劳动力流动与农地流转互动关系测度

2020-05-09侯明利

江汉论坛 2020年2期

摘要：劳动力与土地作为农村经济发展的两大生产要素，二者的配比直接关系到我国城镇化、乡村振兴及城乡融合发展。结合1995—2015年全国农村固定观察点数据的实证研究发现，劳动力流动规模与农地流出互为显著正向促进，而劳动力流动质量与农地流出互动关系不显著;较长时期内，农地流出对劳动力流动规模影响大于劳动力流动规模对农地流出的影响，劳动力流动质量则会抑制农地流出，但抑制作用趋于减弱;劳动力流动质量与农地流出依赖自身惯性发展态势明显，而劳动力流动规模受自身惯性影响较小。因此，政府在稳定劳动力非农就业的同时，应积极寻求其他更加有效激励农地流转的政策工具，稳步推进农地流转，最终实现二者的同步发展。特别是针对农地流转对自身发展态势的依赖惯性，以及对劳动力流动规模的积极影响，政府要出台相应激励政策，加快新型农业经营主体培育，解决农地的不完全契约问题。

关键词：劳动力流动;农地流转关系;城乡二元结构;新型城镇化

基金项目：国家社会科学基金项目“农户分化视角下农村劳动力流动与土地流转的互动发展研究”（15BJY087）

中图分类号：F301 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2020）02-0057-07

劳动力与土地作为农村经济发展的两大生产要素，二者的配比直接关系到我国城镇化、乡村振兴及城乡融合发展。劳动力流动、农地流转作为要素流动与重组的重要途径，其同步发展成为衡量经济发展的关键指标。随着我国城乡二元户籍的松动，城市劳动力市场逐步放开，劳动力在城乡间、产业间、地区间等开始大规模流动。据国家统计局数据显示，2018年我国农村劳动力流动规模已达2.88亿人，但合乎逻辑的大规模农地流转并未发生，我国农业仍以小农经营为主，农地流转明显滞后于农村劳动力流动。

一、文献述评

对于劳动力流动与土地流转的研究文献较多，早期研究大多基于单一维度，主要关注其理论基础、流动动因、流转模式、制度演变等，但未考虑要素间的影响作用①。后期大量学者开始从微观视角关注劳动力和土地两大要素流动的单向影响，由于指标选择、数据来源、计量方法等的差异，已有研究尚未有定论，而且这类研究通常存在两个问题：一是理论假设大多为一类要素流动行为是另一类要素流动行为的原因或结果，在模型设置时，通常将另一种要素流动行为假定为由市场决定的外生变量，而忽视了解释变量的内生性问题②;二是单向影响研究虽能在一定程度上解释要素流动的内在机理，但仍缺乏二者互动的理论基础与关系验证③。

基于此，有學者对劳动力流动与农地流转互动关系展开探索，一类关注互动理论研究，分别从不同理论视角研究二者的内在机理。邱长生、张成君等（2008）利用碰撞理论和中间过渡状态理论分析认为农村劳动力流动和土地流转的同步发生必须达到一定条件之后经过多次“碰撞”才能实现④;陈秧分等（2010）基于农户生产决策理论认为劳动力非农就业与农地租赁行为发生取决于农户要素相对丰裕程度⑤;仇童伟、罗必良（2018）基于农地产权的理论视角，认为国家赋权构成了农地和劳动力要素配置的主导因素，国家赋权的强化程度会影响劳动力非农就业与农地流转⑥。另一类则关注互动关系测度，基于微观数据分析互动程度及互动逻辑，通过劳动力流动速率和农地流转速率指标测算，发现劳动力流动与农地流转存在动态不一致，且农地流转明显滞后于劳动力流动，未达到耦合协调的良性互动状态⑦;基于家庭内部分工理论研究分析认为，劳动力流动与农地流转之间存在制约关系⑧。还有学者用联立方程模型、MvProbit模型等解决内生性问题，分析劳动力流动与农地流转的互动关系及关联逻辑，通过“非农就业劳动力占比”、“是否转出农地”、“是否转入农地”等指标测度劳动力流动与农地流转的互动关系，由于指标及模型选择的差异，尚未形成统一结论⑨。

整体上来看，上述文献不同程度地丰富了劳动力流动与农地流转的研究，但仍存在以下不足。首先，现有文献虽对二者互动机理及互动关系研究取得了一定进展，但对于长期动态演变特征及影响效应则较少涉及;其次，现有文献多是基于农户调研数据的截面回归分析，且实证模型对劳动力流动与农地流转的内生性处理有待商榷;最后，在指标选择上，大多数文献侧重劳动力流动规模而忽略其就业质量，侧重当期效应而忽略滞后效应。为弥补上述不足，本文从东中西部出发，利用1995—2015年全国农村固定观察点数据，基于劳动力流动的规模与质量指标，分别构建面板向量自回归（PVAR）模型，将劳动力流动与农地流转纳入同一内生系统，在保持各变量独立性的同时分析二者互动关系，并对未来较长时期内的影响效应进行考量，以期提出更具操作性的政策建议。

二、互动机理及理论假说

（一）关于劳动力流动规模与农地流转的互动机理

1. 劳动力流动规模通过劳动力流失效应影响农地流出。随着城镇就业体制与户籍制度改革的不断深化，早期的劳动力流动在一定程度上缓解了我国农业的“过密化”状态，改善了劳动力与土地要素的不匹配。伴随工业化、城镇化的快速发展，非农劳动力市场需求旺盛，劳动力流动规模持续扩大，农业劳动力呈现过度流失现象，农地抛荒、“民工荒”、“谁来种地”等一度成为学界关注的话题，土地和劳动力要素匹配凸现新的失衡。非农劳动力比重较高，农户开始寻求新的要素匹配模式，主要通过改变家庭种植结构（“趋粮化”）⑩、改变家庭劳动力结构（“男工女耕”）、使用机械替代劳动力等途径，改变农业生产要素投入数量与结构。但对于非农劳动力比重较高家庭，其调节作用有限，故农地流出成为更优选择。近年来，随着子女随迁、女性劳动力流出等规模扩大，家庭化流动明显，更进一步推动了农地流出。

2. 农地流出通过挤出效应促进劳动力流动规模。近年来，农地确权和三权分置改革的实施为农地流转注入了新的活力，农地流转市场化水平不断提升。新型农业经营主体的多元化发展、农业科技的大力推广、农业机械和肥料的价格下降及农业社会化服务的不断完善，使得农地规模经营成为可能，农地流出对劳动力产生挤出效应，大量农业劳动力得到有效释放。作为理性经济人的农民，追求家庭效用最大化原则，合理配置家庭资源，提高具有非农比较优势劳动力的非农就业水平，劳动力流动规模扩大。因此，农地流出有助于提高家庭劳动力非农就业比例。

基于上述分析，提出假说1：劳动力流动规模与农地流出互为正向促进关系。

（二）关于劳动力流动质量与农地流出的互动机理

1. 劳动力流动质量会通过家庭收入结构变化影响农地流出。随着劳动力流动规模的加大、劳动力非农就业年限的增加、非农就业技能的提高，家庭非农收入比重逐渐上升，改变了原有以农业收入为主的家庭收入结构。据国家统计局数据显示，2017年我国农村居民可支配收入构成中非农收入占比高达53.1%，而农业收入占比仅为18.8%。农业收入重要性的降低使得农户对农业的依赖程度下降，农业的增收功能弱化，因此，理论上非农收入占比较高农户会选择流出农地。但现实情境并非如此，原因有二：一是农地流入需求不足，新土地经营者的缺位、农地流转市场的不完善、较高的农地流转成本等导致了农地流入的需求不足;二是非农收入与农业收入的差距加大虽然使土地承载的生计保障、增收功能减弱，但农户对土地的持有转向对土地承包权较高的收益预期，故更倾向于将土地作为增值性资产长期持有，因此劳动力就业质量会抑制农地流出。

2. 农地流转通过能力效应提升劳动力流动质量。农地流出为劳动力流动提供基础保证，非农就业意愿较强的农村劳动力有更多闲暇时间，参加以就业稳定性为导向的引导性培训和职业技能培训，提高农村劳动力的非农就业能力、经济生产能力与社会适应能力等，从而有效提升其人力资本水平，促进劳动力非农就业质量改善。

综上所述，提出假说2：劳动力流动质量抑制农地流出，但农地流出对劳动力流动质量有促进作用。

三、模型构建与变量说明

（一）模型构建

现有研究劳动力流动与农地流转关系的文献大多借助传统计量回归模型进行实证分析，这类做法对于模型中变量可能存在的内生性问题通常难以解决，极易造成模型设定有误、估计值不满足无偏性等一系列问题。有些学者也会采用工具变量来解决内生性，但对于同一问题，学者选择的工具变量差异较大，从而使得模型分析结果不一，进而波及对劳动力流动、农地流转及互动关系与影响机制的全面刻画。考虑到二者存在的双向反馈作用，且影响程度呈现动态演变趋势，本文将借助内生性的面板向量自回归（PVAR）模型进行分析。

向量自回归模型（VAR）由Sims提出，他认为可将模型所涉及的变量视为一个内生系统来处理，为此构建了非约束性向量自回归模型（VAR），用于更加真实地研究变量间的互动关系;Holtz-Eakin等通过引入截面数据进一步扩大样本容量，放松了对时序数据的長度要求和平稳性假设，能更好地反映个体异质性对模型参数的影响，并构建了面板向量自回归模型（PVAR）;后经Mccoskey、Kao、Arrellano等的进一步完善，以及Love等对PVAR模型的实践应用进行补充，使得PVAR分析技术更加成熟，这为宏观动态研究提供了更强有力的分析工具。本文拟构建如下两个PVAR模型。

上式中，i代表所选取的个体截面地区，t代表涉及年份，rL1、rL2、rTR分别代表劳动力流动规模、劳动力流动质量、农地流转规模，等式右边的μi和wt分别为不同地区的个体固定效应和时间效应列变量，г0和гj为待估参数，p为滞后阶数，εi，t为随机扰动项。

（二）变量说明

1. 非农劳动力占比（rL1）。该指标主要测度劳动力流动规模，用所在地区从事非农就业的劳动力数量除以农村家庭人口来表示。本文研究内容主要是关于农村劳动力和土地资源的要素配置问题，因此对于农村劳动力流动的界定更侧重于其从农业向非农产业的流动。根据全国农村固定观察点数据汇编指标解释，本文的农村流动劳动力主要针对户籍为农村户口、但全部或大部分收入来自于非农活动的劳动力，既包括从事受雇于非农产业劳动者，也包括非农活动经营者，既包括本地非农就业，也包括外出非农就业的劳动力。

2. 非农收入占比（rL2）。该指标主要测度劳动力流动质量，其实质则为非农就业质量，学者通常将非农收入作为其经济性指标。因此本文采用劳动力非农收入比重作为劳动力流动质量的测度指标，用样本地区非农就业收入占农村家庭总收入比重表示。鉴于上述对于农村流动劳动力的范畴界定，这里的非农就业收入指本地非农工资性收入、外地非农就业工资性收入及从事非农经营活动等的收入总和。

3. 农地流出占比（rTR）。该指标主要测度农地流转规模，学界对于农地流转测度最常见指标分别为农地流转率、农地流出率与农地流入率。由上述可知，家庭劳动力非农就业与农地流出关系密切，对于同一农户而言，农地流出与流入可能同时发生，农地流转大多发生于村庄内部或熟人之间，为保证指标的精确性，本文采用年初家庭经营转包田面积与年内家庭净流出面积之和除以年末家庭经营耕地总面积来表示。

（三）变量来源与描述性统计分析

变量指标均来源于《全国农村固定观察点调查数据汇编》，样本数据是东部、中部、西部地区1995—2015年的平衡面板数据。表1给出了各变量指标的描述性统计结果，从分地区的静态数值表现来看，各地区非农劳动力比重远高于农地流出比重，即农地流转滞后于劳动力流动;东部地区劳动力流动比重最高，西部和中部地区基本持平，但均低于全国水平0.402;就劳动力非农收入占比而言，东部地区相对稳定，其非农收入占家庭总收入超过一半，而中部和西部地区均较低，分别为42.5%、46.96%，中部地区偏低的主要原因是农业收入绝对值较大，拉低了该项指标;全国平均农地流出水平为10.9%，中部和东部地区农地流出率较高，分别为20.3%、16.9%，西部地区较低仅为9.3%。相较于西部地区，东部地区较高的经济发展水平以及中部地区良好的耕地环境，为农地流转提供了适宜的外部条件，与我国事实相符。

四、实证结果分析

本文采用Stata14.0软件，对面板向量自回归（PVAR）模型1和模型2进行实证分析，大致分为以下几个步骤：首先进行变量平稳性检验，然后确定模型滞后阶数，最后进行模型GMM估计、脉冲响应分析和方差分解等实证，逐步深入分析劳动力流动与农地流转的互动关系及影响效应。

（一）平稳性检验及滞后阶数选择

考虑到本文面板数据时间跨度较长，其自带的时间趋势性质会使经济变量不满足模型的平稳性要求，因此有必要对各指标进行平稳性检验。作为平衡面板数据，本文采用同质单位根准则（LLC）和异质单位根准则（IPS）进行联合检验，结果发现农地流出比重（rTR）为非平稳变量，但所有变量的一阶差分序列均至少在5%水平上通过了显著性检验，因此本文采用各变量的一阶差分序列进行PVAR模型估计。

PVAR模型滞后期选择与VAR模型原理相同，考虑到参数估计的有效性，本文根据赤池信息准则（AIC）、贝叶斯信息准则（BIC）和汉南-奎因准则（HQIC）选择最优滞后期（见表2）。检验结果发现两组模型的最优滞后期阶数均为1阶，这将会极大程度避免因滞后阶数较多而造成样本自由度过度损失这一后果。

（二）GMM估计结果分析

本文构建的PVAR模型既包含时间效应又包含个体固定效应，由于固定效应和滞后的因变量相关，因此为避免系数估计的有偏性，通常采用均值差分法去除时间效应影响。本文采用“前向均值差分法”（Helmert过程）去除固定效应影响，从而保证滞后变量和转换后的变量呈正交化，采用广义矩估计方法（GMM）进行参数估计。本文主要采用连玉君pvar2命令进行分析，结果见表3所示。

模型1结果显示，劳动力流动规模与农地流转互为正向显著促进。对于被解释变量为劳动力流动规模，滞后一期农地流出占比增量系数为正，且在1%水平上通过显著性检验，说明滞后一期农地流出面积增大会显著促进当期劳动力非农流动，即农户会选择先流出农地再实现非农就业。对于被解释变量为农地流转，滞后一期劳动力流动占比增量系数也为正，且在5%水平上通过显著性检验，即上期劳动力非农流动显著促进当期农地流出，这意味着农户会先实现劳动力非农就业后流出农地。该结论也得到了相关研究佐证，洪炜杰等（2016）研究认为劳动力非农转移对农地流转行为的影响存在门槛效应，并通过测算推断当农户劳动力转移比例达到0.4才能促进农地流转，而本文全国样本数据测算的劳动力流动比例为0.402（见表1），因此该结论具有一定的合理性。另外，从系数值来看，上期农地流转对当期劳动力流动规模的正向影响效应更强。

模型2结果显示，劳动力流动质量与农地流转的互动关系不显著。对于被解释变量为劳动力流动质量，滞后一期农地流出占比增量系数为0.315，但未通过显著性检验，说明上期农地流出规模对本期非农收入占比有正向影响不显著。被解释变量为农地流出时，滞后一期的非农收入占比增量系数为-0.0258，影响程度较低，且不显著，即上期劳动力流动质量上升抑制了农地流出，使得农地流出增速缓慢下降，在某個节点甚至出现农地流出减少。

（三）脉冲响应分析

上述GMM估计结果较为细致地刻画了变量间的互动关系，接下来我们通过脉冲响应函数对变量间的长期动态效应进一步分析。脉冲响应函数主要考察模型中某一内生变量的正交化形式对系统中其它内生变量当期值和未来值的影响。考虑到本文面板数据的时序长度，设定冲击期数为10期，利用蒙特卡洛（Monte Carlo）实验模拟500次，得到两组变量的正交化脉冲响应函数图（见图1）。横轴代表预测期数，纵轴为脉冲响应程度，脉冲响应两侧曲线表示95%的置信区间。

1. 从模型1的脉冲响应函数来看，针对本期农地流出占比增量（drTR）的一个标准化冲击，非农劳动力占比增量（drL1）产生了明显的正向波动，且在第1期达到峰值，接近0.026，然后持续下降甚至转为负值，继而上升转为正向，振幅明显减小，最后逐渐收敛于0，总体累积效应为正。这说明在较长时期内农地流出会持续推进劳动力流动规模扩大，并在第6期之后保持不变。反之，当非农劳动力占比增量（drL1）在本期发出一个标准化冲击，农地流出占比增量（drTR）由负转正，并在第1期达到峰值0.005，之后回落，且在第2期降到最低，然后反弹，但振幅减小，最后收敛于0，总体累积效应为正，说明劳动力流动会持续促进农地流出，也在第6期之后保持不变。总体而言，未来较长时期内，劳动力流动规模与农地流转会保持正向促进作用，但受限于有效的要素资源禀赋，影响效应均在第6期之后保持不变;从峰值可知，农地流转对劳动力流动规模的影响效应更大。

2. 从模型2的脉冲响应函数来看，农地流出占比增量（drTR）在本期发出一个标准化冲击，劳动力非农收入比率（drL2）增量会相应快速上升，并在第1期达到峰值约为0.005，之后下降，直至零点，即在该时间节点非农收入占比达到最大，随后下降，在第2期回到谷底，之后开始反弹，幅度减小，反复波动最后收敛于0，累积效应为正，但正值较小，这意味着较长时期内农地流出对劳动力流动质量有促进作用。而对于非农收入占比增量（drL2）的一个正交化冲击，农地流出比率增量（drTR）从初始负值急剧上升，并在临近第1期由负转正，即在该时间段内农地流出比率一直处于下降趋势，之后直至第2期，农地流出比率开始上升，随后基本收敛于0，累积效应为负，这说明在较长时期内非农收入占比对农地流出有抑制作用，并逐渐减弱，且在第2期保持不变;从峰值来看，农地流转对劳动力流动质量影响效应更大。

（四）方差分解

方差分解是通过测度冲击对内生变量变化的解释力度，评价冲击变量对内生变量变化的贡献度，这有利于深入分析劳动力流动与农地流转的互动关系和影响程度，因此可以作为脉冲响应的补充分析。

从脉冲响应图1可知，模型中变量在第6期均已具备较好的稳定性，因此本文依照第6期的相应数值对劳动力流动规模与农地流出、劳动力流动质量与农地流出之间的相互关系及影响程度加以解释。

首先，变量自身解释力度。由表4可知，劳动力流动质量的自身贡献度高达97.2%，农地流出次之，劳动力流动规模最低仅为59%，这意味着劳动力流动质量与农地流出依赖自身惯性发展态势更为明显。其次，关于模型1中影响因素解释力度。农地流出占比增量（drTR）对非农劳动力占比增量（drL1）的贡献度为0-41%，反之则仅为4.7-13.1%，说明农地流出对劳动力流动规模的推动作用更大。再次，关于模型2中影响因素解释力度。农地流出占比增量（drTR）对非农收入占比增量（drL2）的贡献度在0—2.8%，而非农收入占比增量（drL2）对农地流出占比增量（drTR）的贡献度则由5.7%降为4.9%，说明较长时期内非农就业质量的提升对农地流出的抑制作用会逐渐削弱，与脉冲响应分析结果相吻合。

五、研究结论与建议

本文实证考察了劳动力流动和农地流转之间的互动关系及动态影响效应，结论如下：（1）PVAR模型GMM估计实证结果显示，劳动力流动规模与农地转出互为正向显著促进;而劳动力流动质量与农地流出互动关系不显著。（2）从脉冲响应分析来看，未来较长时期内，劳动力流动规模与农地流转会保持正向促进作用，且农地流转对劳动力流动规模的影响效应更大;非农收入占比对农地流出有抑制作用，但逐渐削弱，农地流转对劳动力流动质量影响效应更大。（3）方差分解结果表明，劳动力流动质量与农地流出依赖自身惯性发展态势明显，而劳动力流动规模受自身惯性影响较小;农地流出对劳动力流动规模的贡献度最高，劳动力流动质量对农地流出的贡献度逐渐降低，与此对应的抑制作用逐渐削弱。

基于上述研究结论，要实现劳动力流动与农地流转的同步发展，需要多重政策目标的有效整合。具体政策建议如下：一是借助劳动力流动规模与农地流转的正向互动机制，针对异质性农户对两种要素流动行为的不同选择顺序，结合要素的滞后效应，政府可采取相应措施进行积极引导，使微观农户得以实现劳动力与土地资源的有效配置;二是针对农地流转对自身发展态势的依赖惯性，以及对劳动力流动规模的积极影响，政府应积极寻求其他更加有效激励农地流转的政策工具，出台相应激励政策，加快新型农业经营主体培育，推进农地制度改革，如持续推进农地确权改革，解决农地的不完全契约问题，促进农地流转市场的不断完善，科学稳步推进农地流转速度和规模，稳步提高劳动力非农就业质量，从而实现农地流转与劳动力流动的同步发展;三是从劳动力流动质量对农地流转的影响来看，需要解构两者间的负向抑制关系，政府一方面应加强农民技能职业培训力度，提高非农收入水平，加速农民工市民化进程;另一方面则要大力发展现代农业，提高农地流转租金，稳定农户土地持有预期，积极探索农地退出机制，引导非农收入占比较高家庭理性退出承包权，并保障相关配套制度的联动性，保证农地流转的顺畅推进。

注释：

① 刘卫柏、李中：《新时期农村土地流转模式的运行绩效与对策》，《经济地理》2011年第2期。

② 林善浪、王健、张锋：《劳动力转移行为对土地流转意愿影响的实证研究》，《中国土地科学》2010年第2期。

③ 冷智花、付畅俭、许先普：《家庭收入结构、收入差距与土地流转——基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据的微观分析》，《经济评论》2015年第5期。

④ 邱长生、张成君、沈忠明、刘定祥：《农村劳动力转移与土地流转关系的理论分析》，《农村经济》2008年第12期。

⑤ 陈秧分、刘彦随、王介勇：《东部沿海地区农户非农就业对农地租赁行为的影响研究》，《自然资源学报》2010年第3期。

⑥ 仇童伟、罗必良：《农业要素市场建设视野的规模经营路径》，《改革》2018年第3期。

⑦ 侯明利：《劳动力流动与农地流转的耦合协调研究》，《暨南学报》（哲学社会科学版）2013年第10期。

⑧ 钱忠好：《非农就业是否必然导致农地流转——基于家庭内部分工的理论分析及其对中国农户兼业化的解释》，《中国农村经济》2008年第10期。

⑨ 钱龙、洪名勇：《非农就业、土地流转与农业生产效率变化——基于CFPS的实证分析》，《中国农村经济》2016年第12期。

⑩ 檀竹平、洪炜杰、罗必良：《农业劳动力转移与种植结构“趋粮化”》，《改革》2019年第7期。

钱龙、陈会广、叶俊焘：《成员外出务工、家庭人口结构与农户土地流转参与——基于CFPS的微观实证》，《中国农业大学学报》2019年第1期。