張慧利 夏顯力

內(nèi)容提要：本文使用宅基地退出試點區(qū)四川瀘縣和寧夏平羅690戶農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，實證研究了宅基地退出對農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的影響，并進一步運用工具變量法和代理變量法進行內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，有能力退出宅基地的農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率比未退出的農(nóng)戶家庭高。進一步考察宅基地退出對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的影響發(fā)現(xiàn)，宅基地退出能使農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率提高，對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率無顯著影響。

關(guān)鍵詞：宅基地退出;家庭勞動生產(chǎn)率;農(nóng)地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng);資本要素替代效應(yīng)

中圖分類號：F301文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1001-148X（2021）02-0080-08

收稿日期：2020-06-01

作者簡介：張慧利（1993-），女，山東德州人，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士研究生，研究方向：農(nóng)村區(qū)域發(fā)展;夏顯力（1973-），本文通訊作者，男，安徽懷寧人，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：土地經(jīng)濟與管理。

基金項目：國家社科基金項目“貧困地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)減貧效應(yīng)研究”，項目編號：17BJY137。

隨著中國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的快速推進以及農(nóng)戶經(jīng)營長期小規(guī)?；r(nóng)村勞動力進城務(wù)工已成為普遍現(xiàn)象，勞務(wù)性收入已經(jīng)成為農(nóng)民增收的主渠道。農(nóng)村人口大量外出務(wù)工和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的大量減少，一方面直接影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高[1]，另一方面也帶來了農(nóng)村宅基地利用率低下、住宅功能難以有效發(fā)揮。同時，外出務(wù)工勞動力城鄉(xiāng)“兩棲”也增加了務(wù)工成本（生存費用、交通費用等），阻礙了農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的進一步提高。當(dāng)前，在經(jīng)濟形勢不確定性加劇以及農(nóng)民增收壓力加大背景下，農(nóng)村宅基地制度改革也逐步進入加速期并在試點區(qū)域穩(wěn)慎推進，農(nóng)村土地資源閑置浪費現(xiàn)象初步得以緩解。而作為選擇退出宅基地的農(nóng)戶則面臨家庭生產(chǎn)要素重新配置問題。那么，宅基地退出在盤活農(nóng)村閑置資源的同時，能否有效刺激農(nóng)戶家庭生產(chǎn)要素在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門最優(yōu)配置，進而提高農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率呢？

宅基地制度改革作為一項重大理論和實踐創(chuàng)新，其釋放的制度紅利顯而易見。就目前相關(guān)研究來看，大多數(shù)學(xué)者關(guān)注的焦點是如何推動農(nóng)戶退出宅基地，研究視角主要包括宅基地退出意愿、行為及影響因素，宅基地退出模式及案例分析，以及宅基地退出制度創(chuàng)新及立法實現(xiàn)等方面[2-4]。而對宅基地退出制度的實施效果關(guān)注度不高，雖然少數(shù)學(xué)者關(guān)注到宅基地退出后農(nóng)戶的福利變化[5]，但研究視角均為簡單的福利指數(shù)測算與比較，缺乏深度的機制分析。也有學(xué)者關(guān)注到宅基地退出對農(nóng)戶家庭收入的影響[6]，但與家庭收入不同，家庭勞動生產(chǎn)率代表單位勞動的平均產(chǎn)出，換句話說，較高家庭收入水平并不意味著較高的家庭勞動生產(chǎn)率水平，但較高的家庭勞動生產(chǎn)率水平卻能表示較高的收入水平?；诖耍疚倪x擇家庭勞動生產(chǎn)率為研究對象，使用宅基地退出試點區(qū)四川瀘縣和寧夏平羅690戶農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，實證檢驗宅基地退出對農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的影響，并進一步深入分析宅基地退出影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的內(nèi)在作用機制。

一、理論分析與研究假說

一般而言，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善、人力資本積累和家庭剩余勞動力有效轉(zhuǎn)移是提高農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的有效途徑[7]，前三項能有效增加農(nóng)業(yè)收入，促進農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率的提高，提高農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率[8]，后兩項能有效提升農(nóng)戶能力、增加其就業(yè)機會，使之獲得更高的非農(nóng)收入，促進非農(nóng)部門生產(chǎn)效率的提高，提高農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率。中國農(nóng)村土地系統(tǒng)是由農(nóng)地、宅基地等多要素構(gòu)成的復(fù)雜系統(tǒng)。在宅基地和農(nóng)地“三權(quán)分置”的政策背景下，農(nóng)戶退出宅基地涉及農(nóng)地的處置問題，也即農(nóng)戶家庭資源在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的重新配置問題。具體來講，宅基地退出主要通過以下三個路徑影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率：

（一）宅基地退出通過農(nóng)地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng)影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率

在中國農(nóng)村，農(nóng)地仍然是大多數(shù)農(nóng)民賴以生存的主要生產(chǎn)資料，尤其是在社會保障體系不完善和市場風(fēng)險不確定的情況下，農(nóng)地的社會保障功能和失業(yè)保險功能在保障農(nóng)民基本生活、維護社會公平穩(wěn)定方面的作用不容忽視[9]。因此，目前大多數(shù)農(nóng)戶退出宅基地后在較低分配風(fēng)險和較高生存保障的生存?zhèn)惱碇湎耓10]，往往會選擇保留農(nóng)地的承包經(jīng)營權(quán)，這必然涉及農(nóng)戶農(nóng)地資源優(yōu)化配置問題。一般來說，農(nóng)戶家庭決策目標(biāo)是最大化家庭總收入，宅基地退出導(dǎo)致“人地分離”使得農(nóng)業(yè)耕作半徑拉長，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本上升。要實現(xiàn)“最優(yōu)化”，最主要的方法是進行市場交易，而市場運作的效率取決于交易成本。對于退宅農(nóng)戶來講，存在兩個市場可供比較：第一，勞動力市場。農(nóng)戶可以選擇雇傭勞動力進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但值得注意的是，農(nóng)村勞動力市場往往面臨道德風(fēng)險，這將導(dǎo)致監(jiān)督成本增加。第二，土地市場。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育與完善可以通過農(nóng)地的邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)和交易收益效應(yīng)來促進資源配置效率的提高[11]，且不用考慮監(jiān)督成本問題。兩市場比較下，退宅農(nóng)戶可能優(yōu)先選擇流轉(zhuǎn)出部分或全部農(nóng)地以重新確定農(nóng)業(yè)的最優(yōu)經(jīng)營規(guī)模，以達到與農(nóng)業(yè)勞動力的均衡匹配，從而最大化農(nóng)業(yè)收入，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)效率，進而提高家庭總勞動生產(chǎn)率。

（二）宅基地退出通過非農(nóng)勞動力供給效應(yīng)影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率

中國農(nóng)村居民非農(nóng)收入增長是農(nóng)村居民收入增長的重要來源。然而勞動力市場因素、戶籍制度約束及農(nóng)戶自身社會融入度等不確定性因素的存在使得農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)出一種“候鳥型流動”現(xiàn)象[12]，這一方面造成土地剛性需求與粗放利用并存，農(nóng)村土地資源閑置浪費;另一方面，受工作能力、務(wù)工成本等限制，農(nóng)戶家庭剩余勞動力并不能向非農(nóng)部門有效轉(zhuǎn)移[13]，從而造成部分非農(nóng)生產(chǎn)效率的損失。宅基地退出政策的實施，在盤活農(nóng)村閑置資源的同時，幫助農(nóng)民向就業(yè)機會多、基礎(chǔ)設(shè)施完善的區(qū)域轉(zhuǎn)移，一方面，直接降低了非農(nóng)勞動力務(wù)工成本，緩解了農(nóng)戶家庭勞動力的流動約束;另一方面，遷入地?fù)碛休^多的就業(yè)機會和受教育機會，可以滿足剩余勞動力二次就業(yè)的需求，也有利于提升農(nóng)戶家庭現(xiàn)有及潛在非農(nóng)勞動力的工作技能水平，進而增加農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動力供給，提高農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率。

（三）宅基地退出通過資本要素替代效應(yīng)影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率

由上文分析知，農(nóng)戶退出宅基地可以緩解家庭勞動力的流動約束，增加農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動力供給，那么，在農(nóng)戶家庭勞動力總數(shù)不變的情況下，其邏輯的反面是，農(nóng)戶宅基地退出會增強農(nóng)業(yè)勞動力供給約束，即宅基地退出帶來農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量供給和成本的沖擊。對于退出宅基地的農(nóng)戶而言，農(nóng)戶對農(nóng)地的處置有三種選擇：第一，農(nóng)地拋荒。但考慮農(nóng)地長期拋荒可能帶來的失地風(fēng)險，加上由損失厭惡產(chǎn)生的稟賦效應(yīng)使得農(nóng)戶賦予農(nóng)地較高的主觀價值[14]，農(nóng)戶對農(nóng)地完全拋荒是下策之選。對此，大多數(shù)農(nóng)戶的做法是安排老年勞動力留在農(nóng)業(yè)部門或委托同村親戚幫忙照看自家農(nóng)地來維持農(nóng)地的低效利用，但這樣做的后果就是造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的損失。第二，借助農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場流轉(zhuǎn)出部分或全部的農(nóng)地。這樣做的前提是農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場充分有效，農(nóng)戶在流轉(zhuǎn)市場上能轉(zhuǎn)出自己想要轉(zhuǎn)出數(shù)量的農(nóng)地。然而已有研究表明，由于交易成本存在，中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場存在明顯的進入門檻[15]，門檻之外的農(nóng)戶因無法流轉(zhuǎn)出多于最優(yōu)規(guī)模的土地而造成生產(chǎn)效率損失。第三，通過農(nóng)業(yè)機械化替代勞動。對退宅農(nóng)戶而言，宅基地的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)輔助功能隨之消失，但中國農(nóng)業(yè)發(fā)展實踐表明，機械化的推進除了農(nóng)戶自購自持外，農(nóng)機社會化服務(wù)使得農(nóng)業(yè)機械化實現(xiàn)形式發(fā)生重大改變。面對勞動力價格不斷上漲和農(nóng)業(yè)經(jīng)營者老齡化帶來的效率損失，退宅農(nóng)戶可以通過選擇農(nóng)機社會化服務(wù)來替代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動要素，以擴大在非農(nóng)就業(yè)市場中的勞動力配置規(guī)模，進而提高家庭總勞動生產(chǎn)率。

根據(jù)以上理論分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：宅基地退出對農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的提升具有正向影響。

假設(shè)2：宅基地退出可以通過農(nóng)地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng)、非農(nóng)勞動力供給效應(yīng)、資本要素替代效應(yīng)三條路徑來影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率。

二、數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于課題組2019年9月到10月對四川瀘縣、寧夏平羅農(nóng)戶開展的抽樣調(diào)查。瀘縣和平羅縣均是全國農(nóng)村土地制度改革試點縣，截至2019年底，瀘縣共退出宅基地286萬戶、185萬畝①;平羅縣累計清理騰退閑置建設(shè)用地790宗、1300畝②。因此，本文選取瀘縣和平羅縣作為研究區(qū)域，分析宅基地退出對農(nóng)民勞動生產(chǎn)率的影響，具有一定的典型性和代表性。調(diào)研地點選取上，課題組綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平、宅基地使用狀況及農(nóng)業(yè)經(jīng)營情況等方面的因素，在每個縣選取4-5個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)選取3-4村，每個村隨機抽取30戶左右的農(nóng)戶進行調(diào)查，本次調(diào)研共發(fā)放問卷812份，獲取有效樣本803份，問卷有效率為9889%。結(jié)合本文研究內(nèi)容，經(jīng)篩選最終選取690個樣本進行研究。

（二）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸

本文使用平均處理效應(yīng)估計方法（ATE）考察宅基地退出對農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的影響，設(shè)計計量模型如下：

式中，Quiti表示第i個農(nóng)戶宅基地退出情況;LPi表示實際觀測到的第i個農(nóng)戶的家庭總勞動生產(chǎn)率;LP1i表示農(nóng)戶退出宅基地后對應(yīng)的家庭總勞動生產(chǎn)率;LP0i表示農(nóng)戶未退出宅基地所對應(yīng)的家庭總勞動生產(chǎn)率。但由于現(xiàn)實中我們不能同時觀測到農(nóng)戶家庭的LP1i和LP0i，故利用宅基地退出的平均處理效應(yīng)來表示宅基地退出對農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的影響，建立基準(zhǔn)計量模型Ⅰ：

（Ⅰ）式中，α=ELP1i-LP0i表示宅基地退出的平均處理效應(yīng)，Xi表示控制變量。由于農(nóng)戶之間存在異質(zhì)性，忽略這種異質(zhì)性可能會使模型估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。因此借鑒冒佩華等的研究，對模型Ⅰ進行了擴展，建立計量模型Ⅱ：

（Ⅱ）式中，Xi是Xi的均值。另外，考慮控制變量對農(nóng)戶家庭總生產(chǎn)率的影響可能是非線性的，參考Rosenbaum&Rubin[16]的研究，采用傾向得分的估計值PXi代替模型Ⅰ和模型Ⅱ的Xi，建立計量模型Ⅲ：

2.內(nèi)生性討論

上述模型可能存在反向因果和遺漏變量問題導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤。（1）宅基地退出和農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率之間可能存在反向因果問題，家庭勞動生產(chǎn)率越高，積累的家庭收入越多，農(nóng)戶越有退出宅基地的激勵。（2）模型中也可能存在不可觀測的遺漏變量，如勞動力的學(xué)習(xí)能力等。為克服模型中反向因果和遺漏變量問題導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選取農(nóng)戶“現(xiàn)有住房價值”作為農(nóng)戶“宅基地退出”行為的工具變量。一方面，“現(xiàn)有住房價值”③能夠直接影響農(nóng)戶“宅基地退出”行為，已有文獻證實，家庭現(xiàn)有農(nóng)村住房價值越高，農(nóng)戶越擔(dān)心宅基地退出補償不能公正體現(xiàn)現(xiàn)有住房價值而不愿退出宅基地[17]，說明農(nóng)戶“現(xiàn)有住房價值”與“宅基地退出”行為存在相關(guān)性。另一方面，農(nóng)戶“現(xiàn)有住房價值”對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率而言是外生的，與影響農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率的不可觀測變量無關(guān)。因此，選取“現(xiàn)有住房價值”作為農(nóng)戶“宅基地退出”行為的工具變量具備理論可行性。

（三）變量選取

（1）被解釋變量——農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率。包括家庭總勞動生產(chǎn)率、家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率。其中，用家庭總收入與家庭總勞動力規(guī)模之比衡量家庭總勞動生產(chǎn)率;用家庭非農(nóng)工資性收入與家庭非農(nóng)務(wù)工勞動力規(guī)模之比衡量家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率;用家庭農(nóng)業(yè)總收入與標(biāo)準(zhǔn)化農(nóng)業(yè)勞動力規(guī)模④之比衡量農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。

（2）核心解釋變量——宅基地退出行為。由問卷題項“您家宅基地是否退出”直接獲取相關(guān)數(shù)據(jù)，答案有“是=1;否=0”兩種情況。

（3）關(guān)鍵解釋變量——農(nóng)地規(guī)模轉(zhuǎn)換、非農(nóng)勞動力供給、資本要素替代。其中，用農(nóng)地是否轉(zhuǎn)出衡量農(nóng)戶對農(nóng)地的規(guī)模調(diào)整;用農(nóng)業(yè)機械投入（包括機械租賃和灌溉費用）衡量農(nóng)戶的資本要素替代情況;用非農(nóng)務(wù)工勞動力規(guī)模與家庭總勞動力規(guī)模之比衡量非農(nóng)勞動力供給。

（4）控制變量。選取家庭勞動力平均年齡和家庭勞動力平均受教育年限等勞動力特征變量來反映農(nóng)戶的人力資本情況;選取勞動力平均務(wù)工距離、平均務(wù)工時長等變量來反映勞動力非農(nóng)就業(yè)情況;選取農(nóng)業(yè)收入穩(wěn)定性、非農(nóng)工資性收入穩(wěn)定性等變量來反映勞動力就業(yè)質(zhì)量情況。除此，對地區(qū)虛擬變量也加以控制。具體變量含義及描述性統(tǒng)計見表1。

（2）表中“dm_”表示各解釋變量減去均值后的凈值與Quit的交互項。

三、實證結(jié)果與分析

（一）宅基地退出對農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的影響

表2呈現(xiàn)了宅基地退出對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率的影響。其中，第（1）、（3）、（5）列是模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的ATE回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，宅基地退出對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，說明農(nóng)戶宅基地退出行為會提高其家庭總勞動生產(chǎn)率?？紤]模型可能存在反向因果和遺漏變量問題導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤，使用農(nóng)戶“現(xiàn)有住房價值”作為農(nóng)戶“宅基地退出”行為的工具變量分別對模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ進行回歸，得到第（2）、（4）、（6）列工具變量的估計結(jié)果以及DWH內(nèi)生性檢驗結(jié)果。DWH檢驗結(jié)果均拒絕了宅基地退出不存在內(nèi)生性問題的原假設(shè)。兩階段估計結(jié)果中，第一階段估計結(jié)果表明農(nóng)戶現(xiàn)有住房價值與農(nóng)戶宅基地退出行為呈顯著負(fù)向關(guān)系，第一階段估計F值分別為65824、36692、64038，均大于10，因而不存在弱工具變量問題。工具變量估計結(jié)果顯示，宅基地退出對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率仍有顯著正向影響，且從平均估計系數(shù)來看，Quit的估計系數(shù)為0628，這說明宅基地退出能使農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率提高628%，也意味著有能力退出宅基地的農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率比未退出的農(nóng)戶家庭高628%。

就其他控制變量而言，轉(zhuǎn)出農(nóng)地對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，這與冒佩華等的研究一致[7]。非農(nóng)務(wù)工勞動力占比對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移是提高農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的路徑之一，非農(nóng)務(wù)工勞動力占比越高的農(nóng)戶通過非農(nóng)勞動生產(chǎn)率水平的提高間接實現(xiàn)農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率的提高。農(nóng)業(yè)機械投入對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，使用機械服務(wù)的農(nóng)戶可以釋放更多的勞動力來從事非農(nóng)經(jīng)營活動，進而提高農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率。家庭勞動力平均年齡對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率有顯著負(fù)向影響，隨著年齡增長，勞動力的體力、耐力、技能、創(chuàng)新以及綜合素質(zhì)水平隨之降低，進而拉低農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率水平。家庭勞動力平均受教育年限對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，擁有更高教育程度的勞動力接受新知識和學(xué)習(xí)新技能的難度和成本越小，能夠更容易地外出打工，進入非農(nóng)部門，有利于農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率的提高。平均務(wù)工時長對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，一方面增加務(wù)工時長可以直接提高勞動力收入，進而提高勞動生產(chǎn)率;另一方面，務(wù)工時長的增加可以通過提高技術(shù)熟練度間接提高勞動力生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)收入穩(wěn)定性和非農(nóng)工資性收入穩(wěn)定性均對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，收入穩(wěn)定性直接影響農(nóng)戶家庭總收入，根據(jù)本文對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率的定義，農(nóng)戶家庭總收入直接影響農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率，因此，收入的穩(wěn)定有助于提高農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率。

進一步地，使用模型Ⅰ—Ⅲ分別考察宅基地退出對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的影響（表3）。表3第2—4列呈現(xiàn)了宅基地退出對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率影響的兩階段工具變量估計結(jié)果。結(jié)果顯示，宅基地退出對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率無顯著影響。這不難理解，退出宅基地的農(nóng)戶由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本變高，致使其不會增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的參與，因此其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率不會發(fā)生顯著變化。表3第5—7列呈現(xiàn)了宅基地退出對農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率影響的兩階段工具變量估計結(jié)果。結(jié)果顯示，宅基地退出對農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響，且從平均估計系數(shù)來看，Quit的估計系數(shù)為0794，這說明，宅基地退出能使農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率提高794%，也意味著有能力退出宅基地的農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率比未退出的農(nóng)戶家庭高794%。

（二）穩(wěn)健性檢驗

借鑒冒佩華等的研究，使用代理變量法進行進一步穩(wěn)健性檢驗。代理變量法的核心是使用一個代理變量作為生產(chǎn)率的部分替代，從而分離出生產(chǎn)率的內(nèi)生信息[18]。對農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率而言，農(nóng)戶可以通過“干中學(xué)”這一路徑達到提高勞動生產(chǎn)率的目的[19]。因此本文將農(nóng)戶主要外出務(wù)工勞動力的務(wù)工年限作為可觀測的非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的代理變量，以基準(zhǔn)模型Ⅰ為例：

其中，μi=ωi+i，ωi代表可觀測的非農(nóng)勞動生產(chǎn)率信息，i代表不可觀測的非農(nóng)勞動生產(chǎn)率信息。若“干中學(xué)”M與總勞動生產(chǎn)率保持著單調(diào)關(guān)系，并假設(shè)Mi=MLi，ωi，那么有ωi=ωLi，Mi，進而得到：

其中，φLi，Mi=δ0+γLi+ωLi，Mi。為了得到α、β的一致估計，用關(guān)于Li和Mi的3次多項式作為φLi，Mi的近似，并帶入實證模型，得到：

同理，可以構(gòu)建調(diào)整后的模型Ⅱ′。由于代理變量法是在線性假設(shè)下對控制變量進行的擴展，因此，只對原基準(zhǔn)模型（Ⅰ）、（Ⅱ）進行調(diào)整。表4呈現(xiàn)了調(diào)整后模型（Ⅰ′）、（Ⅱ′）的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，宅基地退出對農(nóng)戶總勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率仍具有顯著正向影響，從平均估計系數(shù)來看，Quit的估計系數(shù)分別為0664、0803，即宅基地退出能使農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率分別提高664%、803%，而對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率無顯著影響。穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果與上文工具變量法回歸結(jié)果保持一致，進一步證實估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）機制分析

為驗證宅基地退出影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的效應(yīng)機制，構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

式中，LPi為農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率;Quiti為農(nóng)戶宅基地退出情況;MVi為中介變量;CV為控制變量;ε為隨機擾動項，a、b、c、c′為待估系數(shù)，若a、b、c系數(shù)均顯著，且ab符號與c一致，說明存在中介效應(yīng)，若c′也顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)大小為ab/c。

表5呈現(xiàn)了宅基地退出影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的土地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng)機制檢驗結(jié)果。以模型Ⅰ為例，宅基地退出對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率具有顯著正向影響，但對農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出農(nóng)地?zé)o顯著影響，且農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出農(nóng)地對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率也未產(chǎn)生顯著影響，這表明土地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng)在宅基地退出影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率中的中介效應(yīng)不存在。模型Ⅱ、模型Ⅲ結(jié)果保持穩(wěn)健。對此可能的解釋為：理論上，每個擁有農(nóng)地的農(nóng)戶可以通過轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出農(nóng)地來達到與非農(nóng)地生產(chǎn)要素配比的最優(yōu)化，但由于交易成本和道德風(fēng)險的存在，使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場是不完善的，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場存在明顯的進入門檻，農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場上不一定能轉(zhuǎn)出自己想轉(zhuǎn)出數(shù)量的土地，即農(nóng)戶退出宅基地后可能缺乏一個完善的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場能夠使其流轉(zhuǎn)出多于最優(yōu)規(guī)模的土地，因此農(nóng)戶退出宅基地并不能通過土地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng)提高家庭總勞動生產(chǎn)率。

表6呈現(xiàn)了宅基地退出影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的非農(nóng)勞動力供給效應(yīng)機制檢驗結(jié)果。以模型Ⅰ為例，宅基地退出對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率具有顯著正向影響，對非農(nóng)勞動力占比也具有顯著正向影響，宅基地退出和非農(nóng)勞動力占比均對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響，說明非農(nóng)勞動力供給存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)大小為ab/c=（0100*0346）/（0550）=629%。模型Ⅱ、Ⅲ結(jié)果保持穩(wěn)健，中介效應(yīng)大小分別為1635%、1447%。平均來看，非農(nóng)勞動力供給中介效應(yīng)大小為1237%，這表明宅基地退出對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率的提高作用中有1237%是由于宅基地退出導(dǎo)致非農(nóng)勞動力供給增多引起的。

表7呈現(xiàn)了宅基地退出影響農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的資本要素替代效應(yīng)機制檢驗結(jié)果。以模型Ⅰ為例，宅基地退出對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率具有顯著正向影響，對農(nóng)業(yè)機械投入也具有顯著正向影響，宅基地退出和農(nóng)業(yè)機械投入均對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響，說明資本要素替代存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)大小為ab/c=（1658*0031）/（0540）=952%。模型Ⅱ、Ⅲ結(jié)果保持穩(wěn)健，中介效應(yīng)大小分別為722%、839%。平均來看，資本要素替代中介效應(yīng)大小為838%，這表明宅基地退出對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率的提高作用中有838%是由于宅基地退出導(dǎo)致資本要素投入增多引起的。

四、結(jié)論與啟示

本文使用宅基地退出試點區(qū)四川瀘縣和寧夏平羅690戶農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，實證研究了宅基地退出對農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，宅基地退出能夠顯著提高農(nóng)戶家庭勞動生產(chǎn)率，且有能力退出宅基地的農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率比未退出的農(nóng)戶家庭高628%。進一步考察宅基地退出對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的影響發(fā)現(xiàn)，宅基地退出能使農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動生產(chǎn)率提高794%，而對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率無顯著影響，說明退宅農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率的提高主要得益于非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的提高。機制分析發(fā)現(xiàn)，宅基地退出對農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率的提高作用中有1237%是由宅基地退出導(dǎo)致非農(nóng)勞動力供給增多引致的，有838%是由宅基地退出導(dǎo)致資本要素投入增多引致的，土地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng)的中介效應(yīng)并未顯現(xiàn)，表明非農(nóng)勞動力供給效應(yīng)和資本要素替代效應(yīng)是退宅農(nóng)戶家庭總勞動生產(chǎn)率提高的主要作用路徑，且非農(nóng)勞動力供給效應(yīng)的作用強度高于資本要素替代效應(yīng)。

基于本文結(jié)論，為提高退出宅基地農(nóng)戶的家庭總勞動生產(chǎn)率水平，提出如下政策啟示：第一，精準(zhǔn)幫扶退宅農(nóng)戶暢通非農(nóng)勞動力供給路徑。一方面，持續(xù)深化勞動力市場化改革，完善就業(yè)信息平臺建設(shè)，增加退宅農(nóng)戶就業(yè)機會，減小市場分割帶來的工資收入決定差異，同時加強公益崗位對老年勞動力的吸納作用，滿足退宅農(nóng)戶家庭剩余勞動力的就業(yè)需求;另一方面，增加對農(nóng)戶的職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)力度，提高教育培訓(xùn)質(zhì)量，不斷提升退宅農(nóng)戶勞動力工作技能水平。第二，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)機械化的作用，培育完善的社會化農(nóng)業(yè)機械化服務(wù)體系。一方面，積極推動農(nóng)業(yè)科研體制改革，加大公共投資，引導(dǎo)因地制宜的勞動節(jié)約型和可持續(xù)發(fā)展技術(shù)的農(nóng)業(yè)研究;另一方面，建立各種農(nóng)機合作組織，加強農(nóng)機服務(wù)推廣示范效應(yīng)，使退宅農(nóng)戶更好地各取所需。第三，深度挖掘農(nóng)地規(guī)模轉(zhuǎn)換效應(yīng)在退宅農(nóng)戶提高家庭總勞動生產(chǎn)率中的巨大潛力。通過創(chuàng)新完善各類農(nóng)地流轉(zhuǎn)服務(wù)平臺，降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)門檻，更好地發(fā)揮農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的資源配置功能。

注釋：

①https：//epaper.scdaily.cn/shtml/scrb/20190828/222057.shtml.

②http：//www.nx.gov.cn/zwxx_11337/sxdt/201909/t20190903_1716946.html.

③由于農(nóng)戶住房現(xiàn)值差異較大，本文將農(nóng)戶現(xiàn)有住房價值十等分，并依次賦值1-10。

④借鑒蓋慶恩等（2014）的研究，假定勞動力性別無差異，1個老年勞動力為0.71個標(biāo)準(zhǔn)勞動力。

參考文獻：

[1]蓋慶恩，朱喜，史清華.勞動力市場扭曲、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和中國勞動生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟研究，2013（5）：87-97，111.

[2]韓文龍，劉璐.權(quán)屬意識、資源稟賦與宅基地退出意愿[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2020（3）：31-39.

[3]刁其懷.宅基地退出：模式、問題及建議——以四川省成都市為例[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2015（12）：30-33.

[4]劉守英，熊雪鋒.經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變革、村莊轉(zhuǎn)型與宅基地制度變遷——四川省瀘縣宅基地制度改革案例研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2018（6）：2-20.

[5]楊麗霞，朱從謀，苑韶峰，等.基于供給側(cè)改革的農(nóng)戶宅基地退出意愿及福利變化分析——以浙江省義烏市為例[J].中國土地科學(xué)，2018（1）：35-41.

[6]孫鵬飛，高原，趙凱.宅基地退出對農(nóng)戶收入的影響——基于傾向得分匹配（PSM）的反事實估計[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2020（2）：69-78.

[7]冒佩華，徐驥，賀小丹，等.農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)與農(nóng)民勞動生產(chǎn)率提高：理論與實證[J].經(jīng)濟研究，2015（11）：161-176.

[8]FleisherBM，LiuY.EconomiesofScale，PlotSize，HumanCapital，andProductivityinChineseAgriculture[J].QuarterlyReviewofEconomics&Finance，1992（3）：112-123.

[9]姚洋.中國農(nóng)地制度：一個分析框架[J].中國社會科學(xué)，2000（2）：54-65，206.

[10]ScottJC.TheMoralEconomyofthePeasant：RebellionandSubsistenceinSoutheastAsia[M].YaleUniversityPress，1977.

[11]鐘甫寧，紀(jì)月清.土地產(chǎn)權(quán)、非農(nóng)就業(yè)機會與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資[J].經(jīng)濟研究，2009（12）：43-51.

[12]楊玉珍.農(nóng)戶緣何不愿意進行宅基地的有償騰退[J].經(jīng)濟學(xué)家，2015（5）：68-77.

[13]汪為，吳海濤.家庭生命周期視角下農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的影響因素分析——基于湖北省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國農(nóng)村觀察，2017（6）：57-70.

[14]KahnemanD.MapsofBoundedRationality：PsychologyforBehavioralEconomics[J].AmericanEconomicReview，2003（5）：1449-1475.

[15]郜亮亮.中國農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場上能否如愿以償？——流轉(zhuǎn)市場的交易成本考察[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2020（3）：78-96.

[16]RosenbaumPR，RubinDB.TheCentralRoleofthePropensityScoreinObservationalStudiesforCausalEffects[J].Biometrika，1983（1）：41-55.

[17]王敏，諸培新，張建.農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶宅基地退出意愿影響研究——基于江蘇省855戶農(nóng)戶的調(diào)查結(jié)果分析[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2016（4）：81-89，157.

[18]LevinsohnJ，PetrinA.EstimatingProductionFunctionsUsingInputstoControlforUnobservables[J].TheReviewofEconomicStudies，2003（2）：317-341.

[19]ArrowKJ.TheEconomicImplicationsofLearningbyDoing[M].ReadingsintheTheoryofGrowth.PalgraveMacmillan，London，1971：131-149.

TheImpactofHomesteadExitonHouseholdLaborProductivity

ZHANGHui-li，XIAXian-li

（SchoolofEconomicsandManagement，NorthwestA&FUniversity，Yangling712100，China）

Abstract：Thispaperusesthemicrosurveydataof690householdsinLucounty，SichuanProvinceandPingluocountyNingxiaHuiAutonomousRegion，whicharethepilotareasofhomesteadexit，tostudytheimpactofhomesteadexitonthehouseholdlaborproductivity，andusesinstrumentalvariablemethodandsurrogatevariablemethodtocarryoutendogenoustreatmentandrobustnesstest.Theresultsshowthattotalhouseholdlaborproductivitywiththeabilitytoexitfromthehomesteadishigherthanthatofhouseholdwithoutexitingfromthehomestead.Furtherresearchontheimpactofhomesteadexitonruralhouseholdagriculturallaborproductivityandnon-agriculturallaborproductivityshowsthathomesteadexitcanimproveruralhouseholdnon-agriculturallaborproductivity，buthasnosignificantimpactonruralhouseholdagriculturallaborproductivity.

Keywords：homesteadexit;familylaborproductivity;scaleconversioneffectoffarmland;capitalfactorsubstitutioneffect

（責(zé)任編輯：趙春江）