農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響分析

[摘 要] 利用農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元回歸模型實(shí)證分析了農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。模型估算結(jié)果表明：在表征農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度的四個(gè)變量中，工資自主決定程度對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率影響最大，回歸系數(shù)達(dá)到了0.528，即該變量每增加一個(gè)單位將會(huì)使農(nóng)地轉(zhuǎn)出率增長(zhǎng)52.8%。就業(yè)流動(dòng)自由度對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的影響也比較大，回歸系數(shù)為0.423。就業(yè)市場(chǎng)服務(wù)體系完善程度對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的影響相對(duì)較小，回歸系數(shù)為0.126。在此基礎(chǔ)上，得出相應(yīng)的政策啟示。

[關(guān)鍵詞] 農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)；農(nóng)地流轉(zhuǎn)；農(nóng)戶調(diào)查；影響

[中圖分類號(hào)]F323.6 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］ A [文章編號(hào)]1673-0461(2011)09-0038-03

黨的十七屆三中全會(huì)《決定》中明確提出：“加強(qiáng)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)管理和服務(wù)，建立健全土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，按照依法自愿有償原則，允許農(nóng)民以轉(zhuǎn)包、出租、互換、轉(zhuǎn)讓、股份合作等形式流轉(zhuǎn)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。”2008年12月中央農(nóng)村工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)要“嚴(yán)格執(zhí)行土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)的各項(xiàng)要求，尊重農(nóng)民的主體地位，建立健全土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)市場(chǎng)。”由此可見，中央政府對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題一直是既高度重視，也予以支持和鼓勵(lì)。所以，建立健全土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)市場(chǎng)已經(jīng)成為當(dāng)前農(nóng)村土地制度改革的一個(gè)指導(dǎo)方向，而且農(nóng)地流轉(zhuǎn)后實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是也是必要的。但當(dāng)前農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)還很不完善，與城市勞動(dòng)力市場(chǎng)處于分割狀態(tài)，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)的發(fā)育程度對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有怎樣的影響？這則是促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移迫切需要解決的理論和實(shí)踐問題。

當(dāng)前對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的研究主要集中在以下三個(gè)方面：一是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的阻礙因素、機(jī)制及成因[1][2][3][4]；二是通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，從農(nóng)戶個(gè)體特征、資源稟賦、階層分化、勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)等角度分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素[5][6][7]；三是非農(nóng)就業(yè)、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間的關(guān)系[8][9][10]。辨證來看，既有研究豐富了我國(guó)在農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面的研究?jī)?nèi)容，但仍存在需要改進(jìn)之處。首先，以往理論研究中針對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的討論較少；其次，以往實(shí)證研究工具主要為Probit或Tobit模型，其研究方法較為單一。基于此，本文在農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度指標(biāo)，運(yùn)用回歸模型實(shí)證分析農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響程度，并在所得研究結(jié)果的基礎(chǔ)上提出相關(guān)政策建議。

一、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2010年7月至8月對(duì)天津市西青區(qū)、靜海縣和山東省聊城市冠縣、臨清市的農(nóng)戶和村莊問卷調(diào)查。在每個(gè)縣（市、區(qū)）隨機(jī)選取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇3個(gè)行政村，在調(diào)查中，重點(diǎn)從非農(nóng)自主擇業(yè)程度、工資自主決定制度、就業(yè)流動(dòng)自由度和就業(yè)市場(chǎng)服務(wù)體系完善程度等方面對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行了調(diào)研，以作為表征農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度的數(shù)據(jù)來源。本次調(diào)查共獲得485份問卷，剔除漏答關(guān)鍵信息及出現(xiàn)錯(cuò)誤信息的問卷，有效問卷為439份，有效問卷比例達(dá)到90.52%。調(diào)查樣本點(diǎn)分布見表1。

（二）變量界定

1. 因變量選取

根據(jù)本文的研究目的和相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，在因變量的選擇上，采用農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積（指農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積，因?yàn)閯趧?dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度越高，農(nóng)戶可能更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地）占家庭耕地的比率來代表農(nóng)地流轉(zhuǎn)的程度。

2. 自變量選取

根據(jù)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素研究成果的回顧及問卷調(diào)查內(nèi)容，將自變量分為以下幾個(gè)方面：

（1）農(nóng)民個(gè)體特征變量，主要包括年齡、文化程度。

（2）家庭特征變量，包括家庭勞動(dòng)力數(shù)量、人均耕地面積。

（3）農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度，主要用四個(gè)指標(biāo)來表征：非農(nóng)自主擇業(yè)程度用非農(nóng)就業(yè)人數(shù)占勞動(dòng)力總數(shù)的比重衡量；工資自主決定程度用農(nóng)民純收入中非農(nóng)收入所占的比重來間接反映；就業(yè)流動(dòng)自由度用外出農(nóng)民工占家庭勞動(dòng)力比重來反映；就業(yè)市場(chǎng)服務(wù)體系完善程度采用農(nóng)戶做出的評(píng)價(jià)，分為三級(jí)，認(rèn)為不完善定義為“1”、基本完善定義為“2”、比較完善定義為“3”。

（4）其他控制變量，四個(gè)區(qū)縣的虛擬變量代表了某些難以觀察的區(qū)域系統(tǒng)差異對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，如地理位置、經(jīng)濟(jì)水平等。冠縣為“1”、臨清為“2”、靜海為“3”、西青為“4”。

各自變量的統(tǒng)計(jì)性描述見表2。

（三）研究方法

為了揭示農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度等因素對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)行為的實(shí)際影響，必須建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，通過多元回歸分析來確定不同因素的具體影響和影響大小。具體模型結(jié)構(gòu)如下：

式中Yi表示第i個(gè)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比率；Xi1為年齡；Xi2為受教育程度；Xi3為家庭勞動(dòng)力數(shù)量；Xi4為人均耕地面積；Xi5為非農(nóng)自主擇業(yè)程度；Xi6為工資自主決定程度；Xi7為就業(yè)流動(dòng)自由度；Xi8為就業(yè)市場(chǎng)服務(wù)體系完善程度；Xi9為區(qū)域虛擬變量；εi為殘差。

研究中采用OLS和FGLS方法進(jìn)行估計(jì)。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

根據(jù)前面介紹的方法，利用Eviews5.0進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表3。從兩種回歸方法來看，模型對(duì)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的解釋程度在90%左右，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)也十分顯著。不同回歸方法的估計(jì)結(jié)果相似，這說明估計(jì)結(jié)果是相對(duì)穩(wěn)定的。

表3 自變量統(tǒng)計(jì)性描述

注：括號(hào)中的數(shù)值表示T檢驗(yàn)值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

（一）農(nóng)民個(gè)體特征變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響

從模型估計(jì)結(jié)果來看，年齡和文化程度兩變量無論是OLS法還是FGLS方法都分別在10%和5%水平上顯著。這說明隨著年齡的增加，農(nóng)民外出務(wù)工和從事非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)也就越小，越不傾向于流轉(zhuǎn)出土地，而隨著所受文化教育程度的提高，會(huì)增加其非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)，農(nóng)民流轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性也會(huì)逐步提高。

（二）家庭特征變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響

從模型估計(jì)結(jié)果來看，只有家庭勞動(dòng)力數(shù)量在FGLS回歸方法中通過了10%的顯著性檢驗(yàn)；在OLS回歸方法中都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這表明家庭勞動(dòng)力數(shù)量因素對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的影響并不確定，這主要有兩個(gè)方面：一是家庭勞動(dòng)力越多，有外出務(wù)工經(jīng)歷的會(huì)帶動(dòng)其他家庭成員從事非農(nóng)就業(yè)，不會(huì)流轉(zhuǎn)農(nóng)地；二是家庭勞動(dòng)力越多，但都沒有外出務(wù)工，而是轉(zhuǎn)入更多農(nóng)地進(jìn)行農(nóng)業(yè)耕作。

（三）農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響

從模型估計(jì)結(jié)果來看，除了就業(yè)市場(chǎng)服務(wù)體系完善變量在OLS回歸方法中沒有通過顯著性檢驗(yàn)，其他變量都通過了1%、5%或10%的顯著性檢驗(yàn)。在表征農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度的四個(gè)變量中，工資自主決定程度即農(nóng)民純收入中非農(nóng)收入所占的比重對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率影響最大，該變量的回歸系數(shù)達(dá)到了0.528，即該變量每增加一個(gè)單位將會(huì)使農(nóng)地轉(zhuǎn)出率增長(zhǎng)52.8%。這反映出農(nóng)戶勞動(dòng)力參與非農(nóng)就業(yè)市場(chǎng)對(duì)增強(qiáng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的重要性。就業(yè)流動(dòng)自由度即外出農(nóng)民工占家庭勞動(dòng)力比重對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的影響也比較大，回歸系數(shù)為0.423。就業(yè)市場(chǎng)服務(wù)體系完善程度對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的影響相對(duì)較小，這主要是由于在農(nóng)村還沒有建立起完善的勞動(dòng)力市場(chǎng)，農(nóng)民對(duì)其重要性的認(rèn)識(shí)還不夠，以后應(yīng)逐步增強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)在農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)中所起的作用。

在區(qū)域虛擬變量中，OLS和FGLS回歸方法的結(jié)果都顯示在10%的顯著水平上通過檢驗(yàn)。這表明隨著經(jīng)濟(jì)水平提高，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的增加，農(nóng)民會(huì)逐步流轉(zhuǎn)出土地，轉(zhuǎn)移到非農(nóng)就業(yè)崗位中。

四、研究結(jié)論與政策啟示

以上以農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實(shí)證分析了農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。研究表明，年齡、文化程度和家庭勞動(dòng)力數(shù)量都通過了顯著性檢驗(yàn)。在表征農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育程度的四個(gè)變量中，工資自主決定程度對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率影響最大，回歸系數(shù)達(dá)到了0.528，即該變量每增加一個(gè)單位將會(huì)使農(nóng)地轉(zhuǎn)出率增長(zhǎng)52.8%。就業(yè)流動(dòng)自由度對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的影響也比較大，回歸系數(shù)為0.423。就業(yè)市場(chǎng)服務(wù)體系完善程度對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的影響相對(duì)較小。

基于以上研究結(jié)論，可以得出如下政策啟示：一是加強(qiáng)農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)，提高農(nóng)業(yè)非農(nóng)就業(yè)素質(zhì)，為農(nóng)村勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中解放出來提供現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)；二是建立和培育農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)，為農(nóng)民提供公平的勞動(dòng)力就業(yè)市場(chǎng)環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)民參與多種形式的就業(yè)；三是加快健全農(nóng)村社會(huì)保障體系，在增加農(nóng)民自我保障信心的同時(shí)降低其對(duì)土地保障的依賴性，減少農(nóng)地流轉(zhuǎn)的阻力。

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The Impact of Development of Rural Labor Market on Farmland Transfer：Evidence from Household Survey in Rural China

Xu Hengzhou

（School of Management， Tianjin University， Tianjin 300072， China）

Abstract：Accelerating the development of rural labor market is necessary for promoting the farmland transfer and optimizing the allocation of rural labor resources. Based on the data of farm household survey， this paper employs the multiple regression model to empirically analyze the impact of the development of rural labor market on the farmland transfer. The quantitative results show that among the four variables representing the development of rural labor market， the impact of wage self-determination on the farmland transfer is the biggest and its coefficient of regression is 0.528， that is to say， the unit augment of this variable can make the ratio of farmland transfer increase by 52.8%. The impact of freedom of employment flowing on the farmland transfer is also comparatively great and its coefficient of regression is 0.423. The impact of perfection of employment market service system is comparatively less and its coefficient of regression is 0.126. Based on above findings， corresponding policy implications are put forward.

Key words：rural labor market；farmland transfer；farm household survey；impact

（責(zé)任編輯：張丹郁）