地權穩定性如何影響農村勞動力非農轉移
——基于拓展Todaro模型的分析

洪煒杰 胡新艷

(華南農業大學 1.經濟管理學院 2.國家農業制度與發展研究院，廣東 廣州 510642)

一、引言和相關文獻綜述

明確而穩定的產權對經濟發展至關重要(Alchian et al.,1973；De Soto，2000)。我國農地制度改革從1980年《關于進一步加強和完善農業生產責任制的幾個問題》對家庭聯產承包責任制的肯定，到1984年、1993年將農地承包期延長至15年、30年，再到2008年《關于推進農村改革發展若干重大問題》中強調農戶農地承包經營權的長久不變，直至2009年啟動的新一輪農地確權試點工作，都旨在強化農民的農地產權穩定性。2013年中央一號文件明確提出“用5年時間基本完成農村土地承包經營權確權登記頒證工作”。新一輪農地確權是在既往土地賦權改革成果的基礎上，將每一宗土地的權利明晰地界定給每個權利主體(夏柱智，2013)，且以“產權證”作為權利載體強化農民地權穩定性。

農民持有土地產權的安全性和穩定性，會影響勞動力轉移成本、方式與效率(陳會廣 等，2013)，進而影響勞動力轉移的方向。不過，現有文獻關于地權穩定性如何影響勞動力非農轉移的研究尚未達成一致的觀點。

(一)地權穩定性與勞動力非農轉移：三種不同的結論

一些學者認為，地權越穩定，越會促進農村勞動力的非農轉移(Yang,1997;Janvry et al.,2015)，這種觀點的分析邏輯是：地權越穩定，農民非農就業轉移后面臨的失地風險越小，農民就不必因害怕失地而低效率地依附于土地，在高的非農就業收益激勵下會進行非農就業轉移；反之，地權越不穩定，農民離地離農后的失地風險越大，可能會為避免農地價值的流失而被迫進行農業生產，而不是選擇外出務工，從而降低勞動力非農轉移的激勵效應。在現實情形中，我國農民失地的風險表現在兩個方面：一是在村集體土地重新調整中，離農農戶的土地有可能被收回； 二是因農戶不在農村居住、不從事農業，其土地可能被其他人非法侵占(付江濤 等，2016)。劉曉宇等(2008)利用我國農戶調查數據研究發現：穩定的地權可以有效地促進農村勞動力外出打工，而頻繁的土地調整則會降低農民離鄉進城的積極性，抑制勞動力的非農轉移。Mullan et al.(2011)、Rupelle et al.(2009)利用我國調查數據的研究也得出了類似的結論，認為地權不穩定導致農村勞動力轉移承受較大的失地或換地風險，是阻礙農村勞動力非農就業的重要原因。Rozelle et al.(1999)認為加強我國農村土地租賃市場建設，掃除土地權利流轉的制度障礙，可以使得更多的農村勞動力向外轉移。Haberfeld et al.(1999)對印度、Field(2007)對秘魯和 Janvry et al.(2015)對墨西哥的研究同樣表明：頒證確權能促進農民非農就業轉移，釋放出大量的農村勞動力。

然而，Yao(2001)和田傳浩等(2004)等指出，土地調整越頻繁，越會促進勞動力非農轉移，也就是說，地權不穩定反而會促進勞動力非農轉移。陳會廣等(2013)對南京市農民工的調查研究也支持了上述觀點。土地調整之所以越頻繁越促進農民非農轉移，最為經典的理論闡釋是：土地不定期調整的作用如同對農民征收隨機稅(Besley，1995；姚洋，2004)，這是因為地權調整意味著在不可預見的未來，農民的土地被拿走時，會一同帶走附著在土地上的中長期投資，所以農地調整越頻繁，農民投資的預期損失越大，從而降低農民從事農業生產的積極性，迫使部分農民改變就業方式，進行非農轉移；與之相反，一旦地權變得穩定，預期被征“隨機稅”的損失就會相應地減少，由此調動農民農業生產積極性，起到抑制勞動力非農轉移的作用。

此外，也有學者指出，地權穩定性對農村勞動力流動的影響與當地的社會條件密切相關，這是導致土地制度對勞動力轉移影響不一致的重要原因。Schargrodshy et al.(2010)對阿根廷的研究發現，地權穩定性并不會影響勞動力非農轉移，原因在于確權前后當地并不存在對勞動力流動限制的特殊性制度因素。

(二)基于Todaro模型的農村勞動力轉移分析

關于農村勞動力轉移的研究，被廣泛接受和運用的是Todaro模型。該模型重點分析了經濟因素在人口遷移中的作用，認為城鄉預期收入差距對勞動力轉移決策具有決定性影響(Todaro，1969),為理解我國長期性的大規模農村勞動力流動提供了思路。國內不少學者以改革后我國農村勞動力轉移的調查數據為基礎，利用Todaro模型進行實證研究，結果表明：城市務工收入是農民向城鎮遷移的最大驅動力(李培，2009；中國農村勞動力流動課題組，1997)，與就業收入密切相關的“是否參加社會保險、是否簽訂勞動合同”對農民就業遷移行為也有顯著影響(續田曾，2010)。

以Todaro模型為基礎的后續研究，逐步擺脫了側重于經濟因素分析的局限，從更廣泛的角度闡釋勞動力轉移的動因和障礙(王春超 等，2009；蔡昉 等，2002；李斌 等，2015)，對Todaro模型進行了進一步的修正。也有學者以Todaro模型為基礎，將農村勞動力流動納入國民經濟發展的宏觀背景下，利用國家或區域層面的時間序列數據、面板數據展開理論與實證研究(程名望 等，2007；陸銘 等，2011；呂煒 等，2015)。顯然，宏觀層面的研究有利于把握經濟發展因素對勞動力市場發展影響的規律，但宏觀層面的勞動力市場發育是微觀農戶生產要素配置決策行為的累積結果，因此關注農戶的行為選擇具有基礎作用和關鍵意義。

(三)簡評

已有對土地制度影響的研究仍不充分也未達成一致的觀點，其原因在于地權穩定性對農民遷移影響存在作用力相反的兩種理論解釋邏輯：一方面，地權越穩定，農民離地失地的風險越小，從這個角度看，地權穩定能夠促進農民的非農就業轉移；另一方面，地權越穩定，農民務農因地權問題而導致的隨機損失越小，從這個角度看，地權穩定能增加務農收益，提高農民務農激勵，從而削弱農民非農就業轉移。但已有文獻往往僅引入其中一種理論邏輯展開分析，忽略了地權穩定性可能同時從兩個方面對勞動力非農轉移產生影響，并且更多關注地權穩定性是“正向”還是“負向”影響勞動力非農轉移，而對于其作用機制缺乏有力的實證檢驗，導致其邏輯推理缺乏微觀證據的支撐，使得研究結論的說服力不足。

此外，正如前文所說，農地確權所提高的地權穩定性會如何影響勞動力的非農轉移，歸根到底是如何改變務農和非農之間的相對收益。顯然，這和農戶在農地確權前的農業稟賦具有密切相關性。對于擁有不同承包地面積和農業固定資本的農戶，地權穩定性的提高所帶來的農業收入預期不同，這將導致盡管農地確權能夠提高農地產權的穩定性，但是對于不同稟賦特征的農戶作用機理具有異質性，而已有文獻對這方面仍然缺乏必要的探討。

鑒于此，本文結合新一輪農地確權，把地權穩定性對勞動力影響的兩種邏輯納入同一個分析框架，構建拓展的Todaro模型，由此推演地權穩定性對勞動力流動的作用機理，并進一步利用調查數據進行實證檢驗，試圖回答以下兩個問題：(1)地權穩定究竟是激勵勞動力非農轉移還是回鄉務農？其作用機理如何？(2)對于不同資源優勢(資本、土地)的農戶是否存在不同的影響？對于上述問題的回答，不僅能夠辨明地權穩定性對勞動力的影響機理，在理論研究上具有“求真”的價值，也能進一步明確農地制度改革下我國農村勞動力的流動趨向，從而為勞動力城鄉流動以及農業轉型發展的政策選擇提供有針對性的政策建議，在政策實踐上具有“務實”的意義。

二、Todaro模型的拓展模型

(一)Todaro模型的基本形式

Todaro模型認為勞動力轉移決策取決于對城鄉預期收入差距的估計，原始模型可以表達為：

Pu(t)Yu(t)-Yr(t)

]e-rtdt-C(0)

(1)

式(1)中，V(0)是城鄉預期收入差距的貼現值，r是貼現率，Pu(t)是t期農村勞動力在城市得到工作的概率，Yu(t)是t期勞動力城市非農就業收入，Yr(t)表示t期勞動力務農收入，C(0)是遷移成本。只考慮一期，上式可簡化為：

V=puYu-Yr-C

(2)

務農收入(Yr)是農產品價格(Pr)和產量(Q)的函數，設農業生產函數符合C-D函數，那么農村勞動力務農收入為：

(3)

式(3)中，Lr、A、K分別代表務農勞動力數量、耕種面積和資本投入量，θ1、θ2、θ3是上述三種投入要素的產出彈性。

(二)納入地權穩定性的Todaro模型

(4)

令f(S)=1-h(S)，則f(S)表示扣除地權不穩定導致隨機損失后的剩余比例。地權越穩定，征收的隨機稅越少，農戶務農獲得的稅后剩余越多。由此式(4)可簡化為：

(5)

V=puYu-Yr-C-p(S)G(A)

因而，綜合考慮地權穩定性對農村勞動力流動影響的兩種理論邏輯的Todaro模型為：

(6)

對式(6)求偏導數可得：

(7)

(三)地權穩定性對不同資源特征農戶勞動力非農轉移的影響

上面的邏輯推導假設農戶擁有的資源稟賦是同質的，而實際上，不同農戶擁有的資源稟賦是不同的，具有不同的資源優勢。對于不同資源稟賦的農戶而言，務農的收益顯然是不同的。那么，對于具有不同資源特征的農戶，地權穩定性對其勞動力轉移的影響是否不同？對于農戶而言，最重要的生產要素是土地和資本，因此本文從土地、資本兩種要素展開分析。

式(7)對土地求偏導數可得：

(8)

那么，地權穩定性對擁有不同資本稟賦的農戶勞動力轉移的收益影響是否有所不同？在式(7)的基礎上，對資本求偏導數可得：

(9)

可見，農地產權穩定性如何影響農村勞動力的非農轉移不可一概而論，在不同社會背景下以及不同要素稟賦下，其影響是不同的，需要謹慎對待。基于此，本文利用中國九省區的農戶微觀數據，結合計量模型對該問題進行實證分析。

三、數據來源、模型設置與描述統計

(一) 數據來源

數據來源于課題組于2015年1—2月進行的全國性大規模入戶調查。調查采用的是多階段分層隨機抽樣方法。首先，確定樣本省。采用總人口、人均GDP、耕地面積、耕地面積比重、農業人口比重和農業產值比重6個社會經濟特征指標，通過聚類分析方法將中國31個省(市、區)劃分為三類地區。按照東部、中部、西部三大地帶并兼顧七大地理分區，從三類地區中各抽取3個省區，其中，東部為廣東、江蘇和遼寧三省，中部為河南、江西和山西三省，西部為寧夏、四川和貴州三省區。其次，確定樣本縣。按照上述聚類指標，將每個樣本省區的所有縣采用聚類分析法聚為三類，每類中隨機抽取2個縣展開調查，共調查54個縣。最后，確定樣本鎮、村和農戶。在每個縣抽取4個鎮(其中，在廣東省、江西省各抽取10個樣本鄉鎮)，每鎮抽取1個村，每村抽取2個自然村，每自然村隨機抽5個農戶。調查共發放問卷2880份，回收問卷2838份，滿足本文分析要求的有效樣本為2704份，有效率為93.89%。本文使用的關鍵變量部分存在缺失值，剔除缺失值后的有效樣本量為2695個。

(二)模型設置與描述統計

設置基本模型如下：

Migrationi=α1+β1Righti+φCVi+εi

其中，i指第i個農戶，Migration是本文的因變量，指勞動力非農轉移，Right指地權穩定性，CV是其他控制變量，ε是殘差項，其他為待估參數。

被解釋變量：非農就業比例。參考仇童偉等(2017)、Mullan et al.(2011)的做法，以農戶勞動力中非農就業比例增減來衡量農戶勞動力非農轉移。

核心解釋變量：地權穩定性。新一輪農地確權是在既往土地賦權改革成果的基礎上，從技術上將每一宗土地的權利義務明晰地界定給每個權利主體(夏柱智，2013)，且以“產權證”作為權利載體進一步強化農民地權穩定性，所以本文以農地確權衡量地權穩定性。農地是否確權代表農地產權是否穩定，是則賦值為1，否則賦值為0。值得注意的是，本文在模型中也加入了土地調整變量，通過觀察該變量的作用方向，為農地確權的作用效果提供佐證。

控制變量：稟賦特征、農業政策、村莊特征、家庭特征。其中，農業政策用是否有種糧補貼衡量；稟賦包括農地稟賦(承包地面積)、資本稟賦(農業資本價值)、勞動力稟賦(家庭勞動力總數)；農業政策以種糧補貼衡量；村莊特征包括到縣城時間、所在地區發展水平、所在村莊農業比重；家庭特征則包括人口結構情況。具體各變量賦值和基本情況見表1。

表1 變量設置與描述性統計

注：變量觀測值為2695，確權組的觀測值為1450，非確權組的觀測值為1245；Diff=確權組均值-非確權組均值。

由表1可知，確權組非農就業比例的均值為0.363，非確權組的非農就業比例為0.392， 非確權組的非農就業比例多于確權組。但是應該注意到，控制變量存在不同程度的組間差異，這說明確權組和非確權組非農就業比例的組間差異可能是由于其他控制變量的不同所導致，而非簡單地由確權帶來的地權穩定性而引起的，所以需要進一步采用計量模型進行回歸分析，以保證結論的嚴謹性。

四、模型結果及其分析

(一) 地權穩定性對農村勞動力非農轉移的總體影響

1.基準回歸

地權穩定性與農村勞動力轉移的模型估計結果見表2。模型1-1未納入家庭特征變量和區域變量；模型1-2在模型1的基礎上控制了家庭變量；模型1-3在模型2的基礎上控制了東中西三大地帶的區位虛擬變量。由于被解釋變量非農就業比例介于0到1之間，是典型的雙受限數據，所以采用Tobit模型進行估計。

表2 地權穩定性對農村勞動力流動的影響(Tobit)

注：*、**、***分別表示相關系數在0.1、0.05、0.01水平下顯著。

根據表2的計量結果，可以得到如下結論：

(1)地權穩定性提高會激勵農戶務農，抑制勞動力的非農轉移。從表2可知，模型1-1、模型1-2和模型1-3的系數分別為-0.046、-0.042和-0.041，且在10%的水平上顯著。這表明，地權穩定性提高會減少農戶的非農就業比例，即新一輪農地確權帶來的地權穩定性的提高會激勵部分從事非農就業的農民返鄉務農。從上述計量結果可知，地權穩定性提高的影響主要表現為對農業生產投資產生“保證效應”，即農民認為自己的地權更有保障，穩定了農戶的生產投資收益預期，由此激勵農業生產投資行為，抑制勞動力非農轉移。

上述計量結果支持了“地權越不穩定，越促進農戶非農轉移”的觀點。從現行法律規定看，農民在非農就業轉移后是否會失去土地，以其戶口是否轉為城市戶口為標準。然而，在現行的城鄉戶籍制度安排下，一方面城市化的各種體制障礙一時很難消除，農民在短時間內要獲得城市戶口是困難的(呂文靜，2014；陸銘 等，2014)；另一方面農村戶口與農村集體分紅福利相關聯，農民非農轉移后為了依然享受農村集體分紅等福利，也往往不愿意放棄農村戶口(盛亦男，2014)。這表明我國農民非農就業轉移后是否失地并非僅受地權穩定性影響。但是，地權不穩定必然會導致農戶的中、長期投資沉淀損失以及衍生出生產調整的成本(許慶 等，2005)，從而影響農民農業生產投資的積極性與效率(Wen，1995)。

眾所周知，農地調整是在農戶之間重新分配土地，即只有在農地調整中農戶才可能失去土地。然而，計量結果顯示，土地調整的系數為正，且在5%的水平上顯著，這說明現階段地權不穩定會提高農戶非農就業后的失地風險并非普遍事實。從地權穩定性對農村勞動力轉移影響的兩種作用邏輯看，地權不穩定更多表現為降低農戶務農投資的“保證效應”，從而產生對務農勞動力的擠出效應，這對于吸引更多的勞動力參加農業生產有積極作用。

(2)控制變量的影響。家庭擁有的農業資本價值越多，務農收益可能越高，從而起到激勵務農、抑制非農轉移的作用。在經營面積不變的情況下，越多的勞動力意味著務農勞動力邊際收益的降低，從而導致更多勞動力非農就業提高收益。這說明，農民家庭勞動力選擇務農還是非農就業，主要是基于收益成本考慮的，在一定程度上也佐證了農地產權穩定性對勞動力遷移的影響機理在于減少了因農地調整而產生的“隨機稅”損失，從而起到激勵農戶務農、抑制非農轉移的作用。種糧補貼系數為負，在1%的水平上顯著，表明種糧補貼能夠增加農戶務農的收益，提高務農的積極性，抑制農民的非農就業轉移。到縣城時間系數為正，且在5%的水平上顯著，可能的原因是是離縣城越邊遠，對農產品市場價格信息的獲取越困難，導致價格偏低，務農收益差，從而促使農民工選擇非農就業。村莊農業占比越高，越易形成橫向規模效應，務農越多，非農就業越低。此外，初中及以下學歷的人數越多，農戶非農就業比例越小，這表明在城市產業結構升級轉型過程中，對低學歷勞動力的就業排斥效應日益加大。女性勞動力越多，家庭非農就業比例越低，從側面反映了務農勞動力的女性化現實問題。

2.機制檢驗

上文計量結果顯示，地權穩定性的提高主要是通過提高農戶對農地的投資激勵，從而抑制勞動力非農轉移。基于此，先分析地權穩定性如何影響農戶的農地投資意愿(模型2-1)，進而將農地投資意愿加入到模型1-3中(模型2-2)，觀察地權穩定性系數的變化。

模型2-1顯示，地權穩定性的系數為0.129，在1%的水平上顯著，說明地權穩定性的提高能夠顯著提高農戶的農地投資意愿。模型2-2顯示，農地投資意愿的系數為-0.038，在1%的水平上顯著，說明隨著農地投資意愿的提高，非農轉移的比例降低。地權穩定性的系數變得不顯著，說明農地投資意愿起到完全中介作用，地權穩定性通過影響農戶的農地投資激勵從而影響勞動力非農轉移，上文討論的機制是成立的。

表3 地權穩定性對勞動力的作用機制分析

注：*、**、***分別表示相關系數在0.1、0.05、0.01水平下顯著；農地投資意愿從很低到很高采用5級量表。

(二)地權穩定性對農戶勞動力轉移的異質性影響

1.對不同土地資源特征農戶勞動力轉移的影響

這部分考察農地地權穩定性對于擁有不同土地規模的農戶勞動力轉移影響。 為了回答該問題，在計量模型中加入了“地權穩定性×承包地面積”的交互項，進而通過交互項的系數符號及其顯著性進行甄別。

表4中模型3-1是在表2的模型1-3的基礎上，加入了“地權穩定性×承包地面積”的交互項。從計量結果中可知，交互項的系數顯著為負，這說明隨著承包地面積的增加，地權越穩定越能夠激勵勞動力務農。這是因為承包地越多，如果地權不穩定，意味著農戶被征收的隨機稅損失越多。相反，隨著農地產權變得穩定，農戶農業生產投資預期變得穩定，會激勵其進行長期投資。特別地，承包地越多，長期投資收益可能越高，越可能激勵勞動力務農。實際上，這和表2計量結果的理論邏輯是一致的，說明我國地權不穩定主要影響的是農戶的務農收益，而離地失地風險相對較小。離地失地風險并非是影響勞動力流動的主要因素。

表4 不同稟賦下地權穩定性對勞動力流動的影響

注：*、**、***分別表示相關系數在0.1、0.05、0.01水平下顯著。

2.對不同資本稟賦特征農戶勞動力轉移的影響

從上文數理推導可知：地權穩定性對擁有資本優勢農戶勞動力非農轉移起抑制作用。為了驗證這種作用邏輯，在表2的模型1-3的基礎上，加入“農地權穩定性×農業資本價值”的交互項。從理論上來說，如果“地權穩定性×農業資本價值”交互項的系數為負，則上述結論可以得到驗證。從表4的模型3-2的計量結果可知，“地權穩定性×農業資本價值”交互項系數為-0.062，在1%的水平上顯著。這表明，隨著農戶能夠獲得的農業資本價值的增加，地權穩定性更能夠激勵其參與務農，起到抑制非農就業轉移的作用。

實際上，觀察表4的模型3-1、模型3-2的計量結果不難發現，在加入交互項之后，地權穩定性的系數變得不再顯著，這說明對于承包地少、農業資本少的農戶，地權穩定性對農村勞動力轉移不存在顯著影響，并不會顯著激勵其務農。因為在該情況下，農戶受到務農資源有限的約束，地權穩定性的提高帶來的務農邊際收益并不多，對其務農激勵作用小。

總之，地權穩定性對具有土地、資本稟賦優勢的農戶務農激勵影響較大，即會強化地權穩定性對于農戶勞動力非農轉移的抑制效應，形成更顯著的返鄉務農激勵效應。這是因為具有資本和土地稟賦優勢的農戶，地權穩定性提高帶來的務農邊際收益更多，從而會抑制勞動力非農轉移，激勵其進入農業領域就業。

(三)穩健性檢驗

1.模型設置問題

利用不同計量方法檢驗估計結果的穩健性。模型4-1采用OLS進行回歸分析，模型4-2考慮到非農就業比例是一個介于0到1的連續變量，是典型的分數變量，因而采用分數logit回歸模型(Fractional Logit Regression，FLR)進行回歸分析(模型4-2)(伍德里奇，2015)。表5中模型4-1和模型4-2的計量結果顯示，采用OLS、FLR回歸的結果與表2模型結論基本一致。

注：*、**、***分別表示相關系數在0.1、0.05、0.01水平下顯著；模型4-3第一階段回歸系數為0.539***，利用2sls回歸顯示DWH為13.43***，第一階段F值為242.577***。

2.內生性問題

由于模型能夠控制的變量有限，所以可能因為遺漏重要變量問題，而使得地權穩定性和非農就業之間存在內生性。利用同縣其他鎮農地確權比例作為工具變量進行回歸，該工具變量代表縣級相關部門對確權政策執行的徹底性，和自變量是相關的，符合相關性原則；其他鎮農地確權情況和該農戶的非農就業不直接相關，故符合排他性原則，因此工具變量選擇是合適的。

模型4-3利用IV-Tobit進行回歸，第一階段回歸結果顯示，工具變量的系數為0.539，在1%的水平上顯著，說明同一個縣其他鎮農地確權比例越高，樣本農戶被確權的可能性也越高，符合邏輯預期。第一階段F為242.577，遠遠大于經驗值10，說明該工具變量不是弱工具變量，且DWH也顯示有使用工具變量的必要。從模型4-3的計量結果看，地權穩定性的系數為負，且在1%的水平上顯著，這和基準回歸的結論是一致的。所以在考慮內生性后，本文的基本結論依舊穩健。

五、結論與討論

我國目前既正處于深化農村土地制度改革的轉型期，也處于推進城鄉融合發展的重要階段。闡明目前正在推進的農地確權對勞動力轉移的影響，能為我國勞動力要素市場發展以及城鄉經濟協調發展提供決策支持。本文納入土地制度變量，把地權穩定性對勞動力非農轉移影響的兩種作用邏輯納入同一個分析框架，并引入農戶資源稟賦的異質性條件，構建拓展的Todaro模型，分析農地產權穩定性對農村勞動力轉移的影響，研究表明：

總體而言，地權穩定性的提高會抑制農民非農就業轉移。其作用機理在于地權穩定性提高可以減少農戶被征收農業隨機稅的損失預期，有利于農戶務農增收而且收入更有保障，由此激勵農民的農業生產投資積極性。

地權穩定性提高對于具有異質性土地、資本稟賦的農戶勞動力非農就業轉移影響存在差異。具體而言，地權穩定性提高會顯著激勵具有土地、資本稟賦優勢的農戶返鄉務農。

本文研究結論具有重要的政策含義：

農地確權政策實施所帶來的地權穩定性提高，會激勵農戶的務農生產投資行為，能在一定程度上緩解目前我國普遍擔憂的“誰來種田”問題。隨著農地制度改革的不斷深入，事實上因地權不穩定而導致農戶離農失地風險已經得到有效抑制，地權穩定性的提高更多通過提高農戶的投資意愿激勵其務農。所以，對于農地確權會擠出農村勞動力的擔憂是多余的。

農地確權政策所帶來的地權穩定性提高，對異質性稟賦優勢的農戶具有不同影響，有利于深化農戶就業分工，促使城市化與農業規模經營的協調推進。農地確權政策帶來的產權穩定性激勵具有農業資源優勢的農戶返鄉務農，向農業領域分配更多勞動力，有利于深化農村勞動力基于資源稟賦優勢的農內、農外的就業分工。一方面，通過激勵具有農業資源優勢的農戶返鄉務農，推動我國農業規模經營發展；另一方面，引導不具有農業資源優勢的農戶更多地進行非農轉移，支持城市化發展。同時，通過“人動帶動地動”，為農地流轉及其農業規模經營提供更多的機會空間。