了勞動力參與兼業(yè)經(jīng)營的可能，從而促進了農(nóng)地的轉(zhuǎn)出。

2）家庭收入結(jié)構(gòu)調(diào)整。由于非農(nóng)業(yè)部門與農(nóng)業(yè)部門之間收入的差異，大量農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移其實是家庭為追求更高的收入而采取的勞動力配置決策[23]，自主創(chuàng)業(yè)拓展了農(nóng)戶的收入來源，改變了家庭原有的單一收入結(jié)構(gòu)，為農(nóng)戶帶來了可觀的非農(nóng)經(jīng)濟收益。創(chuàng)業(yè)通過改善個人的經(jīng)濟和非經(jīng)濟福利，可以對貧困者的生活水平產(chǎn)生積極影響[24]。同時，由于創(chuàng)業(yè)與收入往往存在顯著的正相關(guān)關(guān) 系[25]，相對較高的創(chuàng)業(yè)收入增強了家庭非農(nóng)收入對農(nóng)業(yè)收入的替代作用[26]，提高了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機會成本，削弱了家庭生計對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴，降低了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，從而促進了家庭農(nóng)地的轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。

3）生計思維轉(zhuǎn)變。創(chuàng)業(yè)活動通過增強農(nóng)村勞動力與外界的交流溝通，提高了農(nóng)戶對新事物的接受程度，開拓了農(nóng)戶家庭的生計視野，改變了農(nóng)戶傳統(tǒng)重地重農(nóng)的小農(nóng)思維，提高了農(nóng)戶家庭生計選擇的豐富度，從而促進了農(nóng)地的轉(zhuǎn)出。

綜合以上分析，本文認為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為具有顯著的正向影響，對農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模同樣具有顯著的正向影響。

1.2 家庭保險的中介作用

土地作為農(nóng)戶家庭基本的生產(chǎn)資料和生存基礎(chǔ)，具有維護社會公平、保證生產(chǎn)效率的重要作用。當外在保障體系缺失時，農(nóng)村土地通過發(fā)揮穩(wěn)定的經(jīng)濟功能和保障功能，成為農(nóng)村家庭生存養(yǎng)老的基本支撐[27]。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的快速發(fā)展，農(nóng)村土地在農(nóng)戶家庭生產(chǎn)生活中的功能發(fā)生了較大的變化。一方面，農(nóng)村勞動力的大量外流和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)型弱化了農(nóng)村土地和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在維持農(nóng)戶家庭生計中的作用，土地的經(jīng)濟功能被逐步削弱，土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營被賦予了重要期望[28]。另一方面，由于小農(nóng)的決策基礎(chǔ)是生存?zhèn)惱矶峭耆慕?jīng)濟理性[29]，當外在制度性保障缺失的情況下，農(nóng)村土地仍然發(fā)揮著重要的保障功能，這導致許多農(nóng)戶即使已經(jīng)實現(xiàn)了勞動力就業(yè)向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移，但仍會堅持保有土地作為穩(wěn)定就業(yè)和未來養(yǎng)老的保障。因此，土地的保障功能被認為在一定程度上抑制了土地要素的流動[30]。

近年來，農(nóng)村社會保障制度的建立和商業(yè)保險行業(yè)的發(fā)展推動了家庭外在保障體系的完善，保障體系的多元化選擇弱化了農(nóng)村土地的保障功能，家庭生存保障開始呈現(xiàn)出由土地保障向社會保險等外在保障過渡的發(fā)展趨勢[31]。由于社會保險和商業(yè)保險需要參保家庭在享受保障之前提前繳納參保費用，因此保險的參與存在著一定的經(jīng)濟門檻，農(nóng)戶對外在保障的有效需求和保險費用承受能力會受到家庭收入的極大限制[32]。隨著農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動的不斷發(fā)展，農(nóng)戶家庭的生存環(huán)境和觀念更加開放，保障方式的選擇余地變大。同時，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)收入的大幅增加提高了家庭對于未來保障的期望和要求，增強了農(nóng)戶參與和購買多元化家庭保險的意愿和能力[33]。社會保險和商業(yè)保險的參與不僅給老年人提供了較為穩(wěn)定的收入，同時提高了農(nóng)戶家庭未來的生存養(yǎng)老保障預期[30]，從而通過降低農(nóng)戶家庭對土地保障功能的依賴程度，促進農(nóng)村土地的轉(zhuǎn)出。

基于此，本文認為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)通過家庭保險這一中介變量，正向促進了農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為，對農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模同樣具有正向促進作用。

綜上所述，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響機制可用圖1表示。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自于西南財經(jīng)大學2015年中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey， CHFS）微觀農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查地區(qū)共涉及29個省級單位（未包括新疆、西藏和港澳臺地區(qū)），樣本具有較好的代表性。該數(shù)據(jù)庫涵蓋了個體和農(nóng)戶家庭較為全面的微觀信息，為本文提供了可靠的數(shù)據(jù)支持。由于本文主要研究農(nóng)戶家庭的農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況，因此保留了樣本中擁有承包耕地的農(nóng)戶家庭，同時根據(jù)家庭編碼將個人信息庫與家庭信息庫相匹配，提取了農(nóng)戶家庭成員的相關(guān)信息，通過篩選并剔除部分缺失值，最終共獲得有效樣本13 924個。

2.2 變量定義

1）被解釋變量。本文將農(nóng)地轉(zhuǎn)出設定為被解釋變量，包含轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模兩個測度項。其中，轉(zhuǎn)出行為為二值虛擬變量，具體由“家庭是否轉(zhuǎn)出農(nóng)地”的回答來判斷。由于農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的面積會受限于家庭本身所承包的土地面積，單純使用土地轉(zhuǎn)出面積計算無法較好衡量樣本農(nóng)戶整體的農(nóng)地流轉(zhuǎn)水平和家庭生計情況。因此，參考錢龍和錢文榮[11]、李華等[12]的研究，轉(zhuǎn)出規(guī)模根據(jù)家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積占家庭承包地總面積的比例計算所得（表1）。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計Table 1 Variable description and descriptive statistics

2）核心解釋變量。本文將家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)設定為核心解釋變量。非農(nóng)創(chuàng)業(yè)主要表現(xiàn)為農(nóng)戶家庭是否開展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的情況，包括個體小手工業(yè)經(jīng)營和企業(yè)經(jīng)營。具體由“當前您家是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目”這一問題的回答作為核心解釋變量的測度項，如果農(nóng)戶回答“是”，則認為家庭開展了非農(nóng)創(chuàng)業(yè)；否則，認為家庭沒有開展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。

3）工具變量。本文選取家庭風險偏好作為工具變量。從理論上看，風險偏好對創(chuàng)業(yè)行為的影響已被不同研究所證實[34-35]。風險偏好可以決定個體面對不確定情況時的預期和效用評價，從而影響個體的行為選擇。同時，成年人在風險偏好等基本方面的性格差異相對穩(wěn)定[36]。由于創(chuàng)業(yè)活動的開展需要面臨高投入和諸多不確定性，是具有較高風險的經(jīng)濟行為，因此越偏好風險的個體越可能開展創(chuàng)業(yè)活動[35]。盡管家庭風險偏好會影響到農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)活動，但是對于家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出是相對外生的，故而符合工具變量的選擇條件。家庭風險偏好指標的賦值范圍為1～5，其中風險偏好度越高賦值越高。

4）中介變量。本文將家庭保險設定為中介變 量，主要表現(xiàn)為農(nóng)戶家庭參與保險的情況，具體由家庭是否擁有社會保險或商業(yè)保險的回答來測度。

5）控制變量。本文參照李華等[12]、楊子等[13]、錢龍等[37]和阿布都熱合曼等[38]的研究，引入了家庭人口數(shù)、年齡、文化程度、健康狀況、務工比例、農(nóng)機租賃、自有農(nóng)機價值、農(nóng)業(yè)補貼、農(nóng)業(yè)雇工、家庭承包地面積、農(nóng)地確權(quán)、征地經(jīng)歷和社會資本作為控制變量，同時考慮到區(qū)域間在經(jīng)濟、社會和文化習慣等方面存在的差異可能會產(chǎn)生影響，本文還控制了東中西部地區(qū)虛擬變量。

變量說明和描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

2.3 模型設定

由于本文主要考察非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響，因此基準模型設定為：

其中，LT為農(nóng)地轉(zhuǎn)出，NAE為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，Ci為控制變量，a0為常數(shù)，β和δ為待估系數(shù)，ε為隨機擾動項。

此外，基于理論分析，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)會通過家庭保險這一中介因素對農(nóng)地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生影響。為檢驗家庭保險的中介效應是否存在，本文參考溫忠麟和葉寶娟[39]關(guān)于中介效應模型的相關(guān)研究，構(gòu)建中介效應檢驗模型為：

其中，LT為農(nóng)地轉(zhuǎn)出，包括轉(zhuǎn)出行為或轉(zhuǎn)出規(guī)模；NAE為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)；INS為中介變量家庭保險；Ci為影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出的控制變量；b0、c0、d0均為常數(shù)項，γ、η、λ、μ、σ、ζ、ω為待估系數(shù)，ε為隨機擾動項。

中介效應模型的分析思路如下：首先檢驗方程（2）的系數(shù)γ是否顯著，判斷是否按照中介效應立論；其次檢驗方程（3）的系數(shù)λ和方程（4）中的系數(shù)ζ的顯著性，判斷是否利用Bootstrap法進行檢驗；然后檢驗方程（4）中系數(shù)σ顯著性，判斷是否存在直接效應；最后比較λ×ζ和σ的符號，若同號則屬于部分中介效應。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出分析

統(tǒng)計結(jié)果顯示，在所有的樣本農(nóng)戶中，開展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動的農(nóng)戶家庭比例為14.6%（表1），農(nóng)村地區(qū)總體的創(chuàng)業(yè)參與率較低。由于財富作為創(chuàng)業(yè)的重要基礎(chǔ)，在推動潛在創(chuàng)業(yè)者突破資金壁壘和增強抵御風險能力等方面具有重要的影響[40]，因此農(nóng)戶在做出創(chuàng)業(yè)決策前通常會慎重依據(jù)家庭經(jīng)濟情況。當前，農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的總體水平相對較低，農(nóng)村居民家庭的經(jīng)濟基礎(chǔ)和抗風險能力較弱，因而在一定程度上限制了農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動。此外，創(chuàng)業(yè)活動對于勞動力素質(zhì)與能力具有較高的要求。從樣本的個體特征來看，樣本農(nóng)戶家庭成員平均年齡大約為43歲，家庭整體的年齡結(jié)構(gòu)偏大；成員平均文化水平處于小學水平，總體受教育程度偏低；成員的平均健康情況僅處于中等水平。因此，農(nóng)村地區(qū)較低的勞動力素質(zhì)可能是導致農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)參與率低的原因。

從農(nóng)地轉(zhuǎn)出情況來看，樣本農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的總體比例大約為17.4%，而家庭承包地轉(zhuǎn)出規(guī)模的平均比重僅為14.4%（表1），樣本農(nóng)戶轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模的總體參與率均不高。當前，農(nóng)村家庭勞動力已經(jīng)出現(xiàn)了向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的趨勢，農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)收入的增加可以降低家庭對土地和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴，從而促使農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地。但是，農(nóng)村勞動力素質(zhì)的限制和農(nóng)業(yè)機械等要素的發(fā)展可能成為抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)出的原因。從統(tǒng)計結(jié)果來看，農(nóng)戶家庭使用農(nóng)業(yè)機械的現(xiàn)象較為普遍，其中樣本農(nóng)戶家庭的農(nóng)機租賃率達到了32.0%；同時，樣本農(nóng)戶中還有7.0%的家庭通過雇傭他人彌補家庭農(nóng)業(yè)勞動力的不足（表1）。此外，農(nóng)業(yè)補貼較高的普及度可能會激勵農(nóng)戶家庭開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)?？偟膩碚f，當前農(nóng)地流轉(zhuǎn)仍處于相對遲滯的發(fā)展狀態(tài)，與農(nóng)地規(guī)模化經(jīng)營的發(fā)展目標相比，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展仍然有較大的提升空間。因此，如何通過鼓勵非農(nóng)創(chuàng)業(yè)削弱農(nóng)戶家庭對土地保障功能的依賴，促使農(nóng)戶積極參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出是需要考慮的關(guān)鍵問題。

3.2 非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響分析

采用二元Probit模型對農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為進行回歸分析，同時采用Tobit模型對農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模進行回歸估計。結(jié)果顯示，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模產(chǎn)生了正向顯著影響（表2），這表明農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)促進了農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。邊際效應結(jié)果顯示，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)使得農(nóng)戶參與土地轉(zhuǎn)出的可能性具體提高了8.3%，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)會導致農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出規(guī)模增加5.6%。主要原因是，家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的開展需要高質(zhì)量人力資本的投入，這直接導致了農(nóng)戶家庭核心勞動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)營投入的減少。從表1統(tǒng)計結(jié)果來看，樣本農(nóng)戶家庭的平均年齡大約為43歲，成員平均文化水平處于小學水平，整體受教育程度偏低，這表明農(nóng)戶家庭中高質(zhì)量勞動力的數(shù)量較為有限。非農(nóng)創(chuàng)業(yè)通過長期消耗家庭有限的高質(zhì)量勞動力，削弱了農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力和兼業(yè)經(jīng)營能力，從而促使農(nóng)戶家庭傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地，這與前文的理論假設一致。同時，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)所帶來的較高收入降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對家庭生計的保障作用，從而影響了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性。由于當前小農(nóng)經(jīng)營所創(chuàng)造的收入較為有限，大量的農(nóng)業(yè)勞動力向收入較高的非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，完全依賴傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭生計模式已經(jīng)出現(xiàn)改變，創(chuàng)業(yè)通過較高的非農(nóng)收入對家庭傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)揮了顯著的替代作用，從而促使土地的生計保障功能不斷降低。此外，創(chuàng)業(yè)活動的開展使得家庭生計選擇日趨多元化，農(nóng)戶傳統(tǒng)的小農(nóng)思維發(fā)生了轉(zhuǎn)變，固守土地的思想得到了解放。因此，家庭的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)推動了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的行為和規(guī)模。

表2 非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響Table 2 Impacts of non-agricultural entrepreneurship on farmland transfer-out

從控制變量來看，家庭成員的平均年齡、文化程度和務工比例均在1%的顯著性水平上分別對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模產(chǎn)生了正向顯著影響，農(nóng)地確權(quán)在5%的顯著性水平上分別促進了農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。其中，平均年齡越大的農(nóng)戶家庭由于其勞動力的生產(chǎn)能力降低，越傾向于將農(nóng)地轉(zhuǎn)出；而文化程度高的農(nóng)戶家庭，在非農(nóng)就業(yè)和獲取農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)信息方面具有明顯的優(yōu)勢，參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的可能性和積極性越高；家庭中從事非農(nóng)務工的勞動力越多，對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力投入會越少，同時對于農(nóng)業(yè)收入的依賴會越小，從而促使農(nóng)戶將農(nóng)地轉(zhuǎn)出；農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的完整、穩(wěn)定與安全有利于提高農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的積極性。農(nóng)機租賃、農(nóng)機自有和農(nóng)業(yè)補貼均在1%的顯著性水平上分別對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模產(chǎn)生了負向顯著影響，其中農(nóng)業(yè)機械的擁有量和農(nóng)業(yè)機械社會化服務的不斷發(fā)展推動了機械等先進生產(chǎn)工具在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的普及，并在一定程度上替代了勞動力的流失，從而抑制了農(nóng)地轉(zhuǎn)出；而農(nóng)業(yè)補貼的獲得通過激勵農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，從而抑制了農(nóng)地轉(zhuǎn)出。家庭人口數(shù)分別在5%和1%的顯著性水平上負向影響了轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模，而農(nóng)業(yè)雇工僅在5%的顯著性水平上負向影響了轉(zhuǎn)出規(guī)模，對轉(zhuǎn)出行為未產(chǎn)生顯著影響，這表明相比于對轉(zhuǎn)出行為，勞動力要素的變化對于農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響要更為顯著。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

1）替代變量回歸。為檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用“家庭參與非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的人數(shù)比例”作為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的替代變量再次進行回歸分析。結(jié)果顯示，替代變量的回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果相比，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對于農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模影響的顯著性水平和作用方向均保持一致（表3），結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

2）工具變量回歸。為解決非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出之間可能存在的反向因果等內(nèi)生性問題，減少估計偏差，本文使用IV-Probit模型和IV-Tobit模型分別對轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模進行了檢驗分析。弱工具變量檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計量均大于10，P值均顯著小于0.01，且最小特征值統(tǒng)計量均大于10%偏誤下的臨界值16.38[41]，這表明工具變量具有較好的解釋力，不存在弱工具變量的問題。同時，內(nèi)生性檢驗顯著拒絕了非農(nóng)創(chuàng)業(yè)不存在內(nèi)生性的假設，由此認為工具變量的引入是必要的。在糾正內(nèi)生性后非農(nóng)創(chuàng)業(yè)仍然顯著正向促進了農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模（表3），這說明非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的基準回歸所得出的結(jié)論是穩(wěn)健可信的。

表3 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果Table 3 Robustness test regression results

表4 樣本分組回歸結(jié)果Table 4 Sample grouping regression results

3.4 異質(zhì)性分析

為分析非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對不同類型農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出影響的異質(zhì)性?；谖覈独夏耆藱?quán)益保障法》對老年人的界定標準，本文根據(jù)戶主年齡是否大于等于60歲，將農(nóng)戶樣本劃分為老年農(nóng)戶組和青壯年農(nóng)戶組兩類，并分別對兩種類型的農(nóng)戶樣本進行回歸分析。結(jié)果表明，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在1%的顯著性水平上正向促進了青壯年農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為，對于老年農(nóng)戶轉(zhuǎn)出行為正向影響的顯著性水平為10%；非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在1%的顯著性水平上正向影響了青壯年農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模，在5%的顯著性水平上促進了老年農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模（表4）。同時，為檢驗非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在不同年齡組別之間的影響差異，本文借鑒連玉君和廖俊平[42]的研究，基于似無相關(guān)模型SUR的檢驗方法對老年農(nóng)戶組和青壯年農(nóng)戶組進行組間系數(shù)差異檢驗。在轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模中，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的系數(shù)在兩組之間均存在顯著差異，對應的P值均顯著小于0.01。檢驗結(jié)果表明，無論是農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為還是轉(zhuǎn)出規(guī)模，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在青壯年農(nóng)戶樣本中的正向影響強度都要顯著高于老年農(nóng)戶樣本。

由于創(chuàng)業(yè)本身對于農(nóng)戶的經(jīng)濟基礎(chǔ)、社會資源和文化技能等多方面都具有一定的要求，且較大投入的創(chuàng)業(yè)活動還帶有較高的市場風險和自然環(huán)境風險，因此不同類型的農(nóng)戶在生計選擇和創(chuàng)業(yè)能力等方面存在明顯的差異性。老年農(nóng)戶受到自身資源稟賦、風險偏好和文化技能等多種因素的影響，就業(yè)更偏向于保守穩(wěn)定的類型；同時，現(xiàn)期的養(yǎng)老需求導致老年農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和土地保障功能的依賴性更強。與老年農(nóng)戶相比，年輕農(nóng)戶在勞動力就業(yè)具有更為明顯的優(yōu)勢，基礎(chǔ)教育水平的提升和互聯(lián)網(wǎng)的普及使得年輕農(nóng)戶更容易接受新事物，從事創(chuàng)業(yè)等非農(nóng)工作的意愿和能力更強。此外，由于當前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本不斷提升，農(nóng)業(yè)收益普遍低于非農(nóng)部門收入，導致近些年農(nóng)村地區(qū)年輕勞動力“離農(nóng)”現(xiàn)象較為普遍，對于土地保障功能的依賴性減弱。因此，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對老年農(nóng)戶和青壯年農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響具有顯著的異質(zhì)性。

3.5 家庭保險的中介效應分析

根據(jù)理論分析，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶通過參與和購買多元化的家庭保險，提高了家庭生存養(yǎng)老的保障預期，使得家庭擺脫傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生計約束，削弱了對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村土地保障功能的依賴程度，從而推動農(nóng)地的轉(zhuǎn)出。同時，為分析非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對于農(nóng)地轉(zhuǎn)出的作用機制，本文運用中介效應模型檢驗家庭保險的中介作用是否存在。

模型結(jié)果顯示，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響系數(shù)為0.369，對轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響系數(shù)為0.085，均在1%的水平上顯著（表5）。非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在1%的顯著性水平上對家庭參保發(fā)揮了正向顯著影響，這說明非農(nóng)創(chuàng)業(yè)促進了農(nóng)戶家庭參與和購買保險。在引入中介變量家庭保險以后，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)仍然在1%的顯著性水平上分別對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模發(fā)揮了正向促進作用，同時家庭保險分別在5%和1%的顯著性水平上正向影響了轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。這說明家庭保險在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響過程中發(fā)揮了部分中介效應。這一結(jié)果證實了非農(nóng)創(chuàng)業(yè)通過促進家庭參與保險，正向影響農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模這一作用機制是成立的。

表5 作用機制檢驗Table 5 Mechanism test

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的背景下，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展逐漸顯現(xiàn)出新特征和新趨勢。隨著農(nóng)村“雙創(chuàng)”工作的不斷推進，創(chuàng)業(yè)活動在增加農(nóng)村社會流動和促進地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中日益發(fā)揮出重要作用。研究表明，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模均產(chǎn)生了顯著的正向影響，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)直接推動了農(nóng)戶家庭的土地轉(zhuǎn)出行為和規(guī)模，有利于農(nóng)村土地要素的流動。在不同類型的農(nóng)戶中，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響均具有明顯的異質(zhì)性，其中非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在青壯年農(nóng)戶中的影響強度要顯著高于老年農(nóng)戶，這一定程度上體現(xiàn)了青壯年農(nóng)戶和老年農(nóng)戶的發(fā)展特點和差異性，因此可以對更具有創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力的青壯年農(nóng)戶提供創(chuàng)業(yè)政策扶持，從而推動農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)。

此外，在中介效應分析中發(fā)現(xiàn)，家庭保險參與在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響過程中發(fā)揮了部分中介效應，這反映出提高農(nóng)戶的保險參與是農(nóng)戶家庭擺脫土地約束的一條重要途徑，應進一步優(yōu)化完善農(nóng)村保障制度，引導農(nóng)戶積極參保，降低家庭對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村土地保障功能的依賴程度，推動農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和規(guī)模。

4.2 政策啟示

1）要結(jié)合地區(qū)發(fā)展特征和農(nóng)戶家庭情況，有序推動農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。加強對農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)技能培訓，為相關(guān)農(nóng)戶提供政策、資金等多方面的扶持，鼓勵有意愿、有條件的農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動。通過創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變農(nóng)戶家庭的傳統(tǒng)生計模式，不斷提高農(nóng)戶家庭的收入水平，削弱家庭生計對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴，進一步促進農(nóng)村土地要素的流動。

2）要基于不同類型農(nóng)戶的稟賦優(yōu)勢和發(fā)展特征，有針對性的進行政策扶持和就業(yè)引導。鼓勵和幫扶有條件的青壯年農(nóng)戶積極參與非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，釋放剩余勞動力和土地；針對老年農(nóng)戶則應不斷完善養(yǎng)老等基本生活保障，通過降低土地的保障功能推動土地流轉(zhuǎn)。在尊重農(nóng)戶意愿的基礎(chǔ)上，采用差異化的措施鼓勵不同類型農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)，提高土地等農(nóng)業(yè)資源的配置和使用效率。

3）要優(yōu)化完善農(nóng)村保障制度，提高農(nóng)戶家庭的保險參與率。一方面，要繼續(xù)健全農(nóng)村社會保障制度，通過政策支持減輕農(nóng)戶參保繳費負擔，并提高農(nóng)村保險的保障水平；同時，推動商業(yè)保險體系的不斷發(fā)展，豐富農(nóng)戶的參保選擇。另一方面，要加大農(nóng)村養(yǎng)老醫(yī)療保險制度的宣傳力度，采用多元化的方式加強農(nóng)戶對農(nóng)村社會保障制度優(yōu)勢的了解，培育農(nóng)戶的參保意識，提高農(nóng)戶家庭的保險參與率，通過強化農(nóng)村保險制度削弱土地保障功能，促進農(nóng)村土地資源的優(yōu)化配置。

致謝：感謝西南財經(jīng)大學主持的“中國家庭金融調(diào)查”項目為本文提供了數(shù)據(jù)支持。