农地确权能促进农民自主创业吗？*——基于CLDS数据的经验研究

王小龙 薛 畅 许敬轩

（1.中国人民大学财政金融学院 北京 100872）

（2.北京工商大学经济学院 北京 100048）

一、引 言

农民创业是农民整合生产要素、进行农户生产资源有效配置的重要途径。农民创业不仅能为农民创造经济收益，扩展农户收入来源，还能增强农民自主经营的获得感。自主创业的劳动参与形式在农民生计策略选择中发挥着越来越重要的作用。已有研究证实，创业对农民有增加收入、降低贫困的作用（韦吉飞，2013；汪发元等，2014）。我国政府连续出台了一系列支持举措推进农户创业活动的进程，如降低返乡创业门槛，突破农民自主创业的资源约束条件。数据显示，2018 年非农收入成为农民增收的最大贡献因素，全年农民人均二、三产业经营净收入对农民增收的贡献率达到19.6%。①中国社会科学院农村发展研究所：《2018 年中国农业农村经济形势分析及2019 年预测》。农民群体的创业对有效配置农村资源、促进农村产业融合、激发农村经济活力有重要的推动作用。

根据产权理论，权属清晰的产权界定是市场交易的前提和保障，而最早亚当·斯密已经认识到了自由交易对于分工的重要性。斯密认为消除市场障碍，统一市场，自由交易才能最有效地促进分工（斯密，1974）。显然，同样是斯密所强调的私人产权保护保障了市场的自由交易，使得市场主体可以自由选择比较优势更大的细分市场，促进了劳动的分工。自2009 年以来实施的农地确权改革是一项典型的产权制度改革政策。既有文献从土地流转（程令国等，2016）、农地投资（林文声等，2017）和非农就业（韩家彬和刘淑云，2019；李江一，2020）等多个维度评价了农地确权的政策效果，但在农地确权与农户劳动就业的相关研究中，多数研究了农地确权对非农就业或其中外出务工的影响，本文则将关注这一政策对农民自主创业选择的影响。①为了识别确权政策在农村不同生产部门之间的配置作用，本文将创业行为界定在非农部门创业，即创办实体企业或自我雇佣形式的非农形式创业，不包括农业部门农场性质的农内创业。

农地确权工作的开展以试点形式推进，要求把承包土地的面积、空间位置归属到农民个人。2011 年，中央“一号文件”及《关于开展农村土地承包经营权登记试点工作的意见》（农经发〔2011〕2 号）进一步将农地确权工作的重点问题归结在构建权属清晰的产权制度、巩固土地承包经营制度、解决传统习惯与现代建设土地承包偏差和解决农民土地承包纠纷四个方面。2018 年是农地确权改革工作的收官之年，这项产权制度改革初见成效，放活了农村土地经营权，稳定了承包关系。有学者验证了这项改革对农民非农就业的促进效应（韩家彬和刘淑云，2019；李江一，2020），但已有文献并未研究农地确权改革对农民自主创业的影响。

从理论上讲，土地产权界定是否明晰通过农民自主创业的收益和成本影响其创业决策，具体可能存在三类机制：首先，农地确权可能影响农户的整体劳动参与，进而影响其创业行为。其次，农地确权会降低土地流转过程的边际成本，促进土地流转（程令国等，2016；刘玥汐和许恒周，2016；胡新艳等，2018），使农户可以更自由地转向其他劳动部门，从而影响其创业行为。最后，农地确权可能会直接影响农户不同劳动参与形式的相对边际收益和成本，改变农户在不同劳动参与形式之间的选择，从而影响其创业行为。本文基于中国劳动力动态调查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）2014 年和2016 年非平衡面板数据，使用工具变量模型对上述理论机制进行了实证检验。实证结果发现农地确权降低了农民自主创业的可能性，其可能的机制为：一是农地确权改革减少了农户的总体工作时间而降低创业可能；二是农地确权改革使不同劳动参与形式的相对收益改变，农户更倾向于选择相对收益较高的务农或务工就业，减少成为雇员和自主创业的可能；三是农地确权提高了农业生产效率，对农户的农业就业产生激励机制，挤出了农户自主创业的生产资源。

本文的研究关注了农地确权与农民自主创业的关系机理，是对农地确权政策效果评价相关研究的补充。相较于已有文献，本文可能的创新之处在于：（1）创业决策与其他非农就业形式相比具有明显的差异，本文系统地分析了农地确权对农民自主创业的影响。已有文献研究了农地确权对农民非农劳动参与的影响，研究发现农地确权促进了农民的非农就业（韩家彬和刘淑云，2019；李江一，2020）。然而，农民的非农就业一般包括自主创业、外出务工和受雇于他人等多种形式，确权对不同类型就业形式的影响机制和方向具有较大差异。农地确权政策为农户提供了具有法律效力的交易凭证，降低了农户农业生产和土地闲置的风险。确权政策对农户劳动参与形式的影响很大程度上取决于不同劳动部门的风险特征。相比其他非农就业形式，农民自主创业具有高风险高收益的典型特征。与已有研究不同，本文的研究发现农地确权显著降低了农民自主创业的可能性。（2）本文以农民自主创业为研究对象也有一定的现实意义。农民自主创业在农民增收中发挥着重要作用，而本文的研究发现农地确权对农民自主创业的促进效应尚未得到充分发挥。可能的原因是，相比其他劳动形式，农民自主创业仍存在收入较低、成本较高的问题。因此，政府可以进一步推行减免税优惠、提高创业金融服务质量、降低创业门槛、多样化创业培训模式等创业支持举措，以进一步增加创业收益，降低创业成本，提高农民自主创业的积极性。

二、文献回顾与理论机制分析

（一）文献回顾

学界对农地确权政策效果评价的文献主要有三类。第一类是农地确权与土地流转的关系研究，已有文献的研究结论并不一致。部分学者发现农地确权促进了土地流转，如程令国等（2016）基于CHARLS 数据、刘玥汐和许恒周（2016）基于天津市县级调查数据发现，农地确权改革通过稳定农户产权预期的方式增加了农户土地流转的可能性。与之类似，胡新艳等（2018）以广东省县级调查数据为研究样本，发现农地确权改革中对土地分布的空间测量增加了农户平均地块面积，从而提高了农户农地流转参与意愿。与之相反，蔡洁和夏显力（2017）发现农地确权对土地流转有一定的抑制作用，这主要源于农户对土地的情感依赖（罗必良，2016）。

第二类文献是农地确权与农业投资的关系研究，多数学者得出农地确权对农业投资有激励效应的结论。唐超等（2019）研究发现农地确权使农业经营对农户的吸引力提高。从时限性角度来看，农地确权促进了农户对农业的长期投资，而非短期投资（胡雯等，2020）；从投资对象角度来看，农地确权促进了农户对农家肥的长期农业投资，但并未促进对农业机械的长期投资（应瑞瑶等，2018）。也有学者发现农地确权促进了农户总体农业经营投入的提高（林文声等，2017）。

第三类文献提供了农地确权影响农民非农就业的直接证据，但其影响方向并不一致。部分学者认为农地确权促进了农户的非农就业。比如，李江一（2020）基于CHFS 数据，发现农地确权显著地促进了农民非农劳动参与，降低了农村闲置劳动力的比例。朱建军和张蕾（2019）发现农地确权增加了年龄小、学历高农户的外出务工意愿。与之相反，另外一些学者发现农地确权降低了农民非农就业的可能性。张莉等（2018）发现，农地确权实施初期并未促进非农就业，而是使农民继续留在农业部门。李星光等（2019）以苹果种植户调研数据为例，发现农地确权提高了农业生产经营收入，降低了非农工资性收入，使农户倾向于农业就业。

国外学者基于不同国家的土地制度，也有类似的研究，这类文献虽并未关注中国的土地制度改革，但可为本文的研究提供一种相关问题的研究范式。例如，Bezabih 和Holden（2014）基于埃塞俄比亚数据验证了农地确权的非农就业促进效应，农地确权政策的实施促进了农村劳动力由农业部门向非农部门的流动。Janvry 等（2015）以墨西哥为例，同样证实了农地确权对农户劳动力流动的正向激励作用。

已有文献探讨了农地确权与农地流转、农业投资和非农就业等变量之间的关系机理。其研究呈现的特点为：多数研究关注农地确权对非农就业的整体影响或对外出务工的影响，并未具体地研究农地确权对农民自主创业行为的经济影响。本文认为，在农地确权外生政策冲击的影响下，农户的风险预期可能发生改变。而基于不同非农就业方式的风险系数不同，这种改变对不同的非农就业形式的影响存在一定的异质性，有必要就风险系数较高的自主创业方式展开进一步的研究。基于此，本文将研究对象细化到农户自主创业，使用工具变量识别策略实证检验农地确权对自主创业影响的作用方向，并尝试分析其机制途径，以期探求未来农地确权工作的优化机制。

（二）理论机制

本文将从农户劳动参与的边际成本和收益角度，分析农地确权对农户最优劳动选择的影响，并进一步探讨农地确权对农户创业可能的影响机制。

首先，农地确权可能影响农户的整体劳动参与，进而影响其创业行为。土地承包经营权证书的缺失可能会导致更多的农地权属纠纷，农地确权可以释放农户用于保护地权的劳动力投入，从整体上增加农户的劳动参与（Besley 和Ghatak，2010）。农地确权降低了农业投资风险，还可能有助于促进农业投资（Besley，1995；唐超等，2019），提高劳动生产率，释放更多的劳动力。而农户会将各种机制释放的劳动力更多地分配到边际净收益更高的领域。农地确权也可能减少农户的整体劳动参与，这是因为土地确权后，农户可能把土地流转出去，带来收入的大幅增加，从而增加闲暇，减少劳动时间。同样，农户会更多地减少边际净收益更低的劳动。

其次，农地确权会降低土地流转过程的边际成本，促进土地流转（程令国等，2016；刘玥汐和许恒周，2016；胡新艳等，2018），使农户可以更自由地转向其他劳动部门，从而影响其创业行为。农地确权政策实施以前，土地交易凭证不健全造成土地转出受限，若农户进行自主创业会造成土地生产资源的闲置，出现土地抛荒现象。农民自主创业的机会成本较高，农民创业行为发生可能较小。农地确权政策实施以后，承包经营权证书为农户提供法律性质的交易凭证，促进了农地转出，使农户可以更自由地转向其他劳动部门，增加了农民自主创业的可能性。

最后，农地确权可能会直接影响农户不同形式劳动的相对边际收益和成本，改变农户在不同劳动参与形式之间的选择，从而影响其创业行为。农地确权提高了农业生产的相对边际净收益，从而可能会使农户增加农业生产，减少农户创业。农地确权政策实施以前，地权更不稳定，土地产出风险相对较高。农地确权政策实施以后，土地权益受到法律框架的保护，土地产出效率提升。农地确权提高了农业生产相对于自主创业的边际净收益，从而使农户更倾向于选择农业生产，而减少自主创业。基于此，本文所提出的研究假设为：

研究假设：农地确权对自主创业可能存在促进效应和抑制效应两种影响方向，其最终的影响方向，取决于两种效应哪一种作用更大。

三、模型设定、数据来源与描述统计

（一）模型设定

农地确权对农民自主创业可能存在遗漏变量或反向因果的内生性问题。首先，农户是否领取土地承包经营权证书可能存在自选择问题，如果遗漏了同时影响农户创业意向和证书领取意愿的相关变量，比如农户的风险偏好、认知水平和商业意识等农户的自身特征就可能会造成自选择问题。此外，农户所处地区的营商环境和政策导向等宏观变量也可能造成自选择问题。其次，农地确权与农民自主创业之间可能存在反向因果问题，具有更强自主创业意愿的农户可能更有领取土地承包经营权证书的意向，以对闲置土地进行有效处理。为了解决潜在的内生性问题，本文使用“试点实施时间跨度”作为农地确权的工具变量进行实证检验。

本文使用IV-Probit 模型进行实证回归分析，模型形式如下：

其中，（1）式是工具变量对农地确权变量第一阶段的估计方程，（2）式是农地确权变量对农民自主创业变量第二阶段的估计方程。v代表村庄，i代表家庭。本文所关注的参数是系数γ，γ＞0 表明农地确权对农民自主创业的促进效应更大，γ＜0 则抑制效应更大。

Titlingvi表示家庭自主创业的虚拟变量，村庄v中家庭i存在自主创业行为为1，否则为0。本文所定义的创业主要是“自雇”和“雇主”形式的非农创业，不包括家庭农场形式的农内创业，以此识别农地确权政策影响下农户是否存在跨部门流动。

Titlingvi表示农地确权的虚拟变量，本文借鉴许庆等（2017）的做法，采用“是否已经领到农村土地承包经营权证书”衡量农地确权状况。村庄v中家庭i领到土地承包经营权证书为1，否则为0。

IV1表示模型的工具变量。在工具变量的构建方法上，本文使用“试点实施时间跨度”作为农地确权改革的工具变量。具体说来，在农地确权改革的政策文件中，给出了不同年份农地确权改革政策实施的试点名单。①参照农业部政策文件《农业部确定2013 年全国土地承包经营权登记试点地区》《农业部办公厅关于报送农村土地承包经营权确权登记颁证整县推进试点有关情况的通知》以及《农业部、中央农村工作领导小组办公室、财政部等关于认真做好农村土地承包经营权确权登记颁证工作的意见》。本文根据试点名单计算了被调查农户所在地区农地确权改革的实施时间跨度。

工具变量能够得到无偏估计的一个重要假设是其满足相关性和排他性约束条件。首先，第一阶段回归显示，“试点实施时间跨度”和内生变量高度正相关，被选为农地确权改革政策试点的时间越长，该地区农户领取到土地承包经营权证书的概率越大，不存在弱工具变量问题。其次，从外生性的角度来看，是否被选为试点地区由农业部的政策文件发布，具有相对较好的外生性。

Xvi表示影响农地确权和农民自主创业的一系列控制变量，分为个人、家庭和村庄三个层面。个人层面主要包括户主性别、户主年龄、户主婚姻状况、户主教育程度、户主健康状况和户主政治面貌。家庭层面包括家庭人口规模、家庭网络状况、家庭人均收入、家庭汽车状况、家庭借贷状况和家庭人均耕地。考虑到村内营商环境对农民自主创业行为影响较大，在村级层面的控制变量中，本文控制了与村民自主创业密切相关的村级营商环境相关变量，主要包括村农业从业人数占比、村工业从业人数占比、村服务业从业人数占比、村非农经济状况、村私营企业占比、村银行/信用社状况、村集贸市场状况、村农转非状况、村治安状况和村民关系和谐程度。同时，本文还控制了村内土地稳定情况的相关变量，以控制土地政策对农地确权改革的波动影响，主要包括村土地纠纷状况、村土地征用状况和村土地调整状况。最后，本文还控制了村内人口规模和村人均收入变量。考虑到区域经济状况会影响辖区内宏观营商环境，回归还控制了地级市国民生产总值、第一产业增加值、第二产业增加值和第三产业增加值变量。εvi和uvi是随机误差项。

同时，本文的稳健性检验中还参照丰雷等（2013）和林文声等（2017）的做法，构建了“微观群体效应”工具变量，即本村内其他ni-1 个被调查农户领到农村土地承包经营权证书的占比。农户家庭是否领到土地承包经营权证书与农户所在村域内其他农户是否领到该证书有潜在关系，本文将使用这一工具变量进行稳健性检验。

（二）数据来源、变量选择与描述性统计

本文使用的数据主要是中国劳动力动态调查（CLDS）2014 年和2016 年非平衡面板数据，该数据库由中山大学国家发展研究院主持，样本覆盖中国29 个省市，具有全国代表性。调查问卷包括个人、家庭和村居三个层面的样本信息。本文对28 440 户原始数据做了如下处理：首先，将样本限定在家庭层面，每户家庭仅保留户主数据。其次，因农地确权归属于农村地区的经济改革，故删除12 090 户城市样本数据。最后，删除确权信息不明确或缺失的1 864 户样本，删除关键变量信息不明确或缺失的3 433 户样本。经过数据筛选，最终得到11 053 户家庭数据作为本文的研究样本。表1 给出了样本的描述性统计情况。

本文的核心解释变量为农地确权变量，CLDS 数据库对确权的信息识别到家庭层面，对应问卷中的问题“您家是否领到了土地承包经营证权证书？”，若被调查者回答“是”，则为确权样本，标记为1；若被调查者回答“没有”，则为未确权样本，标记为0。同时，删除了回答为“不清楚”和存在缺失值的样本。

本文的被解释变量是“家庭自主创业”（是为1，否为0）。CLDS 数据库将劳动者类型分为“雇员”、“雇主”、“自雇”和“务农”四种，并将“雇主”、“自雇”定义为创业者，本文对创业行为的识别遵循此定义。为了识别农地确权政策在农村不同生产部门之间的配置作用，本文将所涉及的创业行为界定在非农部门创业，即创办实体企业或自我雇佣形式的非农经营，不包括农业部门农场性质的农内创业。同时，为了保证估计结果的稳健性，使用创业资金规模变量进行稳健性检验。

表1 变量定义及描述统计

续表1

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果

本文的被解释变量为0—1 形式的虚拟变量，衡量农民自主创业行为是否发生，因此，本文使用Probit 模型和IV-Probit 模型进行实证检验。表2 给出了农地确权对农民自主创业影响的估计结果。第（1）列为面板Probit 基准回归结果，仅加入了地区固定效应和年份固定效应；第（2）列在第（1）列的基础上加入了个人层面、家庭层面和村庄层面的控制变量；第（3）列在第（2）列的基础上进一步加入地区经济特征控制变量。第（4）—（6）列是面板数据的IV-Probit 回归结果，其控制变量的添加顺序与前述相同。估计结果显示，面板Probit 回归和工具变量Probit 回归结果均证实：农地确权改革的实施使农民自主创业的可能性下降，表明农地确权对农民自主创业影响的抑制效应超过了促进效应。就表2 第（6）列回归结果来看，农地确权对农民自主创业有显著的负向影响，且估计系数在5%的水平上显著。同时，比较面板Probit 和工具变量Probit 的回归结果可以发现，工具变量回归的系数明显较大，表明若不考虑内生性问题可能会导致系数被低估的估计偏误。

表2 基准回归结果

续表2

工具变量实证分析的关键是保证工具变量的有效性。本文就IV-Probit 的回归结果做了如下检验。（1）内生性检验。从表2 的第（6）列回归结果来看，IV-Probit 回归给出的内生性检验的p值为0.0751，在10%的显著性水平上拒绝了不存在内生性的原假设，表明模型确实存在内生性问题；（2）弱工具变量检验。工具变量回归第一阶段的结果显示，工具变量均与农地确权变量高度相关，且表2 的第（6）列方程一阶段回归的F值为62.07，显著大于10，表明不存在弱工具变量问题。

（二）稳健性检验

上述分析中初步得出了农地确权对农民自主创业行为有显著的负向影响的结论，但这一结论可能因估计方法、变量定义和模型设定等因素而产生差异，因此，本文使用一系列稳健性检验方法确保估计结果的稳健性。

1.更换工具变量

上文所使用的工具变量是政策类变量，考虑到家庭经济行为可能还会受到微观环境的影响，本文还构建了一个“微观群体效应”工具变量，即本村内其他ni-1 个被调查农户领到农村土地承包经营权证书的占比。一方面，本村其他农户行为可能产生“示范效应”或“群体效应”，与该农户是否领到土地承包经营权证书具有相关性；另一方面，变量构建过程中剔除了农户自身，与该农户自主创业行为相关性较小，符合外生性假定。使用该工具变量的估计结果见表3 第（1）列，可以发现，更换工具变量后，农地确权降低自主创业可能性的结论仍成立。同时，第一阶段方程回归系数在 1%显著性水平上通过了检验，满足工具变量的相关性假定。

2.更换聚类层级

基准回归中将聚类层级限定在家庭层面，稳健性检验则将标准误聚类到村庄层面。表3 第（2）列给出了更换聚类层级后的估计结果，该结果显示，农地确权改革对农民自主创业的负向影响仍存在，上文的估计结果具有一定的稳健性。

3.使用面板线性概率模型估计

为了尽可能控制不随时间改变的固定效应对实证结果的影响，我们使用工具变量的面板固定效应线性概率模型进行稳健性检验，估计结果见表3 第（3）列。可以发现，在控制了不随时间改变的固定效应后，农地确权对农民自主创业仍有显著的负向影响。

4.更换被解释变量

上述实证分析中使用了农户是否创业的虚拟变量作为农民自主创业的衡量指标。本部分使用“创业资金规模”变量作为农民自主创业指标的代理变量进行稳健性检验。CLDS数据库访问了被调查者初始创业资金投入规模的区间，本文根据各个区间估算了被调查者的初始创业资金规模。以“创业资金规模”为被解释变量的估计结果见表3 第（4）列。该方程的估计系数在 1%水平上显著为负，表明农地确权改革同样降低了农民自主创业资金规模，减少了农户在创业上的资源配置。

5.使用个人层面样本估计

基准回归将样本限定在家庭层面，为了保证估计结果的稳健性，本文进一步将样本限定在个人层面，估计农地确权对农民自主创业行为的影响，估计结果见表3 第（5）列。由该结果可知，当样本界定在个人层面时，农地确权改革对农民自主创业的负向影响仍存在。

表3 稳健性检验

五、机制分析

上述研究结果表明，农地确权政策的实施降低了农户自主创业的可能性，而农地确权作为一项外生性的农地改革政策，是如何影响农户的微观创业行为的？农地确权改革降低农户自主创业可能性的机制途径是怎样的？本部分将尝试解决上述问题，探讨农地确权降低农民自主创业可能的中间机制。结合前文的理论机制分析，本文选择了工作时间变量、劳动参与形式类变量和农业生产效率变量作为机制分析变量。机制分析的回归结果见表4，回归结果的具体分析如下：

首先，工作时间变量。表4 第（1）列给出了农地确权对工作时间变量回归的实证结果。可以发现，相对于未领到土地承包经营权证书的家庭而言，领到证书家庭的户主工作时间相对减少。这表明农地确权改革的实施，为农地交易提供法律凭证，进而为农户创造更多的土地转让收入，使得农户减少了工作时间，增加了闲暇。而整体工作时间的减少意味着自主创业工作时间的减少，表现为创业可能性下降。

其次，劳动参与形式类变量。基于农户生产资源禀赋预算约束的角度分析，农户的物质资本、经济资本和人力资本总量有限，从事某一种劳动参与形式会挤出配置在其他劳动参与形式上的生产资源，农户会选择相对成本较低、相对收益较高的劳动参与形式。农户劳动参与形式主要有农业生产、雇员、外出务工和自主创业四种形式，本文在基准回归中实证检验了农地确权改革对农民自主创业这一劳动参与形式的影响，本部分将进一步分析农地确权改革对其他三种劳动参与形式的影响情况。分别以“外出务工意愿”、“是否为雇员”、“是否务农”为被解释变量，估计结果见表4 第（2）—（4）列。比较农地确权改革对农户不同劳动参与形式的估计结果可知，农地确权改革促进了农户外出务工意愿的增加，降低了农户成为雇员的可能性，促进了农户进行农业生产的可能性。这表明，农地确权改革背景下，农户就业选择的倾向性发生改变，农户选择外出务工和务农就业形式的可能性增加，而选择成为雇员和自主创业的可能性下降。同时，比较农地确权对务工和务农回归结果的估计系数可以发现，农地确权对农户务农回归的估计系数更大，表明农地确权后农民从事农业生产的可能性高于外出务工的可能性。这较好地验证了上文理论机制分析中的抑制效应机制，即农地确权改革厘清土地边界，明晰土地承包经营权权属，使农业生产的相对收益提高，吸引农村劳动力资源向农业生产部门回流，从而降低了农户从事非农性质的自主创业的可能性。

最后，农业生产效率变量。比较劳动参与形式类变量的回归结果，我们发现农地确权政策的实施使农户从事农业生产的可能性最大。进一步地，本文使用“农业生产效率”作为被解释变量，检验农地确权改革对农业生产效率的提升作用是否存在。基于农业生产经营多要素投入的特点，本文使用Charnes 等（1978）提出的数据包络分析（Data Envelopment Analysis，DEA）方法测算农业生产效率。该方法常被用于计算多维度投入产出的生产效率指标（蓝虹和穆争社，2014；张少华和蒋伟杰，2017），也常被用于计算农业生产效率（朱满德等，2015）。结合农业生产经营实际和数据可得性因素考虑，本文选取土地投入、资本投入和劳动力投入为投入指标，农业生产经营收入为产出指标。在此基础上，选择固定规模报酬（CCR）下的产出导向型模型测算了农户农业生产效率。表4 第（5）列给出了农地确权对农户农业生产效率指标的回归结果。由该结果可知，农地确权改革的实施显著地促进了农户农业生产效率的提升，农业生产效率的改善可能是农地确权影响农民自主创业的中间机制之一。

基于上述分析，本文发现农地确权影响农民自主创业的三个机制途径。首先，农地确权改革减少了农户的总体工作时间，从而降低了农户自主创业的可能性。其次，农地确权改革使不同劳动形式之间的相对收益发生变化，促使农户在就业选择中更倾向于相对收益较高的务农或务工。基于生产资源的约束，挤出了农户投入在自主创业上的生产资源，从而降低了创业的可能性。最后，农地确权改革提高了农户的农业生产效率，使农户从事农业生产的产出效率提高，从而促使农户对农业生产的倾向性超过了自主创业。

表4 机制分析

六、结论与政策建议

本文基于2014 年和2016 年中国劳动力动态调查数据（CLDS），使用工具变量法实证检验了农地确权对农民自主创业的影响。本文的实证分析结果主要得出以下两个结论：首先，农地确权显著地降低了农民自主创业的可能性，土地承包经营权证书的颁发使得农民自主创业行为发生的概率降低，稳健性检验结果显示农地确权改革的实施同样使农户创业资金规模下降。这表明农地确权对农民自主创业影响的抑制效应超过了促进效应，农地确权提高了农业生产效率，提高了农业生产收益，从而降低了农民自主创业的可能性。其次，机制分析结果显示，农地确权通过影响农户工作时间、影响不同劳动参与形式的相对成本和相对收益以及影响农业生产效率的中间机制影响农户的创业行为。

为了更好地开展农地确权工作，本文提出的政策建议为：（1）进一步落实农地确权颁证工作，夯实现代化农业的产权基础。规范土地交易的市场规则，进一步降低农户创业的机会成本。（2）注重农户发展诉求，同时创新农户创业培训模式，着力培训成果的转化。（3）打破农户开展自主创业的经营壁垒，优化农户创业环境，以减税降费和财政补贴等支持举措提高创业相对收益，以更好地发挥农地确权对自主创业的促进效应。