宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的影響研究

張慧利 夏顯力

內容提要：本文使用宅基地退出試點區四川瀘縣和寧夏平羅690戶農戶的微觀調研數據，實證研究了宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的影響，并進一步運用工具變量法和代理變量法進行內生性處理和穩健性檢驗。研究發現，有能力退出宅基地的農戶家庭總勞動生產率比未退出的農戶家庭高。進一步考察宅基地退出對農戶家庭農業勞動生產率和非農勞動生產率的影響發現，宅基地退出能使農戶家庭非農勞動生產率提高，對農戶家庭農業勞動生產率無顯著影響。

關鍵詞：宅基地退出;家庭勞動生產率;農地規模轉換效應;資本要素替代效應

中圖分類號：F301文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2021）02-0080-08

收稿日期：2020-06-01

作者簡介：張慧利（1993-），女，山東德州人，西北農林科技大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：農村區域發展;夏顯力（1973-），本文通訊作者，男，安徽懷寧人，西北農林科技大學經濟管理學院教授，博士生導師，研究方向：土地經濟與管理。

基金項目：國家社科基金項目“貧困地區農戶農地流轉減貧效應研究”，項目編號：17BJY137。

隨著中國工業化、城鎮化的快速推進以及農戶經營長期小規模化，農村勞動力進城務工已成為普遍現象，勞務性收入已經成為農民增收的主渠道。農村人口大量外出務工和農業從業人員的大量減少，一方面直接影響了農業生產效率的提高[1]，另一方面也帶來了農村宅基地利用率低下、住宅功能難以有效發揮。同時，外出務工勞動力城鄉“兩棲”也增加了務工成本（生存費用、交通費用等），阻礙了農戶非農勞動生產率的進一步提高。當前，在經濟形勢不確定性加劇以及農民增收壓力加大背景下，農村宅基地制度改革也逐步進入加速期并在試點區域穩慎推進，農村土地資源閑置浪費現象初步得以緩解。而作為選擇退出宅基地的農戶則面臨家庭生產要素重新配置問題。那么，宅基地退出在盤活農村閑置資源的同時，能否有效刺激農戶家庭生產要素在農業和非農部門最優配置，進而提高農戶家庭勞動生產率呢？

宅基地制度改革作為一項重大理論和實踐創新，其釋放的制度紅利顯而易見。就目前相關研究來看，大多數學者關注的焦點是如何推動農戶退出宅基地，研究視角主要包括宅基地退出意愿、行為及影響因素，宅基地退出模式及案例分析，以及宅基地退出制度創新及立法實現等方面[2-4]。而對宅基地退出制度的實施效果關注度不高，雖然少數學者關注到宅基地退出后農戶的福利變化[5]，但研究視角均為簡單的福利指數測算與比較，缺乏深度的機制分析。也有學者關注到宅基地退出對農戶家庭收入的影響[6]，但與家庭收入不同，家庭勞動生產率代表單位勞動的平均產出，換句話說，較高家庭收入水平并不意味著較高的家庭勞動生產率水平，但較高的家庭勞動生產率水平卻能表示較高的收入水平。基于此，本文選擇家庭勞動生產率為研究對象，使用宅基地退出試點區四川瀘縣和寧夏平羅690戶農戶的微觀調研數據，實證檢驗宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的影響，并進一步深入分析宅基地退出影響農戶家庭勞動生產率的內在作用機制。

一、理論分析與研究假說

一般而言，農業技術進步、農業技術效率改善、人力資本積累和家庭剩余勞動力有效轉移是提高農戶家庭勞動生產率的有效途徑[7]，前三項能有效增加農業收入，促進農業部門生產效率的提高，提高農戶家庭總勞動生產率[8]，后兩項能有效提升農戶能力、增加其就業機會，使之獲得更高的非農收入，促進非農部門生產效率的提高，提高農戶家庭總勞動生產率。中國農村土地系統是由農地、宅基地等多要素構成的復雜系統。在宅基地和農地“三權分置”的政策背景下，農戶退出宅基地涉及農地的處置問題，也即農戶家庭資源在農業部門和非農部門的重新配置問題。具體來講，宅基地退出主要通過以下三個路徑影響農戶家庭勞動生產率：

（一）宅基地退出通過農地規模轉換效應影響農戶家庭勞動生產率

在中國農村，農地仍然是大多數農民賴以生存的主要生產資料，尤其是在社會保障體系不完善和市場風險不確定的情況下，農地的社會保障功能和失業保險功能在保障農民基本生活、維護社會公平穩定方面的作用不容忽視[9]。因此，目前大多數農戶退出宅基地后在較低分配風險和較高生存保障的生存倫理支配下[10]，往往會選擇保留農地的承包經營權，這必然涉及農戶農地資源優化配置問題。一般來說，農戶家庭決策目標是最大化家庭總收入，宅基地退出導致“人地分離”使得農業耕作半徑拉長，農業生產成本上升。要實現“最優化”，最主要的方法是進行市場交易，而市場運作的效率取決于交易成本。對于退宅農戶來講，存在兩個市場可供比較：第一，勞動力市場。農戶可以選擇雇傭勞動力進行農業生產，但值得注意的是，農村勞動力市場往往面臨道德風險，這將導致監督成本增加。第二，土地市場。農地流轉市場的發育與完善可以通過農地的邊際產出拉平效應和交易收益效應來促進資源配置效率的提高[11]，且不用考慮監督成本問題。兩市場比較下，退宅農戶可能優先選擇流轉出部分或全部農地以重新確定農業的最優經營規模，以達到與農業勞動力的均衡匹配，從而最大化農業收入，提高農業勞動生產效率，進而提高家庭總勞動生產率。

（二）宅基地退出通過非農勞動力供給效應影響農戶家庭勞動生產率

中國農村居民非農收入增長是農村居民收入增長的重要來源。然而勞動力市場因素、戶籍制度約束及農戶自身社會融入度等不確定性因素的存在使得農村勞動力的非農轉移呈現出一種“候鳥型流動”現象[12]，這一方面造成土地剛性需求與粗放利用并存，農村土地資源閑置浪費;另一方面，受工作能力、務工成本等限制，農戶家庭剩余勞動力并不能向非農部門有效轉移[13]，從而造成部分非農生產效率的損失。宅基地退出政策的實施，在盤活農村閑置資源的同時，幫助農民向就業機會多、基礎設施完善的區域轉移，一方面，直接降低了非農勞動力務工成本，緩解了農戶家庭勞動力的流動約束;另一方面，遷入地擁有較多的就業機會和受教育機會，可以滿足剩余勞動力二次就業的需求，也有利于提升農戶家庭現有及潛在非農勞動力的工作技能水平，進而增加農戶家庭非農勞動力供給，提高農戶家庭總勞動生產率。

（三）宅基地退出通過資本要素替代效應影響農戶家庭勞動生產率

由上文分析知，農戶退出宅基地可以緩解家庭勞動力的流動約束，增加農戶家庭非農勞動力供給，那么，在農戶家庭勞動力總數不變的情況下，其邏輯的反面是，農戶宅基地退出會增強農業勞動力供給約束，即宅基地退出帶來農業勞動力數量供給和成本的沖擊。對于退出宅基地的農戶而言，農戶對農地的處置有三種選擇：第一，農地拋荒。但考慮農地長期拋荒可能帶來的失地風險，加上由損失厭惡產生的稟賦效應使得農戶賦予農地較高的主觀價值[14]，農戶對農地完全拋荒是下策之選。對此，大多數農戶的做法是安排老年勞動力留在農業部門或委托同村親戚幫忙照看自家農地來維持農地的低效利用，但這樣做的后果就是造成農業生產效率的損失。第二，借助農地流轉市場流轉出部分或全部的農地。這樣做的前提是農地流轉市場充分有效，農戶在流轉市場上能轉出自己想要轉出數量的農地。然而已有研究表明，由于交易成本存在，中國農地流轉市場存在明顯的進入門檻[15]，門檻之外的農戶因無法流轉出多于最優規模的土地而造成生產效率損失。第三，通過農業機械化替代勞動。對退宅農戶而言，宅基地的農業生產輔助功能隨之消失，但中國農業發展實踐表明，機械化的推進除了農戶自購自持外，農機社會化服務使得農業機械化實現形式發生重大改變。面對勞動力價格不斷上漲和農業經營者老齡化帶來的效率損失，退宅農戶可以通過選擇農機社會化服務來替代農業生產中的勞動要素，以擴大在非農就業市場中的勞動力配置規模，進而提高家庭總勞動生產率。

根據以上理論分析，本文提出如下假設：

假設1：宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的提升具有正向影響。

假設2：宅基地退出可以通過農地規模轉換效應、非農勞動力供給效應、資本要素替代效應三條路徑來影響農戶家庭勞動生產率。

二、數據來源、模型設定與變量選取

（一）數據來源

本文所用數據來源于課題組2019年9月到10月對四川瀘縣、寧夏平羅農戶開展的抽樣調查。瀘縣和平羅縣均是全國農村土地制度改革試點縣，截至2019年底，瀘縣共退出宅基地286萬戶、185萬畝①;平羅縣累計清理騰退閑置建設用地790宗、1300畝②。因此，本文選取瀘縣和平羅縣作為研究區域，分析宅基地退出對農民勞動生產率的影響，具有一定的典型性和代表性。調研地點選取上，課題組綜合考慮經濟發展水平、宅基地使用狀況及農業經營情況等方面的因素，在每個縣選取4-5個鎮，每個鎮選取3-4村，每個村隨機抽取30戶左右的農戶進行調查，本次調研共發放問卷812份，獲取有效樣本803份，問卷有效率為9889%。結合本文研究內容，經篩選最終選取690個樣本進行研究。

（二）模型設定

1.基準回歸

本文使用平均處理效應估計方法（ATE）考察宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的影響，設計計量模型如下：

式中，Quiti表示第i個農戶宅基地退出情況;LPi表示實際觀測到的第i個農戶的家庭總勞動生產率;LP1i表示農戶退出宅基地后對應的家庭總勞動生產率;LP0i表示農戶未退出宅基地所對應的家庭總勞動生產率。但由于現實中我們不能同時觀測到農戶家庭的LP1i和LP0i，故利用宅基地退出的平均處理效應來表示宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的影響，建立基準計量模型Ⅰ：

（Ⅰ）式中，α=ELP1i-LP0i表示宅基地退出的平均處理效應，Xi表示控制變量。由于農戶之間存在異質性，忽略這種異質性可能會使模型估計結果產生偏誤。因此借鑒冒佩華等的研究，對模型Ⅰ進行了擴展，建立計量模型Ⅱ：

（Ⅱ）式中，Xi是Xi的均值。另外，考慮控制變量對農戶家庭總生產率的影響可能是非線性的，參考Rosenbaum&Rubin[16]的研究，采用傾向得分的估計值PXi代替模型Ⅰ和模型Ⅱ的Xi，建立計量模型Ⅲ：

2.內生性討論

上述模型可能存在反向因果和遺漏變量問題導致的內生性偏誤。（1）宅基地退出和農戶家庭勞動生產率之間可能存在反向因果問題，家庭勞動生產率越高，積累的家庭收入越多，農戶越有退出宅基地的激勵。（2）模型中也可能存在不可觀測的遺漏變量，如勞動力的學習能力等。為克服模型中反向因果和遺漏變量問題導致的內生性問題，本文選取農戶“現有住房價值”作為農戶“宅基地退出”行為的工具變量。一方面，“現有住房價值”③能夠直接影響農戶“宅基地退出”行為，已有文獻證實，家庭現有農村住房價值越高，農戶越擔心宅基地退出補償不能公正體現現有住房價值而不愿退出宅基地[17]，說明農戶“現有住房價值”與“宅基地退出”行為存在相關性。另一方面，農戶“現有住房價值”對農戶總勞動生產率而言是外生的，與影響農戶總勞動生產率的不可觀測變量無關。因此，選取“現有住房價值”作為農戶“宅基地退出”行為的工具變量具備理論可行性。

（三）變量選取

（1）被解釋變量——農戶家庭勞動生產率。包括家庭總勞動生產率、家庭農業勞動生產率和家庭非農勞動生產率。其中，用家庭總收入與家庭總勞動力規模之比衡量家庭總勞動生產率;用家庭非農工資性收入與家庭非農務工勞動力規模之比衡量家庭非農勞動生產率;用家庭農業總收入與標準化農業勞動力規模④之比衡量農業勞動生產率。

（2）核心解釋變量——宅基地退出行為。由問卷題項“您家宅基地是否退出”直接獲取相關數據，答案有“是=1;否=0”兩種情況。

（3）關鍵解釋變量——農地規模轉換、非農勞動力供給、資本要素替代。其中，用農地是否轉出衡量農戶對農地的規模調整;用農業機械投入（包括機械租賃和灌溉費用）衡量農戶的資本要素替代情況;用非農務工勞動力規模與家庭總勞動力規模之比衡量非農勞動力供給。

（4）控制變量。選取家庭勞動力平均年齡和家庭勞動力平均受教育年限等勞動力特征變量來反映農戶的人力資本情況;選取勞動力平均務工距離、平均務工時長等變量來反映勞動力非農就業情況;選取農業收入穩定性、非農工資性收入穩定性等變量來反映勞動力就業質量情況。除此，對地區虛擬變量也加以控制。具體變量含義及描述性統計見表1。

（2）表中“dm_”表示各解釋變量減去均值后的凈值與Quit的交互項。

三、實證結果與分析

（一）宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的影響

表2呈現了宅基地退出對農戶總勞動生產率的影響。其中，第（1）、（3）、（5）列是模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的ATE回歸結果，結果顯示，宅基地退出對農戶總勞動生產率有顯著正向影響，說明農戶宅基地退出行為會提高其家庭總勞動生產率。考慮模型可能存在反向因果和遺漏變量問題導致的內生性偏誤，使用農戶“現有住房價值”作為農戶“宅基地退出”行為的工具變量分別對模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ進行回歸，得到第（2）、（4）、（6）列工具變量的估計結果以及DWH內生性檢驗結果。DWH檢驗結果均拒絕了宅基地退出不存在內生性問題的原假設。兩階段估計結果中，第一階段估計結果表明農戶現有住房價值與農戶宅基地退出行為呈顯著負向關系，第一階段估計F值分別為65824、36692、64038，均大于10，因而不存在弱工具變量問題。工具變量估計結果顯示，宅基地退出對農戶總勞動生產率仍有顯著正向影響，且從平均估計系數來看，Quit的估計系數為0628，這說明宅基地退出能使農戶家庭總勞動生產率提高628%，也意味著有能力退出宅基地的農戶家庭總勞動生產率比未退出的農戶家庭高628%。

就其他控制變量而言，轉出農地對農戶總勞動生產率有顯著正向影響，這與冒佩華等的研究一致[7]。非農務工勞動力占比對農戶總勞動生產率有顯著正向影響，農村剩余勞動力轉移是提高農戶家庭勞動生產率的路徑之一，非農務工勞動力占比越高的農戶通過非農勞動生產率水平的提高間接實現農戶總勞動生產率的提高。農業機械投入對農戶總勞動生產率有顯著正向影響，使用機械服務的農戶可以釋放更多的勞動力來從事非農經營活動，進而提高農戶總勞動生產率。家庭勞動力平均年齡對農戶總勞動生產率有顯著負向影響，隨著年齡增長，勞動力的體力、耐力、技能、創新以及綜合素質水平隨之降低，進而拉低農戶家庭總勞動生產率水平。家庭勞動力平均受教育年限對農戶總勞動生產率有顯著正向影響，擁有更高教育程度的勞動力接受新知識和學習新技能的難度和成本越小，能夠更容易地外出打工，進入非農部門，有利于農戶家庭總勞動生產率的提高。平均務工時長對農戶總勞動生產率有顯著正向影響，一方面增加務工時長可以直接提高勞動力收入，進而提高勞動生產率;另一方面，務工時長的增加可以通過提高技術熟練度間接提高勞動力生產率。農業收入穩定性和非農工資性收入穩定性均對農戶家庭總勞動生產率有顯著正向影響，收入穩定性直接影響農戶家庭總收入，根據本文對農戶家庭總勞動生產率的定義，農戶家庭總收入直接影響農戶家庭總勞動生產率，因此，收入的穩定有助于提高農戶總勞動生產率。

進一步地，使用模型Ⅰ—Ⅲ分別考察宅基地退出對農戶家庭農業勞動生產率和非農勞動生產率的影響（表3）。表3第2—4列呈現了宅基地退出對農戶家庭農業勞動生產率影響的兩階段工具變量估計結果。結果顯示，宅基地退出對農戶家庭農業勞動生產率無顯著影響。這不難理解，退出宅基地的農戶由于農業生產成本變高，致使其不會增加對農業生產的參與，因此其農業勞動生產率不會發生顯著變化。表3第5—7列呈現了宅基地退出對農戶家庭非農勞動生產率影響的兩階段工具變量估計結果。結果顯示，宅基地退出對農戶家庭非農勞動生產率有顯著正向影響，且從平均估計系數來看，Quit的估計系數為0794，這說明，宅基地退出能使農戶家庭非農勞動生產率提高794%，也意味著有能力退出宅基地的農戶家庭非農勞動生產率比未退出的農戶家庭高794%。

（二）穩健性檢驗

借鑒冒佩華等的研究，使用代理變量法進行進一步穩健性檢驗。代理變量法的核心是使用一個代理變量作為生產率的部分替代，從而分離出生產率的內生信息[18]。對農戶非農勞動生產率而言，農戶可以通過“干中學”這一路徑達到提高勞動生產率的目的[19]。因此本文將農戶主要外出務工勞動力的務工年限作為可觀測的非農勞動生產率的代理變量，以基準模型Ⅰ為例：

其中，μi=ωi+i，ωi代表可觀測的非農勞動生產率信息，i代表不可觀測的非農勞動生產率信息。若“干中學”M與總勞動生產率保持著單調關系，并假設Mi=MLi，ωi，那么有ωi=ωLi，Mi，進而得到：

其中，φLi，Mi=δ0+γLi+ωLi，Mi。為了得到α、β的一致估計，用關于Li和Mi的3次多項式作為φLi，Mi的近似，并帶入實證模型，得到：

同理，可以構建調整后的模型Ⅱ′。由于代理變量法是在線性假設下對控制變量進行的擴展，因此，只對原基準模型（Ⅰ）、（Ⅱ）進行調整。表4呈現了調整后模型（Ⅰ′）、（Ⅱ′）的估計結果。結果顯示，宅基地退出對農戶總勞動生產率和非農勞動生產率仍具有顯著正向影響，從平均估計系數來看，Quit的估計系數分別為0664、0803，即宅基地退出能使農戶家庭總勞動生產率和非農勞動生產率分別提高664%、803%，而對農戶家庭農業勞動生產率無顯著影響。穩健性檢驗的估計結果與上文工具變量法回歸結果保持一致，進一步證實估計結果的穩健性。

（三）機制分析

為驗證宅基地退出影響農戶家庭勞動生產率的效應機制，構建中介效應檢驗模型：

式中，LPi為農戶家庭總勞動生產率;Quiti為農戶宅基地退出情況;MVi為中介變量;CV為控制變量;ε為隨機擾動項，a、b、c、c′為待估系數，若a、b、c系數均顯著，且ab符號與c一致，說明存在中介效應，若c′也顯著，說明存在部分中介效應，中介效應大小為ab/c。

表5呈現了宅基地退出影響農戶家庭勞動生產率的土地規模轉換效應機制檢驗結果。以模型Ⅰ為例，宅基地退出對農戶家庭總勞動生產率具有顯著正向影響，但對農戶是否轉出農地無顯著影響，且農戶是否轉出農地對農戶家庭總勞動生產率也未產生顯著影響，這表明土地規模轉換效應在宅基地退出影響農戶家庭勞動生產率中的中介效應不存在。模型Ⅱ、模型Ⅲ結果保持穩健。對此可能的解釋為：理論上，每個擁有農地的農戶可以通過轉入或轉出農地來達到與非農地生產要素配比的最優化，但由于交易成本和道德風險的存在，使得農地流轉市場是不完善的，農地流轉市場存在明顯的進入門檻，農戶在農地流轉市場上不一定能轉出自己想轉出數量的土地，即農戶退出宅基地后可能缺乏一個完善的農地流轉市場能夠使其流轉出多于最優規模的土地，因此農戶退出宅基地并不能通過土地規模轉換效應提高家庭總勞動生產率。

表6呈現了宅基地退出影響農戶家庭勞動生產率的非農勞動力供給效應機制檢驗結果。以模型Ⅰ為例，宅基地退出對農戶家庭總勞動生產率具有顯著正向影響，對非農勞動力占比也具有顯著正向影響，宅基地退出和非農勞動力占比均對農戶家庭總勞動生產率產生顯著正向影響，說明非農勞動力供給存在部分中介效應，中介效應大小為ab/c=（0100*0346）/（0550）=629%。模型Ⅱ、Ⅲ結果保持穩健，中介效應大小分別為1635%、1447%。平均來看，非農勞動力供給中介效應大小為1237%，這表明宅基地退出對農戶家庭總勞動生產率的提高作用中有1237%是由于宅基地退出導致非農勞動力供給增多引起的。

表7呈現了宅基地退出影響農戶家庭勞動生產率的資本要素替代效應機制檢驗結果。以模型Ⅰ為例，宅基地退出對農戶家庭總勞動生產率具有顯著正向影響，對農業機械投入也具有顯著正向影響，宅基地退出和農業機械投入均對農戶家庭總勞動生產率產生顯著正向影響，說明資本要素替代存在部分中介效應，中介效應大小為ab/c=（1658*0031）/（0540）=952%。模型Ⅱ、Ⅲ結果保持穩健，中介效應大小分別為722%、839%。平均來看，資本要素替代中介效應大小為838%，這表明宅基地退出對農戶家庭總勞動生產率的提高作用中有838%是由于宅基地退出導致資本要素投入增多引起的。

四、結論與啟示

本文使用宅基地退出試點區四川瀘縣和寧夏平羅690戶農戶的微觀調研數據，實證研究了宅基地退出對農戶家庭勞動生產率的影響。研究發現，宅基地退出能夠顯著提高農戶家庭勞動生產率，且有能力退出宅基地的農戶家庭總勞動生產率比未退出的農戶家庭高628%。進一步考察宅基地退出對農戶家庭農業勞動生產率和非農勞動生產率的影響發現，宅基地退出能使農戶家庭非農勞動生產率提高794%，而對農戶家庭農業勞動生產率無顯著影響，說明退宅農戶家庭總勞動生產率的提高主要得益于非農勞動生產率的提高。機制分析發現，宅基地退出對農戶家庭總勞動生產率的提高作用中有1237%是由宅基地退出導致非農勞動力供給增多引致的，有838%是由宅基地退出導致資本要素投入增多引致的，土地規模轉換效應的中介效應并未顯現，表明非農勞動力供給效應和資本要素替代效應是退宅農戶家庭總勞動生產率提高的主要作用路徑，且非農勞動力供給效應的作用強度高于資本要素替代效應。

基于本文結論，為提高退出宅基地農戶的家庭總勞動生產率水平，提出如下政策啟示：第一，精準幫扶退宅農戶暢通非農勞動力供給路徑。一方面，持續深化勞動力市場化改革，完善就業信息平臺建設，增加退宅農戶就業機會，減小市場分割帶來的工資收入決定差異，同時加強公益崗位對老年勞動力的吸納作用，滿足退宅農戶家庭剩余勞動力的就業需求;另一方面，增加對農戶的職業技術培訓力度，提高教育培訓質量，不斷提升退宅農戶勞動力工作技能水平。第二，充分發揮農業機械化的作用，培育完善的社會化農業機械化服務體系。一方面，積極推動農業科研體制改革，加大公共投資，引導因地制宜的勞動節約型和可持續發展技術的農業研究;另一方面，建立各種農機合作組織，加強農機服務推廣示范效應，使退宅農戶更好地各取所需。第三，深度挖掘農地規模轉換效應在退宅農戶提高家庭總勞動生產率中的巨大潛力。通過創新完善各類農地流轉服務平臺，降低農地流轉門檻，更好地發揮農地流轉市場的資源配置功能。

注釋：

①https：//epaper.scdaily.cn/shtml/scrb/20190828/222057.shtml.

②http：//www.nx.gov.cn/zwxx_11337/sxdt/201909/t20190903_1716946.html.

③由于農戶住房現值差異較大，本文將農戶現有住房價值十等分，并依次賦值1-10。

④借鑒蓋慶恩等（2014）的研究，假定勞動力性別無差異，1個老年勞動力為0.71個標準勞動力。

參考文獻：

[1]蓋慶恩，朱喜，史清華.勞動力市場扭曲、結構轉變和中國勞動生產率[J].經濟研究，2013（5）：87-97，111.

[2]韓文龍，劉璐.權屬意識、資源稟賦與宅基地退出意愿[J].農業經濟問題，2020（3）：31-39.

[3]刁其懷.宅基地退出：模式、問題及建議——以四川省成都市為例[J].農村經濟，2015（12）：30-33.

[4]劉守英，熊雪鋒.經濟結構變革、村莊轉型與宅基地制度變遷——四川省瀘縣宅基地制度改革案例研究[J].中國農村經濟，2018（6）：2-20.

[5]楊麗霞，朱從謀，苑韶峰，等.基于供給側改革的農戶宅基地退出意愿及福利變化分析——以浙江省義烏市為例[J].中國土地科學，2018（1）：35-41.

[6]孫鵬飛，高原，趙凱.宅基地退出對農戶收入的影響——基于傾向得分匹配（PSM）的反事實估計[J].西北農林科技大學學報（社會科學版），2020（2）：69-78.

[7]冒佩華，徐驥，賀小丹，等.農地經營權流轉與農民勞動生產率提高：理論與實證[J].經濟研究，2015（11）：161-176.

[8]FleisherBM，LiuY.EconomiesofScale，PlotSize，HumanCapital，andProductivityinChineseAgriculture[J].QuarterlyReviewofEconomics&Finance，1992（3）：112-123.

[9]姚洋.中國農地制度：一個分析框架[J].中國社會科學，2000（2）：54-65，206.

[10]ScottJC.TheMoralEconomyofthePeasant：RebellionandSubsistenceinSoutheastAsia[M].YaleUniversityPress，1977.

[11]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.

[12]楊玉珍.農戶緣何不愿意進行宅基地的有償騰退[J].經濟學家，2015（5）：68-77.

[13]汪為，吳海濤.家庭生命周期視角下農村勞動力非農轉移的影響因素分析——基于湖北省的調查數據[J].中國農村觀察，2017（6）：57-70.

[14]KahnemanD.MapsofBoundedRationality：PsychologyforBehavioralEconomics[J].AmericanEconomicReview，2003（5）：1449-1475.

[15]郜亮亮.中國農戶在農地流轉市場上能否如愿以償？——流轉市場的交易成本考察[J].中國農村經濟，2020（3）：78-96.

[16]RosenbaumPR，RubinDB.TheCentralRoleofthePropensityScoreinObservationalStudiesforCausalEffects[J].Biometrika，1983（1）：41-55.

[17]王敏，諸培新，張建.農地流轉對農戶宅基地退出意愿影響研究——基于江蘇省855戶農戶的調查結果分析[J].南京農業大學學報（社會科學版），2016（4）：81-89，157.

[18]LevinsohnJ，PetrinA.EstimatingProductionFunctionsUsingInputstoControlforUnobservables[J].TheReviewofEconomicStudies，2003（2）：317-341.

[19]ArrowKJ.TheEconomicImplicationsofLearningbyDoing[M].ReadingsintheTheoryofGrowth.PalgraveMacmillan，London，1971：131-149.

TheImpactofHomesteadExitonHouseholdLaborProductivity

ZHANGHui-li，XIAXian-li

（SchoolofEconomicsandManagement，NorthwestA&FUniversity，Yangling712100，China）

Abstract：Thispaperusesthemicrosurveydataof690householdsinLucounty，SichuanProvinceandPingluocountyNingxiaHuiAutonomousRegion，whicharethepilotareasofhomesteadexit，tostudytheimpactofhomesteadexitonthehouseholdlaborproductivity，andusesinstrumentalvariablemethodandsurrogatevariablemethodtocarryoutendogenoustreatmentandrobustnesstest.Theresultsshowthattotalhouseholdlaborproductivitywiththeabilitytoexitfromthehomesteadishigherthanthatofhouseholdwithoutexitingfromthehomestead.Furtherresearchontheimpactofhomesteadexitonruralhouseholdagriculturallaborproductivityandnon-agriculturallaborproductivityshowsthathomesteadexitcanimproveruralhouseholdnon-agriculturallaborproductivity，buthasnosignificantimpactonruralhouseholdagriculturallaborproductivity.

Keywords：homesteadexit;familylaborproductivity;scaleconversioneffectoffarmland;capitalfactorsubstitutioneffect

（責任編輯：趙春江）