劳动力转移、性别差异与农地流转及合约选择

朱文珏　罗必良

摘要 通过构建“劳动力转移-性别差异-农地流转及合约选择”分析框架，分析劳动力转移性别差异背后的行为经济学含义，进而探讨不同性别的劳动力转移对农户农地流转供给决策与合约选择的差异化影响机制。理论研究表明，女性在家庭中起粘结家庭成员的作用，女性劳动力非农就业更能体现家庭的“离农”，因而女性劳动力的非农就业行为对农户农地流转供给决策具有更明显的促进作用;男性是农户家庭在村庄中排他能力的标志，具有不可忽视的农地流转风险规避功能，因而男性劳动力的外出就业距离对农户农地流转的合约选择起决定性作用。利用全国9省（区）4 772个农户样本数据进行实证分析，计量结果表明：①女性劳动力非农就业比例每增加10%，农户转出农地面积占承包地面积比例增加1.06%;②男性劳动力县外就业比例每增加10%，农户转出农地时签订关系型合约的可能性增加1.11%;③男性劳动力县外就业比例每增加10%，意愿合约形式为无合同的可能性增加0.63%，意愿合约形式为口头合同的可能性增加0.29 %，意愿合约形式为书面合同的可能性减少0.91%。这意味着，为了劳动力流转市场与农地流转市场更流畅地互动，应为农村女性劳动力营造一个更加合适、有利和公平的非农就业环境，这可成为未来农村劳动力就业扶持政策的重要方向。另一方面，促进正式契约与关系型合约的有机衔接，有利于农地流转合约的正式化与规范化，从而为农地流转市场的健康发育提供有力保障。

关键词 劳动力转移;性别差异;农地供给决策;农地流转合约选择

中图分类号 F304.6

文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2020）01-0160-10 DOI：10.12062/cpre.20190812

农地的流转与集中被视为化解我国农地小规模分散化经营格局的重要策略[1-3]。从要素配置角度来说，家庭劳动力转移是农户流转农地的原始动因[4-5]，往往被视为影响农地流转市场发育的重要因素。学术界较为一致的观点是，随着我国工业化、城市化进程逐渐加快，农户务农机会成本的上升将诱使农户将家庭劳动力配置于非农岗位，由此诱发农户的农地流转决策并推进农地流转市场发育[6]。但事实上，相较于大规模的农村劳动力转移，农地流转市场发育明显滞后[7-8]，表明农村劳动力转移与农地流转市场发育并非简单的线性关系，这为后续研究提供了进一步深化的可能空间。

探寻劳动力转移与农地要素流动之间的互动机制，至少有两个方向需要拓展。一是对劳动力转移及其效应的拓展。劳动力转移表征为个体行动，而农地流转则是家庭联合决策[9]，劳动力个体非农转移并不完全直接指向家庭的农地转出。家庭中劳动个体具有差异性，其经济行为隐含着不同的行为发生学机理，因而不同成员的非农转移将对农户的农地流转决策产生异质性影响。可见，识别家庭劳动力转移的结构性特征就显得尤为重要。其中，劳动力性别差异及其影响越来越受到学界的广泛关注[10]。女性劳动参与、家庭与工作平衡、照料等无酬劳动的价值显现等研究方向的涌现，意味着女性劳动力转移可能有着特别的意义。二是对农地要素流动内涵的拓展。农户的农地流转决策具有两个重要内涵，首先是“量”的问题，表现为农地的是否转出以及转出率或转出规模;其次是“质”的问题，表现为农地流转市场中的合约选择及其规范性程度。前者代表农地流转的市场生成，后者表达农地流转市场的发育程度及可持续性。尽管截至2017年底全国土地流转面积已达到家庭承包耕地总面积的35%，但实际发生的农地流转大多并非是由价格诱导的市场型流转，而是“村落里的熟人”间的关系型流转。发生于亲友邻居、其他普通农户之间的农地流转占全部农地流转合约的比例高达88.48%[11]。农地关系型流转的趋向性导致“小农格局”的复制，严重制约了农地流转市场对化解我国农地小规模、低效率经营格局的作用效果。

挖掘农村劳动力转移的结构性含义，据此诱导农户做出农地流转决策，同时推进农地流转市场化与合约规范化，是有待进一步深化的研究。依循上述两个方向的拓展，本文基于“劳动力转移—性别差异—农地流转及合约选择”框架，分析劳动力转移性别差异背后隐含的经济学内涵，探讨其对农户农地流转供给决策与合约选择的影响机制，并在此基础上揭示相应的政策含义。

1 文献回顾

1.1 劳动力转移与农地流转供给决策

劳动力要素流动与农地要素流动互动作用的文献非常丰富，并主要集中于农村劳动力转移对农户农地流转供给决策等领域。早期研究认为，具有务工或务农比较优势的农村劳动力一旦开始追求利润最大化，就会产生流转农地的意愿[12]，以此为逻辑机理的实证文章也均证实非农劳动力市场发育会显著促进农地流转市场发展[13-14]。

随后的研究将劳动力市场特征与农业生产特性引入，認为劳动力非农转移不一定引致农地流转。农村劳动力的非农就业面临不确定性风险，加之农业生产又具有明显的季节性特征，使得劳动个体利用劳动时间供给的可分性进行兼业成为一个合理的劳动配置策略[15]。这种“钟摆式”“候鸟型”流动模式，“半工半农”的兼业型农民的形成，将抑制农户的农地流转决策。由于兼业行为难以分享专业化分工带来的经济性，亦不利于农村劳动力的人力资本积累，因此，随着非农就业市场的扩张与升级，个体兼业所带来的非专业化损失将耗散其原有的好处，故农村劳动力兼业问题会随时间推移得以改善[16]。

进一步的有关研究引入家庭内分工理论，认为即使不存在劳动力个体的兼业，农户家庭的兼业也是客观存在的。尽管农户家庭中存在一定比例的劳动力非农就业，但若有部分劳动力仍留在农村务农，农户家庭则没有转出农地的必然性。这可以从生产要素替代角度进行解释。农户增加劳动替代型的机械投入、购买农业生产服务，甚至是粗放经营，均能有效替代家庭务农劳动力的减少，因此，劳动力非农转移并不必然带来农地流转市场的供给增加。依循此逻辑，有关研究从不同角度验证农村劳动力转移和农地流转的非线性关系：宏观层面研究发现， 2016年参与非农工作的农村劳动力比例已达 65.92%，远超于农地流转面积比例35%，可见非农就业对农地流转的正面效应被高估[4];随着农业社会化服务市场的发育，农村劳动力非农转移对农地流转的促进作用趋减[17];微观层面研究发现，农户中男性与女性劳动力同时转移是农地流转市场规模扩大的关键[9];农户劳动力转移是否能促进农地流转存在一个门槛值，当农户劳动力转移比例小于门槛值0.4，劳动力转移不会促进农地流转[18]。

1.2 劳动力转移与农地流转合约选择

相较农村劳动力转移对农地流转供给决策影响研究，农户劳动力转移及其特征对农地流转合约选择的影响研究几乎是被忽视的领域。

农地流转契约选择及其缔约稳定性关乎农地流转市场的发育质量，是备受关注的议题。既有文献聚焦正式合约与关系性合约的作用机制。现代主流契约理论认为，以法律为后盾的正式契约是交易秩序的重要来源。正式契约能提供一个立法边界的制度框架，可减少机会主义的活动空间，限制合作关系中的道德风险[19]。但在现实运作中，农地流转市场普遍存在着非正式缔约现象[20-22]。关系治理是这一现象的重要理论解释。与“陌生人”的市民社会不同，中国乡村普遍具有乡土性[23]，彼此熟悉的村民内嵌于同一张社会网络。在利益结构、约定人结构和控制能力等因素的约束下，村域中的社群关系将对合约产生不同程度的嵌入效应[24]。在此情景下，缔约方可能会采取降低合约规范性、让渡合约内利益等方式，以此建立、换取和维护正式合约外的合作与信任关系，使得非正式合约成为相对合理且稳定的契约选择[25-26]。在我国农地流转市场中，非正式合约所表征的合约短期化与空合约不但是农村社会普遍现象，并且从时间维度上看，以当期租约期限为基期，农户的后期租约意愿期限亦有缩短的趋势，即存在租约期限的“逆向选择”[11]。

需要进一步关注的问题是，农户的劳动力转移及其结构性特征对农地流转合约选择具有怎样的内在关系？研究农地流转合约选择机制的文献一般从“人”、“地”以及“交易关系”三个层面推进理论分析与实证验证。其中，关注“人”层面的文献发现，农户特性是影响其农地流转合约选择的关键因素，如钱龙、洪名勇[27]]研究发现，转出户控制权偏好越强烈，双方越可能达成口头契约、短期契约和无偿契约;钟文晶、罗必良[28]研究发现，农户缔约期限的选择主要与农户的资源禀赋相关;Huffman和Just[29]发现，农地转出者的风险偏好将影响农地租赁合约的选择。但被忽略的是，性别视角下的农户家庭劳动力转移结构亦是农户特性的重要表征，其应同样作用于农户的农地流转合约选择。相关研究几乎处于空白状态。

2 理论线索及其假说

2.1 劳动力性别、家庭粘结角色与农地流转供给决策

中国非农劳动力市场的性别差异客观存在，主要体现在就业机会、工资水平和权益保障方面[30]。目前我国城镇劳动力市场中的性别工资差距不断扩大，与之相关联，农村非农转移劳动力所面临的性别差异现象更为严重[31]。农村劳动力具有较低的人力资本积累，致使其面向的非农就业岗位集中于对体能要求较高的劳动密集型产业和低技术含量的服务型行业。男性劳动力与劳动密集型产业的岗位需求具有更强的匹配性，容易获得更多的非农就业机会及更高的非农就业收入。在家庭内部分工机制调节下，男性劳动力率先选择非农就业转移，而女性劳动力选择滞留于农村，兼顾照料老人、小孩及从事小规模的农业生产等活动[32]。这是一个理性的家庭联合决策选择。

在上述情境下，农户家庭劳动力转移并不必然导致其农地流转。首先，从要素运作角度看，部分劳动力非农就业并不必然对农户的农地经营规模产生影响。小规模经营格局下，农户家庭往往存在务农边际效用为零而处于隐性失业的剩余劳动力，这部分劳动力的非农转移不会对家庭农业生产造成影响。即使存在边际生产力非零值劳动力的转移，农户依然可以通过改变农业生产要素配置方式对该部分转移劳动力进行有效替代。其次，从风险规避角度看，农地转出是对农村传统的“家庭养老+土地保障”的风险规避模式的冲击。农民外出务工具有鲜明的被动性和不确定性，离地农民无法轻易稳定就业并融入城市。即使农村劳动力能够稳定地外出就业，也难以享有与城镇劳动力同等的社会保障和福利。可见，农地依然是农户家庭获得生存保障的基本手段，对外出务工的农民发挥直接或间接的失业保障、医疗保障、养老保障等作用[33]。最后也是最重要的是，从家庭行动角度看，家庭女性劳动力留于农村往往体现了农户家庭非农转移的不彻底性。女性特有的母系亲缘关系，决定了其在家庭中具有不可替代的家庭粘结作用。从生理层面而言，女性或母亲所肩负照顾老人、生育小孩作用不可替代;从心理层面而言，与女性相联系的母爱、责任、价值观念、综合素质等是家庭中的精神资源。可以认为，家庭女性劳动力仍留在农村，决定了农户家庭离农转移的不彻底性，此时家庭非农就业劳动力返农的可性较大，强化了“家庭养老+土地保障”风险规避模式的作用，不可避免会抑制农户家庭的农地转出决策。

可见，女性劳动力的非农转移就业更能引致着家庭的“离农”。而只有家庭的“离农”，才能促成农户“离地”并作出农地转出决策。因此，相较男性而言，家庭女性劳动力的非农就业转移对农户的农地转出决策具有更为直接和显著的影响。由此提出假说1： H1：相比男性劳动力，女性劳动力的非农转移就业对家庭的农地转出决策有明显的促进作用，且会显著增加农户的农地转出率。

2.2 劳动力性别、排他能力象征与农地流转合约选择

农地转出合约及其执行具有风险性，这是由合约的不完全性决定的。Hart和Moore[34]对不完全合约的解释是：①世界充满不确定性，无法将未来的不确定性写入合约;②即使能够预料未来的某些情形，但难以用双方一致同意的语言表达;③即使能够用文字表达，但第三方无法识别其原本含义，因而难以裁决。对于农地转出户而言，其合约执行风险主要来源于农地在承租经营中可能面临的过度利用与地力损耗。

农户化解农地转出的合约风险，主要依赖于两个方面的治理渠道。

一是个体排他能力。农户通过个体排他能力规避合约风险，往往受两个条件约束。其一，性别因素。客观上说，父系社会性质决定了男性在社会上具有较高地位、力量和权利。因此，一个家庭在村落经济活动中的排他能力主要由男性表达。家庭中的男性劳动力越多，農户在村落中的谈判能力、力量显示与威胁作用则越强。其二，在位控制因素。个体排他能力具有空间边界约束。当农户更多在村庄活动并与村内其他主体产生更多的交集时，农户的在位控制以及对合约风险的排他能力更强。换言之，当家庭中男性劳动力远距离外出就业时，农户家庭在农村中的排他能力将受到削弱，其农地转出的合约执行可能面临更大风险。

二是关系治理机制。当个体治理能力无法有效治理农地转出合约的高风险时，社会网络及其关系治理将成为可行手段。合约治理的有效性指的是合约实施过程中机会主义行为被有效抑制的程度：合约执行过程中发生机会主义行为的概率越高，合约执行面临的风险越大，合约治理有效性越差;反之，合约执行过程中发生机会主义行为的概率越低，合约治理有效性越高。虽然主流契约理论认为，以法律为后盾的正式契约是交易秩序的重要来源，能够限制合作关系中的道德风险，但在农地流转领域，特别是在我国的“乡土”文化背景下，非正式关系型合约实际上更具约束力与有效性。关系合约中包含较强的人格化因素，双方在长期合作中可能出现的纠纷可以通过合作和其他补偿性技术来处理。利用关系治理与声誉机制而降低缔约的重要性，是节省关系型合约隐含的治理成本的重要机制[11]。在农地流转的非正式关系型合约中，缔约双方信息对称性更强、双方交往缔结内容更繁密、信誉和声誉在其中发挥的作用更强，农地转入主体采取机会主义行为所面临的代价则更高。通过该机制可以有效抑制合约执行风险。因此，对于农地转出户而言，有效合约治理并不一定指向合约的正式性，反而可能指向合约的非正式性。

可见，当家庭中男性劳动力远距离外出就业比例较高时，农户对农地流转合约中的治理能力受到削弱。为有效钳制农地转出后农地转入方的机会主义行为，一个可行策略是，农户通过签订关系型合约，确保缔约双方的信息对称性，并利用声誉机制对缔约方行为进行约束，最终达到较好合约治理的效果。由此提出假说2：H2：男性劳动力远距离转移就业比例越高，农户家庭在转出农地时签订关系型合约的可能性越大。

3 数据来源与描述统计

3.1 数据来源

本课题组于2015 年初通过分层聚類方法对农户进行了抽样问卷调查。具体抽样过程是：首先，根据各省份总人口、人均生产总值、耕地总面积、耕地面积占国土面积比例、农业人口占总人口比例和农业增加值占地区生产总值比例这6个指标的聚类特征，并结合中国七大地理分区，按照聚类值得分（高、中、低）分别抽取9个省（区）（包括东部地区的辽宁省、江苏省和广东省，中部地区的山西省、河南省和江西省，西部地区的宁夏自治区、四川省和贵州省）为样本省份;然后，根据上述6 个指标对各省（区）的县级单位进行聚类分析，按照聚类值得分（高、中、低）在每个样本省（区）分别抽取6个县（合计54个县），在每个样本县按经济发展水平将乡镇分为最高、较高、较低及最低4组（将各乡镇GDP按照由大到小顺序排列并分成四等份），然后在各组中随机抽取1个乡镇（其中，在广东省、江西省的样本县分别抽取了10个样本乡镇）;接着，在每个样本乡镇随机抽取1个自然村;最后，按照农户年收入水平高低将农户分为5组，并在每组中随机挑选2户农户进行问卷调查。此次调查共发放问卷2 880份，回收问卷2 838份，其中有效问卷2 704份。2015年9月和2016年2月，课题组利用同一套问卷对江西省与广东省进一步进行农户问卷调查（排除前述样本县域，按照前述抽样方法，在江西省再抽取25个县，在广东省再抽取18个县，每个县抽取5个乡镇，每个乡镇随机选取1个行政村，进而随机选取2个自然村，每个自然村再依农户年收入水平高低选取10户农户），分别有2 500户及1 800户农户接受调查，分别获得有效问卷2 469份及1 704份。将上述调查样本合并，共获得6 877份样本。剔除缺失重要数据的样本，最终用于本文分析的样本农户数量为4 772户。

3.2 变量选择与统计描述

（1）被解释变量I：农地流转供给决策。农户的农地流转供给决策有两个维度，其一为“农户是否进行农地流转”，为0-1变量，适合采用Probit模型进行估计。其二为“农户转出农地占承包农地面积之比”，为连续变量，适合采用OLS模型进行估计。

（2）被解释变量II：农地流转合约选择。农户的农地流转合约选择，指农户在转出农地过程中选择关系型合约抑或正式化合约，包括实际合约签订类型与意愿合约类型两个维度。关系型合约的主要特征为缔约双方的关联博弈强度较高，且合约的条文精准化程度较低，因此，衡量农户选择的农地转出合约类型，可由两个重要合约要素所表征：农地流转对象与合约形式。

实际签订的农地合约一般具有“条款集”的特点，表现为多个合约条款与内容的集合，不同条款往往具有相互补充、相互替代以及相互匹配的特性[35。因此，在被解释变量“实际合约类型”的设置中，我们将上述两个合约要素进行综合处理，以适配地衡量实际农地流转合约的非关系化程度。具体而言：①农地流转对象包括亲戚邻居、村内农户、村外农户与农业企业四个量级（农地流转对象为村集体或合作社时，难以辨识其关系化程度，故在数据处理时将此类样本剔除），依据其非关系化程度依次递增，赋值为1～4;②农地流转合约的形式包括无合同、口头合同与书面合同三个量级，依据其非关系化程度依次递增，赋值为1～3。将两个要素的赋值数据加总，数值越大，非关系化程度越高，代表合约的正式化程度越高。

意愿签订的农地合约没有“租约集”限制，因而意愿流转对象与意愿合约形式可分别表达意愿合约的关系化程度。选择此两个合约要素为被解释变量，并相应构建计量模型。

上述被解释变量均为有序分类变量，适合采用Order probit模型。

（3）解释变量。既有劳动力非农转移研究一般仅将农户的外出就业行为视为变量，不同于此，本文将其细化为家庭中女性和男性劳动力分别的外出就业行为。另外，对“外出就业行为”进行二次识别，一是家庭劳动力转移程度，此时劳动力是否非农就业是关键;二是家庭劳动力转移距离，此时劳动力是否到县外就业是关键。因此，本研究的计量模型有4个关键解释变量，分别为：①女性非农就业占家庭女性劳动力比例;②男性非农就业占家庭男性劳动力比例;③女性县外就业占家庭女性劳动力比例;④男性县外就业占家庭男性劳动力比例。将上述变量分别放入模型中进行逐步回归，可识别男性与女性劳动力外出就业行为分别对家庭农地流转行为的影响。

（4）控制变量。中国农情背景下，农户对农地的非经济依赖将影响其农地流转行为，因而在模型中控制农户的农地依赖特性变量，包括农户的农地禀赋效应和农户家庭的养老保障渠道。①禀赋效应的赋值方法为农户的最低意愿转出租金（WTA）与最高意愿转入租金（WTP）之比，表达农户对农地的心理依赖;②养老保障渠道包括是否依赖商业养老保险、子女赡养养老、家庭积蓄养老以及政府救济养老，反向表达农户对农地的保障依赖。其次，考虑到农户的家庭社会资本会影响其农地流转对象搜寻成本，因此在模型中控制农户的家庭社会资本变量，包括农户户籍人口中是否有党员、村民代表及村内外干部，是否村里大性，以及亲朋好友多寡。第三，考虑到农地本身特性也将影响农地流转可能性，因而在模型中控制农地特性变量，包括：①农地质量相关变量，如肥力条件、灌溉条件、交通条件;②农地产权强度相关变量，如是否确权、近五年是否调整;③承包地禀赋变量，如承包农地面积与承包农地块数。同时，在模型中控制样本农户的省份及调研年份。主要变量及描述性统计见表1。

4 模型结果分析

4.1 结果分析I：性别差异与农地流转供给决策

4.1.1 农地转出行为

借助Stata15软件进行模型估计，验证家庭中不同性别劳动力的转移就业比例对家庭农地转出行为的影响，计量结果见表2。各Probit模型的Wald卡方检验值在1%的显著性水平上显著，表明各模型的总体拟合效果较好。计量结果显示：

（1）观察模型2-2，从劳动力转移程度来看，变量“女性非农就业占家庭女性劳动力比例”对家庭农地转出行为具有显著正向作用，女性非农就业比例每增加10%，农户转出农地的概率增加1.17%;变量“男性非农就业占家庭男性劳动力比例”对家庭农地转出行为也具有显著正向作用，男性非农就业比例每增加10%，农户转出农地的概率增加1.08%。

（2）觀察模型2-4，从劳动力转移距离来看，变量“女性县外就业占家庭女性劳动力比例”对家庭农地转出行为具有显著正向作用，女性县外就业比例每增加10%，农户转出农地的概率增加1.01%;变量“男性县外就业占家庭男性劳动力比例”对农户农地转出行为也具有显著正向作用，男性县外就业比例每增加10%，农户转出农地的概率增加0.68%。两者相较，女性县外就业比例的影响作用几乎是男性县外就业比例的两倍。

（3）观察模型2-5，家庭劳动力转移程度对家庭农地转出行为的影响作用，大于劳动力转移距离对家庭农地转出行为的影响作用。表明只要农户家庭劳动力选择职业离农，农户就会选择转出农地。

综上，男性及女性劳动力的非农就业均对农户家庭的农地转出决策有显著正向影响作用。

4.1.2 转出农地面积

通过模型估计家庭中不同性别劳动力的外出就业比例对家庭转出农地占承包农地面积比例的影响，计量结果见表3。各模型的拟合系数R2值均在20%以上，表明各模型的拟合度良好。

（1）观察模型3-2，从劳动力转移程度来看，变量“女性非农就业占家庭女性劳动力比例”对家庭转出农地占承包农地面积比例具有显著正向作用，女性非农就业比例每增加10%，转出农地面积占比增加1.05%;变量“男性非农就业占男性劳动力比例”对家庭农地转出行为也具有显著正向作用，男性非农就业比例每增加10%，农户转出农地的概率增加0.56%。两者相较，女性非农就业比例的影响系数更高。

（2）观察模型3-5，仅变量“女性非农就业占女性劳动力比例”对家庭转出农地面积占承包地面积比例具有显著的正向作用，女性非农就业比例每增加10%，转出农地面积占比增加1.06%。

可见，假说H1得到验证，仅女性劳动力的非农就业比例对家庭转出农地面积比例具有显著促进作用，且计量结果稳健。

4.2 结果分析II：性别差异与农地流转合约选择

4.2.1 实际流转合约的非关系化程度

通过Order-Probit模型估计家庭中不同性别劳动力的外出就业比例对实际流转合约非关系化程度的影响，结果见表4。模型的Wald卡方检验值在1%的显著性水平上显著，表明模型的总体拟合度较高。

计量结果显示，从劳动力转移程度来看，变量“男性县外就业占男性劳动力比例” 对农地流转合约非关系化程度具有显著负向影响，但变量“女性县外就业占女性劳动力比例” 对合约非关系化程度不存在显著影响。进一步估计模型边际效应，结果显示，家庭男性劳动力到县外就业的比例每增加10%，农户签订非关系化程度为2～3的农地流转合约的概率增加1.11%（0.70%+0.41%），相应地，签订非关系化程度为5～7的农地流转合约的概率减少1.12%（0.29%+0.46%+0.37%）。进一步观察各模型的边际效应估计结果发现，变量“男性县外就业占男性劳动力比例”对两端结果（非关系化程度=2，3，非关系化程度=6，7）的影响作用较大，对中间结果（非关系化程度=4，5）的影响作用少。根据变量设置，农地流转合约非关系化程度数值越小，代表签订的农地流转合约越符合关系型合约的特性。由此证明，家庭中男性劳动力到县外就业的比例越高，农户在转出农地时选择市场化、规范化的正式书面合约的可能性越低，即其更偏向于将农地转出予亲戚邻居，并选择口头合约，甚者选择不签订合约。

4.2.2 意愿流转合约的非关系化程度

通过Order-Probit模型估计家庭中不同性别劳动力的外出就业比例对意愿流转合约非关系化程度的影响，结果见表5。两个模型的Wald卡方检验值在1%的显著性水平上显著，表明模型的总体拟合度较高。计量结果表明：

（1） 观察意愿农地流转对象模型，从劳动力转移距离来看，变量“女性县外就业占女性劳动力比例”及变量“男性县外就业占男性劳动力比例”对意愿农地流转对象均具有显著影响。具体而言：女性县外就业比例每增加10%，意愿农地流转对象为亲戚邻居的概率增加0.89%，意愿农地流转对象为本村农户的概率减少0.43%，意愿农地流转对象为村外农户的概率减少0.19%，意愿农地流转对象为企业的概率减少0.28%;男性县外就业比例每增加10%，意愿农地流转对象为亲戚邻居的概率增加0.86%;意愿农地流转对象为本村农户的概率减少0.42 %，意愿农地流转对象为村外农户的概率减少0.18%，意愿农地流转对象为企业的概率减少0.27%。

（2）观察意愿合约形式模型，从劳动力转移距离来看，变量“男性县外就业占男性劳动力比例”对意愿合约形式的选择具有显著影响。具体而言，家庭男性县外就业比例越高，无合约或签订口头合约的概率越高：男性县外就业比例每增加10%，意愿合约形式为无合同的概率增加0.63%，意愿合约形式为口头合同的概率增加0.29 %，意愿合约形式为书面合同的概率减少0.91%。变量“女性县外就业占女性劳动力比例”对意愿合约形式不具备显著影响。

（3）对比意愿合约形式模型中两个显著的解释变量发现，家庭男性劳动力非农就业比例越高，农户家庭在转出农地时希望签订正式书面合约的可能性越大，但其前提是劳动力转移距离较近。若家庭男性劳动力选择远距离转移就业，农户家庭倾向于希望签订口头合约甚至不签订合约。

可见，假说H2得到验证，家庭中男性劳动力远距离转移就业的比例越高，农户家庭在转出农地时签订关系型、非正式的农地流转合约的概率越高。

5 结论与政策建议

本文关注于劳动力转移与农地要素流动之间的互动机制。其边际贡献在于：第一，厘清家庭中男性劳动力的外出就业与女性劳动力外出就业分别表达的行为经济学含义，进而识别不同性别劳动力的转移就业对家庭农地流转决策的异质性影响;第二，从针对农地流转市场“量”的研究，拓展到农地流转市场“质”的研究，探究家庭劳动力转移的性别结构对其农地流转合约选择的影响机制。

本文主要结论是：第一，女性劳动力在家庭中具有天然的生理粘结功能和心理支柱作用。家庭女性劳动力滞留农村将直接决定农户家庭离农转移的不彻底性，其不可避免地会抑制农户家庭的农地流转决策。当家庭农村女性劳动力更多参与非农转移就业时，农户家庭更有可能做出“离地”抉择，并最终促使其转出农地。由此认为，家庭中女性劳动力的非农转移就业对农户农地转出决策具有更强的影响。第二，合约的不完备性及其导致的合约执行风险性，决定农户需要对农地流转合约进行治理。农户在村落经济活动中的排他能力是合约治理渠道之一，且主要由家庭男性表达。家庭中留于村落的男性劳动力越多，农户在村落中的谈判能力、力量显示与威胁作用则越强。当家庭男性劳动力选择远距离转移就业时，农户家庭对农地转出合约的治理能力受到削弱。此时，农户家庭倾向签订非正式的关系型合约，以达到确保缔约双方的信息对称性、利用声誉机制对缔约方进行行为约束的合约治理效果。由此认为，家庭中男性劳动力的远距离转移就业，将对农户的农地流转合约选择产生影响。第三，利用全国4 772个样本农户的微观调查数据进行实证检验，实证结果验证了上述假说。一方面，相比男性，家庭中女性劳动力的非农就业比例对家庭农地转出决策有更大的促进作用，具体表现为其显著增加家庭转出农地占承包农地的比例;另一方面，家庭中男性劳动力的县外就业比例越高，家庭转出农地时越会选择缔结关系密切的关系型契约。

本文表达的政策含义是：第一，部分农村劳动力的转移就业并不必然带来农地流转供给的增加。特别的，当非农就业市场更能够接纳农村女性劳动力时，农户家庭的整体“离农”才更容易实现，农地流转市场的供给量才能有效扩大。这意味着，为了劳动力流转市场与农地流转市场更流畅地互动，需要为农村女性劳动力营造一个更加合适、有利和公平的非农就业环境，这应成为未来农村劳动力就业扶持政策的重要方向。第二，农地流转合约的不完备性决定了关系型合约是农户治理农地流转风险的主要手段。但是，纯关系型合约具有狭隘的对象范围并隐含着不稳定特征，将在一定程度上阻碍农地资源向有能力的规模经营主体集中。因此，鼓励正式契约中交易双方的多维交流与交往，促进正式合约与关系型合约的有机衔接，有利于农地流转合约的正式化与规范化，从而为农地流转市场的健康发育提供有力保障。

（编辑：刘照胜）

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