市場化進程中農戶兼業對其土地轉出選擇的影響研究

張　璟,程　郁,鄭風田

(1.中國人民大學　農業與農村發展學院,北京　100872；

2.國務院發展研究中心　農村經濟研究部,北京　100010)

?

市場化進程中農戶兼業對其土地轉出選擇的影響研究

張璟1,程郁2,鄭風田1

(1.中國人民大學農業與農村發展學院,北京100872；

2.國務院發展研究中心農村經濟研究部,北京100010)

摘要：農地流轉是培育新型農業經營主體，實現適度規模經營的必經之路。在影響土地流轉因素的研究中，農戶兼業對其土地流轉的影響被長期關注但仍存爭議。本文利用2012年清華大學全國“百村調查”數據研究發現，總體來看，農戶勞動力兼業水平和收入兼業水平對農戶土地轉出行為有正向影響，具體表現為農戶家庭常年在外務工勞動力比重越高，農戶轉出土地的可能性越高，但依據兼業收入比重分類來看，非農收入占家庭總收入比重低于50%的農業戶不易于轉出土地，而非農收入比重高于80%的非農業戶更傾向于轉出土地；通過工具變量糾正農戶兼業與土地轉出之間可能的內生性問題后，估計結果依然穩健。

關鍵詞：兼業化;土地轉出;市場化進程

一、引言

土地是農業生產最重要的投入要素之一。近年來，中國的市場化進程不斷加深，農村土地市場呈現出土地流轉不斷活躍的態勢，如2014年全國總體農村耕地流轉率已超15%，江蘇、浙江等發達省份更是在50%以上[1]。與此同時，中央提出培育新型農業經營主體，促進農業適度規模經營的戰略決策，而土地流轉正是實現這一戰略目標的重中之重。

那么，什么因素決定了農戶，特別是分散的小農戶，轉出手中的土地？現有的研究分別從農戶非農就業、家庭勞動力稟賦、土地稟賦、社會保障及外部制度約束等方面進行解釋[2-4]，但就農戶非農就業對其土地轉出的影響問題學界仍然存在爭議，且針對二者之間的內生性問題仍需更多的方法和數據進行相應的處理?；诖?，本文利用清華大學中國農村研究院2012年進行的全國“百村調查”數據，對市場化進程中農戶兼業程度與其土地轉出之間的關系進行實證檢驗。文章可能有的貢獻一是將農戶的兼業化水平按照勞動力外出務工人數和農戶非農收入比重進行量化，以對農戶兼業程度對其土地轉出的影響進行更為細致的研究；二是本文嘗試運用工具變量法對農戶兼業與農戶土地轉出選擇之間的內生性問題進行處理，并以此為研究結果做穩健性檢驗。

文章的結構安排如下：第二部分是文獻綜述和研究假說；第三部分是本文的實證模型，第四部分介紹所用數據，第五部分給出分析結果，第六部分為內生性問題處理，最后一部分歸納本文的主要結論，并據此提出相應的政策建議。

二、文獻綜述與研究假說

(一)文獻綜述

對農戶兼業化與農戶土地轉出問題的研究實質是在討論農村勞動力市場與土地市場之間的影響關系。首先，關于勞動力市場對農地流轉市場的研究有很多，如姚洋探討了非農就業結構和土地租賃市場發育之間的關系，運用條件Logit模型得出農村土地租賃市場不活躍與勞動力市場受限有關[3]。黃季焜等采用面板數據以農戶戶主和家庭成員是否有非農就業經歷為指標，證明了外出務工對農戶土地流轉有正向影響[4]。其他研究，如Deininger和Jin，鐘甫寧等也驗證了非農就業機會的正向影響[5-6]。但也有學者認為，農戶的非農就業并不一定會帶來農戶的土地流轉。如錢忠好認為農戶是否流轉土地取決于家庭擁有的初始土地資源、家庭勞動者的勞動能力、農業與非農業的綜合比較利益，他認為盡管存在家庭成員的非農就業，但并不一定發生土地流轉[7]。因此，面對仍存爭議的研究現狀，探討農戶兼業對其土地流轉的影響依然具有理論意義。

更值得一提的是，也有學者反向討論農地流轉對農戶非農勞動力就業的影響，如Yang指出中國農村土地市場的缺失會降低兼業農戶的地租收入，這種制度安排會給農村勞動力流轉設置障礙，帶來了工農業勞動力工資的扭曲，導致了農業勞動力的誤配(mis-allocation)，不利于農戶轉出土地外出就業[8]。另外，Kung還指出，對農村勞動力市場和土地市場關系的研究存在一個聯立性問題，即二者可能存在互為因果的關系[9]。Kung利用1999年中國農業部在6省進行的農戶調查數據，使用不同村民小組的村民外出務工的平均天數作為村民非農就業的工具變量，研究結果認為非農勞動力市場的出現是農村土地市場活躍的催化劑[9]。

第三，還有許多學者從農民土地流轉意愿的角度對兼業化或者非農就業與農民土地流轉的關系進行研究[2，10]。但農戶土地流轉的意愿與農戶真正轉出土地的行為之間還是存有差異。而本文的目標主要是探討農戶兼業化程度對農戶真實土地轉出行為的影響。

綜上所述，當前針對農村勞動力市場和農地市場問題的研究主要在兩個方面展開，分別為農戶的非農就業對農戶土地流轉的影響，及勞動力市場與農村土地市場發育的互動關系，但現有的文獻仍缺乏直接對農戶的兼業化程度進行衡量，繼而對農戶的兼業化程度與其土地轉出行為之間的關系進行實證檢驗的研究。在已有的實證研究中還存在著調查數據時間較早，樣本往往只涉及個別省份，缺乏近期的有全國代表性的調查數據等問題；進一步地，除了黃季焜等、 Kung、Yao等研究對模型的內生性問題進行了相應處理外，也少有研究對二者之間的內生性進行相應的討論[4，9，11]?；诖?，本文使用2012年清華大學中國農村研究院全國“百村調查”數據，從農戶非農勞動力*由于缺少農戶勞動力從事農業和非農業勞動力準確的勞動時間，本文使用農戶在農業和非農業工作上分配的勞動力數量來度量農戶的兼業化程度。和農戶非農收入兩方面度量農戶兼業化程度，并對農戶兼業化對其土地轉出的影響進行實證檢驗。本文還關注了市場化進程對農戶土地轉出的影響，而這是以往研究中所忽視的重要變量。

(二)研究假說

由于中國人多地少，大部分地區農戶的人均土地規模偏小，隨著城市化、市場化進程的不斷加深，越來越多的農村勞動力外出就業，以“半工半農”為特點的農戶兼業化成為中國農業經營的典型特征。一般而言，隨著兼業化程度的提高，農戶對農業生產和土地依賴的程度會下降，因而轉出土地的意愿會提高。但是，也有研究指出，對農民而言，土地作為社會保障的替代物，具有就業保障、養老等基本生活保障的功能[12-13]，可以說，在一定程度上，兼業農戶選擇兼業可能是為了彌補農業收入不足，當農戶為Ⅰ兼農戶時，即非農收入還不足以超過農業收入時，他們不愿意也不能夠放棄土地。基于此，本文提出以下兩個研究假說：

假說1：隨著市場化進程的推進，外出務工的農村勞動力增多，而農戶的勞動力兼業化程度越高，農戶轉出土地的概率就越高。

假說2：農戶的非農收入占農戶家庭總收入的比重也會影響農戶土地轉出的可能性，當農戶為Ⅱ兼農戶時，即當農戶非農收入比重超過農戶農業收入比重時，農戶土地轉出的可能性會提高。

三、模型設定

在實證研究中，Logit 模型可直接預測到觀測值相對于某一事件的發生概率，因而研究者常用Logit 模型估計二分類因變量和一系列連續自變量或分類自變量之間的非線性關系。其基本回歸模型如下：

上式中z=β0+β1x1+β2x2+…..βpxp，p為自變量個數。某一事件不發生的概率為Prob(noevent)=1-Prob(event)。因此，最主要的是求β0，β1，β2，……βp，即常數項和系數。模型的基本估計式為：

lnPi/(1-Pi) =α+βZi+μ

這里，Pi為被解釋變量的概率，Zi為解釋變量。本文為了檢驗農戶兼業化與其土地轉出之間的關系，將該模型的具體形式設定為：

landtransfer=α+β1parttime_labor+β2Ω+μ.

(1)

landtransfer=α+β1parttime_income+β2Ω+μ.

(2)

在方程(1)中，因變量landtransfer表示農戶是否有土地轉出，是一個二值變量，農戶有土地轉出的賦值為1，反之，賦值為0。parttime_labor表示農戶的勞動力兼業水平，即家庭兼業勞動力占家庭總勞動力的比重，農戶兼業勞動力占比越高，則該農戶的勞動力兼業化水平越高；進一步地，考慮到農戶家庭內部單個勞動力兼業時間也是勞動力兼業化水平的一個標志，因此本文又選擇農戶家庭常年在外打工的勞動力數量與家庭總勞動力的比重構建農戶常年兼業水平的指標，并以此為自變量進行回歸分析，亦可對方程(1)的穩健性進行檢驗。上述兩個勞動力兼業化程度的變量是取值在0和1之間的連續變量。Ω表示控制變量。本文對控制變量的選取主要參照以往研究的做法[4，9，11]，選取了家庭勞動力數量(單位：人)、自有承包地面積(單位：畝)、是否有土地經營權證(1=有，0=沒有)、性別(1=男，0=女)、年齡、受教育水平(1=未上過學，2=小學，3=初中，4=高中或中專，5=大專及以上)，以及農戶所屬地區(1=西部，2=中部，3=東部)、各省份市場化指數[14]等控制變量。選擇比樣本調查時間滯后五年的市場化指數的原因在于考慮到地區市場化程度對農村和農業的影響一般有時間滯后性。μ表示隨機擾動項。為了檢驗方程(1)估計結果的穩健性，本文將采用逐步加入控制變量的方法，對農戶兼業化與其土地轉出之間的關系進行檢驗，重點驗證假說1。

方程(2)中，因變量及其他控制變量與方程(1)的設定相同，其中重點考察的變量是parttime_income，該變量表示農戶非農收入占家庭總收入的比重，以及按農戶的非農收入比重劃分出的農戶的收入兼業化水平(1=農業戶，2=Ⅰ兼農戶，3=Ⅱ兼農戶，4=非農業戶)。本文以此對農戶的非農收入水平對其土地轉出之間的關系進行檢驗，重點驗證假說2。

四、數據

本研究使用的數據為2012年清華大學中國農村研究院舉行的中國“百村調查”數據，該調查在全國23個省進行，抽取了共計5165戶農村家庭進行調研。在所調查的樣本中，東部地區樣本量為1194，占比23.12%，中部地區樣本量為1477，占比28.60%，西部地區樣本量為2494，占比48.29%。對于勞動力兼業化程度，本文使用非農勞動力數量(包括完全從事非農業和既從事農業也從事非農業勞動力)與農戶家庭勞動力總數的比值，以及農戶常年外出務工勞動力數量與農戶家庭勞動力總數的比重；對于收入兼業化程度，本文按照統計局的標準將其劃分為農業戶、農業兼業戶(Ⅰ兼農戶)、非農業兼業戶(Ⅱ兼農戶)和非農戶*這里的收入兼業類型按照國家統計局對農戶類型的指標定義分為農業戶，指第一產業收入占家庭純收入80%以上的農戶(含80%)；農業兼業戶也稱Ⅰ兼農戶，指第一產業收入占家庭純收入50-80%的農戶(含50%)；非農業兼業戶也稱Ⅱ兼農戶，指第一產業收入占家庭純收入20-50%的農戶(含20%)；非農戶，指第一產業收入占家庭純收入的20%以下(不含20%)；對于土地轉出情況，根據問卷中“您家有流轉出土地嗎？”的問題，設置“是否有土地轉出”的啞元變量；對于農戶的勞動力稟賦，以農戶家庭勞動力數量作為代理變量；農戶土地稟賦，以農戶自家耕地面積作為代理變量；制度約束方面，使用是否有土地承包經營權證作為代理變量；對于地區變量，按照國家統計局對東中西部省份的劃分，對樣本省進行了分類；市場化程度使用樊綱、王小魯、朱恒鵬的中國市場化指數計算[14]。表1給出了計量模型所涉及變量的描述性統計。

隨著市場化進程的推進，農戶勞動力兼業現象成為一種長期趨勢。當前，農村土地的經營方式已經從農戶自己耕作，發展為更加多樣的(如土地轉出、土地轉入、撂荒等)經營方式。與此同時，不同土地經營方式的農戶，其兼業化程度也呈現出不同的特點。

從調查樣本總體的情況來看(參見圖1)，土地全部自種的農戶，其兼業勞動力占比為58.38%；土地部分轉出的農戶，其兼業勞動力占比為86.14%，比自種農戶高出27.76個百分點；而土地全部轉出的農戶，其兼業化程度達94.02%；有土地轉入的農戶，該比例為47.69%，土地撂荒的農戶，該比例達86.69%。由此可以看出，有土地轉出的農戶，其勞動力兼業化程度都很高，而有土地轉入的農戶勞動力兼業化程度最低，這表明轉入土地的農戶往往更傾向于專業從事農業生產。

從不同區域來看(參見圖2)，西部地區有土地轉出的農戶，其勞動力兼業程度為83.31%，比未轉出土地的農戶勞動力兼業化程度高出30.96個百分點；中部地區有土地轉出農戶的勞動力兼業化程度最高，達88.78%，比未轉出土地的農戶高18.46個百分點；東部地區有土地轉出的農戶勞動力兼業化水平為85.92%，未轉出土地農戶的勞動力兼業化水平為63.52%，二者相差22.4個百分點。由此可以看出，無論是東中西部，有土地轉出的農戶勞動力兼業化水平都要高于未轉出土地的農戶。

表1　變量統計性描述

數據來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

圖1　不同土地經營方式的農戶勞動力兼業化水平對比資料來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

不同的土地稟賦和勞動力稟賦也會影響農戶的兼業化水平。家庭的人均耕地面積能夠反映一個農戶擁有土地資源的豐裕情況，本文中該指標是由農戶2011年經營的土地面積除以農戶家庭人口所得。按照農戶的人均耕地面積從大到小排序，按比例分成五組，分別是人均耕地面積最小的前20%組(包括20%)，20%-40%組(包括40%)，40%-60%組(包括60%)，60%-80%組(包括80%)，以及最大的80%以上組。五組對應的人均耕地面積取值范圍見圖3。可以發現，人均耕地面積小于0.375畝的農戶，其勞動力兼業化的平均值較高，為69.12%，比人均耕地規模處于中間水平的0.67-1.0畝農戶高出近20個百分點。這表明在農戶勞動力稟賦和土地稟賦配置不協調，導致農戶人均耕地規模較小時，農戶往往會選擇外出打工來提高家庭的收入水平。

圖2　東中西部農戶是否有土地轉出農戶的勞動力兼業化水平對比資料來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

那么農戶選擇轉出土地的原因有哪些？本文分析了有土地轉出農戶給出的其轉出土地的主要原因(原因可多選)。首先，有43.49%的農戶認為種地不賺錢是他們轉出土地的最重要原因。其次，缺少勞動力成為農戶轉出土地的第二個主要原因，這表明勞動力稟賦會影響農戶的土地轉出行為。接下來要做生意、要外出打工成為主要的土地轉出的原因，這兩種原因都體現出農戶的非農就業選擇，這二者的比重占到37.06%。最后，種地辛苦也占據較大比重，而不會種地和土地轉出租金較高這兩個原因所占的比重還較低，也就是說租金和農民的農業技能還并沒有成為農民轉出土地的主要原因。

圖3　不同耕地規模農戶的勞動力兼業化程度對比資料來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

缺少勞動力種地辛苦轉出租金高種地不賺錢不會種地要做生意要外出打工頻數106652113336452比重33.8720.776.7142.490.9620.4516.61

圖4對比了不同地區有土地轉出的農戶和沒有土地轉出的農戶，其外出務工的收入水平。這里的外出務工收入是以農戶的非農收入減去農戶所獲得的其他途徑的收入，如政府轉移支付、房屋租金等。由下圖可以看出，東中西部內部比較，有土地轉出的農戶其務工收入都要高于未轉出土地的農戶，而東中西三地區相比，無論是有土地轉出的農戶還是無土地轉出的農戶，其務工收入都呈現出由西向東逐步遞增的趨勢，其中西部和中部的收入水平差距較小，但二者與東部的外出務工收入差異較大。

為了更為深入地探究農戶非農收入比重對農戶土地轉出選擇的影響，本文還分析了不同的農戶類型，即農業戶、Ⅰ兼農戶、Ⅱ兼農戶和非農業戶，所采取的土地經營方式。由圖5可以看出，在有土地轉出的“部分轉出”和“全部轉出”兩種土地經營方式上，Ⅱ兼農戶和非農業戶都占據了絕大部分比重，這表明在有土地轉出的大多數農戶中，其非農收入占總收入的比重已經超過了農戶農業收入占總收入的比重。而在沒有土地轉出的農戶中，特別是全部自種的農戶中，Ⅱ兼農戶和非農戶的比重有所降低，這表明在沒有轉出土地的農戶中，農戶的農業收入所占的比重較大。

圖4　東中西部農戶是否有土地轉出農戶的務工收入對比 (單位：元)資料來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

圖5　不同土地經營方式的農戶收入兼業化程度對比資料來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

五、模型估計結果

上文的描述統計給出了農戶土地經營方式與農戶兼業水平的直觀展示，而本部分通過計量分析，進一步給出農戶勞動力和收入兼業化對農戶土地轉出影響的估計結果，參見表3。表3第(1)至(4)列是對模型(1)進行估計的結果，第(5)、(6)列是對模型(2)進行估計的結果。首先，我們控制了前期文獻提及的主要變量，表3第(1)列是控制了農戶的勞動力稟賦、土地稟賦、外部制度約束，以及人口學特征變量后，農戶勞動力兼業化對農戶土地轉出影響的估計結果。從中可以看出，農戶勞動力兼業化程度對農戶土地轉出有顯著的正向影響，農戶兼業勞動力的比重提高一個百分點，農戶土地轉出的概率可以提高1.592個百分點；另外農戶的勞動力稟賦在5%的水平上顯著為負，這說明農戶家庭的勞動力越多，其轉出土地的可能性越低；但農戶的土地稟賦和制度因素并不顯著。在個體變量部分，性別變量在10%的水平上顯著為負，這表明如果被訪者為男性，且在家務農的情況下，農戶轉出土地的概率會降低；年齡的一次項顯著為負，年齡的二次項顯著為正，這說明被訪者在家務農且為中年人的情況時，農戶轉出土地的概率會降低；但受教育水平指標不顯著。

考慮到我國東中西部地理和經濟發展狀況的差異，為了檢驗勞動力兼業對農戶土地轉出影響的穩健性，本文繼續加入地區變量對模型(1)進行重新估計。表3中第(2)列是加入所屬地區后的估計結果，此時農戶兼業化程度對其土地轉出依然具有顯著的正向影響，但該列的所屬地區變量不顯著，原因可能與沒有控制三個地區的經濟發展水平有關。于是在第(3)列中加入了各省的市場化指數，估計結果顯示，此時農戶勞動力兼業化程度對其土地轉出影響的系數值略有減小，但依然在1%的水平上顯著為正；另外，市場化程度指標顯著為正，這表明從各省情況來看，市場化程度越高的省份，其農戶轉出土地的概率就越高，這表明通過“看不見的手”推動農戶土地流轉具有現實可行性；同時，所屬地區變量顯著為負，這表明控制了市場化水平后，越往西部，農戶轉出土地的概率越高。表3第(4)列使用常年兼業勞動力比重作為農戶勞動力兼業化程度的代理變量，回歸后發現農戶勞動力兼業化程度對其土地轉出的影響依然在1%的水平上顯著為正，這表明模型的估計結果比較穩健，因而能夠說明，從總體來看，農民的勞動力兼業化程度越高，其轉出土地的可能性就越高，即假說1得證。

接下來，為了更進一步地探討農戶收入兼業化程度對其土地轉出的影響，以及何種非農收入水平農戶土地轉出的可能性會提高等問題，本文對模型(2)進行估計，結果見表3第(5)、第(6)列。表3第(5)列表明，從整體上看，農戶收入兼業化程度在1%的水平上顯著為正，這說明農戶的非農收入占農戶總收入的比重越高，該農戶轉出土地的可能性就越高；其余控制變量除受教育水平外，估計結果與模型(1)的結果一致；此處農戶的受教育水平顯著為正，這表明農戶的受教育水平越高，其轉出土地的可能性越高。表3第(6)列是以農戶兼業類型為關鍵控制變量的估計結果，其中兼業類型為虛擬變量，對照組為農業戶。由(6)的結果可知，與農業戶相比，Ⅰ兼農戶轉出土地的可能性在5%的水平上顯著為負，這說明當農戶的非農收入占比低于農戶總收入的50%時，外出務工充當的角色更多的是農業生產的補充，在這一階段，農戶不會輕易轉出自己的土地；同時，與農業戶相比，Ⅱ兼農戶土地轉出的影響系數為正但不顯著，因此不能判斷農戶的非農收入占比在50%-80%之間時農戶的土地轉出傾向；但第(6)列顯示，非農業戶的影響系數在1%的水平上顯著為正，這表明當農戶的非農收入占家庭總收入的比重超過80%時，農戶的收入兼業化程度越高，其轉出土地的可能性越高，也就是說在農戶非農收入超過80%時，農戶轉出土地的可能性會顯著提高，因此假說2得證。

六、內生性問題處理——工具變量法

估計上述模型(1)、(2)面臨的最大問題是遺漏變量、聯立性等問題所造成的內生性。為了克服潛在的內生性問題，本文擬使用工具變量法。

表3　農戶兼業化對農戶土地轉出的影響

注：()中的數值為相應變量的t值。***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著水平下顯著。

數據來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

由于模型(1)、(2)研究的問題具有內在一致性，因此本文僅從模型(1)出發，對農戶兼業與其土地轉出之間的內生性問題進行探討。文章選擇的工具變量為樣本村的平均受教育水平，認為這一變量適宜做個體農戶勞動力兼業化程度的工具變量的理由如下：第一，宏觀層面的村級平均受教育水平與農戶個體層面的土地是否轉出的選擇具有較強的外生性，即沒有理由認為宏觀層面的村級受教育水平會影響到個體農戶是否轉出土地的微觀決策。第二，村莊平均受教育水平與農戶勞動力兼業比重有較強的相關性，如牛建林發表在《中國人口科學》上的研究結果表明，一個區縣農村學齡人口的外出務工現象通過吸引和示范作用，使更多的同齡人提早結束教育，加入務工隊伍，且與完成義務教育者相比，初中輟學者更有可能外出務工[15]。基于此，我們可以認為，從長期來看，村級平均受教育水平越低，則該村勞動力外出打工的可能性越高，農戶勞動力兼業程度高的可能性越大，也就是村級受教育水平與農戶勞動力兼業化程度存在負向關系，而表5中的工具變量與內生變量的相關性檢驗在1.2%的水平上顯著為負也即對此關系進行了實證驗證。工具變量的詳細數據參見表4。

在使用工具變量之前，應對弱工具變量問題進行檢驗。關于連續性因變量和連續性工具變量的弱工具變量問題，Stock和Yogo提出了檢驗方法并給出了檢驗標準[16]。然而，Nichols指出，該方法和標準并不適用于受限性因變量[17]。不幸的是，目前并沒有一個有效的方法對受限性因變量的弱工具變量問題進行檢驗[18]。因此，本文借鑒阮榮平等處理二值因變量IV_Probit的方法，在進行弱工具變量檢驗時通過第一階段工具變量對內生變量的顯著性來對此問題做一個初步判斷[18]。從表5第一階段的回歸結果看，村級平均受教育水平對農戶兼業勞動力占比具有顯著的影響，由此，該工具變量的弱工具變量問題可能并不太嚴重*表4中Probit模型估計參數的標準誤為0.1，IV_Probit模型估計參數的標準誤為0.5，二者具有一定的差距，但考慮到工具變量與內生變量在0.012的顯著性水平上顯著，由此認為該變量的弱工具變量問題可能不太嚴重。。進而，本文使用村級平均受教育水平作為工具變量，采用IV_Probit最大似然估計法，對兼業化與農戶土地轉出進行回歸，在此，回歸模型的沃爾德檢驗結果P值約為0.1，故可在10%的水平上認為農戶勞動力兼業比重為內生變量，使用工具變量法剔除模型內生性問題的影響是有必要的。

表5中，首先匯報了未加入工具變量的Probit回歸，在控制其他變量影響后，回歸結果顯示農戶兼業勞動力占比對農戶土地轉出有顯著的正向影響，顯著性水平為1%，這表明農戶兼業化程度越高，其轉出土地的可能性就越大，這與上文Logit模型的回歸結果相一致。接著，本文針對工具變量與內生變量進行IV_Probit第一階段回歸，結果顯示工具變量村級平均受教育水平對于內生變量兼業勞動力占比具有較強的解釋力，回歸系數在5%的顯著性水平上顯著為負，這表明村級整體的受教育水平越低，農戶兼業勞動力的占比越高，其中的原因可能為整體受教育水平較低的村莊，其外出打工人口通過吸引和示范作用，使更多的同齡人及早結束教育，加入務工隊伍，比如許多年輕人初中畢業即外出打工，進而使得整體受教育水平較低的村莊兼業勞動力比重高的概率增加。在第一階段回歸后可得到內生解釋變量對工具變量的擬合值，繼而用被解釋變量對第一階段回歸的擬合值進行第二階段回歸，得出的結果顯示農戶勞動力兼業化對農戶土地轉出依然在1%的水平有顯著的正向影響，該結果與上文Probit和Logit的回歸結果一致，這表明使用工具變量法，剔除農戶兼業與農戶土地轉出可能存在的內生性問題后，農戶兼業化對農戶土地轉出依然具有顯著的正向影響。

七、主要結論及建議

當前，我國農村市場化進程不斷加深，農地流轉成為未來培育新型農業經營主體、實現適度規模經營的必經之路。在促進土地流轉的過程中可以采用制度性的政策方法來推動，但相應卻會帶來巨大的制度成本和交易成本。而如果能夠采用市場化的“看不見的手”來自發促進農戶的土地流轉，特別是推動分散的小農戶轉出手中的土地，則可以極大地降低交易成本，實現資源的優化配置。本文正是基于中國微觀調查數據，發現這種市場性的農戶兼業化對于農戶的土地轉出行為有著顯著的正向影響。具體總結如下：首先，從農戶勞動力兼業化水平看，隨著市場化進程的推進，勞動力兼業化程度越高，農戶轉出土地的可能性就越高；進一步考慮農戶勞動力外出務工的時間，發現農戶常年在外務工的勞動力比重越高，農戶轉出土地的可能性也越高。

表4　工具變量統計性描述

注：受教育水平指標未上過學=1，小學=2，初中=3，高中或中專=4，大專及以上=5。

數據來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

表5　農戶兼業化對農戶土地轉出影響的IV_Probit估計

注：()中的數值為相應變量的t值。***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著水平下顯著。

數據來源：清華大學中國農村研究院2012年“百村調查”。

其次，從農戶收入兼業化水平來看，收入兼業化程度越高，農戶轉出土地的可能性就越高；進一步地考慮不同的農戶類型發現，Ⅰ兼農戶轉出土地的可能性較小，原因可能在于該類兼業戶的非農收入只是作為農業收入的補充，該階段的非農收入還不足以使農民退出農業生產；而Ⅱ兼農戶的收入兼業化程度對其土地轉出的影響不顯著，但非農業戶對土地轉出有顯著的正向影響，也就是說在農戶的非農收入占到農戶總收入的80%及以上的階段，農戶會有更大的可能性自發轉出土地。

第三，農戶家庭的勞動力稟賦對農戶土地轉出有負向影響，這表明農村的勞動力市場發育還不完善，農戶家庭剩余的勞動力還無法在勞動力市場自由流動。但另一方面，市場化進程對農戶的土地轉出有正向影響，這就說明隨著農村要素市場的不斷完善，農戶轉出土地的可能性會有所提高。

最后，區域差異也對農戶的土地轉出行為有顯著影響。基于回歸結果可知，在控制其他市場性因素和農戶個體特征影響后，位于西部地區的農戶相較于中部和東部地區的農戶更有可能轉出土地，這表明區域差異，特別是東中西部所存在的自然稟賦、氣候條件上的差異，也會對農戶的土地轉出行為產生影響。

基于上述結論，本文認為未來的政策導向應在充分實現農村勞動力穩定非農就業的基礎上，以尊重農民意愿為前提，依靠市場力量促進土地流轉。具體建議如下：一是要進一步深化農村要素市場改革，打破土地市場、勞動力市場、資本市場的壁壘，提高農村各生產要素的活躍程度。二是加快推動城鄉一體化進程，為農村勞動力提供更多的非農就業崗位，促進農村轉移勞動力的充分就業，增強城市對農村勞動力的包容度，推進農民工市民化，以有保障的城市生活降低農民對土地的依賴。三是政府應充分發揮市場配置資源的作用，但仍可出臺激勵土地流轉的政策引導農戶的土地流轉。如在發展現代農業，培育新型農業經營主體的過程中可針對不同農戶的特點，特別是農戶長期外出勞動力數量及其非農收入在總收入中的比重，出臺相應的激勵非農業戶進行土地流轉的政策。在此過程中，還需重視我國東中西部農業生產力發展中基礎性條件的差異，鼓勵有條件的地區、有意愿的農戶進行土地流轉，實現規模經營，以此提高農業的勞動生產率?？傊谂嘤滦娃r業經營主體，實現土地適度規模經營的戰略規劃中，政府應充分發揮市場的主體作用，出臺引導性政策，避免“一刀切”式的行政主導措施。

參考文獻：

[1]黨國英.農村土地流轉是大勢所趨[OL]光明網理論頻道，http://theory.gmw.cn/2014-07/24/content_121364￣53.htm，2014-10-13.

[2]劉同山，孔祥智，張云華.兼業程度，地權期待與農戶的土地退出意愿[J]經濟與管理研究，2013(10)：71-78.

[3]姚洋.非農就業結構與土地租賃市場的發育[J]中國農村觀察，1999 (2)：18-23.

[4]黃季焜，郜亮亮，冀縣卿，等.中國的農地制度、農地流轉和農地投資[M]上海：格致出版社，2012.

[5]DEININGER K，JIN Songqing.The potential of land rental m￣arkets in the process of economic development：Evidence from China [J]Journal of Development Economics，2005，78(1)：241-270.

[6]鐘甫寧，紀月清.土地產權，非農就業機會與農戶農業生產投資[J]經濟研究，2009(12)：43-51.

[7]錢忠好.非農就業是否必然導致農地流轉——基于家庭內部分工的理論分析及其對中國農戶兼業化的解釋[J]中國農村經濟，2008(10)：13-21.

[8]YANG D T.China’s land arrangements and rural labor mobility [J]China Economic Review，1997，8(2)：101-115.

[9]KUNG J K.Off-farm labor markets and the emergence of land rental markets in rural China [J]Journal of Comparative Economics，2002，30(2)：395-414.

[10]張忠明，錢文榮.不同兼業程度下的農戶土地流轉意愿研究——基于浙江的調查與實證[J]農業經濟問題,2014,35(3):19-24.

[11]YAO Yang.The development of the land lease market in rural China [J]Land Economics，2000,76(2)：252-266.

[12]姚洋.中國農地制度:一個分析框架[J]中國社會科學，2000 (2)：54-65.

[13]趙光，李放.非農就業，社會保障與農戶土地轉出——基于30鎮49村476個農民的實證分析[J]中國人口·資源與環境，2012，22(10)：102-110.

[14]樊剛，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告(2006) [M]北京：經濟科學出版社，2007.

[15]牛建林.農村地區外出務工潮對義務教育階段輟學的影響[J]中國人口科學，2012(4)：103-110.

[16]STOCK J，MOTOHIRO Y.Testing for weak instruments in linear iv regression [Z]Department of Economics，Harvard University Working Paper，2005.

[17]NICHOLS，A.Causal inference for binary regression with observational data [Z]Economics Department，University of Michigan Working Paper，2011.

[18]阮榮平，鄭風田，劉力.宗教信仰與社會沖突:根源還是工具?[J]經濟學(季刊)，2014(2)：793-816.

(本文責編：辛城)

A Research on the Effects of Farmers’Part-time Employment on Households’Choices of Land Transfer under the Background of Marketization

ZHANG Jing1，CHENG Yu2，ZHENG Feng-tian1

(1.SchoolofAgriculturalEconomicsandRuralDevelopment，RenminUniversityofChina，Beijing100872，China；2.RuralEconomyResearchDepartment，DevelopmentResearchCentreoftheStateCouncil，Beijing100010，China)

Abstract：Farmlands’transfer is an important way to raise new agricultural business entities and to achieve approapriate agricultural operation scale.Among the research of determinants of land transfer，there’s still controversy on the relationship between households’nonfarm employment and land transfer.This paper used the data of 2012 national survey by Tsinghua University to find that both farmer’s labor part-time degree and income part-time degree will affect farmer’s land transfer behavior significantly and positively；in detail，the greater the ratio of long-term migrate workers in total family labors，the higher the probability that farmers will transfer their land；in addition，farmers whose nonfarm income occupy less than 50% of household total income are not likely to transfer lands，however farmers whose nonfarm income occupy more than 80% are more likely to transfer lands.After using instrumental variable to correct the endogeneity between land transfer and farmer’s part-time degree，the results are still robust.

Key words:part-time degree；land transfer；marketization

中圖分類號：F321.1

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2016)03-0001-12

作者簡介：張璟(1989-)，女，山東滕州人，中國人民大學農業與農村發展學院博士，研究方向：農業經濟與食品經濟。

基金項目：國家自然科學項目“社會監管力量與企業行為反應交互作用機理：理論與實證分析——以食品類企業為例”(71173225)；中國人民大學2014年度拔尖創新人才培育資助計劃。

收稿日期：2015-09-25修回日期：2015-12-31