非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與農(nóng)地流轉
——基于湘皖蘇水稻種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)*

王玉斌，趙培芳

（中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，北京 100083）

0 引言

加快農(nóng)地有序流轉、推進農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營是我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展方向。改革開放以來，我國農(nóng)村土地流轉制度經(jīng)歷了從禁止到允許，再到放開鼓勵等不同階段。截止2017 年底，我國農(nóng)地流轉面積達到0.34 億hm2(5.12 億畝)，占全國承包經(jīng)營耕地面積的37%。農(nóng)地流轉不僅為農(nóng)業(yè)規(guī)?；蜆藴驶?jīng)營提供了要素保障，同時也極大緩解了因農(nóng)地細碎化導致的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率低等問題。近年來，盡管我國農(nóng)地流轉比例有一定提升，但與其他工業(yè)化國家相比還存在較大差距[1]。“熟人”之間的非正式流轉占全部農(nóng)地流轉合約的88.48%[2]，而通過市場價格誘導的農(nóng)地流轉占比較小。農(nóng)地流轉市場化程度低、穩(wěn)定性差以及內(nèi)卷化等問題凸出[3]，這說明當前我國農(nóng)地流轉市場仍不完善，進一步探究微觀農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體農(nóng)地流轉行為的動因，對優(yōu)化農(nóng)地資源配置具有重要的現(xiàn)實意義。

非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)地流轉是城鎮(zhèn)化進程中兩個并行發(fā)展而又相互關聯(lián)的現(xiàn)象[4]?；诜寝r(nóng)就業(yè)視角研究農(nóng)地流轉行為，一直是學術界關注的重點。現(xiàn)有文獻從是否參與非農(nóng)工作、非農(nóng)工作是否穩(wěn)定、非農(nóng)就業(yè)地點是否穩(wěn)定[5]、非農(nóng)就業(yè)時間[6]、非農(nóng)勞動力數(shù)量比[7-8]、非農(nóng)就業(yè)人數(shù)[9]、非農(nóng)收入[10]等指標來度量農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)情況，基本上認同非農(nóng)就業(yè)能夠促進農(nóng)地轉出這一結論；但也有研究認為，現(xiàn)實中非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地轉出的促進作用可能存在高估現(xiàn)象，即非農(nóng)就業(yè)并不一定促進農(nóng)地轉出[11]。非農(nóng)就業(yè)的短期性、臨時性以及跨區(qū)域的距離性使土地的社會保障功能仍在發(fā)揮作用，從而抑制了農(nóng)戶轉出農(nóng)地的積極性[12]。此外，還有研究認為非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉的影響存在門檻效應，只有當勞動力轉移到一定規(guī)模時才能促進農(nóng)地流轉[13]。綜上，圍繞非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉影響的研究已取得一定進展，但關注的重點多是非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉的直接影響，現(xiàn)實中農(nóng)戶農(nóng)地流轉行為并不僅僅是單一要素的直接作用，而是綜合考量多種生產(chǎn)要素有效配置和運行之后的結果。因此，有必要考慮非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉影響中其他要素市場的間接作用。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務作為一種資本替代勞動的生產(chǎn)要素，在優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置和創(chuàng)新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式中發(fā)揮著重要作用。近年來，國家先后出臺一系列政策鼓勵支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展。2020 年“中央一號文件”再次強調(diào)推廣統(tǒng)防統(tǒng)治、代耕代種、土地托管等服務模式保障重要農(nóng)產(chǎn)品的有效供給和促進農(nóng)民持續(xù)增收。整體而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對家庭內(nèi)部短缺勞動力形成的有效替代，改變了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置。目前學界關于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)地流轉及規(guī)模經(jīng)營的研究相對較少?，F(xiàn)有文獻主要從村級是否提供服務[14]、農(nóng)戶是否購買服務[15-16]、農(nóng)機服務價格、農(nóng)技服務次數(shù)[17]等指標來衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務，基本上認同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務放松了家庭勞動力約束，提高了農(nóng)戶轉入農(nóng)地的積極性。此外，也有學者從農(nóng)業(yè)服務外包市場的角度來研究其對農(nóng)地流轉的影響。如采用農(nóng)戶所在縣水稻收割環(huán)節(jié)外包農(nóng)戶占比來衡量地區(qū)農(nóng)業(yè)服務市場的發(fā)育情況[18]，但這種劃分可能存在高估現(xiàn)象，原因是一方面收割環(huán)節(jié)僅是水稻眾多生長環(huán)節(jié)中的一部分，用單個環(huán)節(jié)作為衡量指標可能不夠全面；另一方面收割環(huán)節(jié)具有勞動強度大和作業(yè)標準化程度高等特征，農(nóng)戶采用比例相對較高。文章借鑒其研究思路，采用農(nóng)戶所在村域內(nèi)其他稻農(nóng)種植水稻過程中外包環(huán)節(jié)的平均數(shù)目作為衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的指標，該指標一定程度上能夠反映區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的發(fā)展程度，還能避免農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與農(nóng)地流轉以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與非農(nóng)就業(yè)之間的內(nèi)生性。具體地，隨著家庭非農(nóng)化程度的提高，務農(nóng)機會成本提升，在要素相對價格發(fā)生變化的條件下，農(nóng)戶傾向于購買外部農(nóng)業(yè)服務來緩解內(nèi)部資源約束。當自家勞動技能短缺或剩余勞動力不足時，農(nóng)戶若能在市場上及時獲取服務，就能保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不誤農(nóng)時從而獲得穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益；反之農(nóng)戶只能減少種植面積甚至退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。由此可見，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉的影響中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務可能發(fā)揮著一定的間接作用。

相比于現(xiàn)有文獻，該文的邊際貢獻體現(xiàn)在：①以往研究多集中討論非農(nóng)就業(yè)或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)地轉入的直接影響，該文將進一步討論非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)地轉入和農(nóng)地轉出的雙重影響，以進一步了解農(nóng)戶農(nóng)地資源配置的行為邏輯；②以往研究在考察非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務和農(nóng)地流轉的關系時多是研究它們兩兩之間的關系，而忽視了三者在我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境中是同時存在且相互聯(lián)系。該文將非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與農(nóng)地流轉置于同一分析框架下，探究它們之間的作用影響和內(nèi)在機制，從而深刻了解當前農(nóng)地經(jīng)營的發(fā)展邏輯，更為清晰認識微觀農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的要素投入行為。鑒于此，該文以我國重要口糧作物的水稻產(chǎn)業(yè)為例，重點分析非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)地流轉的影響，以期為優(yōu)化農(nóng)地資源配置、推進農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供經(jīng)驗依據(jù)。

1 理論分析

非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉行為的影響可能是直接作用和間接作用共同的結果。首先，非農(nóng)就業(yè)可能直接影響農(nóng)地流轉行為。一方面，隨著家庭非農(nóng)收入占比的增加，農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中的貢獻率下降，家庭整體收入結構和從業(yè)重心向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移[19]，理性農(nóng)戶根據(jù)農(nóng)業(yè)勞動和非農(nóng)勞動邊際收益相等的原則配置要素資源，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中傾向于減少農(nóng)地投入甚至轉出農(nóng)地退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；另一方面，隨著非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的增加，農(nóng)業(yè)勞動力有效供給減少，當家庭勞動力不存在剩余或剩余很少，會直接造成農(nóng)業(yè)勞動力的短缺，從而無暇顧及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，只能減少農(nóng)地經(jīng)營面積。由此可見，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地經(jīng)營的直接影響可能表現(xiàn)為抑制作用，即非農(nóng)就業(yè)抑制農(nóng)地轉入，促進農(nóng)地轉出，最終減少了農(nóng)地經(jīng)營面積。

其次，非農(nóng)就業(yè)可能會通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務間接影響農(nóng)地流轉行為。根據(jù)誘致性技術制度變遷理論，理性農(nóng)戶會使用成本相對較低或者下降的要素替代成本較高或上升的要素。隨著非農(nóng)就業(yè)程度的提高，家庭非農(nóng)收入能夠緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的資金約束。為實現(xiàn)家庭收益最大化，農(nóng)戶傾向于購買外包服務以替代短缺的農(nóng)業(yè)勞動力。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的引進使一般農(nóng)戶不再需要熟練掌握農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的每一個細節(jié)和關鍵技能[20]，只需將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，就可獲得專業(yè)化的農(nóng)技服務，彌補了農(nóng)戶機械設備、知識結構、技術水平等方面的不足和缺陷，保證了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的順利完成；同時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務組織為區(qū)域內(nèi)集中連片的農(nóng)地提供服務時，能夠獲得服務規(guī)模經(jīng)營效益，降低了農(nóng)戶的生產(chǎn)投入成本，增加了務農(nóng)利潤空間。出于成本收益考慮，農(nóng)戶將繼續(xù)持有土地或轉入農(nóng)地，以獲得穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)收益?？傊?，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務將家庭經(jīng)營卷入社會分工[21]，不僅放松了家庭資源稟賦的約束條件，還節(jié)約了農(nóng)業(yè)投入成本，增加了務農(nóng)利潤，實現(xiàn)了家庭收入最大化的均衡狀態(tài)。由此可見，非農(nóng)就業(yè)推進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務帶來的要素有效配置、服務規(guī)模經(jīng)濟以及成本節(jié)約效應，會進一步誘使農(nóng)戶增加農(nóng)地需求，改變土地經(jīng)營行為，最終表現(xiàn)為促進農(nóng)地轉入，抑制農(nóng)地轉出，進而對農(nóng)地經(jīng)營面積產(chǎn)生正向作用。綜上，該文提出如下假說。

H1：非農(nóng)就業(yè)本身會對農(nóng)地流轉及農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模產(chǎn)生影響，具體表現(xiàn)為非農(nóng)就業(yè)抑制農(nóng)地轉入，促進農(nóng)地轉出，從而減少農(nóng)地經(jīng)營面積。

H2：非農(nóng)就業(yè)促使農(nóng)戶通過購買外部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務來緩解家庭內(nèi)部資源稟賦約束，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務外包程度不斷加深。

H3：非農(nóng)就業(yè)還會通過促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務進而影響農(nóng)地資源配置行為。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務程度的提高會促進農(nóng)地轉入而抑制農(nóng)地轉出，最終擴大農(nóng)地經(jīng)營面積。

2 數(shù)據(jù)來源、變量與模型選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文所使用的研究數(shù)據(jù)來自于課題組成員對安徽、湖南、江蘇3省18縣（市、區(qū)）36村466個水稻種植戶的問卷調(diào)查。調(diào)查采取多階段分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法。首先，依據(jù)“產(chǎn)量大、涉及農(nóng)戶多”等原則，抽取了全國水稻總產(chǎn)量排名靠前的省份，即湖南、安徽、江蘇；然后在每個省份選取3個代表不同農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的市；從各市隨機選擇2 個縣，在各縣隨機選取2 個村，在各村隨機選擇12～15戶農(nóng)戶進行調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者與家庭基本特征、作物種植情況、農(nóng)地流轉、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務購買情況等相關內(nèi)容。調(diào)研共發(fā)放問卷525份，回收有效問卷466份。

2.2 變量選取及說明

（1）被解釋變量。被解釋變量為農(nóng)戶農(nóng)地流轉情況和農(nóng)地經(jīng)營面積。其中，農(nóng)地流轉包括農(nóng)地轉入和農(nóng)地轉出，分別以農(nóng)戶是否流入稻田和流出稻田來表示。農(nóng)地經(jīng)營面積用農(nóng)戶稻田種植面積表示。為避免農(nóng)地經(jīng)營面積數(shù)量級差異過大，對這一變量進行取對數(shù)處理。結合已有學者研究，考慮到非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與農(nóng)地流轉可能存在反向因果關系，為盡可能緩解內(nèi)生性，借鑒黃季焜等[22]的做法，該文采用非農(nóng)就業(yè)數(shù)據(jù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務數(shù)據(jù)先于農(nóng)戶農(nóng)地流轉行為的數(shù)據(jù)。具體地，非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務數(shù)據(jù)采用2017年農(nóng)戶數(shù)據(jù)，而農(nóng)地流轉行為采用2018年數(shù)據(jù)。

（2）核心解釋變量。非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務是該文的核心解釋變量。其中，非農(nóng)就業(yè)采用家庭非農(nóng)勞動力占家庭總勞動力的比例來衡量。由于產(chǎn)中服務對農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營決策發(fā)揮著更為關鍵的作用[15]，同時借鑒羅必良等[23]、洪煒杰等[18]的研究思路，采用村內(nèi)其他農(nóng)戶外包環(huán)節(jié)（整地、植保、施肥、收割環(huán)節(jié)等）的平均數(shù)目作為衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的指標，其中不包括該農(nóng)戶的外包情況。這樣處理既可以降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)地流轉之間的內(nèi)生性問題，同時也能夠代表農(nóng)戶所處區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的發(fā)展程度，具有工具變量的性質(zhì)。

（3）控制變量。為降低估計偏誤，該文引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者特征、家庭經(jīng)營特征、組織層面特征以及地區(qū)層面特征作為控制變量。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者特征。選取變量包括性別、年齡、年齡的平方、文化程度、身體健康狀況、是否黨員、是否購買養(yǎng)老保險。一般認為男性從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更具有生理優(yōu)勢，轉入農(nóng)地的可能性高而轉出農(nóng)地的可能性低；加入年齡以及年齡的平方是為了控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者對農(nóng)地流轉的非線性影響；健康的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者既可能從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，也可能轉出農(nóng)地從事非農(nóng)生產(chǎn)。因此，健康水平對農(nóng)地流轉的影響不確定；政治面貌為黨員、文化程度較高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策者更有可能從事非農(nóng)生產(chǎn)，減少農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模；養(yǎng)老保險作為一種生活保障，對傳統(tǒng)農(nóng)地保障具有替代作用，參保農(nóng)戶對農(nóng)地的依賴性減弱，傾向于轉出農(nóng)地[24]。農(nóng)戶家庭經(jīng)營特征。包括務農(nóng)人數(shù)、家庭總勞動力數(shù)、是否有村干部、農(nóng)業(yè)機械擁有情況等。勞動力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中重要的投入要素，家庭總勞動力數(shù)和務農(nóng)人數(shù)越多，表明家庭越有能力經(jīng)營農(nóng)地，越有可能轉入農(nóng)地而減少農(nóng)地轉出；有村干部的農(nóng)戶家庭社會資源可能更豐富，從事非農(nóng)生產(chǎn)的可能性較高；有農(nóng)業(yè)機械的家庭更方便開展農(nóng)事活動，分攤固定資產(chǎn)成本的同時也降低了農(nóng)業(yè)投入，從而傾向于轉入農(nóng)地，擴大經(jīng)營規(guī)模。組織層面特征。包括是否加入合作社、是否有農(nóng)技員指導等。加入合作社和有農(nóng)技員指導能夠提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營能力，更有可能從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，抑制農(nóng)地轉出。此外，該文同時控制了省份虛擬變量以降低區(qū)域間的差異化，具體變量的定義及描述參見表1。

表1 變量的定義、說明與描述性統(tǒng)計

2.3 模型選擇與說明

根據(jù)前文分析，非農(nóng)就業(yè)提高了務農(nóng)的機會成本，使得農(nóng)戶傾向于通過購買外部服務替代家庭內(nèi)部短缺勞動力，而這又作用于農(nóng)戶的農(nóng)地流轉決策乃至農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務是該文重點關注的自變量，也是非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉產(chǎn)生影響的重要機制。下面闡述該文使用的實證模型以及機制驗證分析。

基于理論分析和H1、H2，構建基本模型為：

式（1）中，i表示不同農(nóng)戶，Landi分別表示農(nóng)地流轉的兩種狀態(tài)，P(Landi=1|Xi)表示農(nóng)戶i選擇農(nóng)地流轉的概率，φ(Xi)為標準正態(tài)分布的累積分布函數(shù)。式（1）主要用于考察非農(nóng)就業(yè)（non）與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務（ser）對農(nóng)地流轉決策的影響，Z為控制變量，ε為隨機擾動項。由于因變量均是二元變量，不易采用OLS回歸。因此，該文將使用二元Probit模型進行估計，同時采用二元Logit模型作為對照。式（2）中進一步討論了非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的影響，lnacer表示農(nóng)戶經(jīng)營面積，這部分主要采用OLS和Tobit進行計量回歸，其他變量定義與式（1）一致。

江鑫和黃乾[25]在檢驗農(nóng)戶兼業(yè)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率影響中勞動專業(yè)化的機制作用時，首先使用農(nóng)戶兼業(yè)、勞動專業(yè)化對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率做回歸，然后通過農(nóng)戶兼業(yè)對勞動專業(yè)化做回歸，觀察農(nóng)戶兼業(yè)通過作用于勞動專業(yè)化對家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。該文參考此研究思路設計如下模型，以進一步考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務在非農(nóng)就業(yè)對土地流轉影響中的作用路徑。

如上模型檢驗了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的影響，后續(xù)實證分析將結合式（1）（2）的結果，驗證非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地資源配置行為中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的中介機制作用。

3 實證結果分析

3.1 基本回歸結果

表2匯報了基本回歸結果。模型1和模型2為農(nóng)地轉入決策的影響因素分析，模型3和模型4為農(nóng)地轉出決策的影響因素分析。其中，模型1和模型3采用Probit模型進行估計，模型2和模型4采用Logit模型進行穩(wěn)健性估計。模型5 和模型6 分別采用OLS 和Tobit 模型分析不同因素對農(nóng)地經(jīng)營面積的影響。結果表明，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地轉入和農(nóng)地經(jīng)營面積具有顯著抑制作用，而對農(nóng)地轉出具有顯著正向影響，這與趙思誠等[26]的研究結果一致。其原因可能是隨著家庭非農(nóng)勞動力占比的增加，農(nóng)戶家庭收入結構和從業(yè)重心向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移，農(nóng)業(yè)收入在家庭總收入中的重要性下降，減少農(nóng)地種植面積以釋放更多的勞動力從事非農(nóng)工作是農(nóng)戶的理性選擇，這基本驗證了前文的研究假說H1。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)地轉入的影響顯著為正，對農(nóng)地轉出的影響顯著為負，對農(nóng)地經(jīng)營面積具有正向影響但不顯著。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務外包程度越高，意味著區(qū)域范圍內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場較為成熟，由此形成的服務規(guī)模經(jīng)營降低了農(nóng)業(yè)投入成本，提高了農(nóng)業(yè)先進技術的應用，增加了務農(nóng)利潤空間，從而引致農(nóng)戶的農(nóng)地投入需求，保證了農(nóng)戶家庭能夠獲得雙重收益。

3.2 作用機制驗證

表3進一步分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務在非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉影響中的中介作用。結合表2的回歸結果對假說H3 進行驗證。表3 中主要回歸結果分為3 組，模型7 為全樣本分析，模型8 為發(fā)生農(nóng)地流轉的樣本分析，模型9為沒有發(fā)生農(nóng)地流轉的樣本分析。3組樣本中非農(nóng)就業(yè)變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務變量均具有正向作用，且在全樣本農(nóng)戶和流轉戶中的系數(shù)顯著。其中，流轉戶的系數(shù)為0.079，明顯大于全樣本組和非流轉戶的系數(shù)，這就表明非農(nóng)就業(yè)確實對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展具有促進作用，且在流轉組中，這種促進作用更加強烈，這也驗證了研究假說H2。結合表2 的回歸結果有如下結論：非農(nóng)就業(yè)顯著促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務外包的發(fā)展，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務外包程度的加深又顯著促進了農(nóng)地轉入，抑制了農(nóng)地轉出，驗證了該文的研究假說H3。

表2 基本回歸結果

表3 機制驗證

4 結論與啟示

隨著中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的加快，大量農(nóng)村勞動力流向城市從事非農(nóng)工作，農(nóng)業(yè)要素結構發(fā)生深刻變化。該文利用安徽、湖南和江蘇3省466戶調(diào)查數(shù)據(jù)，分析非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)地流轉行為的影響，并重點討論了非農(nóng)就業(yè)通過作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務進而間接影響農(nóng)地資源配置的問題。研究表明：（1）非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地轉入和農(nóng)地經(jīng)營面積具有顯著抑制作用，對農(nóng)地轉出具有顯著促進作用；（2）與非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地資源配置的影響相反，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務彌補了家庭內(nèi)部勞動力的短缺問題，對農(nóng)地轉入具有顯著正向作用，對農(nóng)地轉出具有顯著負向作用，但對農(nóng)地經(jīng)營面積的影響并不顯著；（3）非農(nóng)就業(yè)通過促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展又間接影響了農(nóng)地流轉行為?？傮w來看非農(nóng)就業(yè)本身雖然對農(nóng)地流轉乃至農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模具有直接影響，但不可忽視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務在非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉行為影響中的間接作用。

勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移為推進我國工業(yè)化和城市化建設提供了豐富的勞動力資源。與此同時，非農(nóng)收入占比的提高也降低了農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中的貢獻，不可避免地造成農(nóng)業(yè)粗放式經(jīng)營、土地撂荒等問題[27]。該文研究表明，在普遍存在非農(nóng)就業(yè)的背景下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的發(fā)展有助于破解農(nóng)戶家庭資源稟賦約束，改變農(nóng)戶農(nóng)地資源配置行為，提高農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。因此，應進一步鼓勵各地區(qū)因地制宜開展多元化、多層次、多類型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務，壯大區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場，嚴格加強對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務質(zhì)量的監(jiān)管，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)健康發(fā)展，從而推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程。