農(nóng)地確權(quán)能否影響農(nóng)村勞動力就業(yè)決策？
——基于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革的視角

胡騫文，李 湛，張廣財

(上海社會科學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟研究所，上海 200020)

一、引 言

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革是鄉(xiāng)村發(fā)展的底層改革，具有根基性和決定性的特征，事關(guān)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和共同富裕偉大目標(biāo)的實現(xiàn)。2022年中央一號文件提出“全面推進鄉(xiāng)村振興工作”，并要求在鞏固提升農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革成果的基礎(chǔ)上，開展農(nóng)村產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)交易市場規(guī)范化建設(shè)試點[1]。由此，進一步推進農(nóng)村改革，充分激發(fā)農(nóng)村發(fā)展內(nèi)生動力機制，推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。截至2020年，以農(nóng)地確權(quán)頒證為代表的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革基本完成。伴隨著國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的不斷推進，農(nóng)地確權(quán)改革的政策效應(yīng)逐步顯現(xiàn)，不同視角的研究亟待開展，農(nóng)地強權(quán)賦能下的鄉(xiāng)村發(fā)展始終是核心議題。改革開放以來，隨著工業(yè)化和城市化的快速推進，大量農(nóng)村勞動力進入城市從事非農(nóng)就業(yè)，為城市發(fā)展提供了充足的勞動力要素供給。與此同時，農(nóng)業(yè)邊緣化、村莊空心化及農(nóng)村人口老齡化現(xiàn)象日趨明顯，城鄉(xiāng)發(fā)展不平等、不充分等問題突出。在此背景下，探索如何通過農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革，穩(wěn)定土地產(chǎn)權(quán)，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化具有重要意義。

建立產(chǎn)權(quán)歸屬清晰、流轉(zhuǎn)順暢的農(nóng)村土地物權(quán)保護是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革的共識，也是完善要素市場化改革的重點。2013年中央明確提出，在全國范圍開展農(nóng)村土地確權(quán)登記頒證工作，改革農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度，切實保障農(nóng)民財產(chǎn)權(quán)利[2]。以期通過以農(nóng)地確權(quán)為核心的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革，提高農(nóng)地配置效率，盤活存量農(nóng)地。目前，已有大量文獻關(guān)注農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地投資和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響[3][4]。農(nóng)地確權(quán)不僅對土地要素市場發(fā)展至關(guān)重要，對勞動力要素市場也具有深遠影響，通過頒發(fā)產(chǎn)權(quán)證書來穩(wěn)定地權(quán)會引起勞動力和土地分配的大規(guī)模調(diào)整[5][6]。勞動力是促進中國經(jīng)濟增長的重要生產(chǎn)要素[7]。大量農(nóng)村勞動力流入城市，不僅提高了自身的生產(chǎn)效率，也推動經(jīng)濟的快速增長。農(nóng)村勞動力流動既影響中國城市化和工業(yè)化發(fā)展，又關(guān)乎中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)安全和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化[8]。關(guān)注農(nóng)地產(chǎn)權(quán)問題對解決鄉(xiāng)村振興中的“三農(nóng)”問題，推動土地要素市場的進一步發(fā)展和完善，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化有著重大的理論價值和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述與理論分析

(一)文獻綜述

實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，“三農(nóng)”問題是關(guān)乎國計民生的根本問題。其中，土地問題是新形勢下深化農(nóng)村改革和推進鄉(xiāng)村振興的主線，也是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重點[9]。長期穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和農(nóng)村社會發(fā)展的關(guān)鍵[6]。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)改善能增加土地所有權(quán)保障和土地貿(mào)易收益，提高土地抵押價值和改善信貸渠道，促進農(nóng)地投資[10][11][12]。勞動力在不同經(jīng)濟部門間的分配也是土地產(chǎn)權(quán)影響經(jīng)濟績效的重要途徑[13]。

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)改善與勞動力配置緊密相關(guān)。農(nóng)地確權(quán)解決了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)模糊性問題，深刻影響農(nóng)村勞動力就業(yè)決策和就業(yè)穩(wěn)定性[14][15]。一方面，農(nóng)地確權(quán)通過增加農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度，提升地權(quán)的穩(wěn)定性預(yù)期和農(nóng)村土地的內(nèi)在價值[16]，直接促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)[17][18]。另一方面，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的作用機制受到生產(chǎn)率改進效應(yīng)和勞動力轉(zhuǎn)移成本效應(yīng)的雙重影響，隨著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度的提升，對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響呈現(xiàn)先促進后抑制的變動趨勢[19]。在當(dāng)前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度下，農(nóng)地確權(quán)顯著增加農(nóng)村勞動力農(nóng)業(yè)就業(yè)比重，隨著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強化，農(nóng)業(yè)就業(yè)轉(zhuǎn)移數(shù)量會減少[20][21]。

從國際視角來看，土地確權(quán)不僅在中國發(fā)生，在其他發(fā)展中國家也有廣泛的實踐[22]。土地產(chǎn)權(quán)與國際移民之間的關(guān)系是一個重要研究方向，產(chǎn)權(quán)不明確會增加移民的遷移成本。Field(2002)、Janvry等(2015)通過對墨西哥、秘魯實施的土地產(chǎn)權(quán)認證的政策效果評估后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)使更多居民向農(nóng)業(yè)社區(qū)外遷移，從而提高了勞動力要素的配置效率[13][5]。而Brauw等(2012)對埃塞俄比亞的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶是否移民沒有顯著影響[23]。區(qū)別于西方國家的土地私有產(chǎn)權(quán)，中國農(nóng)地歸屬集體所有。由于中國戶籍制度和農(nóng)村土地制度的安排，地權(quán)不穩(wěn)定妨礙人口遷移尤其是縮短了遷移持續(xù)時間，中國的城鄉(xiāng)人口流動相較于其他國家具有明顯的暫時性特征。研究中國農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響，為更好地評估農(nóng)地確權(quán)的政策效果提供中國的經(jīng)驗證據(jù)。

(二)理論分析

農(nóng)地具有生產(chǎn)性和財產(chǎn)性的雙重功能，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度的變化對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策呈現(xiàn)差異化影響[8]。生產(chǎn)性功能是農(nóng)地的首要功能，農(nóng)地確權(quán)帶來產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的提升，直接促進農(nóng)業(yè)增收并具有顯著的生產(chǎn)效率改進效應(yīng)[19]。財產(chǎn)性功能是農(nóng)地作為一種生產(chǎn)要素，通過流轉(zhuǎn)、抵押等方式在獲得非生產(chǎn)性收入過程中形成的。農(nóng)地確權(quán)提高了產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性、排他性和可交易性[3]，降低農(nóng)戶失地風(fēng)險，同時促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)，給農(nóng)戶帶來財產(chǎn)性收入，減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移成本。相較于商品市場和服務(wù)市場，要素市場發(fā)育不夠充分，特別是土地要素市場發(fā)展更為滯后，嚴重制約農(nóng)地財產(chǎn)性功能的發(fā)揮，使農(nóng)地流轉(zhuǎn)更多發(fā)生在親屬之間或村莊內(nèi)部，降低了農(nóng)地流轉(zhuǎn)收益。因此，在當(dāng)前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度和土地要素市場發(fā)展的現(xiàn)狀下，農(nóng)村土地主要發(fā)揮生產(chǎn)性功能，農(nóng)地確權(quán)帶來的生產(chǎn)效率改進效應(yīng)更為明顯，使更多農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：農(nóng)地確權(quán)減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，更多農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

從理論上來看，農(nóng)地確權(quán)通過擴大農(nóng)地面積和增加農(nóng)業(yè)投資影響農(nóng)村勞動力就業(yè)決策。以農(nóng)地確權(quán)為核心的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革增強了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度，減少因農(nóng)地頻繁調(diào)整帶來的農(nóng)地細碎化和農(nóng)地投入不足等問題，直接促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的改進和農(nóng)業(yè)績效的提升。在農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定的情況下，農(nóng)地在未來可能出現(xiàn)的調(diào)整削弱了農(nóng)戶對農(nóng)地產(chǎn)出的穩(wěn)定預(yù)期，使大量農(nóng)地閑置拋荒、農(nóng)地投入激勵不足，降低農(nóng)地投資積極性和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。具體而言，由于戶籍制度在農(nóng)村人口與農(nóng)業(yè)用地之間建立了一種制度層面的緊密聯(lián)系，在農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不明晰的情況下，地權(quán)穩(wěn)定性較差，農(nóng)民外出從事非農(nóng)工作會面臨失地風(fēng)險，特別是落戶城市使家庭人口規(guī)模減少。出于平等分配土地的需求，可能出現(xiàn)在農(nóng)地確權(quán)時對家庭土地的重新分配，進而農(nóng)戶減少農(nóng)業(yè)投入[24]。農(nóng)地確權(quán)后地權(quán)穩(wěn)定性提升，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預(yù)期收益和農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的機會成本，同時有助于增加農(nóng)地生產(chǎn)性投入，減少農(nóng)地拋荒，帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提高和農(nóng)業(yè)耕地面積的增加，吸引更多農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[3]。農(nóng)地確權(quán)通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)揮資源配置效應(yīng)，加速農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營[15][17]，擴大了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)耕地面積，直接增加農(nóng)業(yè)勞動力需求[4]?，F(xiàn)有研究表明，農(nóng)地確權(quán)能促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[25]、增加農(nóng)業(yè)投資[26]、提高農(nóng)地所有者的土地面積[27]，具有投資激勵效應(yīng)和資源配置效應(yīng)[28]。農(nóng)地面積和農(nóng)業(yè)投資增加又提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進農(nóng)業(yè)增收，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)勞動的機會成本隨之增加，進而顯著減少農(nóng)村勞動力外出從事非農(nóng)就業(yè)。據(jù)此，本文提出假設(shè)2-1：農(nóng)地確權(quán)通過擴大農(nóng)地面積減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)；假設(shè)2-2：農(nóng)地確權(quán)通過增加農(nóng)業(yè)投入減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

本研究使用的數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心開展的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查”(CLDS)微觀數(shù)據(jù)(現(xiàn)已開放2012、2014和2016年)(1)數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心開展的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)”(http:∥css.sysu.edu.cn)。。該調(diào)查數(shù)據(jù)廣泛用于研究中國勞動力的現(xiàn)狀及變動，樣本調(diào)查范圍覆蓋除港澳臺、西藏、海南外的中國29個省份。

本文研究農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響及其作用機制。農(nóng)地確權(quán)是文章關(guān)注的核心解釋變量，而CLDS2012年問卷并未包含農(nóng)地確權(quán)的相關(guān)信息，故主要使用CLDS2014、2016年數(shù)據(jù)，采用家庭問卷中“是否領(lǐng)到農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書”來測度農(nóng)地確權(quán)。具體數(shù)據(jù)處理如下：首先，將家庭、村居層面數(shù)據(jù)與個體層面數(shù)據(jù)進行匹配；其次，由于聚焦于農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響，剔除個體層面的就業(yè)類型缺失樣本及家庭問卷中沒有記錄“是否領(lǐng)到農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書”的樣本。

經(jīng)處理后，在CLDS2014、2016年數(shù)據(jù)中，受訪者所在家庭領(lǐng)到“農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書”分別占比49.64%和52.66%。現(xiàn)有數(shù)據(jù)反映農(nóng)地確權(quán)已取得明顯進展，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)能較好地評估農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響。從CLDS2014、2016年數(shù)據(jù)中農(nóng)地確權(quán)情況來看，大部分受訪者所在家庭的農(nóng)地確權(quán)發(fā)生在2014年以前，考慮到一項政策實施可能隨著時間的推移導(dǎo)致影響力度發(fā)生變化，因此在實證分析中主要采用CLDS2014年數(shù)據(jù)，穩(wěn)健性檢驗中進一步結(jié)合CLDS2016年數(shù)據(jù)，探究隨著農(nóng)地確權(quán)政策在全國范圍持續(xù)推進，其對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響是否發(fā)生改變。

(二)變量選取

1.被解釋變量：農(nóng)村勞動力就業(yè)決策。勞動力的就業(yè)選擇往往是個體做出決策，根據(jù)個體問卷中受訪者對職業(yè)的回答，農(nóng)業(yè)就業(yè)賦值為0，非農(nóng)就業(yè)賦值為1。在穩(wěn)健性檢驗中，選取家庭問卷中家庭是否從事非農(nóng)勞動及家庭從事非農(nóng)勞動力占比來測度。

表1匯報了受訪者個體所在家庭農(nóng)地未確權(quán)和已確權(quán)被解釋變量的組間差異T檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)、家庭是否從事非農(nóng)勞動及家庭非農(nóng)勞動力占比均存在顯著的組間差異，農(nóng)地未確權(quán)組別的非農(nóng)就業(yè)樣本均值顯著高于已確權(quán)組別。

表1 農(nóng)村勞動力就業(yè)決策分組檢驗

2.核心解釋變量：農(nóng)地確權(quán)。根據(jù)家庭問卷中“是否領(lǐng)到農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書”來進行測度，農(nóng)地已確權(quán)賦值為1，尚未確權(quán)賦值為0。

3.控制變量。個體層面包括個體性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、是否黨員；家庭層面包括家庭總?cè)藬?shù)、家庭年總收入；村居層面包括村莊地勢、村莊人口數(shù)量、村民人均年收入、村莊農(nóng)業(yè)人口比例、村莊耕地面積、村莊是否有非農(nóng)經(jīng)濟。

表2 變量說明及描述性統(tǒng)計

(三)模型選擇

為研究農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響，受訪個體做出農(nóng)業(yè)或非農(nóng)就業(yè)決策基于自身效用最大化考慮且為二元離散選擇變量，故本文采用如下的Logit回歸模型：

yi=δCertifi+βxi+ui+εi

其中，yi表示受訪者是否從事非農(nóng)就業(yè)，從事非農(nóng)就業(yè)時取值為1，否則為0；Certifi表示受訪者所在家庭的農(nóng)地確權(quán)情況，領(lǐng)到“農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書”的取值為1，否則為0；δ為核心解釋變量的系數(shù)，xi表示個體、家庭、村居層面的控制變量，β為控制變量的系數(shù)，ui表示省份固定效應(yīng)，εi表示隨機誤差項。

四、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸結(jié)果

本文在基準回歸中采用CLDS2014年數(shù)據(jù)，通過逐步添加控制變量的方法，以觀察核心解釋變量農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響。表3的基準回歸結(jié)果顯示，模型整體擬合情況較好，核心解釋變量均在1%的水平上顯著為負，反映農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)有著顯著的負向影響。在當(dāng)前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度下，農(nóng)地確權(quán)減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，使更多農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，本文提出的假設(shè)1成立。在加入個體、家庭和村居層面的控制變量后，農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率下降4.9%。總的來看，農(nóng)地確權(quán)顯著提高了農(nóng)村勞動力的農(nóng)業(yè)勞動參與度，更多農(nóng)村勞動力選擇農(nóng)業(yè)就業(yè)。

表3 基準回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.采用村居聚類標(biāo)準誤。在基準回歸中運用穩(wěn)健標(biāo)準誤時可能存在村居層面?zhèn)€體組內(nèi)自相關(guān)，在此采用村居聚類標(biāo)準誤對模型進行估計。表4的(1)列顯示，村居聚類標(biāo)準誤與穩(wěn)健標(biāo)準誤非常接近，核心解釋變量均在1%的水平上顯著，表明即使考慮村居樣本可能存在組內(nèi)自相關(guān)，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的負向影響依舊穩(wěn)健，故本研究使用穩(wěn)健標(biāo)準誤和村居聚類標(biāo)準誤均可。

2.替換被解釋變量測度指標(biāo)。在穩(wěn)健性檢驗中，我們分別采用家庭是否從事非農(nóng)勞動和家庭非農(nóng)勞動力占比來度量(回歸結(jié)果見表4的(2)和(3)列)。由于家庭非農(nóng)勞動力占比并非二元離散選擇變量，故采用OLS模型進行估計。從估計結(jié)果來看，農(nóng)地確權(quán)對家庭是否從事非農(nóng)勞動及家庭非農(nóng)勞動力占比均存在顯著的負相關(guān)，與基準回歸結(jié)果一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.使用不同估計方法。在基準回歸中采用Logit模型估計，在此運用二項Probit模型進行穩(wěn)健性檢驗?？梢?，表4的(4)列估計結(jié)果與基準回歸基本一致，因此本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.加入城市層面的控制變量。農(nóng)村勞動力就業(yè)決策不僅與受訪者個體、所在家庭和村莊特征有關(guān)，而且可能受到所在城市特征的影響。本文在穩(wěn)健性檢驗中進一步控制受訪者所在地級市層面的城市經(jīng)濟發(fā)展水平(地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值)、總?cè)丝?年末總?cè)丝诘膶?shù)值)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的GDP占比)和政府財政支出(地方財政一般預(yù)算內(nèi)支出的對數(shù)值)，以控制城市層面的影響。表4的(5)列顯示，農(nóng)地確權(quán)顯著減少了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，說明控制地級市層面的特征后核心結(jié)論依舊穩(wěn)健。

5.選取CLDS2016年數(shù)據(jù)進行檢驗。在CLDS2016年數(shù)據(jù)中受訪者農(nóng)地確權(quán)比例較CLDS2014年提升3.02個百分點，進一步考察隨著農(nóng)村土地確權(quán)登記頒證工作在全國范圍推進，其對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響是否發(fā)生變化。表5的(1)和(2)列分別匯報了采用Logit模型與Probit模型的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)與CLDS2014年數(shù)據(jù)得出的結(jié)論基本一致，即農(nóng)地確權(quán)抑制了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，隨著農(nóng)地確權(quán)比例上升，對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的負向影響有所下降(大約2個百分點)，說明在當(dāng)前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度下，農(nóng)地確權(quán)的持續(xù)推進對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響減弱，農(nóng)業(yè)吸納就業(yè)能力有限，政策實施效果存在階段性。目前，農(nóng)村地區(qū)勞動力結(jié)構(gòu)尚不能滿足農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展需求，為推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化和實施鄉(xiāng)村振興，需在農(nóng)地確權(quán)的基礎(chǔ)上推動農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度進一步改革，改善農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)，發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

表5 選用CLDS2016年數(shù)據(jù)、剔除勞務(wù)大省數(shù)據(jù)及PSM估計結(jié)果

6.剔除勞務(wù)輸出大省數(shù)據(jù)。陳奕山等(2018)認為農(nóng)地確權(quán)推廣可能存在選擇性偏誤，勞務(wù)輸出大省傾向于率先實施農(nóng)地確權(quán)[29]。本文剔除四川、安徽、河南、江西四個勞務(wù)輸出大省的樣本數(shù)據(jù)，分別采用Logit模型和Probit模型進行回歸并控制省份固定效應(yīng)。表5的(3)和(4)列估計結(jié)果與基準回歸較為一致，證明本文結(jié)論仍然穩(wěn)健。

(三)內(nèi)生性處理

農(nóng)地確權(quán)作為一項農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革政策，政策實施的區(qū)域可能存在選擇性。為緩解可能存在樣本選擇帶來的內(nèi)生性問題，本文使用傾向得分匹配法(PSM)對匹配后的樣本進行估計，通過Logit模型來估計傾向得分，采用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配三種方法。其中，最近鄰匹配為1∶1有放回匹配，半徑匹配的半徑為0.05，核匹配中使用默認寬帶0.06。匹配后各變量的標(biāo)準化偏差均降至10%以內(nèi)且不顯著，滿足平衡性假設(shè)。表5的(5)和(6)列匯報了匹配后樣本的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)三種匹配方法的結(jié)果較接近且半徑匹配與核匹配的結(jié)果一致(限于篇幅，核匹配結(jié)果未匯報)，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響均顯著為負，表明考慮可能存在的選擇性偏誤后，農(nóng)地確權(quán)仍顯著降低農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。

(四)機制分析

從上述分析可知，農(nóng)地確權(quán)顯著降低農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，本部分對其中的影響機制進行檢驗。根據(jù)理論分析，這里重點考察農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地面積和農(nóng)業(yè)投入的作用機制影響農(nóng)村勞動力就業(yè)決策，使用中介效應(yīng)模型進行檢驗[30]。農(nóng)地面積采用受訪者所在家庭耕地面積的對數(shù)值來測度，農(nóng)業(yè)投入采用受訪者所在家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營投入的對數(shù)值來測度(回歸結(jié)果如表6所示)。

表6的(1)列表明，農(nóng)地確權(quán)在1%的顯著性水平上增加受訪者所在家庭的耕地面積。(2)列將農(nóng)地確權(quán)、農(nóng)地面積加入回歸方程后發(fā)現(xiàn)，隨著家庭耕地面積的擴大顯著減少了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。采用同樣的方法檢驗農(nóng)地確權(quán)能否通過增加農(nóng)業(yè)投入影響農(nóng)村勞動力就業(yè)決策，(3)列顯示農(nóng)地確權(quán)促進了農(nóng)業(yè)投入增加，(4)列進一步發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)投入增加會減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，對農(nóng)村勞動力農(nóng)業(yè)就業(yè)具有顯著的促進作用。

表6中匯報了Sobel檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)Goodman-1、Goodman-2統(tǒng)計量Z的P值均顯著拒絕原假設(shè)，且使用bootstrap法抽樣1000次，以農(nóng)地面積和農(nóng)業(yè)投入作為中介變量時的中介效應(yīng)皆在1%的置信區(qū)間上顯著(2)限于篇幅，抽樣結(jié)果未匯報，作者備索。，與Sobel檢驗結(jié)果一致。也就是說，存在以農(nóng)地面積、農(nóng)業(yè)投入為中介變量的中介效應(yīng)，論證了本文假設(shè)2-1和假設(shè)2-2成立。這一結(jié)果表明農(nóng)地確權(quán)通過擴大農(nóng)地面積、增加農(nóng)業(yè)投入來減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，促進農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，且分別能解釋農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)影響的34.55%、21.63%。

(五)異質(zhì)性分析

1.地區(qū)異質(zhì)性。由于中國地區(qū)間農(nóng)地確權(quán)進度和經(jīng)濟發(fā)展水平存在較為明顯的差異，可能引起農(nóng)地確權(quán)政策作用效果的地區(qū)異質(zhì)性，本文按照東部、中西部地區(qū)對樣本展開實證分析。表7的(1)和(2)列實證結(jié)果顯示，東部和中西部地區(qū)農(nóng)地確權(quán)都顯著降低農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)比重，且東部地區(qū)的負向影響更強。當(dāng)前，中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護尚處于初步開展階段，從樣本數(shù)據(jù)來看，東部、中西部地區(qū)農(nóng)地確權(quán)比例分別約為40%、58%，東部地區(qū)農(nóng)地確權(quán)進度落后于中西部地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)實施之初的政策效果往往更好并顯著提高農(nóng)地的生產(chǎn)性功能。由于東部地區(qū)勞動力成本上漲，大量勞動密集型企業(yè)轉(zhuǎn)移到中西部地區(qū)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級加速推進帶來了東部地區(qū)的勞動密集型企業(yè)的整體用工需求減少。而農(nóng)地確權(quán)有助于擴大農(nóng)地面積和增加農(nóng)業(yè)投資，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益。隨著農(nóng)村建設(shè)力度不斷加大，東部農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施配套較好，城鄉(xiāng)差距逐漸縮小。農(nóng)村勞動力在就業(yè)決策時基于成本和收益的綜合考量，農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)村勞動力更多選擇從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，且對年齡較大、教育水平較低的農(nóng)村勞動力的影響更為顯著。由于土地的邊際報酬遞減，農(nóng)業(yè)對就業(yè)吸納能力有限[8]。隨著農(nóng)地確權(quán)的繼續(xù)推進，未來農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護力度的進一步加強，不僅使農(nóng)地生產(chǎn)性功能得到充分體現(xiàn)，農(nóng)地財產(chǎn)性功能也得以釋放，對農(nóng)村勞動力的就業(yè)決策可能產(chǎn)生新的影響。

2.農(nóng)作物種植異質(zhì)性。地區(qū)農(nóng)作物種植的差異直接影響農(nóng)村勞動力配置。丁從明等(2020)的研究發(fā)現(xiàn)，水稻和小麥種植方式的差異形成對勞動力類型的不同偏好，水稻的精耕細作種植特性使水稻主產(chǎn)區(qū)需更密集的勞動力投入[31]。本文進一步考慮不同地區(qū)農(nóng)作物種植差異的影響，根據(jù)南稻北麥的地區(qū)農(nóng)作物種植特性進行分組(回歸結(jié)果見表7的(3)和(4)列)。可見，無論在小麥種植區(qū)還是水稻種植區(qū)，農(nóng)地確權(quán)都減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，且對水稻種植區(qū)的影響更大，說明在當(dāng)前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護強度下，農(nóng)地確權(quán)更多地提升了農(nóng)地的生產(chǎn)性功能，小麥種植區(qū)對勞動力的需求低于水稻種植區(qū)，故水稻種植區(qū)農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響更大，更多農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

表7 劃分地區(qū)、不同農(nóng)作物種植、是否跨縣流動的異質(zhì)性檢驗結(jié)果

3.勞動力是否跨縣流動異質(zhì)性。在分析農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響中，進一步考慮勞動力是否跨縣流動，并根據(jù)問卷中受訪者是否跨縣流動進行分組，對比分組的回歸結(jié)果是否存在顯著差異。從表7的(5)和(6)列結(jié)果可知，無論勞動力是否跨縣流動，農(nóng)地確權(quán)都顯著促進農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。在跨縣流動樣本中，農(nóng)地確權(quán)使更多農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，主要是因為農(nóng)村勞動力選擇就業(yè)時會綜合考慮流動機會成本和潛在回報，在其他條件給定時更傾向于本地就業(yè)。

4.村居異質(zhì)性。本文通過加入農(nóng)地確權(quán)與村莊地勢、村莊耕地面積、村莊是否有非農(nóng)經(jīng)濟的交互項來考察村居特征是否存在異質(zhì)性影響。從表8的回歸結(jié)果可知，核心解釋變量農(nóng)地確權(quán)及交互項的系數(shù)皆顯著。相較于平原地區(qū)，丘陵或山地的村莊農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升有限，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力農(nóng)業(yè)就業(yè)的正向影響更弱。村莊有非農(nóng)經(jīng)濟時，農(nóng)地確權(quán)后其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性功能得到提升，更多勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動。

表8 村居異質(zhì)性檢驗結(jié)果(N=6858)

五、研究結(jié)論及政策啟示

(一)研究結(jié)論

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革與農(nóng)村勞動力要素配置密切相關(guān)。本文采用2014、2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)，將家庭、村居層面數(shù)據(jù)與個體層面數(shù)據(jù)進行匹配，實證研究農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力就業(yè)決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)存在顯著負向影響，更多農(nóng)村勞動力選擇從事農(nóng)業(yè)就業(yè)。運用CLDS2014年數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，在其他條件不變的情況下，農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率比農(nóng)地未確權(quán)低4.9%。進一步地，結(jié)合CLDS2014、2016年數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，隨著農(nóng)地確權(quán)在全國范圍持續(xù)推進，其對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的負向影響力度有所減弱(大約2個百分點)；第二，機制檢驗顯示，農(nóng)地確權(quán)通過擴大農(nóng)地面積、增加農(nóng)業(yè)投入來減少農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，促進農(nóng)村勞動力選擇農(nóng)業(yè)就業(yè)，且分別能解釋農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)影響的34.55%、21.63%；第三，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，東部地區(qū)、水稻種植區(qū)、存在跨縣流動、平原地區(qū)和有非農(nóng)經(jīng)濟村莊的農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)村勞動力農(nóng)業(yè)就業(yè)的促進作用更為顯著。

(二)政策啟示

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)與“三農(nóng)”問題緊密相關(guān)，事關(guān)鄉(xiāng)村振興和共同富裕。農(nóng)地確權(quán)既影響農(nóng)村地區(qū)土地要素資源配置效率，也影響勞動力要素的跨地區(qū)流動及配置效率。農(nóng)地確權(quán)是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革的起步階段，在當(dāng)前新一輪農(nóng)地確權(quán)已基本完成的情況下，還需繼續(xù)深入推進改革?；谝陨戏治?，本文得到如下的政策啟示：農(nóng)村地區(qū)需深入推進農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革，消除阻礙勞動力自由流動的制度性壁壘，在釋放農(nóng)地生產(chǎn)性功能的同時強化農(nóng)地的財產(chǎn)性功能。在新一輪農(nóng)地確權(quán)的基礎(chǔ)上，建立和完善土地出讓市場，賦予農(nóng)地在產(chǎn)權(quán)明確情況下交易的權(quán)利，推動農(nóng)村土地市場化改革，盤活存量農(nóng)地資產(chǎn)。隨著農(nóng)村土地制度改革的逐步深入、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護力度的持續(xù)增強，不僅農(nóng)地生產(chǎn)性功能得到充分發(fā)揮，農(nóng)地的財產(chǎn)性功能也能極大釋放。在穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、促進農(nóng)業(yè)增收的同時，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，進一步推動農(nóng)村居民福利水平提升，切實推進共同富裕。