勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)互動(dòng)關(guān)系測(cè)度

摘要：勞動(dòng)力與土地作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩大生產(chǎn)要素，二者的配比直接關(guān)系到我國(guó)城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村振興及城鄉(xiāng)融合發(fā)展。結(jié)合1995—2015年全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流出互為顯著正向促進(jìn)，而勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流出互動(dòng)關(guān)系不顯著;較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)，農(nóng)地流出對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模影響大于勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模對(duì)農(nóng)地流出的影響，勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量則會(huì)抑制農(nóng)地流出，但抑制作用趨于減弱;勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流出依賴自身慣性發(fā)展態(tài)勢(shì)明顯，而勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模受自身慣性影響較小。因此，政府在穩(wěn)定勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的同時(shí)，應(yīng)積極尋求其他更加有效激勵(lì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策工具，穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，最終實(shí)現(xiàn)二者的同步發(fā)展。特別是針對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)自身發(fā)展態(tài)勢(shì)的依賴慣性，以及對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的積極影響，政府要出臺(tái)相應(yīng)激勵(lì)政策，加快新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體培育，解決農(nóng)地的不完全契約問題。

關(guān)鍵詞：勞動(dòng)力流動(dòng);農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系;城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu);新型城鎮(zhèn)化

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)戶分化視角下農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與土地流轉(zhuǎn)的互動(dòng)發(fā)展研究”（15BJY087）

中圖分類號(hào)：F301 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ?文章編號(hào)：1003-854X（2020）02-0057-07

勞動(dòng)力與土地作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩大生產(chǎn)要素，二者的配比直接關(guān)系到我國(guó)城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村振興及城鄉(xiāng)融合發(fā)展。勞動(dòng)力流動(dòng)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為要素流動(dòng)與重組的重要途徑，其同步發(fā)展成為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵指標(biāo)。隨著我國(guó)城鄉(xiāng)二元戶籍的松動(dòng)，城市勞動(dòng)力市場(chǎng)逐步放開，勞動(dòng)力在城鄉(xiāng)間、產(chǎn)業(yè)間、地區(qū)間等開始大規(guī)模流動(dòng)。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2018年我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模已達(dá)2.88億人，但合乎邏輯的大規(guī)模農(nóng)地流轉(zhuǎn)并未發(fā)生，我國(guó)農(nóng)業(yè)仍以小農(nóng)經(jīng)營(yíng)為主，農(nóng)地流轉(zhuǎn)明顯滯后于農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)。

一、文獻(xiàn)述評(píng)

對(duì)于勞動(dòng)力流動(dòng)與土地流轉(zhuǎn)的研究文獻(xiàn)較多，早期研究大多基于單一維度，主要關(guān)注其理論基礎(chǔ)、流動(dòng)動(dòng)因、流轉(zhuǎn)模式、制度演變等，但未考慮要素間的影響作用①。后期大量學(xué)者開始從微觀視角關(guān)注勞動(dòng)力和土地兩大要素流動(dòng)的單向影響，由于指標(biāo)選擇、數(shù)據(jù)來源、計(jì)量方法等的差異，已有研究尚未有定論，而且這類研究通常存在兩個(gè)問題：一是理論假設(shè)大多為一類要素流動(dòng)行為是另一類要素流動(dòng)行為的原因或結(jié)果，在模型設(shè)置時(shí)，通常將另一種要素流動(dòng)行為假定為由市場(chǎng)決定的外生變量，而忽視了解釋變量的內(nèi)生性問題②;二是單向影響研究雖能在一定程度上解釋要素流動(dòng)的內(nèi)在機(jī)理，但仍缺乏二者互動(dòng)的理論基礎(chǔ)與關(guān)系驗(yàn)證③。

基于此，有學(xué)者對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)互動(dòng)關(guān)系展開探索，一類關(guān)注互動(dòng)理論研究，分別從不同理論視角研究二者的內(nèi)在機(jī)理。邱長(zhǎng)生、張成君等（2008）利用碰撞理論和中間過渡狀態(tài)理論分析認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和土地流轉(zhuǎn)的同步發(fā)生必須達(dá)到一定條件之后經(jīng)過多次“碰撞”才能實(shí)現(xiàn)④;陳秧分等（2010）基于農(nóng)戶生產(chǎn)決策理論認(rèn)為勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地租賃行為發(fā)生取決于農(nóng)戶要素相對(duì)豐裕程度⑤;仇童偉、羅必良（2018）基于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的理論視角，認(rèn)為國(guó)家賦權(quán)構(gòu)成了農(nóng)地和勞動(dòng)力要素配置的主導(dǎo)因素，國(guó)家賦權(quán)的強(qiáng)化程度會(huì)影響勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)⑥。另一類則關(guān)注互動(dòng)關(guān)系測(cè)度，基于微觀數(shù)據(jù)分析互動(dòng)程度及互動(dòng)邏輯，通過勞動(dòng)力流動(dòng)速率和農(nóng)地流轉(zhuǎn)速率指標(biāo)測(cè)算，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在動(dòng)態(tài)不一致，且農(nóng)地流轉(zhuǎn)明顯滯后于勞動(dòng)力流動(dòng)，未達(dá)到耦合協(xié)調(diào)的良性互動(dòng)狀態(tài)⑦;基于家庭內(nèi)部分工理論研究分析認(rèn)為，勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間存在制約關(guān)系⑧。還有學(xué)者用聯(lián)立方程模型、MvProbit模型等解決內(nèi)生性問題，分析勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動(dòng)關(guān)系及關(guān)聯(lián)邏輯，通過“非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)力占比”、“是否轉(zhuǎn)出農(nóng)地”、“是否轉(zhuǎn)入農(nóng)地”等指標(biāo)測(cè)度勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動(dòng)關(guān)系，由于指標(biāo)及模型選擇的差異，尚未形成統(tǒng)一結(jié)論⑨。

整體上來看，上述文獻(xiàn)不同程度地豐富了勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的研究，但仍存在以下不足。首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)雖對(duì)二者互動(dòng)機(jī)理及互動(dòng)關(guān)系研究取得了一定進(jìn)展，但對(duì)于長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)演變特征及影響效應(yīng)則較少涉及;其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)多是基于農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的截面回歸分析，且實(shí)證模型對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的內(nèi)生性處理有待商榷;最后，在指標(biāo)選擇上，大多數(shù)文獻(xiàn)側(cè)重勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模而忽略其就業(yè)質(zhì)量，側(cè)重當(dāng)期效應(yīng)而忽略滯后效應(yīng)。為彌補(bǔ)上述不足，本文從東中西部出發(fā)，利用1995—2015年全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，基于勞動(dòng)力流動(dòng)的規(guī)模與質(zhì)量指標(biāo)，分別構(gòu)建面板向量自回歸（PVAR）模型，將勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)納入同一內(nèi)生系統(tǒng)，在保持各變量獨(dú)立性的同時(shí)分析二者互動(dòng)關(guān)系，并對(duì)未來較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)的影響效應(yīng)進(jìn)行考量，以期提出更具操作性的政策建議。

二、互動(dòng)機(jī)理及理論假說

（一）關(guān)于勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動(dòng)機(jī)理

1. 勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模通過勞動(dòng)力流失效應(yīng)影響農(nóng)地流出。隨著城鎮(zhèn)就業(yè)體制與戶籍制度改革的不斷深化，早期的勞動(dòng)力流動(dòng)在一定程度上緩解了我國(guó)農(nóng)業(yè)的“過密化”狀態(tài)，改善了勞動(dòng)力與土地要素的不匹配。伴隨工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，非農(nóng)勞動(dòng)力市場(chǎng)需求旺盛，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力呈現(xiàn)過度流失現(xiàn)象，農(nóng)地拋荒、“民工荒”、“誰來種地”等一度成為學(xué)界關(guān)注的話題，土地和勞動(dòng)力要素匹配凸現(xiàn)新的失衡。非農(nóng)勞動(dòng)力比重較高，農(nóng)戶開始尋求新的要素匹配模式，主要通過改變家庭種植結(jié)構(gòu)（“趨糧化”）⑩、改變家庭勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)（“男工女耕”）、使用機(jī)械替代勞動(dòng)力等途徑，改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入數(shù)量與結(jié)構(gòu)。但對(duì)于非農(nóng)勞動(dòng)力比重較高家庭，其調(diào)節(jié)作用有限，故農(nóng)地流出成為更優(yōu)選擇。近年來，隨著子女隨遷、女性勞動(dòng)力流出等規(guī)模擴(kuò)大，家庭化流動(dòng)明顯，更進(jìn)一步推動(dòng)了農(nóng)地流出。

2. 農(nóng)地流出通過擠出效應(yīng)促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模。近年來，農(nóng)地確權(quán)和三權(quán)分置改革的實(shí)施為農(nóng)地流轉(zhuǎn)注入了新的活力，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)化水平不斷提升。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的多元化發(fā)展、農(nóng)業(yè)科技的大力推廣、農(nóng)業(yè)機(jī)械和肥料的價(jià)格下降及農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的不斷完善，使得農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)成為可能，農(nóng)地流出對(duì)勞動(dòng)力產(chǎn)生擠出效應(yīng)，大量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力得到有效釋放。作為理性經(jīng)濟(jì)人的農(nóng)民，追求家庭效用最大化原則，合理配置家庭資源，提高具有非農(nóng)比較優(yōu)勢(shì)勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)水平，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模擴(kuò)大。因此，農(nóng)地流出有助于提高家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比例。

基于上述分析，提出假說1：勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流出互為正向促進(jìn)關(guān)系。

（二）關(guān)于勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流出的互動(dòng)機(jī)理

1. 勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量會(huì)通過家庭收入結(jié)構(gòu)變化影響農(nóng)地流出。隨著勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的加大、勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)年限的增加、非農(nóng)就業(yè)技能的提高，家庭非農(nóng)收入比重逐漸上升，改變了原有以農(nóng)業(yè)收入為主的家庭收入結(jié)構(gòu)。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2017年我國(guó)農(nóng)村居民可支配收入構(gòu)成中非農(nóng)收入占比高達(dá)53.1%，而農(nóng)業(yè)收入占比僅為18.8%。農(nóng)業(yè)收入重要性的降低使得農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)的依賴程度下降，農(nóng)業(yè)的增收功能弱化，因此，理論上非農(nóng)收入占比較高農(nóng)戶會(huì)選擇流出農(nóng)地。但現(xiàn)實(shí)情境并非如此，原因有二：一是農(nóng)地流入需求不足，新土地經(jīng)營(yíng)者的缺位、農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的不完善、較高的農(nóng)地流轉(zhuǎn)成本等導(dǎo)致了農(nóng)地流入的需求不足;二是非農(nóng)收入與農(nóng)業(yè)收入的差距加大雖然使土地承載的生計(jì)保障、增收功能減弱，但農(nóng)戶對(duì)土地的持有轉(zhuǎn)向?qū)ν恋爻邪鼨?quán)較高的收益預(yù)期，故更傾向于將土地作為增值性資產(chǎn)長(zhǎng)期持有，因此勞動(dòng)力就業(yè)質(zhì)量會(huì)抑制農(nóng)地流出。

2. 農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過能力效應(yīng)提升勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量。農(nóng)地流出為勞動(dòng)力流動(dòng)提供基礎(chǔ)保證，非農(nóng)就業(yè)意愿較強(qiáng)的農(nóng)村勞動(dòng)力有更多閑暇時(shí)間，參加以就業(yè)穩(wěn)定性為導(dǎo)向的引導(dǎo)性培訓(xùn)和職業(yè)技能培訓(xùn)，提高農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)能力、經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)能力與社會(huì)適應(yīng)能力等，從而有效提升其人力資本水平，促進(jìn)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量改善。

綜上所述，提出假說2：勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量抑制農(nóng)地流出，但農(nóng)地流出對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量有促進(jìn)作用。

三、模型構(gòu)建與變量說明

（一）模型構(gòu)建

現(xiàn)有研究勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系的文獻(xiàn)大多借助傳統(tǒng)計(jì)量回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，這類做法對(duì)于模型中變量可能存在的內(nèi)生性問題通常難以解決，極易造成模型設(shè)定有誤、估計(jì)值不滿足無偏性等一系列問題。有些學(xué)者也會(huì)采用工具變量來解決內(nèi)生性，但對(duì)于同一問題，學(xué)者選擇的工具變量差異較大，從而使得模型分析結(jié)果不一，進(jìn)而波及對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)及互動(dòng)關(guān)系與影響機(jī)制的全面刻畫。考慮到二者存在的雙向反饋?zhàn)饔?，且影響程度呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)演變趨勢(shì)，本文將借助內(nèi)生性的面板向量自回歸（PVAR）模型進(jìn)行分析。

向量自回歸模型（VAR）由Sims提出，他認(rèn)為可將模型所涉及的變量視為一個(gè)內(nèi)生系統(tǒng)來處理，為此構(gòu)建了非約束性向量自回歸模型（VAR），用于更加真實(shí)地研究變量間的互動(dòng)關(guān)系;Holtz-Eakin等通過引入截面數(shù)據(jù)進(jìn)一步擴(kuò)大樣本容量，放松了對(duì)時(shí)序數(shù)據(jù)的長(zhǎng)度要求和平穩(wěn)性假設(shè)，能更好地反映個(gè)體異質(zhì)性對(duì)模型參數(shù)的影響，并構(gòu)建了面板向量自回歸模型（PVAR）;后經(jīng)Mccoskey、Kao、Arrellano等的進(jìn)一步完善，以及Love等對(duì)PVAR模型的實(shí)踐應(yīng)用進(jìn)行補(bǔ)充，使得PVAR分析技術(shù)更加成熟，這為宏觀動(dòng)態(tài)研究提供了更強(qiáng)有力的分析工具。本文擬構(gòu)建如下兩個(gè)PVAR模型。

上式中，i代表所選取的個(gè)體截面地區(qū)，t代表涉及年份，rL1、rL2、rTR分別代表勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模、勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量、農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模，等式右邊的μi和wt分別為不同地區(qū)的個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)列變量，г0和гj為待估參數(shù)，p為滯后階數(shù)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量說明

1. 非農(nóng)勞動(dòng)力占比（rL1）。該指標(biāo)主要測(cè)度勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模，用所在地區(qū)從事非農(nóng)就業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)量除以農(nóng)村家庭人口來表示。本文研究?jī)?nèi)容主要是關(guān)于農(nóng)村勞動(dòng)力和土地資源的要素配置問題，因此對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的界定更側(cè)重于其從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的流動(dòng)。根據(jù)全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)匯編指標(biāo)解釋，本文的農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力主要針對(duì)戶籍為農(nóng)村戶口、但全部或大部分收入來自于非農(nóng)活動(dòng)的勞動(dòng)力，既包括從事受雇于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)者，也包括非農(nóng)活動(dòng)經(jīng)營(yíng)者，既包括本地非農(nóng)就業(yè)，也包括外出非農(nóng)就業(yè)的勞動(dòng)力。

2. 非農(nóng)收入占比（rL2）。該指標(biāo)主要測(cè)度勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量，其實(shí)質(zhì)則為非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量，學(xué)者通常將非農(nóng)收入作為其經(jīng)濟(jì)性指標(biāo)。因此本文采用勞動(dòng)力非農(nóng)收入比重作為勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量的測(cè)度指標(biāo)，用樣本地區(qū)非農(nóng)就業(yè)收入占農(nóng)村家庭總收入比重表示。鑒于上述對(duì)于農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力的范疇界定，這里的非農(nóng)就業(yè)收入指本地非農(nóng)工資性收入、外地非農(nóng)就業(yè)工資性收入及從事非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)等的收入總和。

3. 農(nóng)地流出占比（rTR）。該指標(biāo)主要測(cè)度農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模，學(xué)界對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)測(cè)度最常見指標(biāo)分別為農(nóng)地流轉(zhuǎn)率、農(nóng)地流出率與農(nóng)地流入率。由上述可知，家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地流出關(guān)系密切，對(duì)于同一農(nóng)戶而言，農(nóng)地流出與流入可能同時(shí)發(fā)生，農(nóng)地流轉(zhuǎn)大多發(fā)生于村莊內(nèi)部或熟人之間，為保證指標(biāo)的精確性，本文采用年初家庭經(jīng)營(yíng)轉(zhuǎn)包田面積與年內(nèi)家庭凈流出面積之和除以年末家庭經(jīng)營(yíng)耕地總面積來表示。

（三）變量來源與描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量指標(biāo)均來源于《全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)匯編》，樣本數(shù)據(jù)是東部、中部、西部地區(qū)1995—2015年的平衡面板數(shù)據(jù)。表1給出了各變量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從分地區(qū)的靜態(tài)數(shù)值表現(xiàn)來看，各地區(qū)非農(nóng)勞動(dòng)力比重遠(yuǎn)高于農(nóng)地流出比重，即農(nóng)地流轉(zhuǎn)滯后于勞動(dòng)力流動(dòng);東部地區(qū)勞動(dòng)力流動(dòng)比重最高，西部和中部地區(qū)基本持平，但均低于全國(guó)水平0.402;就勞動(dòng)力非農(nóng)收入占比而言，東部地區(qū)相對(duì)穩(wěn)定，其非農(nóng)收入占家庭總收入超過一半，而中部和西部地區(qū)均較低，分別為42.5%、46.96%，中部地區(qū)偏低的主要原因是農(nóng)業(yè)收入絕對(duì)值較大，拉低了該項(xiàng)指標(biāo);全國(guó)平均農(nóng)地流出水平為10.9%，中部和東部地區(qū)農(nóng)地流出率較高，分別為20.3%、16.9%，西部地區(qū)較低僅為9.3%。相較于西部地區(qū)，東部地區(qū)較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及中部地區(qū)良好的耕地環(huán)境，為農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供了適宜的外部條件，與我國(guó)事實(shí)相符。

四、實(shí)證結(jié)果分析

本文采用Stata14.0軟件，對(duì)面板向量自回歸（PVAR）模型1和模型2進(jìn)行實(shí)證分析，大致分為以下幾個(gè)步驟：首先進(jìn)行變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后確定模型滯后階數(shù)，最后進(jìn)行模型GMM估計(jì)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解等實(shí)證，逐步深入分析勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動(dòng)關(guān)系及影響效應(yīng)。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)及滯后階數(shù)選擇

考慮到本文面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較長(zhǎng)，其自帶的時(shí)間趨勢(shì)性質(zhì)會(huì)使經(jīng)濟(jì)變量不滿足模型的平穩(wěn)性要求，因此有必要對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。作為平衡面板數(shù)據(jù)，本文采用同質(zhì)單位根準(zhǔn)則（LLC）和異質(zhì)單位根準(zhǔn)則（IPS）進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流出比重（rTR）為非平穩(wěn)變量，但所有變量的一階差分序列均至少在5%水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，因此本文采用各變量的一階差分序列進(jìn)行PVAR模型估計(jì)。

PVAR模型滯后期選擇與VAR模型原理相同，考慮到參數(shù)估計(jì)的有效性，本文根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）和漢南-奎因準(zhǔn)則（HQIC）選擇最優(yōu)滯后期（見表2）。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩組模型的最優(yōu)滯后期階數(shù)均為1階，這將會(huì)極大程度避免因滯后階數(shù)較多而造成樣本自由度過度損失這一后果。

（二）GMM估計(jì)結(jié)果分析

本文構(gòu)建的PVAR模型既包含時(shí)間效應(yīng)又包含個(gè)體固定效應(yīng)，由于固定效應(yīng)和滯后的因變量相關(guān)，因此為避免系數(shù)估計(jì)的有偏性，通常采用均值差分法去除時(shí)間效應(yīng)影響。本文采用“前向均值差分法”（Helmert過程）去除固定效應(yīng)影響，從而保證滯后變量和轉(zhuǎn)換后的變量呈正交化，采用廣義矩估計(jì)方法（GMM）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。本文主要采用連玉君pvar2命令進(jìn)行分析，結(jié)果見表3所示。

模型1結(jié)果顯示，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)互為正向顯著促進(jìn)。對(duì)于被解釋變量為勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模，滯后一期農(nóng)地流出占比增量系數(shù)為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗(yàn)，說明滯后一期農(nóng)地流出面積增大會(huì)顯著促進(jìn)當(dāng)期勞動(dòng)力非農(nóng)流動(dòng)，即農(nóng)戶會(huì)選擇先流出農(nóng)地再實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)。對(duì)于被解釋變量為農(nóng)地流轉(zhuǎn)，滯后一期勞動(dòng)力流動(dòng)占比增量系數(shù)也為正，且在5%水平上通過顯著性檢驗(yàn)，即上期勞動(dòng)力非農(nóng)流動(dòng)顯著促進(jìn)當(dāng)期農(nóng)地流出，這意味著農(nóng)戶會(huì)先實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)后流出農(nóng)地。該結(jié)論也得到了相關(guān)研究佐證，洪煒杰等（2016）研究認(rèn)為勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響存在門檻效應(yīng)，并通過測(cè)算推斷當(dāng)農(nóng)戶勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比例達(dá)到0.4才能促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，而本文全國(guó)樣本數(shù)據(jù)測(cè)算的勞動(dòng)力流動(dòng)比例為0.402（見表1），因此該結(jié)論具有一定的合理性。另外，從系數(shù)值來看，上期農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)當(dāng)期勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的正向影響效應(yīng)更強(qiáng)。

模型2結(jié)果顯示，勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動(dòng)關(guān)系不顯著。對(duì)于被解釋變量為勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量，滯后一期農(nóng)地流出占比增量系數(shù)為0.315，但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明上期農(nóng)地流出規(guī)模對(duì)本期非農(nóng)收入占比有正向影響不顯著。被解釋變量為農(nóng)地流出時(shí)，滯后一期的非農(nóng)收入占比增量系數(shù)為-0.0258，影響程度較低，且不顯著，即上期勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量上升抑制了農(nóng)地流出，使得農(nóng)地流出增速緩慢下降，在某個(gè)節(jié)點(diǎn)甚至出現(xiàn)農(nóng)地流出減少。

（三）脈沖響應(yīng)分析

上述GMM估計(jì)結(jié)果較為細(xì)致地刻畫了變量間的互動(dòng)關(guān)系，接下來我們通過脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)變量間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)一步分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)主要考察模型中某一內(nèi)生變量的正交化形式對(duì)系統(tǒng)中其它內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值的影響。考慮到本文面板數(shù)據(jù)的時(shí)序長(zhǎng)度，設(shè)定沖擊期數(shù)為10期，利用蒙特卡洛（Monte Carlo）實(shí)驗(yàn)?zāi)M500次，得到兩組變量的正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（見圖1）。橫軸代表預(yù)測(cè)期數(shù)，縱軸為脈沖響應(yīng)程度，脈沖響應(yīng)兩側(cè)曲線表示95%的置信區(qū)間。

1. 從模型1的脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，針對(duì)本期農(nóng)地流出占比增量（drTR）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化沖擊，非農(nóng)勞動(dòng)力占比增量（drL1）產(chǎn)生了明顯的正向波動(dòng)，且在第1期達(dá)到峰值，接近0.026，然后持續(xù)下降甚至轉(zhuǎn)為負(fù)值，繼而上升轉(zhuǎn)為正向，振幅明顯減小，最后逐漸收斂于0，總體累積效應(yīng)為正。這說明在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)農(nóng)地流出會(huì)持續(xù)推進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模擴(kuò)大，并在第6期之后保持不變。反之，當(dāng)非農(nóng)勞動(dòng)力占比增量（drL1）在本期發(fā)出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化沖擊，農(nóng)地流出占比增量（drTR）由負(fù)轉(zhuǎn)正，并在第1期達(dá)到峰值0.005，之后回落，且在第2期降到最低，然后反彈，但振幅減小，最后收斂于0，總體累積效應(yīng)為正，說明勞動(dòng)力流動(dòng)會(huì)持續(xù)促進(jìn)農(nóng)地流出，也在第6期之后保持不變。總體而言，未來較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)保持正向促進(jìn)作用，但受限于有效的要素資源稟賦，影響效應(yīng)均在第6期之后保持不變;從峰值可知，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的影響效應(yīng)更大。

2. 從模型2的脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，農(nóng)地流出占比增量（drTR）在本期發(fā)出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化沖擊，勞動(dòng)力非農(nóng)收入比率（drL2）增量會(huì)相應(yīng)快速上升，并在第1期達(dá)到峰值約為0.005，之后下降，直至零點(diǎn)，即在該時(shí)間節(jié)點(diǎn)非農(nóng)收入占比達(dá)到最大，隨后下降，在第2期回到谷底，之后開始反彈，幅度減小，反復(fù)波動(dòng)最后收斂于0，累積效應(yīng)為正，但正值較小，這意味著較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)農(nóng)地流出對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量有促進(jìn)作用。而對(duì)于非農(nóng)收入占比增量（drL2）的一個(gè)正交化沖擊，農(nóng)地流出比率增量（drTR）從初始負(fù)值急劇上升，并在臨近第1期由負(fù)轉(zhuǎn)正，即在該時(shí)間段內(nèi)農(nóng)地流出比率一直處于下降趨勢(shì)，之后直至第2期，農(nóng)地流出比率開始上升，隨后基本收斂于0，累積效應(yīng)為負(fù)，這說明在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)非農(nóng)收入占比對(duì)農(nóng)地流出有抑制作用，并逐漸減弱，且在第2期保持不變;從峰值來看，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量影響效應(yīng)更大。

（四）方差分解

方差分解是通過測(cè)度沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的解釋力度，評(píng)價(jià)沖擊變量對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，這有利于深入分析勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的互動(dòng)關(guān)系和影響程度，因此可以作為脈沖響應(yīng)的補(bǔ)充分析。

從脈沖響應(yīng)圖1可知，模型中變量在第6期均已具備較好的穩(wěn)定性，因此本文依照第6期的相應(yīng)數(shù)值對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流出、勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流出之間的相互關(guān)系及影響程度加以解釋。

首先，變量自身解釋力度。由表4可知，勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量的自身貢獻(xiàn)度高達(dá)97.2%，農(nóng)地流出次之，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模最低僅為59%，這意味著勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流出依賴自身慣性發(fā)展態(tài)勢(shì)更為明顯。其次，關(guān)于模型1中影響因素解釋力度。農(nóng)地流出占比增量（drTR）對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)力占比增量（drL1）的貢獻(xiàn)度為0-41%，反之則僅為4.7-13.1%，說明農(nóng)地流出對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的推動(dòng)作用更大。再次，關(guān)于模型2中影響因素解釋力度。農(nóng)地流出占比增量（drTR）對(duì)非農(nóng)收入占比增量（drL2）的貢獻(xiàn)度在0—2.8%，而非農(nóng)收入占比增量（drL2）對(duì)農(nóng)地流出占比增量（drTR）的貢獻(xiàn)度則由5.7%降為4.9%，說明較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量的提升對(duì)農(nóng)地流出的抑制作用會(huì)逐漸削弱，與脈沖響應(yīng)分析結(jié)果相吻合。

五、研究結(jié)論與建議

本文實(shí)證考察了勞動(dòng)力流動(dòng)和農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間的互動(dòng)關(guān)系及動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)，結(jié)論如下：（1）PVAR模型GMM估計(jì)實(shí)證結(jié)果顯示，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地轉(zhuǎn)出互為正向顯著促進(jìn);而勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流出互動(dòng)關(guān)系不顯著。（2）從脈沖響應(yīng)分析來看，未來較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)會(huì)保持正向促進(jìn)作用，且農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的影響效應(yīng)更大;非農(nóng)收入占比對(duì)農(nóng)地流出有抑制作用，但逐漸削弱，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量影響效應(yīng)更大。（3）方差分解結(jié)果表明，勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量與農(nóng)地流出依賴自身慣性發(fā)展態(tài)勢(shì)明顯，而勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模受自身慣性影響較小;農(nóng)地流出對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的貢獻(xiàn)度最高，勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量對(duì)農(nóng)地流出的貢獻(xiàn)度逐漸降低，與此對(duì)應(yīng)的抑制作用逐漸削弱。

基于上述研究結(jié)論，要實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的同步發(fā)展，需要多重政策目標(biāo)的有效整合。具體政策建議如下：一是借助勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的正向互動(dòng)機(jī)制，針對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶對(duì)兩種要素流動(dòng)行為的不同選擇順序，結(jié)合要素的滯后效應(yīng)，政府可采取相應(yīng)措施進(jìn)行積極引導(dǎo)，使微觀農(nóng)戶得以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力與土地資源的有效配置;二是針對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)自身發(fā)展態(tài)勢(shì)的依賴慣性，以及對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的積極影響，政府應(yīng)積極尋求其他更加有效激勵(lì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策工具，出臺(tái)相應(yīng)激勵(lì)政策，加快新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體培育，推進(jìn)農(nóng)地制度改革，如持續(xù)推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)改革，解決農(nóng)地的不完全契約問題，促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的不斷完善，科學(xué)穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)速度和規(guī)模，穩(wěn)步提高勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與勞動(dòng)力流動(dòng)的同步發(fā)展;三是從勞動(dòng)力流動(dòng)質(zhì)量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響來看，需要解構(gòu)兩者間的負(fù)向抑制關(guān)系，政府一方面應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)民技能職業(yè)培訓(xùn)力度，提高非農(nóng)收入水平，加速農(nóng)民工市民化進(jìn)程;另一方面則要大力發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金，穩(wěn)定農(nóng)戶土地持有預(yù)期，積極探索農(nóng)地退出機(jī)制，引導(dǎo)非農(nóng)收入占比較高家庭理性退出承包權(quán)，并保障相關(guān)配套制度的聯(lián)動(dòng)性，保證農(nóng)地流轉(zhuǎn)的順暢推進(jìn)。

注釋：

① 劉衛(wèi)柏、李中：《新時(shí)期農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)模式的運(yùn)行績(jī)效與對(duì)策》，《經(jīng)濟(jì)地理》2011年第2期。

② 林善浪、王健、張鋒：《勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移行為對(duì)土地流轉(zhuǎn)意愿影響的實(shí)證研究》，《中國(guó)土地科學(xué)》2010年第2期。

③ 冷智花、付暢儉、許先普：《家庭收入結(jié)構(gòu)、收入差距與土地流轉(zhuǎn)——基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)的微觀分析》，《經(jīng)濟(jì)評(píng)論》2015年第5期。

④ 邱長(zhǎng)生、張成君、沈忠明、劉定祥：《農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與土地流轉(zhuǎn)關(guān)系的理論分析》，《農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2008年第12期。

⑤ 陳秧分、劉彥隨、王介勇：《東部沿海地區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)地租賃行為的影響研究》，《自然資源學(xué)報(bào)》2010年第3期。

⑥ 仇童偉、羅必良：《農(nóng)業(yè)要素市場(chǎng)建設(shè)視野的規(guī)模經(jīng)營(yíng)路徑》，《改革》2018年第3期。

⑦ 侯明利：《勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的耦合協(xié)調(diào)研究》，《暨南學(xué)報(bào)》（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）2013年第10期。

⑧ 錢忠好：《非農(nóng)就業(yè)是否必然導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)——基于家庭內(nèi)部分工的理論分析及其對(duì)中國(guó)農(nóng)戶兼業(yè)化的解釋》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2008年第10期。

⑨ 錢龍、洪名勇：《非農(nóng)就業(yè)、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變化——基于CFPS的實(shí)證分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2016年第12期。

⑩ 檀竹平、洪煒杰、羅必良：《農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與種植結(jié)構(gòu)“趨糧化”》，《改革》2019年第7期。

錢龍、陳會(huì)廣、葉俊燾：《成員外出務(wù)工、家庭人口結(jié)構(gòu)與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)參與——基于CFPS的微觀實(shí)證》，《中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)》2019年第1期。

孔祥智、張琛、張效榕：《要素稟賦變化與農(nóng)業(yè)資本有機(jī)構(gòu)成提高——對(duì)1978年以來中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展路徑的解釋》，《管理世界》2018年第10期。

趙軍潔、吳天龍：《糧食布局、非農(nóng)就業(yè)與土地流轉(zhuǎn)——基于CHIP2013的分析》，《江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2018年第1期。

李榮耀、葉興慶：《農(nóng)戶分化、土地流轉(zhuǎn)與承包權(quán)退出》，《改革》2019年第2期。

羅明忠、羅琦：《農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力就業(yè)能力對(duì)其非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定影響的實(shí)證分析》，《貴州社會(huì)科學(xué)》2015年第6期。

朱文玨、羅必良：《農(nóng)地流轉(zhuǎn)、稟賦效應(yīng)及對(duì)象歧視性——基于確權(quán)背景下的IV-Tobit模型的實(shí)證分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2019年第5期。

王佳月、李秀彬、辛良杰：《中國(guó)土地流轉(zhuǎn)的時(shí)空演變特征及影響因素研究》，《自然資源學(xué)報(bào)》2018年第12期。

洪煒杰、陳小知、胡新艷：《勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響——基于門檻值的驗(yàn)證分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2016年第11期。

作者簡(jiǎn)介：侯明利，河南師范大學(xué)商學(xué)院副教授，河南新鄉(xiāng)，453007。

（責(zé)任編輯 ?陳孝兵）