農地確權與農村勞動力就業選擇①
——基于CLDS數據的實證分析

羅美娟 申小亮

（云南大學 經濟學院，云南 昆明 650500）

1 引言

試行于2009年，并于2013年在全國范圍內大規模開展的農村土地承包經營權確權登記頒證工作（以下簡稱“農地確權”）②參見：2009年中央一號文件《中共中央 國務院關于2009年促進農業穩定發展農民持續增收的若干意見》；2013年中央一號文件《中共中央 國務院關于加快發展現代農業進一步增強農村發展活力的若干意見》。，是在家庭聯產承包責任制的基礎上以解決農戶承包地面積不準、四至不清問題為出發點，通過“確實權、頒鐵證”的形式來強化對農地承包經營權的物權保護，完成與農戶承包地空間屬性和物權屬性相關聯的具有明確法律表達的使用權界定問題[1]，進而建立歸屬清晰、權能完整、流轉順暢、保護嚴格的農村集體產權制度。產權理論揭示出產權明晰是資源有效配置的先決條件，農地確權所蘊含的農地產權清晰界定與地權穩定效應將促進農村生產要素重組，激發農業農村經濟發展活力。關于農地確權對農村生產要素配置的影響，Besley首次從土地使用權保障、土地抵押貸款與獲取交易收益三個方面構建了土地產權穩定促進農業投資的理論模型[2]，隨后Feder和Nishio將土地產權的生產要素配置效應劃分為獲取農業信貸、增加農業投資和農業收入增長三個方面[3]，遵循上述理論分析框架，農業投資[4-5]、農地抵押貸款[6-7]和農地流轉[8-10]成為后續研究農地確權對農村生產要素配置影響的三個中心議題。然而，勞動力作為農村地區重要的生產要素構成，農地確權在促進農村土地、資本等生產要素重組的基礎上，是否會對農村勞動力就業選擇產生影響，是值得進一步探討的研究議題。

農村勞動力非農轉移是經濟發展的普遍規律，在我國農村人多地少的現實背景下，以期通過農地確權的方式來促進農村勞動力非農就業受到學界的廣泛關注并被寄于厚望。地權穩定性是分析農地確權對農村勞動力非農就業直接影響的重要視角，產權不穩定會使個人為捍衛產權而付出代價[11]，在地權不穩定的條件下，農地權屬是以占用者的生產性使用為判斷依據的，農地閑置會造成地權喪失風險[12]，增加保護農地產權的勞動力投入則成為農民對地權不穩定的現實回應，從而強化了人地依附關系[13]。Rupelle等對我國農地產權的研究也支持了上述觀點，其指出我國農村集體組織并未完全放棄對農地進行再分配的控制權，農地調整仍在進行并降低了地權穩定性，農村勞動力長期流動因面臨失地風險而導致長期非農就業傾向受到抑制，并在非農就業中呈現暫時性和短期性特征[14]。與地權不穩定相對應，農地確權增強了農民對地權穩定的預期，降低了農村勞動力非農轉移的機會成本[15]，這會激勵農村勞動力脫離土地的束縛并積極尋求非農就業[16-17]。也有學者基于農地流轉的視角來分析農地確權對農村勞動力非農就業的間接影響，我國農民憑借其集體成員權平等獲得了對農地的使用權，由于這種地權均分方式并未考慮農民個體之間的行為能力差異[18]，在農地確權降低農地流轉交易費用的前提下，會引致農地流轉行為的發生[19-20]，使農地邊際產出較低的農戶將農地經營權流轉給農地邊際產出較高的農戶[21]，進而促進農村勞動力非農就業[22-23]。

通過總結上述研究不難看出，多數學者一致地將非農就業作為當前農村勞動力最優的就業選擇方式，立論的起點均認為小農經濟與現代農業規?；洜I的理念相違背。雖然城市化的快速推進吸引了大量農村勞動力進城務工，并且部分農村家庭實現了舉家遷移，但我國目前的經濟發展水平使城市地區還不足以為數量眾多的農村進城人員提供體面的就業與收入條件[24]，現有農村家庭并未放棄對土地進行耕種的權利[25]，而是普遍形成了年輕子女進城務工、年老父母留村務農的“以代際分工為基礎的半工半耕”生計模式[26]，該現象產生的邏輯在于土地是農民最重要的資產，兼具社會保障功能與失業保險功能，非農轉移所面臨的不確定性風險更加強化了土地的保障價值，人地依附是農民對待自有土地的實際態度，人地分離將使農民失去土地所帶來的安全感與獲得感，以小農戶為基本生產經營單位的小農經濟在未來相當長的一段時期內仍有其存在的現實合理性與必要性[27]。同時，現有研究認為地權不穩定會導致農村勞動力固守在農地上并抑制非農轉移，然而，農地確權前我國工業化和城市化快速推進時期，大量農村勞動力進城務工的現象卻表明，地權不穩定反而促進了農村勞動力非農就業[28-29]，這是因為農地調整會降低農民對農業投資的積極性，相應地從事農業生產也失去比較優勢。與之相對應，也有學者得出地權穩定性的提升會通過提高農戶的投資意愿而抑制農村勞動力非農就業[30]。

關于農地確權對農村勞動力就業選擇的影響，現有研究并未達成一致的結論，而理解這一問題的關鍵在于正確認識我國的實際農情。當前，我國農村地區仍有數以億計的農民以農為生、以農為業、以農立命，雖然農村勞動力非農就業關系重大，但如果脫離我國小農經濟還將長期存在的客觀事實[31]，以范式化、理想化的思維方式片面追求農村勞動力大規模非農轉移，可能會造成認識上的誤區進而引致嚴重的社會問題。鑒于此，本文將立足于我國小農經濟的現實背景，首先在理論層面探討農地確權對農村勞動力就業選擇的影響關系及作用機制，并利用2016年中國勞動力動態調查（CLDS）微觀數據對二者影響關系及作用機制進行實證檢驗；進一步地，基于不同農地產權實踐環境來考察農地確權對農村勞動力就業選擇可能產生的影響差異。本研究不僅有助于站在小農立場來揭示農地確權條件下農民的真實行動邏輯，還可以為今后我國農業現代化發展道路的模式選擇提供一定的借鑒與啟示。

2 理論分析與研究假設

農地確權增強了農戶承包地的地權穩定性，而地權穩定性的變化會產生農業生產率提升效應與勞動力轉移成本降低效應[32]。在農地確權實施之前，家庭聯產承包責任制所暗含的地權均分思想使村集體會根據村莊人口的變化來重新分配農地使用權，這不僅降低了地權穩定性，也導致我國農地細碎化問題不斷加劇，加之城市化的快速推進提高了城市地區的勞動回報率，即便農民進城會面臨失地風險，但由于農業生產不具備比較優勢，農村勞動力紛紛離農進城尋求非農就業。而農地確權強調“生不增、死不減”的集體成員權身份固化及承包地空間邊界明晰[33]，在強化農地產權排他性的基礎上有效提升了地權穩定性，從而會激勵農民積極投身于農業生產經營。可以看出，當地權穩定性較低時，勞動力轉移成本降低效應將占據優勢；當地權穩定性較高時，農業生產率提升效應將占據優勢。因此，本文將農業生產率提升效應作為理論分析的邏輯起點，分別從農業投資和農地流入兩個視角對農業生產率提升效應進行刻畫，以此探究農地確權對農村勞動力就業選擇的影響。

2.1 農地確權、農業投資與農村勞動力就業選擇

我國傳統農業之所以呈現低效率特征，一個重要的原因是在地權不穩定條件下農地調整增加了農業投資轉變為沉沒成本的風險，農民對農業投資的未來收益失去穩定預期，由此導致農業投資動力不足并造成農業生產的比較優勢不斷被惡化。農地確權使農地的財產屬性及地權穩定性得到充分保障，賦予農民對農業投資未來收益的享有權與獲取權，這會激勵農民進行農業投資[34]。同時，在對農業投資未來收益有穩定預期的條件下，農民會減少對農地掠奪性及破壞性利用的短視行為，取而代之的是農業生產經營方式由過去的粗放型向精耕細作的集約型模式轉變，并且結合我國小農經濟的現實背景，在不改變農地經營規模的前提下，傳統農作物的種植因國家宏觀調控的作用，其價格長期穩定、增收空間有限，農民則可以通過增加農業投資的方式來種植土地占用面積小、附加值高的經濟作物，如反季節溫室蔬菜、高檔水果等，這類農業具有“勞動與資本雙密集”的特點[35]，不僅可以提高農地產出效率及農業收入水平，還需要投入更多的農村勞動力。

根據以上分析，提出本文理論假設1：農地確權通過增加農業投資促使農村勞動力選擇農業就業。

2.2 農地確權、農地流入與農村勞動力就業選擇

在農村普遍形成“以代際分工為基礎的半工半耕”生計模式的同時，仍有部分農村家庭實現了舉家遷移并在城市扎根立足，如果其能夠將土地流轉給農村“半工半耕”家庭，則既可以避免農地拋荒或隱性拋荒所造成的農地資源浪費，也可以減輕“半工半耕”家庭成員的外出就業壓力[36]。權利界定是市場交易的先決條件[37]，農地確權在明晰農地產權的基礎上有效降低了農地流轉過程中的交易費用，有利于促進農地流轉行為的發生[38]，并且對地權穩定性預期越高的農戶、相信土地使用權長期穩定的農戶以及相信土地歸自身所有的農戶，租入農地的可能性更大，租入農地的面積也更大[39]。農村家庭通過農地流入可以實現農地適度規?；洜I，這將極大提升土地利用效率及農業生產經營收入，此時家庭勞動力完全參與農業生產可以獲得與“半工半耕”大體相當的收入[40]，從而使農業生產在農村勞動力就業選擇中更具比較優勢。因此，農地適度規模化經營的形成將改變家庭內部勞動分工決策，家庭會將更多的勞動力配置到農業生產中去。

根據以上分析，提出本文理論假設2：農地確權通過引致農地流入促使農村勞動力選擇農業就業。

3 數據來源與變量選取

3.1 數據來源

本文所用數據來自中山大學社會科學調查中心開展的2016年中國勞動力動態調查（CLDS）微觀數據。CLDS數據聚焦于中國勞動力的現狀與變遷，內容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經濟活動、基層組織等眾多研究議題，為保證樣本的全國代表性，采用多階段、多層次與勞動力規模成比例的概率抽樣方法，樣本覆蓋了全國29個省市（除港澳臺、西藏、海南外），調查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力（年齡15至64歲的家庭成員），問卷分為個人、家庭及村莊三個層次。CLDS數據為本文實證研究的開展提供了重要的數據支持，具體數據處理過程如下：第一，根據家庭編號、村莊編號將個人、家庭與村莊三個層面的問卷數據進行合并；第二，剔除所有農地確權信息缺失的樣本；第三，剔除所有職業類型缺失的樣本。最終，得到包含231個村莊、5385個家庭、8812個個體的數據樣本。

3.2 變量選取

被解釋變量為農村勞動力就業選擇，從以下兩方面對其進行刻畫：首先，個人問卷中農村勞動力被劃分為務農、雇員、雇主和自雇四種職業類型，本文將務農視為農業就業，取值為1，雇員、雇主和自雇視為非農就業，取值為0，由此生成是否農業就業二值選擇變量，在8812個個體樣本中，農業就業人數為5467人，占62.04%，非農就業人數為3345人，占37.96%；第二，將家庭農業生產人數作為農村勞動力就業選擇的第二種衡量標準，在控制家庭成員數量的條件下，從事農業生產的人數越多，表明農業就業傾向越高，非農就業傾向越低，反之亦然。

核心解釋變量為農地確權與否，家庭問卷中詢問了農村家庭是否已經領到《農村土地承包經營權證書》，如回答是則取值為1，沒有則取值為0。在5385個樣本家庭中，農地確權家庭數量為2750個，占51.07%；未確權家庭數量為2635個，占48.93%。相應地，農地確權家庭成為本文的實驗組，未確權家庭作為對照組，這為識別農地確權對農村勞動力就業選擇的影響提供了依據。

控制變量分為個人層面控制變量、家庭層面控制變量和村莊層面控制變量三種類型，在個人層面控制變量中，選取性別、年齡、婚姻、學歷和自評健康狀況等，共包含5個維度；在家庭層面控制變量中，選取同住家庭成員數量、是否使用互聯網、是否有大型農機具、是否有用于農業生產的牲畜和家庭土地是否被征用等，共包含5個維度；在村莊層面控制變量中，選取村莊勞動力數量、農業用地總面積、是否有非農經濟、距縣區政府距離、是否為平原和是否為大中等城市郊區等，共包含6個維度。

此外，為進一步檢驗農地確權對農村勞動力就業選擇影響的作用機制，將家庭農業經營總成本作為農業投資的代理變量，選取家庭是否農業投資及農業投資規模作為農業投資的衡量標準，對理論假設1進行檢驗；同時，選取家庭是否流入農地及農地流入規模作為農地流入的衡量標準，對理論假設2進行檢驗，其中，農地由耕地、林地、果園、草場、池塘（魚塘）和菜地六個方面構成。

各變量的具體說明及統計描述見表1③對于文中所選擇的各個層面控制變量，相關系數矩陣檢驗顯示各變量間的相關系數均保持在0.4以內，且絕大多數在0.1以下，不存在嚴重的共線性問題。。

表1 變量說明與統計描述

4 實證分析

4.1 基準回歸

當被解釋變量為是否農業就業時，由于是否農業就業屬于二值選擇變量，需要構建Logit模型，模型設定形式如式（1）所示。

式（1）中i表示個人，j表示家庭，k表示村莊；Pi表示個體i選擇農業就業的概率，核心解釋變量entitleij為個體i所在家庭j農地是否確權；在控制變量中，Xi為個人層面控制變量，Mij為個體i所在家庭j的家庭層面控制變量，Zik為個體i所在村莊k的村莊層面控制變量；μp為省份固定效應，εi為隨機擾動項。對于模型（1），使用個人、家庭和村莊三個層面的合并數據進行實證檢驗。

當被解釋變量為家庭農業生產人數時，需要構建OLS回歸模型，模型設定形式如式（2）所示。

式（2）中j表示家庭，k表示村莊；被解釋變量為家庭農業生產人數，核心解釋變量entitlej為家庭j是否領到農地確權證書；在控制變量中，Mj為家庭層面控制變量，Zjk為家庭j所在村莊k的村莊層面控制變量；其他變量的解釋與式（1）相同。對于模型（2），使用家庭與村莊兩個層面的合并數據進行實證檢驗。

表2中（1）-（3）列 與 模型（1）相對應，分別為逐次加入個人層面、家庭層面與村莊層面控制變量的回歸結果，從核心解釋變量農地確權的系數及顯著性變化來看，系數均為正且顯著，說明在逐次加入三個不同層面控制變量的過程中，農地確權對農村勞動力就業選擇的影響是穩健的。第（3）列回歸結果表明，與農地未確權相比，農地確權顯著增加了農村勞動力選擇農業就業的概率。表2中（4）-（5）列與模型（2）相對應，分別為逐次加入家庭層面與村莊層面控制變量的回歸結果，在此過程中核心解釋變量農地確權的系數依然穩健。第（5）列回歸結果顯示，相比于農地未確權家庭，農地確權顯著增加了家庭從事農業生產的人數?；鶞驶貧w結果反映出，一方面，農地確權顯著增加了農村勞動力對農業就業的選擇；另一方面，農地確權改變了農村家庭內部勞動分工決策，使農村家庭將更多的勞動力配置到農業生產中去，產生農村勞動力農業部門的配置效應。

表2 基準回歸

在控制變量中④對于控制變量的解釋，限于篇幅，僅對表2中第（3）列控制變量進行解釋，特此說明。，個人層面控制變量顯示，男性選擇農業就業的概率低于女性，說明農村家庭勞動分工傾向于將男性勞動力配置到非農部門，女性則留在農村從事農業生產，以此達到家庭勞動收入最大化；隨著年紀的增長農村勞動力農業就業的概率增加，一般來說，農村勞動力在整個生命周期過程中會選擇在青壯年時期外出務工，生命周期后期因勞動能力的下降會使其離開城市回到農村從事農業生產；擁有高中及以上學歷會降低農村勞動力選擇農業就業，表明擁有較高人力資本稟賦是農村勞動力選擇非農就業的重要影響因素；自評健康水平的下降增加了農村勞動力農業就業的概率，這反映出健康水平差的農村勞動力不易在非農部門謀求就業，留村務農是其重要的謀生手段；個人婚姻狀況對農村勞動力就業選擇未表現出顯著影響。

家庭層面控制變量顯示，所在家庭使用互聯網會降低農村勞動力農業就業的概率，互聯網的使用讓農民更容易接觸外界的就業及創業信息，促使農村勞動力根據自身比較優勢來選擇非農就業；如果所在家庭擁有大型農機具和農用牲畜，農村勞動力更傾向于選擇農業就業，擁有農業生產工具可能代表家庭對農業生產有更強的依賴性，從而需要投入更多的勞動力從事農業生產；同住家庭成員數量與家庭土地是否被征用對農村勞動力就業選擇未表現出顯著的影響關系。

村莊層面控制變量顯示，所在村莊擁有較多勞動人口會降低農村勞動力對農業就業的選擇，在村莊農業用地面積有限的條件下，勞動人口越多意味著存在大量農業剩余勞動力，按照古典勞動力流動模型，農村剩余勞動力非農轉移是一種普遍現象；所在村莊農業用地面積越多農村勞動力越會選擇農業就業，農業用地面積越多意味著農業生產的比較優勢越高，會激勵農村勞動力從事農業生產；所在村莊擁有非農經濟會降低農村勞動力農業就業的概率，表明非農經濟對農村勞動力有較強的就業吸納能力；所在村莊距離縣區政府越遠，農村勞動力選擇農業就業的概率越高，而所在村莊如果是大中城市郊區，農村勞動力農業就業的概率越低，這反映出村莊與城市的距離暗含著農村勞動力與非農就業市場的距離，區位因素是農村勞動力就業選擇的重要參考依據；所在村莊如果是平原則農村勞動力更傾向于選擇農業就業，現實中平原地區的農地更容易整合并形成農地集中連片經營，可以發揮農業生產的比較優勢，使更多的農村勞動力選擇農業就業。

4.2 理論機制檢驗

基準回歸得出農地確權顯著增加了農村勞動力選擇農業就業的概率及家庭從事農業生產的人數，而關于農地確權對農村勞動力就業選擇的影響機制，前文第二部分理論分析表明，一方面，農地確權通過增加農業投資來促使農村勞動力選擇農業就業；另一方面，農地確權通過引致農地流入來促使農村勞動力選擇農業就業。此處對上述兩種影響機制進行逐一檢驗。

理論假設1成立的關鍵在于，農地確權能否促進農戶的農業投資行為。表3中（1）-（2）列利用個人層面數據分別匯報了農地確權對農村勞動力所在家庭農業投資意愿與實際投資數量的影響，結果顯示，農地確權不僅顯著提高了農村勞動力所在家庭的農業投資意愿，還顯著增加了農業投資的實際數量。同時作為對照，表3中（3）-（4）利用家庭層面數據進行回歸分析，回歸結果也同樣說明農地確權增加了農戶農業投資意愿與實際投資數量。在農地規模不變的情況下，農戶通過增加農業投資來形成“勞動與資本雙密集”的高附加值“新農業”[35]，從而使更多的農村勞動力選擇農業就業。由此，理論假設1得到驗證。

表3 農業投資機制

按照相同的思路，理論假設2成立的關鍵在于，農地確權是否可以激勵農戶的農地流入行為。表4中（1）-（2）列采用個人層面數據分別呈現了農地確權對農村勞動力所在家庭農地流入決策及農地流入規模的影響，可以看出，首先，農地確權顯著增加了農村勞動力所在家庭流入農地的概率；其次，農地確權還顯著增加了家庭農地流入的規模。同時，表4中（3）-（4）列基于家庭層面數據的回歸結果也印證了農地確權家庭更可能成為農地流入方并且會流入更多的農地。農戶通過農地流入可以增加農地經營規模，甚至可以實現農地適度規?；洜I，家庭勞動力全部從事農業生產可以獲得與“半工半耕”相當的收入[40]，從而使家庭將更多的勞動力配置到農業生產中去。由此，理論假設2得到驗證。

表4 農地流入機制

4.3 穩健性檢驗

4.3.1 內生性處理

農地確權對農村勞動力就業選擇的影響可能因遺漏變量而存在內生性問題，這是因為農村勞動力就業選擇是多重因素共同作用的結果，對于一些無法衡量的變量，如對農地確權的認知、產權的實施能力、對非農就業的認知等，均會造成遺漏變量問題，從而導致回歸結果偏誤。為克服潛在的內生性問題造成的估計結果偏誤，本文使用村莊確權家庭的占比作為農地確權的工具變量。從相關性角度來看，由于農地確權工作是整村開展的，村莊確權家庭越多代表農地確權在村莊層面的政策執行力度越強，家庭農地確權的概率也會越高，滿足相關性假定；從外生性角度來看，對于單個農村勞動力的就業選擇行為而言，村莊層面的農地確權可以視為一個外生的政策沖擊，村莊確權家庭占比滿足外生性要求。

當被解釋變量為是否農業就業時，由于是否農業就業與農地確權均為二值選擇變量，IV-Probit方法不再適用，因此采用工具變量條件混合過程（Conditional mixed process，CMP）估計方法[41]。表5中（1）-（2）列 分 別 匯 報 了CMP_Probit估計的第一階段與第二階段，atanhrho_12統計量在10%水平下顯著說明農地確權變量存在內生性問題，第一階段結果表明，村莊確權家庭占比越高，農村勞動力所在家庭農地確權的概率也越高，印證了相關性假定；第二階段結果顯示，農地確權會顯著增加農村勞動力選擇農業就業的概率，這一結果與基準回歸保持一致。

當被解釋變量為家庭農業生產人數時采用IV-2SLS方法，表5中（3）-（4）列分別呈現了IV-2SLS回歸的第一階段與第二階段，第一階段回歸結果表明，村莊確權家庭占比會顯著提高農村勞動力所在家庭農地確權的概率，且F值遠大于10表明不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結果顯示，農地確權顯著增加了家庭從事農業生產的人數。綜合以上分析可以得出，在利用工具變量克服農地確權內生性問題后，農地確權對農村勞動力農業就業的促進作用依然穩健。

表5 工具變量回歸結果

4.3.2 選擇性偏誤處理

現實中雖然農地確權工作是由各級政府統一組織開展的，但農地確權在實際實施中受多方面因素的影響，不同村莊在自然條件、區位條件等方面的差異均會影響其農地確權進程，導致農地確權這一事件本身并非絕對外生，存在選擇性偏誤問題并對回歸結果造成干擾。具體而言，土地資源稟賦較高的村莊往往具有農業生產比較優勢，從事農業生產的勞動力也更多，為增強農民對地權穩定性的預期，會積極開展農地確權工作；對于缺乏農業比較優勢的村莊，農村勞動力紛紛離農進城尋求非農就業，產生農地棄耕拋荒等現象，農業生產缺乏吸引力可能會延緩這類村莊的農地確權進程；村莊地形特征也會影響農地確權工作的開展，地處平原的村莊農地確權成本相對較低，而地處丘陵或山區的村莊由于地塊面積小且分布分散，增加了農地確權成本，農地確權更可能優先在成本較低的村莊開展；在區位條件中，距離縣區政府越近或屬于大中城市郊區的村莊，在城市規模擴張過程中容易產生土地糾紛問題，優先在這類村莊開展農地確權工作可以保護土地征收中農民的合法權益并減少社會糾紛。

在對農地確權選擇性偏誤問題的處理中，針對被解釋變量為家庭農業生產人數這一連續變量情形，利用處理效應模型（Treatment Effects Model）進行重新估計，在處理效應模型第一階段選擇方程中，選取村莊農業用地總面積、村莊勞動力數量、村莊是否存在土地棄耕拋荒現象、是否為平原、是否為大中城市郊區、距離縣區政府距離、是否進行土壤改造等作為選擇方程中的選擇變量。表6中（1）-（2）列分別匯報了處理效應模型兩步法（Two-step）與極大似然估計方法（MLE）的回歸結果，第（1）列兩步法估計中，hazardlambda統計量在1%水平下顯著說明農地確權存在選擇性偏誤問題，回歸結果表明農地確權顯著增加了家庭從事農業生產的人數。第（2）列極大似然估計中，athrho統計量在10%水平下顯著也表明農地確權存在選擇性偏誤問題，回歸結果再次印證了農地確權顯著增加了家庭從事農業生產的人數。

表6 處理效應模型回歸結果

本文對于農地確權選擇性偏誤處理的第二種策略是采用傾向得分匹配方法（PSM），通過構造農地確權的反事實樣本來識別農地確權與農村勞動力就業選擇之間的因果聯系。表7中（1）-（2）列分別匯報了被解釋變量為是否農業就業與家庭農業生產人數的回歸結果，并且采用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配四種匹配方法。第（1）列回歸結果顯示，無論采取何種匹配方法，農地確權均顯著增加了農村勞動力對農業就業的選擇。第（2）列中的各種匹配方法進一步證實農地確權顯著增加了家庭從事農業生產的人數。

表7 傾向得分匹配結果

4.3.3 敏感性分析

基礎數據在處理過程中保留了無地村莊、農地確權但無地家庭和非農戶主家庭，為避免上述樣本對回歸結果造成影響，分別對這類樣本進行逐一剔除，以此來重新檢驗農地確權對農村勞動力就業選擇的影響。表8分別匯報了在逐個剔除無地村莊、農地確權但無地家庭和非農戶主家庭樣本后，農地確權對農村勞動力農業就業（第1、3、5列）及家庭農業生產人數的影響（第2、4、6列），回歸結果顯示，農地確權無論對農村勞動力農業就業還是對家庭農業生產人數，均表現出顯著的正向影響關系，這又一次證明本文結論是穩健的。

表8 敏感性分析

5 異質性討論

農地確權本質上是國家將農地產權中的相關權利賦予給農民的過程，但同一農地產權對于不同的產權實踐環境則可能存在實施結果的差異[42]，這就說明農地確權對農村勞動力就業選擇的影響可能因產權實踐環境的不同而發生改變。因此，本文在整體分析的基礎上，進一步基于不同農地產權實踐環境的視角來探討農地確權對農村勞動力就業選擇的影響差異，其中，對于農地產權實踐環境，主要從村莊是否進行過農地調整、是否進行過土壤改造、農地資源稟賦的高低⑤注：如果村莊農地規模大于樣本均值，視為高稟賦組；小于樣本均值，則視為低稟賦組。、是否為大中城市郊區等四個方面進行刻畫。同時，參考Shen和Lee的做法[43]，構建如下形式的調節效應模型：

模型（3）中，adjust分別表示上述四個方面的調節變量，本文關注的重點是交互項的系數Φ2，其他變量的解釋同前文模型（1）。

表9匯報了異質性討論結果，第（1）-（3）列交互項的系數顯示，與所在村莊未發生過農地調整、未進行土壤改造、農地資源稟賦較低相比，發生過農地調整、進行土壤改造、農地資源稟賦較高的村莊均會顯著強化農地確權對農村勞動力農業就業的促進作用，可能的解釋是，經歷過農地調整的農民會在農地確權后對地權穩定性有更加強烈的主觀認知，所謂有恒產者有恒心，這會極大促進農村勞動力選擇農業就業；村莊進行土壤改造，如土質改良、換地并塊、農地平整等，既可以增加農地的產出效率，也可以降低因農地細碎化問題給耕者帶來的不便，提高農地利用效率，加之農地確權所蘊含的地權穩定效應，農民從事農業生產的積極性也會更高；村莊農地資源稟賦越高，農業生產的比較優勢也越明顯，農地確權在保障農地使用權、收益權等排他性的基礎上，會進一步增強對農村勞動力農業就業的促進作用。第（4）列交互項系數顯示，與所在村莊非大中城市郊區相比，大中城市郊區的村莊則會削弱農地確權對農村勞動力農業就業的作用效果，一般而言，身處大中城市郊區的農民非農就業機會更多、轉移成本更低，這會弱化農業生產的比較優勢，并引致農地確權后城郊農地的財產性功能會高于社會保障功能[44]，進而削弱農民從事農業生產的積極性。

表9 異質性討論

6 結論與啟示

一直以來，土地都被視為農民的“命根子”，明晰而有保障的農地產權制度安排是農民合法權益得以實現的重要前提。本文立足于當前我國農村地區仍普遍存在的小農經濟現實背景，遵循“農地確權—農業生產率提升—農村勞動力就業選擇”這一邏輯主線，系統考察農地確權對農村勞動力就業選擇的影響。理論分析表明，在農業生產率提升效應的作用下，農地確權通過增加農業投資與引致農地流入促使農村勞動力選擇農業就業。基于2016年中國勞動力動態調查（CLDS）微觀數據的實證分析發現，整體而言，農地確權顯著增加了農村勞動力農業就業的概率及家庭從事農業生產的人數，并且農業投資與農地流入是重要的影響機制。利用工具變量克服農地確權內生性問題、處理效應模型及傾向得分匹配方法克服農地確權選擇性偏誤問題以及敏感性分析均印證了文中結論是穩健的。進一步地，針對不同農地產權實踐環境的異質性討論得出，所在村莊發生過農地調整、進行土壤改造、具有較高農地資源稟賦均會強化農地確權對農村勞動力農業就業的促進作用，而所在村莊為大中城市郊區則會削弱農地確權對農村勞動力農業就業的作用效果。

本研究不僅有助于站在小農立場來揭示農地確權條件下農民的真實行動邏輯，還可以為今后我國農業現代化發展道路的模式選擇提供一定的借鑒與啟示。鑒于此，本文的政策蘊意在于：

第一，農地確權提高了農民對農業投資及農地流入的積極性，這有利于提升小農經濟的比較優勢與發展活力，并且在農地確權基礎上，還應順應農民的實際需求，以方便耕者為根本目的來不斷改善小農戶所面臨的農業生產環境，特別是在村莊層面組織開展與土質改良、換地并塊、農地平整等有關的土壤改造工程，以促進農地集中連片經營，從而解決當前農業生產中因農地分布分散、地塊細碎等問題而導致的農地利用效率及產出效率損失。

第二，農地確權促進了農村勞動力農業就業，增強了農民對土地的依賴，與此同時，需要進一步引導發展現代小農經濟來提升農業生產的收入回報，一方面，對于種糧小農而言，應提高小農戶的組織化程度，并構建農業生產各環節的社會化服務體系，使小農戶通過卷入分工經濟來實現節本增效；另一方面，對于種植經濟作物的農戶而言，應開展不同形式的農產品產銷對接活動，建設農產品倉儲保鮮設施以及冷鏈運輸物流服務體系，多方面、多渠道促進小農戶與大市場的有機銜接。

第三，在農業現代化發展道路的探索中，必須堅持小農經濟的現實合理性與主體地位，避免采用“一刀切”的策略來強調新型農業經營主體對小農戶耕者地位的取代，否則將會導致嚴重的農民再就業問題?？尚械淖龇ㄊ且虻刂埔?、統籌兼顧來實現農業現代化發展，對于非農就業機會充足的地區，可以在農地確權基礎上通過鼓勵農地流轉來培育新型農業經營主體，以實現農業規模化、現代化發展；而在非農就業機會不足的地區，政策的重點應是推動傳統小農經濟向現代小農經濟進行轉變。