勞動力轉(zhuǎn)移、性別差異與農(nóng)地流轉(zhuǎn)及合約選擇

朱文玨　羅必良

摘要?通過構(gòu)建“勞動力轉(zhuǎn)移-性別差異-農(nóng)地流轉(zhuǎn)及合約選擇”分析框架，分析勞動力轉(zhuǎn)移性別差異背后的行為經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，進(jìn)而探討不同性別的勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策與合約選擇的差異化影響機(jī)制。理論研究表明，女性在家庭中起粘結(jié)家庭成員的作用，女性勞動力非農(nóng)就業(yè)更能體現(xiàn)家庭的“離農(nóng)”，因而女性勞動力的非農(nóng)就業(yè)行為對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策具有更明顯的促進(jìn)作用;男性是農(nóng)戶家庭在村莊中排他能力的標(biāo)志，具有不可忽視的農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險規(guī)避功能，因而男性勞動力的外出就業(yè)距離對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的合約選擇起決定性作用。利用全國9?。▍^(qū)）4 772個農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，計量結(jié)果表明：①女性勞動力非農(nóng)就業(yè)比例每增加10%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積占承包地面積比例增加1.06%;②男性勞動力縣外就業(yè)比例每增加10%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地時簽訂關(guān)系型合約的可能性增加1.11%;③男性勞動力縣外就業(yè)比例每增加10%，意愿合約形式為無合同的可能性增加0.63%，意愿合約形式為口頭合同的可能性增加0.29 %，意愿合約形式為書面合同的可能性減少0.91%。這意味著，為了勞動力流轉(zhuǎn)市場與農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場更流暢地互動，應(yīng)為農(nóng)村女性勞動力營造一個更加合適、有利和公平的非農(nóng)就業(yè)環(huán)境，這可成為未來農(nóng)村勞動力就業(yè)扶持政策的重要方向。另一方面，促進(jìn)正式契約與關(guān)系型合約的有機(jī)銜接，有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的正式化與規(guī)范化，從而為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的健康發(fā)育提供有力保障。

關(guān)鍵詞?勞動力轉(zhuǎn)移;性別差異;農(nóng)地供給決策;農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇

中圖分類號?F304.6

文獻(xiàn)標(biāo)識碼?A?文章編號?1002-2104（2020）01-0160-10?DOI：10.12062/cpre.20190812

農(nóng)地的流轉(zhuǎn)與集中被視為化解我國農(nóng)地小規(guī)模分散化經(jīng)營格局的重要策略[1-3]。從要素配置角度來說，家庭勞動力轉(zhuǎn)移是農(nóng)戶流轉(zhuǎn)農(nóng)地的原始動因[4-5]，往往被視為影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育的重要因素。學(xué)術(shù)界較為一致的觀點是，隨著我國工業(yè)化、城市化進(jìn)程逐漸加快，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)機(jī)會成本的上升將誘使農(nóng)戶將家庭勞動力配置于非農(nóng)崗位，由此誘發(fā)農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策并推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育[6]。但事實上，相較于大規(guī)模的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育明顯滯后[7-8]，表明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育并非簡單的線性關(guān)系，這為后續(xù)研究提供了進(jìn)一步深化的可能空間。

探尋勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)地要素流動之間的互動機(jī)制，至少有兩個方向需要拓展。一是對勞動力轉(zhuǎn)移及其效應(yīng)的拓展。勞動力轉(zhuǎn)移表征為個體行動，而農(nóng)地流轉(zhuǎn)則是家庭聯(lián)合決策[9]，勞動力個體非農(nóng)轉(zhuǎn)移并不完全直接指向家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出。家庭中勞動個體具有差異性，其經(jīng)濟(jì)行為隱含著不同的行為發(fā)生學(xué)機(jī)理，因而不同成員的非農(nóng)轉(zhuǎn)移將對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策產(chǎn)生異質(zhì)性影響?？梢?，識別家庭勞動力轉(zhuǎn)移的結(jié)構(gòu)性特征就顯得尤為重要。其中，勞動力性別差異及其影響越來越受到學(xué)界的廣泛關(guān)注[10]。女性勞動參與、家庭與工作平衡、照料等無酬勞動的價值顯現(xiàn)等研究方向的涌現(xiàn)，意味著女性勞動力轉(zhuǎn)移可能有著特別的意義。二是對農(nóng)地要素流動內(nèi)涵的拓展。農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策具有兩個重要內(nèi)涵，首先是“量”的問題，表現(xiàn)為農(nóng)地的是否轉(zhuǎn)出以及轉(zhuǎn)出率或轉(zhuǎn)出規(guī)模;其次是“質(zhì)”的問題，表現(xiàn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中的合約選擇及其規(guī)范性程度。前者代表農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場生成，后者表達(dá)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育程度及可持續(xù)性。盡管截至2017年底全國土地流轉(zhuǎn)面積已達(dá)到家庭承包耕地總面積的35%，但實際發(fā)生的農(nóng)地流轉(zhuǎn)大多并非是由價格誘導(dǎo)的市場型流轉(zhuǎn)，而是“村落里的熟人”間的關(guān)系型流轉(zhuǎn)。發(fā)生于親友鄰居、其他普通農(nóng)戶之間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)占全部農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的比例高達(dá)88.48%[11]。農(nóng)地關(guān)系型流轉(zhuǎn)的趨向性導(dǎo)致“小農(nóng)格局”的復(fù)制，嚴(yán)重制約了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場對化解我國農(nóng)地小規(guī)模、低效率經(jīng)營格局的作用效果。

挖掘農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的結(jié)構(gòu)性含義，據(jù)此誘導(dǎo)農(nóng)戶做出農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策，同時推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化與合約規(guī)范化，是有待進(jìn)一步深化的研究。依循上述兩個方向的拓展，本文基于“勞動力轉(zhuǎn)移—性別差異—農(nóng)地流轉(zhuǎn)及合約選擇”框架，分析勞動力轉(zhuǎn)移性別差異背后隱含的經(jīng)濟(jì)學(xué)內(nèi)涵，探討其對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策與合約選擇的影響機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上揭示相應(yīng)的政策含義。

1?文獻(xiàn)回顧

1.1?勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策

勞動力要素流動與農(nóng)地要素流動互動作用的文獻(xiàn)非常豐富，并主要集中于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策等領(lǐng)域。早期研究認(rèn)為，具有務(wù)工或務(wù)農(nóng)比較優(yōu)勢的農(nóng)村勞動力一旦開始追求利潤最大化，就會產(chǎn)生流轉(zhuǎn)農(nóng)地的意愿[12]，以此為邏輯機(jī)理的實證文章也均證實非農(nóng)勞動力市場發(fā)育會顯著促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展[13-14]。

隨后的研究將勞動力市場特征與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特性引入，認(rèn)為勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移不一定引致農(nóng)地流轉(zhuǎn)。農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)面臨不確定性風(fēng)險，加之農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又具有明顯的季節(jié)性特征，使得勞動個體利用勞動時間供給的可分性進(jìn)行兼業(yè)成為一個合理的勞動配置策略[15]。這種“鐘擺式”“候鳥型”流動模式，“半工半農(nóng)”的兼業(yè)型農(nóng)民的形成，將抑制農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策。由于兼業(yè)行為難以分享專業(yè)化分工帶來的經(jīng)濟(jì)性，亦不利于農(nóng)村勞動力的人力資本積累，因此，隨著非農(nóng)就業(yè)市場的擴(kuò)張與升級，個體兼業(yè)所帶來的非專業(yè)化損失將耗散其原有的好處，故農(nóng)村勞動力兼業(yè)問題會隨時間推移得以改善[16]。

進(jìn)一步的有關(guān)研究引入家庭內(nèi)分工理論，認(rèn)為即使不存在勞動力個體的兼業(yè)，農(nóng)戶家庭的兼業(yè)也是客觀存在的。盡管農(nóng)戶家庭中存在一定比例的勞動力非農(nóng)就業(yè)，但若有部分勞動力仍留在農(nóng)村務(wù)農(nóng)，農(nóng)戶家庭則沒有轉(zhuǎn)出農(nóng)地的必然性。這可以從生產(chǎn)要素替代角度進(jìn)行解釋。農(nóng)戶增加勞動替代型的機(jī)械投入、購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)，甚至是粗放經(jīng)營，均能有效替代家庭務(wù)農(nóng)勞動力的減少，因此，勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移并不必然帶來農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的供給增加。依循此邏輯，有關(guān)研究從不同角度驗證農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的非線性關(guān)系：宏觀層面研究發(fā)現(xiàn)， 2016年參與非農(nóng)工作的農(nóng)村勞動力比例已達(dá) 65.92%，遠(yuǎn)超于農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積比例35%，可見非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的正面效應(yīng)被高估[4];隨著農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)市場的發(fā)育，農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的促進(jìn)作用趨減[17];微觀層面研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶中男性與女性勞動力同時轉(zhuǎn)移是農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場規(guī)模擴(kuò)大的關(guān)鍵[9];農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移是否能促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)存在一個門檻值，當(dāng)農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移比例小于門檻值0.4，勞動力轉(zhuǎn)移不會促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)[18]。

1.2?勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇

相較農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策影響研究，農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移及其特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇的影響研究幾乎是被忽視的領(lǐng)域。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約選擇及其締約穩(wěn)定性關(guān)乎農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育質(zhì)量，是備受關(guān)注的議題。既有文獻(xiàn)聚焦正式合約與關(guān)系性合約的作用機(jī)制?，F(xiàn)代主流契約理論認(rèn)為，以法律為后盾的正式契約是交易秩序的重要來源。正式契約能提供一個立法邊界的制度框架，可減少機(jī)會主義的活動空間，限制合作關(guān)系中的道德風(fēng)險[19]。但在現(xiàn)實運作中，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場普遍存在著非正式締約現(xiàn)象[20-22]。關(guān)系治理是這一現(xiàn)象的重要理論解釋。與“陌生人”的市民社會不同，中國鄉(xiāng)村普遍具有鄉(xiāng)土性[23]，彼此熟悉的村民內(nèi)嵌于同一張社會網(wǎng)絡(luò)。在利益結(jié)構(gòu)、約定人結(jié)構(gòu)和控制能力等因素的約束下，村域中的社群關(guān)系將對合約產(chǎn)生不同程度的嵌入效應(yīng)[24]。在此情景下，締約方可能會采取降低合約規(guī)范性、讓渡合約內(nèi)利益等方式，以此建立、換取和維護(hù)正式合約外的合作與信任關(guān)系，使得非正式合約成為相對合理且穩(wěn)定的契約選擇[25-26]。在我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中，非正式合約所表征的合約短期化與空合約不但是農(nóng)村社會普遍現(xiàn)象，并且從時間維度上看，以當(dāng)期租約期限為基期，農(nóng)戶的后期租約意愿期限亦有縮短的趨勢，即存在租約期限的“逆向選擇”[11]。

需要進(jìn)一步關(guān)注的問題是，農(nóng)戶的勞動力轉(zhuǎn)移及其結(jié)構(gòu)性特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇具有怎樣的內(nèi)在關(guān)系？研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇機(jī)制的文獻(xiàn)一般從“人”、“地”以及“交易關(guān)系”三個層面推進(jìn)理論分析與實證驗證。其中，關(guān)注“人”層面的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶特性是影響其農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇的關(guān)鍵因素，如錢龍、洪名勇[27]]研究發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)出戶控制權(quán)偏好越強(qiáng)烈，雙方越可能達(dá)成口頭契約、短期契約和無償契約;鐘文晶、羅必良[28]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶締約期限的選擇主要與農(nóng)戶的資源稟賦相關(guān);Huffman和Just[29]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地轉(zhuǎn)出者的風(fēng)險偏好將影響農(nóng)地租賃合約的選擇。但被忽略的是，性別視角下的農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移結(jié)構(gòu)亦是農(nóng)戶特性的重要表征，其應(yīng)同樣作用于農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇。相關(guān)研究幾乎處于空白狀態(tài)。

2?理論線索及其假說

2.1?勞動力性別、家庭粘結(jié)角色與農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策

中國非農(nóng)勞動力市場的性別差異客觀存在，主要體現(xiàn)在就業(yè)機(jī)會、工資水平和權(quán)益保障方面[30]。目前我國城鎮(zhèn)勞動力市場中的性別工資差距不斷擴(kuò)大，與之相關(guān)聯(lián)，農(nóng)村非農(nóng)轉(zhuǎn)移勞動力所面臨的性別差異現(xiàn)象更為嚴(yán)重[31]。農(nóng)村勞動力具有較低的人力資本積累，致使其面向的非農(nóng)就業(yè)崗位集中于對體能要求較高的勞動密集型產(chǎn)業(yè)和低技術(shù)含量的服務(wù)型行業(yè)。男性勞動力與勞動密集型產(chǎn)業(yè)的崗位需求具有更強(qiáng)的匹配性，容易獲得更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會及更高的非農(nóng)就業(yè)收入。在家庭內(nèi)部分工機(jī)制調(diào)節(jié)下，男性勞動力率先選擇非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，而女性勞動力選擇滯留于農(nóng)村，兼顧照料老人、小孩及從事小規(guī)模的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等活動[32]。這是一個理性的家庭聯(lián)合決策選擇。

在上述情境下，農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移并不必然導(dǎo)致其農(nóng)地流轉(zhuǎn)。首先，從要素運作角度看，部分勞動力非農(nóng)就業(yè)并不必然對農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模產(chǎn)生影響。小規(guī)模經(jīng)營格局下，農(nóng)戶家庭往往存在務(wù)農(nóng)邊際效用為零而處于隱性失業(yè)的剩余勞動力，這部分勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移不會對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成影響。即使存在邊際生產(chǎn)力非零值勞動力的轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶依然可以通過改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置方式對該部分轉(zhuǎn)移勞動力進(jìn)行有效替代。其次，從風(fēng)險規(guī)避角度看，農(nóng)地轉(zhuǎn)出是對農(nóng)村傳統(tǒng)的“家庭養(yǎng)老+土地保障”的風(fēng)險規(guī)避模式的沖擊。農(nóng)民外出務(wù)工具有鮮明的被動性和不確定性，離地農(nóng)民無法輕易穩(wěn)定就業(yè)并融入城市。即使農(nóng)村勞動力能夠穩(wěn)定地外出就業(yè)，也難以享有與城鎮(zhèn)勞動力同等的社會保障和福利?？梢姡r(nóng)地依然是農(nóng)戶家庭獲得生存保障的基本手段，對外出務(wù)工的農(nóng)民發(fā)揮直接或間接的失業(yè)保障、醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障等作用[33]。最后也是最重要的是，從家庭行動角度看，家庭女性勞動力留于農(nóng)村往往體現(xiàn)了農(nóng)戶家庭非農(nóng)轉(zhuǎn)移的不徹底性。女性特有的母系親緣關(guān)系，決定了其在家庭中具有不可替代的家庭粘結(jié)作用。從生理層面而言，女性或母親所肩負(fù)照顧老人、生育小孩作用不可替代;從心理層面而言，與女性相聯(lián)系的母愛、責(zé)任、價值觀念、綜合素質(zhì)等是家庭中的精神資源?？梢哉J(rèn)為，家庭女性勞動力仍留在農(nóng)村，決定了農(nóng)戶家庭離農(nóng)轉(zhuǎn)移的不徹底性，此時家庭非農(nóng)就業(yè)勞動力返農(nóng)的可性較大，強(qiáng)化了“家庭養(yǎng)老+土地保障”風(fēng)險規(guī)避模式的作用，不可避免會抑制農(nóng)戶家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策。

可見，女性勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移就業(yè)更能引致著家庭的“離農(nóng)”。而只有家庭的“離農(nóng)”，才能促成農(nóng)戶“離地”并作出農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策。因此，相較男性而言，家庭女性勞動力的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策具有更為直接和顯著的影響。由此提出假說1：?H1：相比男性勞動力，女性勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移就業(yè)對家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策有明顯的促進(jìn)作用，且會顯著增加農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出率。

2.2?勞動力性別、排他能力象征與農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇

農(nóng)地轉(zhuǎn)出合約及其執(zhí)行具有風(fēng)險性，這是由合約的不完全性決定的。Hart和Moore[34]對不完全合約的解釋是：①世界充滿不確定性，無法將未來的不確定性寫入合約;②即使能夠預(yù)料未來的某些情形，但難以用雙方一致同意的語言表達(dá);③即使能夠用文字表達(dá)，但第三方無法識別其原本含義，因而難以裁決。對于農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶而言，其合約執(zhí)行風(fēng)險主要來源于農(nóng)地在承租經(jīng)營中可能面臨的過度利用與地力損耗。

農(nóng)戶化解農(nóng)地轉(zhuǎn)出的合約風(fēng)險，主要依賴于兩個方面的治理渠道。

一是個體排他能力。農(nóng)戶通過個體排他能力規(guī)避合約風(fēng)險，往往受兩個條件約束。其一，性別因素?？陀^上說，父系社會性質(zhì)決定了男性在社會上具有較高地位、力量和權(quán)利。因此，一個家庭在村落經(jīng)濟(jì)活動中的排他能力主要由男性表達(dá)。家庭中的男性勞動力越多，農(nóng)戶在村落中的談判能力、力量顯示與威脅作用則越強(qiáng)。其二，在位控制因素。個體排他能力具有空間邊界約束。當(dāng)農(nóng)戶更多在村莊活動并與村內(nèi)其他主體產(chǎn)生更多的交集時，農(nóng)戶的在位控制以及對合約風(fēng)險的排他能力更強(qiáng)。換言之，當(dāng)家庭中男性勞動力遠(yuǎn)距離外出就業(yè)時，農(nóng)戶家庭在農(nóng)村中的排他能力將受到削弱，其農(nóng)地轉(zhuǎn)出的合約執(zhí)行可能面臨更大風(fēng)險。

二是關(guān)系治理機(jī)制。當(dāng)個體治理能力無法有效治理農(nóng)地轉(zhuǎn)出合約的高風(fēng)險時，社會網(wǎng)絡(luò)及其關(guān)系治理將成為可行手段。合約治理的有效性指的是合約實施過程中機(jī)會主義行為被有效抑制的程度：合約執(zhí)行過程中發(fā)生機(jī)會主義行為的概率越高，合約執(zhí)行面臨的風(fēng)險越大，合約治理有效性越差;反之，合約執(zhí)行過程中發(fā)生機(jī)會主義行為的概率越低，合約治理有效性越高。雖然主流契約理論認(rèn)為，以法律為后盾的正式契約是交易秩序的重要來源，能夠限制合作關(guān)系中的道德風(fēng)險，但在農(nóng)地流轉(zhuǎn)領(lǐng)域，特別是在我國的“鄉(xiāng)土”文化背景下，非正式關(guān)系型合約實際上更具約束力與有效性。關(guān)系合約中包含較強(qiáng)的人格化因素，雙方在長期合作中可能出現(xiàn)的糾紛可以通過合作和其他補償性技術(shù)來處理。利用關(guān)系治理與聲譽機(jī)制而降低締約的重要性，是節(jié)省關(guān)系型合約隱含的治理成本的重要機(jī)制[11]。在農(nóng)地流轉(zhuǎn)的非正式關(guān)系型合約中，締約雙方信息對稱性更強(qiáng)、雙方交往締結(jié)內(nèi)容更繁密、信譽和聲譽在其中發(fā)揮的作用更強(qiáng)，農(nóng)地轉(zhuǎn)入主體采取機(jī)會主義行為所面臨的代價則更高。通過該機(jī)制可以有效抑制合約執(zhí)行風(fēng)險。因此，對于農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶而言，有效合約治理并不一定指向合約的正式性，反而可能指向合約的非正式性。

可見，當(dāng)家庭中男性勞動力遠(yuǎn)距離外出就業(yè)比例較高時，農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約中的治理能力受到削弱。為有效鉗制農(nóng)地轉(zhuǎn)出后農(nóng)地轉(zhuǎn)入方的機(jī)會主義行為，一個可行策略是，農(nóng)戶通過簽訂關(guān)系型合約，確保締約雙方的信息對稱性，并利用聲譽機(jī)制對締約方行為進(jìn)行約束，最終達(dá)到較好合約治理的效果。由此提出假說2：H2：男性勞動力遠(yuǎn)距離轉(zhuǎn)移就業(yè)比例越高，農(nóng)戶家庭在轉(zhuǎn)出農(nóng)地時簽訂關(guān)系型合約的可能性越大。

3?數(shù)據(jù)來源與描述統(tǒng)計

3.1?數(shù)據(jù)來源

本課題組于2015 年初通過分層聚類方法對農(nóng)戶進(jìn)行了抽樣問卷調(diào)查。具體抽樣過程是：首先，根據(jù)各省份總?cè)丝?、人均生產(chǎn)總值、耕地總面積、耕地面積占國土面積比例、農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒壤娃r(nóng)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比例這6個指標(biāo)的聚類特征，并結(jié)合中國七大地理分區(qū)，按照聚類值得分（高、中、低）分別抽取9個省（區(qū)）（包括東部地區(qū)的遼寧省、江蘇省和廣東省，中部地區(qū)的山西省、河南省和江西省，西部地區(qū)的寧夏自治區(qū)、四川省和貴州?。闃颖臼》?然后，根據(jù)上述6 個指標(biāo)對各?。▍^(qū)）的縣級單位進(jìn)行聚類分析，按照聚類值得分（高、中、低）在每個樣本?。▍^(qū)）分別抽取6個縣（合計54個縣），在每個樣本縣按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將鄉(xiāng)鎮(zhèn)分為最高、較高、較低及最低4組（將各鄉(xiāng)鎮(zhèn)GDP按照由大到小順序排列并分成四等份），然后在各組中隨機(jī)抽取1個鄉(xiāng)鎮(zhèn)（其中，在廣東省、江西省的樣本縣分別抽取了10個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)）;接著，在每個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取1個自然村;最后，按照農(nóng)戶年收入水平高低將農(nóng)戶分為5組，并在每組中隨機(jī)挑選2戶農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查。此次調(diào)查共發(fā)放問卷2 880份，回收問卷2 838份，其中有效問卷2 704份。2015年9月和2016年2月，課題組利用同一套問卷對江西省與廣東省進(jìn)一步進(jìn)行農(nóng)戶問卷調(diào)查（排除前述樣本縣域，按照前述抽樣方法，在江西省再抽取25個縣，在廣東省再抽取18個縣，每個縣抽取5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取1個行政村，進(jìn)而隨機(jī)選取2個自然村，每個自然村再依農(nóng)戶年收入水平高低選取10戶農(nóng)戶），分別有2 500戶及1 800戶農(nóng)戶接受調(diào)查，分別獲得有效問卷2 469份及1 704份。將上述調(diào)查樣本合并，共獲得6 877份樣本。剔除缺失重要數(shù)據(jù)的樣本，最終用于本文分析的樣本農(nóng)戶數(shù)量為4 772戶。

3.2?變量選擇與統(tǒng)計描述

（1）被解釋變量I：農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策。農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策有兩個維度，其一為“農(nóng)戶是否進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)”，為0-1變量，適合采用Probit模型進(jìn)行估計。其二為“農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地占承包農(nóng)地面積之比”，為連續(xù)變量，適合采用OLS模型進(jìn)行估計。

（2）被解釋變量II：農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇。農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇，指農(nóng)戶在轉(zhuǎn)出農(nóng)地過程中選擇關(guān)系型合約抑或正式化合約，包括實際合約簽訂類型與意愿合約類型兩個維度。關(guān)系型合約的主要特征為締約雙方的關(guān)聯(lián)博弈強(qiáng)度較高，且合約的條文精準(zhǔn)化程度較低，因此，衡量農(nóng)戶選擇的農(nóng)地轉(zhuǎn)出合約類型，可由兩個重要合約要素所表征：農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象與合約形式。

實際簽訂的農(nóng)地合約一般具有“條款集”的特點，表現(xiàn)為多個合約條款與內(nèi)容的集合，不同條款往往具有相互補充、相互替代以及相互匹配的特性[35。因此，在被解釋變量“實際合約類型”的設(shè)置中，我們將上述兩個合約要素進(jìn)行綜合處理，以適配地衡量實際農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的非關(guān)系化程度。具體而言：①農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象包括親戚鄰居、村內(nèi)農(nóng)戶、村外農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)企業(yè)四個量級（農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為村集體或合作社時，難以辨識其關(guān)系化程度，故在數(shù)據(jù)處理時將此類樣本剔除），依據(jù)其非關(guān)系化程度依次遞增，賦值為1～4;②農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的形式包括無合同、口頭合同與書面合同三個量級，依據(jù)其非關(guān)系化程度依次遞增，賦值為1～3。將兩個要素的賦值數(shù)據(jù)加總，數(shù)值越大，非關(guān)系化程度越高，代表合約的正式化程度越高。

意愿簽訂的農(nóng)地合約沒有“租約集”限制，因而意愿流轉(zhuǎn)對象與意愿合約形式可分別表達(dá)意愿合約的關(guān)系化程度。選擇此兩個合約要素為被解釋變量，并相應(yīng)構(gòu)建計量模型。

上述被解釋變量均為有序分類變量，適合采用Order probit模型。

（3）解釋變量。既有勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移研究一般僅將農(nóng)戶的外出就業(yè)行為視為變量，不同于此，本文將其細(xì)化為家庭中女性和男性勞動力分別的外出就業(yè)行為。另外，對“外出就業(yè)行為”進(jìn)行二次識別，一是家庭勞動力轉(zhuǎn)移程度，此時勞動力是否非農(nóng)就業(yè)是關(guān)鍵;二是家庭勞動力轉(zhuǎn)移距離，此時勞動力是否到縣外就業(yè)是關(guān)鍵。因此，本研究的計量模型有4個關(guān)鍵解釋變量，分別為：①女性非農(nóng)就業(yè)占家庭女性勞動力比例;②男性非農(nóng)就業(yè)占家庭男性勞動力比例;③女性縣外就業(yè)占家庭女性勞動力比例;④男性縣外就業(yè)占家庭男性勞動力比例。將上述變量分別放入模型中進(jìn)行逐步回歸，可識別男性與女性勞動力外出就業(yè)行為分別對家庭農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響。

（4）控制變量。中國農(nóng)情背景下，農(nóng)戶對農(nóng)地的非經(jīng)濟(jì)依賴將影響其農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，因而在模型中控制農(nóng)戶的農(nóng)地依賴特性變量，包括農(nóng)戶的農(nóng)地稟賦效應(yīng)和農(nóng)戶家庭的養(yǎng)老保障渠道。①稟賦效應(yīng)的賦值方法為農(nóng)戶的最低意愿轉(zhuǎn)出租金（WTA）與最高意愿轉(zhuǎn)入租金（WTP）之比，表達(dá)農(nóng)戶對農(nóng)地的心理依賴;②養(yǎng)老保障渠道包括是否依賴商業(yè)養(yǎng)老保險、子女贍養(yǎng)養(yǎng)老、家庭積蓄養(yǎng)老以及政府救濟(jì)養(yǎng)老，反向表達(dá)農(nóng)戶對農(nóng)地的保障依賴。其次，考慮到農(nóng)戶的家庭社會資本會影響其農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象搜尋成本，因此在模型中控制農(nóng)戶的家庭社會資本變量，包括農(nóng)戶戶籍人口中是否有黨員、村民代表及村內(nèi)外干部，是否村里大性，以及親朋好友多寡。第三，考慮到農(nóng)地本身特性也將影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)可能性，因而在模型中控制農(nóng)地特性變量，包括：①農(nóng)地質(zhì)量相關(guān)變量，如肥力條件、灌溉條件、交通條件;②農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度相關(guān)變量，如是否確權(quán)、近五年是否調(diào)整;③承包地稟賦變量，如承包農(nóng)地面積與承包農(nóng)地塊數(shù)。同時，在模型中控制樣本農(nóng)戶的省份及調(diào)研年份。主要變量及描述性統(tǒng)計見表1。

4?模型結(jié)果分析

4.1?結(jié)果分析I：性別差異與農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給決策

4.1.1?農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為

借助Stata15軟件進(jìn)行模型估計，驗證家庭中不同性別勞動力的轉(zhuǎn)移就業(yè)比例對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響，計量結(jié)果見表2。各Probit模型的Wald卡方檢驗值在1%的顯著性水平上顯著，表明各模型的總體擬合效果較好。計量結(jié)果顯示：

（1）觀察模型2-2，從勞動力轉(zhuǎn)移程度來看，變量“女性非農(nóng)就業(yè)占家庭女性勞動力比例”對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為具有顯著正向作用，女性非農(nóng)就業(yè)比例每增加10%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率增加1.17%;變量“男性非農(nóng)就業(yè)占家庭男性勞動力比例”對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為也具有顯著正向作用，男性非農(nóng)就業(yè)比例每增加10%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率增加1.08%。

（2）觀察模型2-4，從勞動力轉(zhuǎn)移距離來看，變量“女性縣外就業(yè)占家庭女性勞動力比例”對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為具有顯著正向作用，女性縣外就業(yè)比例每增加10%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率增加1.01%;變量“男性縣外就業(yè)占家庭男性勞動力比例”對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為也具有顯著正向作用，男性縣外就業(yè)比例每增加10%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率增加0.68%。兩者相較，女性縣外就業(yè)比例的影響作用幾乎是男性縣外就業(yè)比例的兩倍。

（3）觀察模型2-5，家庭勞動力轉(zhuǎn)移程度對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響作用，大于勞動力轉(zhuǎn)移距離對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響作用。表明只要農(nóng)戶家庭勞動力選擇職業(yè)離農(nóng)，農(nóng)戶就會選擇轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

綜上，男性及女性勞動力的非農(nóng)就業(yè)均對農(nóng)戶家庭的農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策有顯著正向影響作用。

4.1.2?轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積

通過模型估計家庭中不同性別勞動力的外出就業(yè)比例對家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地占承包農(nóng)地面積比例的影響，計量結(jié)果見表3。各模型的擬合系數(shù)R2值均在20%以上，表明各模型的擬合度良好。

（1）觀察模型3-2，從勞動力轉(zhuǎn)移程度來看，變量“女性非農(nóng)就業(yè)占家庭女性勞動力比例”對家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地占承包農(nóng)地面積比例具有顯著正向作用，女性非農(nóng)就業(yè)比例每增加10%，轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積占比增加1.05%;變量“男性非農(nóng)就業(yè)占男性勞動力比例”對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為也具有顯著正向作用，男性非農(nóng)就業(yè)比例每增加10%，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率增加0.56%。兩者相較，女性非農(nóng)就業(yè)比例的影響系數(shù)更高。

（2）觀察模型3-5，僅變量“女性非農(nóng)就業(yè)占女性勞動力比例”對家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積占承包地面積比例具有顯著的正向作用，女性非農(nóng)就業(yè)比例每增加10%，轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積占比增加1.06%。

可見，假說H1得到驗證，僅女性勞動力的非農(nóng)就業(yè)比例對家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積比例具有顯著促進(jìn)作用，且計量結(jié)果穩(wěn)健。

4.2?結(jié)果分析II：性別差異與農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇

4.2.1?實際流轉(zhuǎn)合約的非關(guān)系化程度

通過Order-Probit模型估計家庭中不同性別勞動力的外出就業(yè)比例對實際流轉(zhuǎn)合約非關(guān)系化程度的影響，結(jié)果見表4。模型的Wald卡方檢驗值在1%的顯著性水平上顯著，表明模型的總體擬合度較高。

計量結(jié)果顯示，從勞動力轉(zhuǎn)移程度來看，變量“男性縣外就業(yè)占男性勞動力比例” 對農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約非關(guān)系化程度具有顯著負(fù)向影響，但變量“女性縣外就業(yè)占女性勞動力比例” 對合約非關(guān)系化程度不存在顯著影響。進(jìn)一步估計模型邊際效應(yīng)，結(jié)果顯示，家庭男性勞動力到縣外就業(yè)的比例每增加10%，農(nóng)戶簽訂非關(guān)系化程度為2～3的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的概率增加1.11%（0.70%+0.41%），相應(yīng)地，簽訂非關(guān)系化程度為5～7的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的概率減少1.12%（0.29%+0.46%+0.37%）。進(jìn)一步觀察各模型的邊際效應(yīng)估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變量“男性縣外就業(yè)占男性勞動力比例”對兩端結(jié)果（非關(guān)系化程度=2，3，非關(guān)系化程度=6，7）的影響作用較大，對中間結(jié)果（非關(guān)系化程度=4，5）的影響作用少。根據(jù)變量設(shè)置，農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約非關(guān)系化程度數(shù)值越小，代表簽訂的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約越符合關(guān)系型合約的特性。由此證明，家庭中男性勞動力到縣外就業(yè)的比例越高，農(nóng)戶在轉(zhuǎn)出農(nóng)地時選擇市場化、規(guī)范化的正式書面合約的可能性越低，即其更偏向于將農(nóng)地轉(zhuǎn)出予親戚鄰居，并選擇口頭合約，甚者選擇不簽訂合約。

4.2.2?意愿流轉(zhuǎn)合約的非關(guān)系化程度

通過Order-Probit模型估計家庭中不同性別勞動力的外出就業(yè)比例對意愿流轉(zhuǎn)合約非關(guān)系化程度的影響，結(jié)果見表5。兩個模型的Wald卡方檢驗值在1%的顯著性水平上顯著，表明模型的總體擬合度較高。計量結(jié)果表明：

（1） 觀察意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象模型，從勞動力轉(zhuǎn)移距離來看，變量“女性縣外就業(yè)占女性勞動力比例”及變量“男性縣外就業(yè)占男性勞動力比例”對意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象均具有顯著影響。具體而言：女性縣外就業(yè)比例每增加10%，意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為親戚鄰居的概率增加0.89%，意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為本村農(nóng)戶的概率減少0.43%，意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為村外農(nóng)戶的概率減少0.19%，意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為企業(yè)的概率減少0.28%;男性縣外就業(yè)比例每增加10%，意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為親戚鄰居的概率增加0.86%;意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為本村農(nóng)戶的概率減少0.42 %，意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為村外農(nóng)戶的概率減少0.18%，意愿農(nóng)地流轉(zhuǎn)對象為企業(yè)的概率減少0.27%。

（2）觀察意愿合約形式模型，從勞動力轉(zhuǎn)移距離來看，變量“男性縣外就業(yè)占男性勞動力比例”對意愿合約形式的選擇具有顯著影響。具體而言，家庭男性縣外就業(yè)比例越高，無合約或簽訂口頭合約的概率越高：男性縣外就業(yè)比例每增加10%，意愿合約形式為無合同的概率增加0.63%，意愿合約形式為口頭合同的概率增加0.29 %，意愿合約形式為書面合同的概率減少0.91%。變量“女性縣外就業(yè)占女性勞動力比例”對意愿合約形式不具備顯著影響。

（3）對比意愿合約形式模型中兩個顯著的解釋變量發(fā)現(xiàn)，家庭男性勞動力非農(nóng)就業(yè)比例越高，農(nóng)戶家庭在轉(zhuǎn)出農(nóng)地時希望簽訂正式書面合約的可能性越大，但其前提是勞動力轉(zhuǎn)移距離較近。若家庭男性勞動力選擇遠(yuǎn)距離轉(zhuǎn)移就業(yè)，農(nóng)戶家庭傾向于希望簽訂口頭合約甚至不簽訂合約。

可見，假說H2得到驗證，家庭中男性勞動力遠(yuǎn)距離轉(zhuǎn)移就業(yè)的比例越高，農(nóng)戶家庭在轉(zhuǎn)出農(nóng)地時簽訂關(guān)系型、非正式的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的概率越高。

5?結(jié)論與政策建議

本文關(guān)注于勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)地要素流動之間的互動機(jī)制。其邊際貢獻(xiàn)在于：第一，厘清家庭中男性勞動力的外出就業(yè)與女性勞動力外出就業(yè)分別表達(dá)的行為經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，進(jìn)而識別不同性別勞動力的轉(zhuǎn)移就業(yè)對家庭農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策的異質(zhì)性影響;第二，從針對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場“量”的研究，拓展到農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場“質(zhì)”的研究，探究家庭勞動力轉(zhuǎn)移的性別結(jié)構(gòu)對其農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇的影響機(jī)制。

本文主要結(jié)論是：第一，女性勞動力在家庭中具有天然的生理粘結(jié)功能和心理支柱作用。家庭女性勞動力滯留農(nóng)村將直接決定農(nóng)戶家庭離農(nóng)轉(zhuǎn)移的不徹底性，其不可避免地會抑制農(nóng)戶家庭的農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策。當(dāng)家庭農(nóng)村女性勞動力更多參與非農(nóng)轉(zhuǎn)移就業(yè)時，農(nóng)戶家庭更有可能做出“離地”抉擇，并最終促使其轉(zhuǎn)出農(nóng)地。由此認(rèn)為，家庭中女性勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移就業(yè)對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策具有更強(qiáng)的影響。第二，合約的不完備性及其導(dǎo)致的合約執(zhí)行風(fēng)險性，決定農(nóng)戶需要對農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約進(jìn)行治理。農(nóng)戶在村落經(jīng)濟(jì)活動中的排他能力是合約治理渠道之一，且主要由家庭男性表達(dá)。家庭中留于村落的男性勞動力越多，農(nóng)戶在村落中的談判能力、力量顯示與威脅作用則越強(qiáng)。當(dāng)家庭男性勞動力選擇遠(yuǎn)距離轉(zhuǎn)移就業(yè)時，農(nóng)戶家庭對農(nóng)地轉(zhuǎn)出合約的治理能力受到削弱。此時，農(nóng)戶家庭傾向簽訂非正式的關(guān)系型合約，以達(dá)到確保締約雙方的信息對稱性、利用聲譽機(jī)制對締約方進(jìn)行行為約束的合約治理效果。由此認(rèn)為，家庭中男性勞動力的遠(yuǎn)距離轉(zhuǎn)移就業(yè)，將對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約選擇產(chǎn)生影響。第三，利用全國4 772個樣本農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，實證結(jié)果驗證了上述假說。一方面，相比男性，家庭中女性勞動力的非農(nóng)就業(yè)比例對家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策有更大的促進(jìn)作用，具體表現(xiàn)為其顯著增加家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地占承包農(nóng)地的比例;另一方面，家庭中男性勞動力的縣外就業(yè)比例越高，家庭轉(zhuǎn)出農(nóng)地時越會選擇締結(jié)關(guān)系密切的關(guān)系型契約。

本文表達(dá)的政策含義是：第一，部分農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移就業(yè)并不必然帶來農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給的增加。特別的，當(dāng)非農(nóng)就業(yè)市場更能夠接納農(nóng)村女性勞動力時，農(nóng)戶家庭的整體“離農(nóng)”才更容易實現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的供給量才能有效擴(kuò)大。這意味著，為了勞動力流轉(zhuǎn)市場與農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場更流暢地互動，需要為農(nóng)村女性勞動力營造一個更加合適、有利和公平的非農(nóng)就業(yè)環(huán)境，這應(yīng)成為未來農(nóng)村勞動力就業(yè)扶持政策的重要方向。第二，農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的不完備性決定了關(guān)系型合約是農(nóng)戶治理農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險的主要手段。但是，純關(guān)系型合約具有狹隘的對象范圍并隱含著不穩(wěn)定特征，將在一定程度上阻礙農(nóng)地資源向有能力的規(guī)模經(jīng)營主體集中。因此，鼓勵正式契約中交易雙方的多維交流與交往，促進(jìn)正式合約與關(guān)系型合約的有機(jī)銜接，有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)合約的正式化與規(guī)范化，從而為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的健康發(fā)育提供有力保障。

（編輯：劉照勝）

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