農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響

徐晶，張正峰

（中國(guó)人民大學(xué)公共管理學(xué)院，北京 100872）

創(chuàng)業(yè)是推動(dòng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關(guān)鍵。十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)要支持和鼓勵(lì)農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，進(jìn)一步拓寬農(nóng)戶的增收渠道。由于創(chuàng)業(yè)可以通過(guò)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、帶動(dòng)就業(yè)和增加社會(huì)流動(dòng)性，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)足發(fā)展[1]，因此農(nóng)村創(chuàng)業(yè)已然成為推動(dòng)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略發(fā)展的重要抓手。近年來(lái)，國(guó)家高度重視農(nóng)村創(chuàng)業(yè)問(wèn)題并出臺(tái)了一系列鼓勵(lì)政策，如2018年印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》和2019年發(fā)布的《關(guān)于促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的指導(dǎo)意見(jiàn)》均提出要積極推動(dòng)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，激發(fā)農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力，努力縮小城鄉(xiāng)收入差距。隨著我國(guó)農(nóng)村“雙創(chuàng)”工作的穩(wěn)步推進(jìn)，當(dāng)前非農(nóng)創(chuàng)業(yè)已經(jīng)成為許多農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)的重要方向，農(nóng)村自主創(chuàng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量始終占到非農(nóng)勞動(dòng)力總數(shù)的近20%[2]。農(nóng)村非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的穩(wěn)步發(fā)展在促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，提高農(nóng)戶家庭生活水平的同時(shí)，也可能會(huì)因農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力要素配置失衡和非農(nóng)收入增加削弱農(nóng)業(yè)生計(jì)依賴，從而對(duì)農(nóng)村家庭土地資源的配置與利用產(chǎn)生影響[3]。此外，當(dāng)前我國(guó)土地流轉(zhuǎn)仍然處于相對(duì)遲滯的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，小農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式仍居于主流地位，農(nóng)村勞動(dòng)力的大量外流并未如預(yù)期一樣加速小農(nóng)經(jīng)營(yíng)格局的瓦解，勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對(duì)土地流轉(zhuǎn)的作用機(jī)制尚未有定論。因此，從非農(nóng)創(chuàng)業(yè)這一新的視角研究其對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響具有重要的意義。

隨著農(nóng)村地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型發(fā)展，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的培育和土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展引發(fā)了學(xué)術(shù)界的關(guān)注。創(chuàng)業(yè)可以通過(guò)增加勞動(dòng)力就業(yè)、推動(dòng)知識(shí)應(yīng)用和增強(qiáng)服務(wù)創(chuàng)新，從而提高農(nóng)村家庭的平均財(cái)富，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]；而以草根創(chuàng)業(yè)為主要特征的農(nóng)民創(chuàng)業(yè)可以通過(guò)內(nèi)在推動(dòng)貧困人群行為與態(tài)度從被動(dòng)轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃?dòng)從而實(shí)現(xiàn)減貧[5]。此外，部分學(xué)者還從教育[6]和金融信貸[7-8]等視角討論了相關(guān)因素對(duì)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)行為和創(chuàng)業(yè)收益的影響。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)影響因素的研究，學(xué)者們已經(jīng)從多元化的視角進(jìn)行了分析?；谵r(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度的改革發(fā)展，程令國(guó)等[9]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)不僅降低了流轉(zhuǎn)交易成本，顯著提高農(nóng)戶參與流轉(zhuǎn)可能性，同時(shí)還增強(qiáng)了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，提高了土地內(nèi)在價(jià)值。從農(nóng)戶家庭決策角度，錢(qián)忠好[10]提出由于家庭內(nèi)部分工和農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)兼業(yè)化的出現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)并不必然導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)。從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)角度，錢(qián)龍和錢(qián)文榮[11]研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)土地轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入未產(chǎn)生直接顯著影響，但會(huì)通過(guò)促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)正向影響土地轉(zhuǎn)出，且勞動(dòng)力稟賦和農(nóng)業(yè)機(jī)械也發(fā)揮了重要作用，李華等[12]通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的強(qiáng)連接網(wǎng)絡(luò)和弱連接網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)均有顯著正向影響。楊子等[13]通過(guò)探討農(nóng)業(yè)機(jī)械與土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用對(duì)土地轉(zhuǎn)入有顯著正向影響。Qian等[14]提出開(kāi)放程度高的小農(nóng)戶會(huì)更積極地參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。洪名勇等[15]從空間依賴性視角分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素。此外，部分國(guó)內(nèi)外學(xué)者還對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與合約匹配[16]、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[17]和化肥使用[18]的關(guān)系等不同主題進(jìn)行了深入的探究。

盡管學(xué)者們已經(jīng)圍繞著農(nóng)村創(chuàng)業(yè)和農(nóng)地流轉(zhuǎn)兩個(gè)主題進(jìn)行了一系列討論分析，但是大多都是單獨(dú)針對(duì)其中一個(gè)主題所開(kāi)展的研究，目前仍鮮有研究關(guān)注農(nóng)村非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)兩者之間的關(guān)系。隨著農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的穩(wěn)步發(fā)展，勞動(dòng)力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)已然成為影響農(nóng)村土地要素流動(dòng)的重要因素，是助推土地流轉(zhuǎn)發(fā)展進(jìn)程的重要舉措，因此有必要針對(duì)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響和作用機(jī)制進(jìn)行深入的研究。此外，以往研究通常將農(nóng)戶作為一個(gè)同質(zhì)群體進(jìn)行分析，忽視了農(nóng)戶群體分化的組群差異和影響效應(yīng)的異質(zhì)性。基于此，本文利用2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）的全國(guó)性微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，采用二元Probit模型和Tobit模型分析農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的關(guān)系，運(yùn)用中介效應(yīng)模型探討非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在農(nóng)地轉(zhuǎn)出過(guò)程中所發(fā)揮的作用，同時(shí)從農(nóng)戶群體分化視角探討非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出影響的異質(zhì)性，以期為促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和土地流轉(zhuǎn)發(fā)展、深化實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供決策參考。

1 理論分析與研究假說(shuō)

1.1 農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的關(guān)系

農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育的重要組成部分，自主創(chuàng)業(yè)的勞動(dòng)參與形式在農(nóng)戶家庭生計(jì)策略選擇中發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用[19]。農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移通過(guò)整合家庭生產(chǎn)要素和配置生產(chǎn)資源，直接影響了農(nóng)戶傳統(tǒng)的小農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式，推動(dòng)了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展進(jìn)程[20]?？梢?jiàn)，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)主要通過(guò)家庭勞動(dòng)力要素配置、收入結(jié)構(gòu)調(diào)整和生計(jì)思維轉(zhuǎn)變?nèi)齻€(gè)方面影響農(nóng)戶家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出。

1）家庭勞動(dòng)力要素配置。家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門(mén)開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)直接導(dǎo)致了家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，特別是青壯年農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供給數(shù)量的顯著減少，降低了家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力要素投入[21]，從而導(dǎo)致農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力要素與土地要素匹配出現(xiàn)失衡。同時(shí)，盡管農(nóng)業(yè)機(jī)械的發(fā)展在一定程度上可以部分抵消勞動(dòng)力要素減少對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的沖擊，但是與務(wù)工相比，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)往往需要家庭勞動(dòng)力投入更多的時(shí)間和精力，且細(xì)碎化的家庭承包耕地會(huì)影響機(jī)械的利用效率[22]，降低了勞動(dòng)力參與兼業(yè)經(jīng)營(yíng)的可能，從而促進(jìn)了農(nóng)地的轉(zhuǎn)出。

2）家庭收入結(jié)構(gòu)調(diào)整。由于非農(nóng)業(yè)部門(mén)與農(nóng)業(yè)部門(mén)之間收入的差異，大量農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移其實(shí)是家庭為追求更高的收入而采取的勞動(dòng)力配置決策[23]，自主創(chuàng)業(yè)拓展了農(nóng)戶的收入來(lái)源，改變了家庭原有的單一收入結(jié)構(gòu)，為農(nóng)戶帶來(lái)了可觀的非農(nóng)經(jīng)濟(jì)收益。創(chuàng)業(yè)通過(guò)改善個(gè)人的經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)福利，可以對(duì)貧困者的生活水平產(chǎn)生積極影響[24]。同時(shí)，由于創(chuàng)業(yè)與收入往往存在顯著的正相關(guān)關(guān) 系[25]，相對(duì)較高的創(chuàng)業(yè)收入增強(qiáng)了家庭非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)業(yè)收入的替代作用[26]，提高了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本，削弱了家庭生計(jì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴，降低了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，從而促進(jìn)了家庭農(nóng)地的轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。

3）生計(jì)思維轉(zhuǎn)變。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)通過(guò)增強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力與外界的交流溝通，提高了農(nóng)戶對(duì)新事物的接受程度，開(kāi)拓了農(nóng)戶家庭的生計(jì)視野，改變了農(nóng)戶傳統(tǒng)重地重農(nóng)的小農(nóng)思維，提高了農(nóng)戶家庭生計(jì)選擇的豐富度，從而促進(jìn)了農(nóng)地的轉(zhuǎn)出。

綜合以上分析，本文認(rèn)為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為具有顯著的正向影響，對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模同樣具有顯著的正向影響。

1.2 家庭保險(xiǎn)的中介作用

土地作為農(nóng)戶家庭基本的生產(chǎn)資料和生存基礎(chǔ)，具有維護(hù)社會(huì)公平、保證生產(chǎn)效率的重要作用。當(dāng)外在保障體系缺失時(shí)，農(nóng)村土地通過(guò)發(fā)揮穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)功能和保障功能，成為農(nóng)村家庭生存養(yǎng)老的基本支撐[27]。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的快速發(fā)展，農(nóng)村土地在農(nóng)戶家庭生產(chǎn)生活中的功能發(fā)生了較大的變化。一方面，農(nóng)村勞動(dòng)力的大量外流和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)型弱化了農(nóng)村土地和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在維持農(nóng)戶家庭生計(jì)中的作用，土地的經(jīng)濟(jì)功能被逐步削弱，土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)被賦予了重要期望[28]。另一方面，由于小農(nóng)的決策基礎(chǔ)是生存?zhèn)惱矶峭耆慕?jīng)濟(jì)理性[29]，當(dāng)外在制度性保障缺失的情況下，農(nóng)村土地仍然發(fā)揮著重要的保障功能，這導(dǎo)致許多農(nóng)戶即使已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了勞動(dòng)力就業(yè)向非農(nóng)部門(mén)的轉(zhuǎn)移，但仍會(huì)堅(jiān)持保有土地作為穩(wěn)定就業(yè)和未來(lái)養(yǎng)老的保障。因此，土地的保障功能被認(rèn)為在一定程度上抑制了土地要素的流動(dòng)[30]。

近年來(lái)，農(nóng)村社會(huì)保障制度的建立和商業(yè)保險(xiǎn)行業(yè)的發(fā)展推動(dòng)了家庭外在保障體系的完善，保障體系的多元化選擇弱化了農(nóng)村土地的保障功能，家庭生存保障開(kāi)始呈現(xiàn)出由土地保障向社會(huì)保險(xiǎn)等外在保障過(guò)渡的發(fā)展趨勢(shì)[31]。由于社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)需要參保家庭在享受保障之前提前繳納參保費(fèi)用，因此保險(xiǎn)的參與存在著一定的經(jīng)濟(jì)門(mén)檻，農(nóng)戶對(duì)外在保障的有效需求和保險(xiǎn)費(fèi)用承受能力會(huì)受到家庭收入的極大限制[32]。隨著農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的不斷發(fā)展，農(nóng)戶家庭的生存環(huán)境和觀念更加開(kāi)放，保障方式的選擇余地變大。同時(shí)，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)收入的大幅增加提高了家庭對(duì)于未來(lái)保障的期望和要求，增強(qiáng)了農(nóng)戶參與和購(gòu)買(mǎi)多元化家庭保險(xiǎn)的意愿和能力[33]。社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)的參與不僅給老年人提供了較為穩(wěn)定的收入，同時(shí)提高了農(nóng)戶家庭未來(lái)的生存養(yǎng)老保障預(yù)期[30]，從而通過(guò)降低農(nóng)戶家庭對(duì)土地保障功能的依賴程度，促進(jìn)農(nóng)村土地的轉(zhuǎn)出。

基于此，本文認(rèn)為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)通過(guò)家庭保險(xiǎn)這一中介變量，正向促進(jìn)了農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為，對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模同樣具有正向促進(jìn)作用。

綜上所述，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響機(jī)制可用圖1表示。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey， CHFS）微觀農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查地區(qū)共涉及29個(gè)省級(jí)單位（未包括新疆、西藏和港澳臺(tái)地區(qū)），樣本具有較好的代表性。該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了個(gè)體和農(nóng)戶家庭較為全面的微觀信息，為本文提供了可靠的數(shù)據(jù)支持。由于本文主要研究農(nóng)戶家庭的農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況，因此保留了樣本中擁有承包耕地的農(nóng)戶家庭，同時(shí)根據(jù)家庭編碼將個(gè)人信息庫(kù)與家庭信息庫(kù)相匹配，提取了農(nóng)戶家庭成員的相關(guān)信息，通過(guò)篩選并剔除部分缺失值，最終共獲得有效樣本13 924個(gè)。

2.2 變量定義

1）被解釋變量。本文將農(nóng)地轉(zhuǎn)出設(shè)定為被解釋變量，包含轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模兩個(gè)測(cè)度項(xiàng)。其中，轉(zhuǎn)出行為為二值虛擬變量，具體由“家庭是否轉(zhuǎn)出農(nóng)地”的回答來(lái)判斷。由于農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的面積會(huì)受限于家庭本身所承包的土地面積，單純使用土地轉(zhuǎn)出面積計(jì)算無(wú)法較好衡量樣本農(nóng)戶整體的農(nóng)地流轉(zhuǎn)水平和家庭生計(jì)情況。因此，參考錢(qián)龍和錢(qián)文榮[11]、李華等[12]的研究，轉(zhuǎn)出規(guī)模根據(jù)家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積占家庭承包地總面積的比例計(jì)算所得（表1）。

表1 變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable description and descriptive statistics

2）核心解釋變量。本文將家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)設(shè)定為核心解釋變量。非農(nóng)創(chuàng)業(yè)主要表現(xiàn)為農(nóng)戶家庭是否開(kāi)展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的情況，包括個(gè)體小手工業(yè)經(jīng)營(yíng)和企業(yè)經(jīng)營(yíng)。具體由“當(dāng)前您家是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目”這一問(wèn)題的回答作為核心解釋變量的測(cè)度項(xiàng)，如果農(nóng)戶回答“是”，則認(rèn)為家庭開(kāi)展了非農(nóng)創(chuàng)業(yè)；否則，認(rèn)為家庭沒(méi)有開(kāi)展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。

3）工具變量。本文選取家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好作為工具變量。從理論上看，風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的影響已被不同研究所證實(shí)[34-35]。風(fēng)險(xiǎn)偏好可以決定個(gè)體面對(duì)不確定情況時(shí)的預(yù)期和效用評(píng)價(jià)，從而影響個(gè)體的行為選擇。同時(shí)，成年人在風(fēng)險(xiǎn)偏好等基本方面的性格差異相對(duì)穩(wěn)定[36]。由于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開(kāi)展需要面臨高投入和諸多不確定性，是具有較高風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)行為，因此越偏好風(fēng)險(xiǎn)的個(gè)體越可能開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)[35]。盡管家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)影響到農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，但是對(duì)于家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出是相對(duì)外生的，故而符合工具變量的選擇條件。家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好指標(biāo)的賦值范圍為1～5，其中風(fēng)險(xiǎn)偏好度越高賦值越高。

4）中介變量。本文將家庭保險(xiǎn)設(shè)定為中介變 量，主要表現(xiàn)為農(nóng)戶家庭參與保險(xiǎn)的情況，具體由家庭是否擁有社會(huì)保險(xiǎn)或商業(yè)保險(xiǎn)的回答來(lái)測(cè)度。

5）控制變量。本文參照李華等[12]、楊子等[13]、錢(qián)龍等[37]和阿布都熱合曼等[38]的研究，引入了家庭人口數(shù)、年齡、文化程度、健康狀況、務(wù)工比例、農(nóng)機(jī)租賃、自有農(nóng)機(jī)價(jià)值、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)雇工、家庭承包地面積、農(nóng)地確權(quán)、征地經(jīng)歷和社會(huì)資本作為控制變量，同時(shí)考慮到區(qū)域間在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和文化習(xí)慣等方面存在的差異可能會(huì)產(chǎn)生影響，本文還控制了東中西部地區(qū)虛擬變量。

變量說(shuō)明和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

2.3 模型設(shè)定

由于本文主要考察非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響，因此基準(zhǔn)模型設(shè)定為：

其中，LT為農(nóng)地轉(zhuǎn)出，NAE為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，Ci為控制變量，a0為常數(shù)，β和δ為待估系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

此外，基于理論分析，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)會(huì)通過(guò)家庭保險(xiǎn)這一中介因素對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生影響。為檢驗(yàn)家庭保險(xiǎn)的中介效應(yīng)是否存在，本文參考溫忠麟和葉寶娟[39]關(guān)于中介效應(yīng)模型的相關(guān)研究，構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

其中，LT為農(nóng)地轉(zhuǎn)出，包括轉(zhuǎn)出行為或轉(zhuǎn)出規(guī)模；NAE為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)；INS為中介變量家庭保險(xiǎn)；Ci為影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出的控制變量；b0、c0、d0均為常數(shù)項(xiàng)，γ、η、λ、μ、σ、ζ、ω為待估系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

中介效應(yīng)模型的分析思路如下：首先檢驗(yàn)方程（2）的系數(shù)γ是否顯著，判斷是否按照中介效應(yīng)立論；其次檢驗(yàn)方程（3）的系數(shù)λ和方程（4）中的系數(shù)ζ的顯著性，判斷是否利用Bootstrap法進(jìn)行檢驗(yàn)；然后檢驗(yàn)方程（4）中系數(shù)σ顯著性，判斷是否存在直接效應(yīng)；最后比較λ×ζ和σ的符號(hào)，若同號(hào)則屬于部分中介效應(yīng)。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出分析

統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，在所有的樣本農(nóng)戶中，開(kāi)展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的農(nóng)戶家庭比例為14.6%（表1），農(nóng)村地區(qū)總體的創(chuàng)業(yè)參與率較低。由于財(cái)富作為創(chuàng)業(yè)的重要基礎(chǔ)，在推動(dòng)潛在創(chuàng)業(yè)者突破資金壁壘和增強(qiáng)抵御風(fēng)險(xiǎn)能力等方面具有重要的影響[40]，因此農(nóng)戶在做出創(chuàng)業(yè)決策前通常會(huì)慎重依據(jù)家庭經(jīng)濟(jì)情況。當(dāng)前，農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平相對(duì)較低，農(nóng)村居民家庭的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和抗風(fēng)險(xiǎn)能力較弱，因而在一定程度上限制了農(nóng)戶開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。此外，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)于勞動(dòng)力素質(zhì)與能力具有較高的要求。從樣本的個(gè)體特征來(lái)看，樣本農(nóng)戶家庭成員平均年齡大約為43歲，家庭整體的年齡結(jié)構(gòu)偏大；成員平均文化水平處于小學(xué)水平，總體受教育程度偏低；成員的平均健康情況僅處于中等水平。因此，農(nóng)村地區(qū)較低的勞動(dòng)力素質(zhì)可能是導(dǎo)致農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)參與率低的原因。

從農(nóng)地轉(zhuǎn)出情況來(lái)看，樣本農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的總體比例大約為17.4%，而家庭承包地轉(zhuǎn)出規(guī)模的平均比重僅為14.4%（表1），樣本農(nóng)戶轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模的總體參與率均不高。當(dāng)前，農(nóng)村家庭勞動(dòng)力已經(jīng)出現(xiàn)了向非農(nóng)部門(mén)轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)，農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)收入的增加可以降低家庭對(duì)土地和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴，從而促使農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地。但是，農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)的限制和農(nóng)業(yè)機(jī)械等要素的發(fā)展可能成為抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)出的原因。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，農(nóng)戶家庭使用農(nóng)業(yè)機(jī)械的現(xiàn)象較為普遍，其中樣本農(nóng)戶家庭的農(nóng)機(jī)租賃率達(dá)到了32.0%；同時(shí)，樣本農(nóng)戶中還有7.0%的家庭通過(guò)雇傭他人彌補(bǔ)家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的不足（表1）。此外，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼較高的普及度可能會(huì)激勵(lì)農(nóng)戶家庭開(kāi)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。總的來(lái)說(shuō)，當(dāng)前農(nóng)地流轉(zhuǎn)仍處于相對(duì)遲滯的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，與農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營(yíng)的發(fā)展目標(biāo)相比，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展仍然有較大的提升空間。因此，如何通過(guò)鼓勵(lì)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)削弱農(nóng)戶家庭對(duì)土地保障功能的依賴，促使農(nóng)戶積極參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出是需要考慮的關(guān)鍵問(wèn)題。

3.2 非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響分析

采用二元Probit模型對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為進(jìn)行回歸分析，同時(shí)采用Tobit模型對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模進(jìn)行回歸估計(jì)。結(jié)果顯示，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模產(chǎn)生了正向顯著影響（表2），這表明農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)了農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)使得農(nóng)戶參與土地轉(zhuǎn)出的可能性具體提高了8.3%，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出規(guī)模增加5.6%。主要原因是，家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的開(kāi)展需要高質(zhì)量人力資本的投入，這直接導(dǎo)致了農(nóng)戶家庭核心勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入的減少。從表1統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，樣本農(nóng)戶家庭的平均年齡大約為43歲，成員平均文化水平處于小學(xué)水平，整體受教育程度偏低，這表明農(nóng)戶家庭中高質(zhì)量勞動(dòng)力的數(shù)量較為有限。非農(nóng)創(chuàng)業(yè)通過(guò)長(zhǎng)期消耗家庭有限的高質(zhì)量勞動(dòng)力，削弱了農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力和兼業(yè)經(jīng)營(yíng)能力，從而促使農(nóng)戶家庭傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地，這與前文的理論假設(shè)一致。同時(shí)，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)所帶來(lái)的較高收入降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)家庭生計(jì)的保障作用，從而影響了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性。由于當(dāng)前小農(nóng)經(jīng)營(yíng)所創(chuàng)造的收入較為有限，大量的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向收入較高的非農(nóng)部門(mén)轉(zhuǎn)移，完全依賴傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭生計(jì)模式已經(jīng)出現(xiàn)改變，創(chuàng)業(yè)通過(guò)較高的非農(nóng)收入對(duì)家庭傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)揮了顯著的替代作用，從而促使土地的生計(jì)保障功能不斷降低。此外，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開(kāi)展使得家庭生計(jì)選擇日趨多元化，農(nóng)戶傳統(tǒng)的小農(nóng)思維發(fā)生了轉(zhuǎn)變，固守土地的思想得到了解放。因此，家庭的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)推動(dòng)了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的行為和規(guī)模。

表2 非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響Table 2 Impacts of non-agricultural entrepreneurship on farmland transfer-out

從控制變量來(lái)看，家庭成員的平均年齡、文化程度和務(wù)工比例均在1%的顯著性水平上分別對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模產(chǎn)生了正向顯著影響，農(nóng)地確權(quán)在5%的顯著性水平上分別促進(jìn)了農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。其中，平均年齡越大的農(nóng)戶家庭由于其勞動(dòng)力的生產(chǎn)能力降低，越傾向于將農(nóng)地轉(zhuǎn)出；而文化程度高的農(nóng)戶家庭，在非農(nóng)就業(yè)和獲取農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)信息方面具有明顯的優(yōu)勢(shì)，參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的可能性和積極性越高；家庭中從事非農(nóng)務(wù)工的勞動(dòng)力越多，對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力投入會(huì)越少，同時(shí)對(duì)于農(nóng)業(yè)收入的依賴會(huì)越小，從而促使農(nóng)戶將農(nóng)地轉(zhuǎn)出；農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的完整、穩(wěn)定與安全有利于提高農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的積極性。農(nóng)機(jī)租賃、農(nóng)機(jī)自有和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼均在1%的顯著性水平上分別對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模產(chǎn)生了負(fù)向顯著影響，其中農(nóng)業(yè)機(jī)械的擁有量和農(nóng)業(yè)機(jī)械社會(huì)化服務(wù)的不斷發(fā)展推動(dòng)了機(jī)械等先進(jìn)生產(chǎn)工具在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的普及，并在一定程度上替代了勞動(dòng)力的流失，從而抑制了農(nóng)地轉(zhuǎn)出；而農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的獲得通過(guò)激勵(lì)農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，從而抑制了農(nóng)地轉(zhuǎn)出。家庭人口數(shù)分別在5%和1%的顯著性水平上負(fù)向影響了轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模，而農(nóng)業(yè)雇工僅在5%的顯著性水平上負(fù)向影響了轉(zhuǎn)出規(guī)模，對(duì)轉(zhuǎn)出行為未產(chǎn)生顯著影響，這表明相比于對(duì)轉(zhuǎn)出行為，勞動(dòng)力要素的變化對(duì)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響要更為顯著。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1）替代變量回歸。為檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用“家庭參與非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的人數(shù)比例”作為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的替代變量再次進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，替代變量的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模影響的顯著性水平和作用方向均保持一致（表3），結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

2）工具變量回歸。為解決非農(nóng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出之間可能存在的反向因果等內(nèi)生性問(wèn)題，減少估計(jì)偏差，本文使用IV-Probit模型和IV-Tobit模型分別對(duì)轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模進(jìn)行了檢驗(yàn)分析。弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均大于10，P值均顯著小于0.01，且最小特征值統(tǒng)計(jì)量均大于10%偏誤下的臨界值16.38[41]，這表明工具變量具有較好的解釋力，不存在弱工具變量的問(wèn)題。同時(shí)，內(nèi)生性檢驗(yàn)顯著拒絕了非農(nóng)創(chuàng)業(yè)不存在內(nèi)生性的假設(shè)，由此認(rèn)為工具變量的引入是必要的。在糾正內(nèi)生性后非農(nóng)創(chuàng)業(yè)仍然顯著正向促進(jìn)了農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模（表3），這說(shuō)明非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的基準(zhǔn)回歸所得出的結(jié)論是穩(wěn)健可信的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果Table 3 Robustness test regression results

表4 樣本分組回歸結(jié)果Table 4 Sample grouping regression results

3.4 異質(zhì)性分析

為分析非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)不同類(lèi)型農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出影響的異質(zhì)性?；谖覈?guó)《老年人權(quán)益保障法》對(duì)老年人的界定標(biāo)準(zhǔn)，本文根據(jù)戶主年齡是否大于等于60歲，將農(nóng)戶樣本劃分為老年農(nóng)戶組和青壯年農(nóng)戶組兩類(lèi)，并分別對(duì)兩種類(lèi)型的農(nóng)戶樣本進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在1%的顯著性水平上正向促進(jìn)了青壯年農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為，對(duì)于老年農(nóng)戶轉(zhuǎn)出行為正向影響的顯著性水平為10%；非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在1%的顯著性水平上正向影響了青壯年農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模，在5%的顯著性水平上促進(jìn)了老年農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出規(guī)模（表4）。同時(shí)，為檢驗(yàn)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在不同年齡組別之間的影響差異，本文借鑒連玉君和廖俊平[42]的研究，基于似無(wú)相關(guān)模型SUR的檢驗(yàn)方法對(duì)老年農(nóng)戶組和青壯年農(nóng)戶組進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。在轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模中，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的系數(shù)在兩組之間均存在顯著差異，對(duì)應(yīng)的P值均顯著小于0.01。檢驗(yàn)結(jié)果表明，無(wú)論是農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為還是轉(zhuǎn)出規(guī)模，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在青壯年農(nóng)戶樣本中的正向影響強(qiáng)度都要顯著高于老年農(nóng)戶樣本。

由于創(chuàng)業(yè)本身對(duì)于農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、社會(huì)資源和文化技能等多方面都具有一定的要求，且較大投入的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)還帶有較高的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和自然環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)，因此不同類(lèi)型的農(nóng)戶在生計(jì)選擇和創(chuàng)業(yè)能力等方面存在明顯的差異性。老年農(nóng)戶受到自身資源稟賦、風(fēng)險(xiǎn)偏好和文化技能等多種因素的影響，就業(yè)更偏向于保守穩(wěn)定的類(lèi)型；同時(shí)，現(xiàn)期的養(yǎng)老需求導(dǎo)致老年農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和土地保障功能的依賴性更強(qiáng)。與老年農(nóng)戶相比，年輕農(nóng)戶在勞動(dòng)力就業(yè)具有更為明顯的優(yōu)勢(shì)，基礎(chǔ)教育水平的提升和互聯(lián)網(wǎng)的普及使得年輕農(nóng)戶更容易接受新事物，從事創(chuàng)業(yè)等非農(nóng)工作的意愿和能力更強(qiáng)。此外，由于當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本不斷提升，農(nóng)業(yè)收益普遍低于非農(nóng)部門(mén)收入，導(dǎo)致近些年農(nóng)村地區(qū)年輕勞動(dòng)力“離農(nóng)”現(xiàn)象較為普遍，對(duì)于土地保障功能的依賴性減弱。因此，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)老年農(nóng)戶和青壯年農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響具有顯著的異質(zhì)性。

3.5 家庭保險(xiǎn)的中介效應(yīng)分析

根據(jù)理論分析，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶通過(guò)參與和購(gòu)買(mǎi)多元化的家庭保險(xiǎn)，提高了家庭生存養(yǎng)老的保障預(yù)期，使得家庭擺脫傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生計(jì)約束，削弱了對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村土地保障功能的依賴程度，從而推動(dòng)農(nóng)地的轉(zhuǎn)出。同時(shí)，為分析非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出的作用機(jī)制，本文運(yùn)用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)家庭保險(xiǎn)的中介作用是否存在。

模型結(jié)果顯示，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響系數(shù)為0.369，對(duì)轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響系數(shù)為0.085，均在1%的水平上顯著（表5）。非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在1%的顯著性水平上對(duì)家庭參保發(fā)揮了正向顯著影響，這說(shuō)明非農(nóng)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)了農(nóng)戶家庭參與和購(gòu)買(mǎi)保險(xiǎn)。在引入中介變量家庭保險(xiǎn)以后，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)仍然在1%的顯著性水平上分別對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模發(fā)揮了正向促進(jìn)作用，同時(shí)家庭保險(xiǎn)分別在5%和1%的顯著性水平上正向影響了轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模。這說(shuō)明家庭保險(xiǎn)在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響過(guò)程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。這一結(jié)果證實(shí)了非農(nóng)創(chuàng)業(yè)通過(guò)促進(jìn)家庭參與保險(xiǎn)，正向影響農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模這一作用機(jī)制是成立的。

表5 作用機(jī)制檢驗(yàn)Table 5 Mechanism test

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的背景下，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸顯現(xiàn)出新特征和新趨勢(shì)。隨著農(nóng)村“雙創(chuàng)”工作的不斷推進(jìn)，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)在增加農(nóng)村社會(huì)流動(dòng)和促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中日益發(fā)揮出重要作用。研究表明，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模均產(chǎn)生了顯著的正向影響，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)直接推動(dòng)了農(nóng)戶家庭的土地轉(zhuǎn)出行為和規(guī)模，有利于農(nóng)村土地要素的流動(dòng)。在不同類(lèi)型的農(nóng)戶中，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響均具有明顯的異質(zhì)性，其中非農(nóng)創(chuàng)業(yè)在青壯年農(nóng)戶中的影響強(qiáng)度要顯著高于老年農(nóng)戶，這一定程度上體現(xiàn)了青壯年農(nóng)戶和老年農(nóng)戶的發(fā)展特點(diǎn)和差異性，因此可以對(duì)更具有創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力的青壯年農(nóng)戶提供創(chuàng)業(yè)政策扶持，從而推動(dòng)農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)。

此外，在中介效應(yīng)分析中發(fā)現(xiàn)，家庭保險(xiǎn)參與在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響過(guò)程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，這反映出提高農(nóng)戶的保險(xiǎn)參與是農(nóng)戶家庭擺脫土地約束的一條重要途徑，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化完善農(nóng)村保障制度，引導(dǎo)農(nóng)戶積極參保，降低家庭對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村土地保障功能的依賴程度，推動(dòng)農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為和規(guī)模。

4.2 政策啟示

1）要結(jié)合地區(qū)發(fā)展特征和農(nóng)戶家庭情況，有序推動(dòng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)部門(mén)轉(zhuǎn)移。加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)技能培訓(xùn)，為相關(guān)農(nóng)戶提供政策、資金等多方面的扶持，鼓勵(lì)有意愿、有條件的農(nóng)戶開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。通過(guò)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變農(nóng)戶家庭的傳統(tǒng)生計(jì)模式，不斷提高農(nóng)戶家庭的收入水平，削弱家庭生計(jì)對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴，進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)村土地要素的流動(dòng)。

2）要基于不同類(lèi)型農(nóng)戶的稟賦優(yōu)勢(shì)和發(fā)展特征，有針對(duì)性的進(jìn)行政策扶持和就業(yè)引導(dǎo)。鼓勵(lì)和幫扶有條件的青壯年農(nóng)戶積極參與非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，釋放剩余勞動(dòng)力和土地；針對(duì)老年農(nóng)戶則應(yīng)不斷完善養(yǎng)老等基本生活保障，通過(guò)降低土地的保障功能推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)。在尊重農(nóng)戶意愿的基礎(chǔ)上，采用差異化的措施鼓勵(lì)不同類(lèi)型農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)，提高土地等農(nóng)業(yè)資源的配置和使用效率。

3）要優(yōu)化完善農(nóng)村保障制度，提高農(nóng)戶家庭的保險(xiǎn)參與率。一方面，要繼續(xù)健全農(nóng)村社會(huì)保障制度，通過(guò)政策支持減輕農(nóng)戶參保繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，并提高農(nóng)村保險(xiǎn)的保障水平；同時(shí)，推動(dòng)商業(yè)保險(xiǎn)體系的不斷發(fā)展，豐富農(nóng)戶的參保選擇。另一方面，要加大農(nóng)村養(yǎng)老醫(yī)療保險(xiǎn)制度的宣傳力度，采用多元化的方式加強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障制度優(yōu)勢(shì)的了解，培育農(nóng)戶的參保意識(shí)，提高農(nóng)戶家庭的保險(xiǎn)參與率，通過(guò)強(qiáng)化農(nóng)村保險(xiǎn)制度削弱土地保障功能，促進(jìn)農(nóng)村土地資源的優(yōu)化配置。

致謝：感謝西南財(cái)經(jīng)大學(xué)主持的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目為本文提供了數(shù)據(jù)支持。