促進(jìn)還是抑制：土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)

趙 潔 劉昌平

(1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，山西 太原 030031；2.武漢大學(xué) 社會(huì)保障研究中心，湖北 武漢430072)

一、研究背景

黨的十九大報(bào)告提出實(shí)施鄉(xiāng)村振興發(fā)展戰(zhàn)略，這是在繼“新農(nóng)村”建設(shè)規(guī)劃后，政府針對(duì)解決“三農(nóng)”問題的又一頂層設(shè)計(jì)，其不僅能夠與精準(zhǔn)扶貧措施結(jié)合以取得脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)勝利，而且是解決新時(shí)代中國(guó)農(nóng)村發(fā)展不充分與城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡社會(huì)主要矛盾的重要措施。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略按照“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富?！倍址结榿磉M(jìn)行總體布局。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中，產(chǎn)業(yè)興旺被定為首要任務(wù)，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施和成敗的核心，更是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的基礎(chǔ)與底線(張海鵬 等，2018)。農(nóng)民作為鄉(xiāng)村發(fā)展的主體，在探索迅速發(fā)展農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)與走上脫貧致富路上扮演了關(guān)鍵角色，而創(chuàng)業(yè)必然是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要選擇(黃祖輝，2018)。更為具體的是，《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022)》明確提出要培育壯大農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主體，不斷完善創(chuàng)業(yè)的配套設(shè)施與措施，建構(gòu)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵(lì)機(jī)制，該政策的出臺(tái)彰顯了政府對(duì)農(nóng)戶選擇家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的“期許”與政策“護(hù)航”。因此，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下研究農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)是頂層設(shè)計(jì)的客觀要求。

集合各種資源要素是創(chuàng)業(yè)發(fā)展的客觀需求，土地資源作為農(nóng)村地區(qū)最核心的資源之一，如何優(yōu)化土地資源配置已成為農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵(繆書超 等，2021)。為了優(yōu)化農(nóng)村地區(qū)的土地資源，促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)興盛,在制度層面上，國(guó)務(wù)院頒布了《關(guān)于引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的意見》，該意見明確指出不斷推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)，發(fā)展農(nóng)村規(guī)模經(jīng)營(yíng)等，頂層設(shè)計(jì)的不斷出臺(tái)意指提高土地資源的優(yōu)化配置，進(jìn)而改善農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)，促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等(陳斌開 等，2020)。換言之，土地流轉(zhuǎn)和產(chǎn)權(quán)制度的創(chuàng)新不僅能夠提高農(nóng)戶收入，而且能進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)環(huán)境。

然而，在現(xiàn)實(shí)層面，中國(guó)土地流轉(zhuǎn)整體水平并不高，且土地流轉(zhuǎn)簽訂合同的比重較低，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)資源程度呈下降趨勢(shì)(錢忠好 等，2016)。與此同時(shí)，由于就業(yè)環(huán)境不確定增大和追求經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)最大化驅(qū)動(dòng)，土地轉(zhuǎn)出的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足以激勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行土地租讓，甚至進(jìn)一步降低了農(nóng)戶的家庭收入，導(dǎo)致農(nóng)戶保留土地或者雇傭他人代耕，甚至出現(xiàn)了撂荒土地的現(xiàn)象(莊晉財(cái) 等，2018)?？梢姡r(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)狀況與政策目標(biāo)還存在很大差距(冀縣卿 等，2013)。同時(shí)，令人遺憾的是，專門探討土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)影響的研究并不多。因此，土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的關(guān)系仍然需要更為科學(xué)的方法和數(shù)據(jù)進(jìn)行評(píng)估，理清二者的關(guān)系不僅對(duì)于推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與增加農(nóng)戶收入有重要作用，而且也為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施提供啟示與借鑒。

鑒于此，本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2018年數(shù)據(jù)，將土地流轉(zhuǎn)分為土地轉(zhuǎn)出與土地轉(zhuǎn)入兩個(gè)維度，實(shí)證分析土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)村居民家庭創(chuàng)業(yè)的影響。本文可能的貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn)：第一，本文將土地流轉(zhuǎn)進(jìn)行細(xì)分，從而更全面地評(píng)估土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響；第二，本文采用土地轉(zhuǎn)出金額與土地轉(zhuǎn)入金額進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并采用傾向值匹配克服樣本選擇偏差與工具變量法處理內(nèi)生性問題，研究結(jié)論更為嚴(yán)謹(jǐn)；第三,本文引入家庭收入、風(fēng)險(xiǎn)偏好與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，進(jìn)一步剖析土地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制，同時(shí)從年齡與地區(qū)的差異性，分析了農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

創(chuàng)業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要引擎，諸多學(xué)者針對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響因素進(jìn)行闡述。比如，微觀層面創(chuàng)業(yè)影響因素包括居民的性別、年齡、工作經(jīng)歷、風(fēng)險(xiǎn)偏好、人力資本與社會(huì)資本等(Rosenthal et al.，2012；胡金焱 等，2014; 阮榮平 等，2014); 宏觀層面創(chuàng)業(yè)影響因素主要包括收入差距、地區(qū)房?jī)r(jià)、失業(yè)狀況、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、正規(guī)金融和非正規(guī)金融發(fā)展水平、創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)政策等(Han et al.，2013;吳曉瑜 等，2014)。這些創(chuàng)業(yè)的影響因素為本研究尋求控制變量提供了借鑒，然而上述研究均忽略土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響。因此，下文我們重點(diǎn)梳理了土地流轉(zhuǎn)對(duì)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)影響的文獻(xiàn)。

無論是發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家，土地均是農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)資源中具有能動(dòng)性的關(guān)鍵因素之一，作為農(nóng)戶最核心的家庭資產(chǎn)，是農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵資源(繆書超 等，2021)。這是因?yàn)橥恋刭Y源具有經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，為農(nóng)戶從事家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)積累了一定的原始資金，且依附于土地資源上的社會(huì)、政治、經(jīng)濟(jì)與文化關(guān)系網(wǎng)，更是對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)起到了至關(guān)重要的作用(Scheyvens et al.，2017)。部分學(xué)者肯定了土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的積極效應(yīng)，認(rèn)為土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)了土地資源的整合，解決了土地資源碎片化引起的資源浪費(fèi)，促進(jìn)了土地資源配置的優(yōu)化，實(shí)現(xiàn)租賃者與出租者的“雙贏”局面(馬賢磊 等，2016；錢忠好 等，2016)，即土地轉(zhuǎn)出在增加農(nóng)村居民收入的同時(shí)，不斷放松家庭財(cái)力的資源約束，提高家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的財(cái)政投入，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)(Falkinger et al.，2013)。

但是，部分學(xué)者卻得出了相反的結(jié)論，認(rèn)為農(nóng)地轉(zhuǎn)入?yún)⑴c顯著促進(jìn)了農(nóng)民農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)但對(duì)其非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有顯著負(fù)向影響(蘇嵐嵐 等，2020)。更進(jìn)一步，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)土地出租能顯著激勵(lì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，土地租用會(huì)顯著抑制農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，土地征用對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)不會(huì)產(chǎn)生影響，三者對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)利潤(rùn)均不會(huì)產(chǎn)生影響(田勇，2019)。此外，有文獻(xiàn)指出，無論何種土地流轉(zhuǎn)模式均對(duì)農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)有積極效應(yīng)，但令人遺憾的是，該文獻(xiàn)并未深度探討土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制(李長(zhǎng)生 等，2020)?；诖?，本文不提出土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)方向性的假設(shè)，僅提出：

假設(shè)1：土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有重要影響。

土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響具有地區(qū)與年齡異質(zhì)性。已有研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)存在著顯著的地區(qū)差異性(郝朝艷 等，2012)。中國(guó)地域?qū)拸V，無論是各地的土地流轉(zhuǎn)狀況還是地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，均具有顯著差異。譬如，“南高北低，東高西低”的空間屬性是中國(guó)土地流轉(zhuǎn)率的最大特征，這可以歸因于三個(gè)方面：土地資源、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與土地政策(王亞輝 等，2018)。中東部地區(qū)主要以平原為主，土地質(zhì)量高且土地流轉(zhuǎn)交易費(fèi)用低，對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響更大，而西部地區(qū)則相反。無論是創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)偏好還是土地流轉(zhuǎn)策略，新生代農(nóng)民和第一代農(nóng)民均有很大差異。年輕農(nóng)民在外出務(wù)工過程重獲取更多的創(chuàng)業(yè)資源與創(chuàng)業(yè)技能，更能把控創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)與整合創(chuàng)業(yè)政策，創(chuàng)業(yè)的偏好更高。但是第一代農(nóng)民，面臨著“上有老下有小”的生活壓力，其更可能采用穩(wěn)健的策略進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)偏好較低。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響具有區(qū)域與年齡差異。

眾所周知，農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)需要一定的原始積累，但是已有研究指出金融約束是影響家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的最大資源要素之一(張艦 等，2017)。所以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者如果能夠獲取大量的投資資金，將會(huì)選擇家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)(Eswaran et al.，1986)。翁辰等(2015)指出農(nóng)村居民家庭金融可及性與家庭創(chuàng)業(yè)之間具有顯著的正相關(guān)性，但是農(nóng)戶家庭從正規(guī)金融與非正規(guī)金融借貸成本較高，自家儲(chǔ)蓄才是家庭創(chuàng)業(yè)投資的最主要資金渠道。而土地轉(zhuǎn)出增加了農(nóng)戶家庭收入，為家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)積累了豐厚的原始資本(劉遠(yuǎn)風(fēng)，2016)。此外，轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)村家庭，在降低自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)間的同時(shí)，也釋放了家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者；換言之，土地的轉(zhuǎn)出能夠增加家庭勞動(dòng)力進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)(Willmore et al.，2012)。更進(jìn)一步，非農(nóng)就業(yè)的過程中，農(nóng)民不但可以獲取較高的收入，而且能夠建構(gòu)社會(huì)資本與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，并能捕捉創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，踐行家庭創(chuàng)業(yè)的規(guī)劃(莊晉財(cái) 等，2014)。據(jù)此，我們提出：

假設(shè)3：土地轉(zhuǎn)出通過提高農(nóng)戶家庭收入與非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。

Eswaran et al.(1986)的研究指出，如果農(nóng)戶租賃土地且租金規(guī)模增加，基于理性思考，會(huì)選擇繼續(xù)增加自家土地的投入，而不是雇傭勞動(dòng)力進(jìn)行耕種。換言之，雖然土地轉(zhuǎn)入會(huì)使農(nóng)戶耕種土地面積不斷增加，但是只有當(dāng)轉(zhuǎn)入土地面積足夠大甚至超過某一閾值時(shí)，農(nóng)戶才會(huì)選擇進(jìn)行家庭創(chuàng)業(yè)。同時(shí)，土地規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，所以某種程度上如果轉(zhuǎn)入的土地連片或畝數(shù)更多，農(nóng)戶更愿意租賃且支付更高的租金(紀(jì)月清 等，2017)。因此，土地轉(zhuǎn)入會(huì)從以下兩個(gè)方面影響農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。一方面，轉(zhuǎn)入土地后，其耕種模式依然是傳統(tǒng)的精工細(xì)作，這無疑會(huì)將農(nóng)民束縛于土地之上，而不能采用更多的時(shí)間和精力進(jìn)行家庭創(chuàng)業(yè)，即土地轉(zhuǎn)入會(huì)增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，進(jìn)而抑制農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。另一方面，轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶可以通過獲取國(guó)家農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼來維持基本生活支出(楊華，2015)，甚至某種程度上增加了家庭的收入水平。但是，土地轉(zhuǎn)入也是農(nóng)民的重要投資方式，當(dāng)家庭資源受到約束時(shí)，這不僅會(huì)限制農(nóng)戶在其他方面的投資，而且也會(huì)降低農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)偏好，進(jìn)而抑制家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。據(jù)此，我們提出:

假設(shè)4：土地轉(zhuǎn)入通過提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和降低風(fēng)險(xiǎn)偏好進(jìn)而抑制農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本項(xiàng)研究數(shù)據(jù)來自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)，該調(diào)查采用多階段、內(nèi)隱分層、與人口規(guī)模成比例的抽樣方法，從全國(guó)25個(gè)省/市/自治區(qū)的162個(gè)區(qū)/ 縣的649個(gè)村/居抽取并發(fā)放家庭戶樣本19986 戶，這些家庭及家庭中所有經(jīng)濟(jì)上聯(lián)系在一起的家庭成員均為CFPS 的目標(biāo)訪問對(duì)象。2010年基線調(diào)查共完成了14960戶家庭的訪問，界定出57155位基線基因成員，包括33600位16歲及以上的成人和8990名15歲及以下的少兒，這些基因成員及其直系后代將作為 CFPS 長(zhǎng)期追蹤的對(duì)象。CFPS調(diào)查分為四類不同主體問卷：成年人問卷、兒童問卷、家庭問卷與社區(qū)問卷。在這四類問卷基礎(chǔ)上針對(duì)不同家庭成員采用電話問卷、代答問卷等方式進(jìn)行訪談。為此，本文采用CFPS最新的2018年調(diào)查數(shù)據(jù)，由于創(chuàng)業(yè)群體主要集中青壯年時(shí)期，我們選取了60歲以下的群體作為分析對(duì)象。對(duì)缺失值、錯(cuò)誤值與奇異值處理后，最終得到含有5828個(gè)觀測(cè)值的基準(zhǔn)樣本。相對(duì)于以往的同類研究，本文的數(shù)據(jù)相對(duì)較新，并且覆蓋范圍更廣、樣本量更大，從而更具代表性。

(二)變量選取

1.因變量

本文的因變量是非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，由于家庭成員的職業(yè)選擇和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)都是家庭成員進(jìn)行聯(lián)合決策，且非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的財(cái)務(wù)投資難以細(xì)分，因此我們選擇家庭層面的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)進(jìn)行測(cè)度。根據(jù)周廣肅等(2015)對(duì)創(chuàng)業(yè)的定義方法，本文的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)應(yīng)的問題是“家庭是否參與經(jīng)營(yíng)或完全經(jīng)營(yíng)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)”，將非農(nóng)創(chuàng)業(yè)設(shè)置為二分類虛擬變量。如果家庭參與經(jīng)營(yíng)與完全經(jīng)營(yíng)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，定義為非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，賦值為“1”；如果家庭未參與經(jīng)營(yíng)與完全經(jīng)營(yíng)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，定義為未從事非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，賦值為“0”。

2.自變量

本文的自變量是土地流轉(zhuǎn)，參考王興國(guó)等(2020)有關(guān)土地流轉(zhuǎn)的研究，我們選取的是土地轉(zhuǎn)入與土地轉(zhuǎn)出兩個(gè)維度。由于CPFS 匯總問卷中“農(nóng)戶是否將土地出租給了其他人”這一問題的回答是在“您家從集體分得以下哪些類型的土地”問題的基礎(chǔ)上的進(jìn)一步回答，所以針對(duì)土地轉(zhuǎn)入變量，我們采取的是問卷中“過去 12 個(gè)月，您家是否從其他家庭轉(zhuǎn)入集體分配的土地？”這一問題的答案；而針對(duì)土地轉(zhuǎn)出變量，我們采取的是問卷中 “過去 12 個(gè)月，您家是否將集體分配的土地出租給了其他人？”這一問題的答案。二個(gè)自變量均為虛擬變量，我們將回答“是”的賦值為“1”，表明該農(nóng)戶有土地流轉(zhuǎn)；將回答“否”的賦值為“0”，表明該農(nóng)戶沒有土地流轉(zhuǎn)。

3.控制變量

遵循文獻(xiàn)的傳統(tǒng)，我們選取家庭戶主人口學(xué)特征與家庭層面特征。戶主在農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)決策中通常發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，參考錢龍等(2016)的研究，本文引入 CFPS數(shù)據(jù)提供的“管理家庭賬目的人”作為虛擬“戶主”，相對(duì)于名義戶主，真正管理并從事家庭財(cái)務(wù)管理的農(nóng)戶家庭成員更可能對(duì)家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響。具體在模型中，分別引入戶主性別(0=女，1=男)、年齡(連續(xù)變量)兩個(gè)變量予以控制。家庭層面特征變量主要包括家庭成員平均受教育年限(連續(xù)變量)、家庭成員平均年齡(連續(xù)變量)、家庭勞動(dòng)力數(shù)量(連續(xù)變量)、家庭少兒撫養(yǎng)比(連續(xù)變量)、家庭養(yǎng)老撫養(yǎng)比(連續(xù)變量)、家庭消費(fèi)支出(連續(xù)變量)、家庭地位(連續(xù)變量)、家庭人情支出(連續(xù)變量)。需要說明的是，我們將家庭人情支出、家庭消費(fèi)水平均取對(duì)數(shù)。

具體變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)

(三)模型建構(gòu)

為檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響，本文設(shè)定如下計(jì)量模型：

yi=α0+α1LTi+αxXi+εi

(1)

其中：yi表示農(nóng)戶i的家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)狀況；LTi表示農(nóng)戶i的土地流轉(zhuǎn)狀況；Xi表示一系列影響農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的控制變量；α為待估參數(shù)；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，衡量影響農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的不可觀測(cè)因素。

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸：土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響

依據(jù)上文分析，土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)息息相關(guān)，但由于具體社會(huì)情境的差異性，難以確定土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)。因此，首先分析土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響，表2列(1)至列(3)報(bào)告土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響。其中，列(1)中，未添加任何控制變量，發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)出在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，回歸系數(shù)為0.288，表明土地轉(zhuǎn)出具有非農(nóng)創(chuàng)業(yè)效應(yīng)，即土地轉(zhuǎn)出提高了農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的可能性?？紤]到其他變量可能影響回歸結(jié)果，列(2)與列(3)分別添加其他控制變量與地區(qū)虛擬變量，發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)出均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，表明無論控制變量如何選擇，土地轉(zhuǎn)出均顯著提高農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率。以列(3)的結(jié)果為例，相比沒有轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)民，轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)概率增加約12.8%。

表2 土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響(Probit模型)

表2列(4)至列(6)報(bào)告了土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)無論是否添加控制變量，土地轉(zhuǎn)入均在1%的顯著性水平下負(fù)向影響農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，即土地轉(zhuǎn)入與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)呈顯著負(fù)相關(guān)。以列(6)的結(jié)果為例，與沒有土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶家庭相比，有土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率降低了約6.2%。綜上，表2的回歸結(jié)果表明土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)起到了促進(jìn)效應(yīng)，而土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)起到了抑制效應(yīng)，假設(shè)1得證。

(二)異質(zhì)性分析：不同代際與不同區(qū)域差異

不同代際的農(nóng)戶與不同區(qū)域的農(nóng)戶，不僅土地流轉(zhuǎn)狀況不同，而且非農(nóng)創(chuàng)業(yè)偏好各不相同。具體可以分析如下。由于我們的樣本選擇是16～60歲，青壯年群體富有朝氣與活力，土地流轉(zhuǎn)參與度更高，更容易接觸風(fēng)險(xiǎn)事物且風(fēng)險(xiǎn)偏好更高；但是隨著年齡的增長(zhǎng)，居民對(duì)待創(chuàng)業(yè)的態(tài)度趨于保守，越來越不愿意從事風(fēng)險(xiǎn)性偏高的創(chuàng)業(yè)。從區(qū)域來看，中國(guó)的中部與東部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與居民收入水平更高，創(chuàng)業(yè)政策與創(chuàng)業(yè)環(huán)境更具有優(yōu)勢(shì)。因此，為了考察土地流轉(zhuǎn)對(duì)不同代際農(nóng)戶與不同區(qū)域農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的影響，我們將全樣本分為第一代農(nóng)戶(80年以前)、新生代農(nóng)戶(80年以后)、東部農(nóng)戶、中部農(nóng)戶與西部農(nóng)戶等5個(gè)子樣本，分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表3和表4分別匯報(bào)了土地轉(zhuǎn)出、土地轉(zhuǎn)入對(duì)不同代際農(nóng)戶與不同區(qū)域農(nóng)戶的子樣本的回歸結(jié)果。

表3 土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性分析

表4 土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性分析

在表3列(1)、列(3)與列(4)中，土地轉(zhuǎn)出均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，且回歸系數(shù)符號(hào)為正，表明土地轉(zhuǎn)出對(duì)新生代農(nóng)戶、東部農(nóng)戶與中部農(nóng)戶的家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有促進(jìn)作用。計(jì)算可得，與沒有土地轉(zhuǎn)出的新生代農(nóng)戶、東部農(nóng)戶與中部農(nóng)戶相比，轉(zhuǎn)出土地的新生代農(nóng)戶、東部農(nóng)戶與中部農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率分別提高了12.60%、10.50%與4.80%。但是，土地轉(zhuǎn)出對(duì)第一代農(nóng)戶與西部農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明土地轉(zhuǎn)出對(duì)其家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響。

從表4列(2)和列(5)實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)入在第一代農(nóng)戶與西部農(nóng)戶中的回歸系數(shù)符號(hào)為負(fù)，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，表明土地轉(zhuǎn)入對(duì)第一代農(nóng)戶與西部農(nóng)戶的家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有負(fù)向效應(yīng)。具體而言，與沒有轉(zhuǎn)入土地的第一代農(nóng)戶與西部農(nóng)戶相比，轉(zhuǎn)入土地的第一代農(nóng)戶與西部農(nóng)戶的家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)分別降低了約8.87%與7.98%。然而，土地轉(zhuǎn)入對(duì)新生代農(nóng)戶、中部農(nóng)戶與東部農(nóng)戶沒有顯著影響。總之，土地轉(zhuǎn)出的家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)效應(yīng)主要體現(xiàn)在新生代農(nóng)戶與中東部農(nóng)戶中，而土地轉(zhuǎn)出的家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)抑制效應(yīng)主要體現(xiàn)在第一代農(nóng)戶與西部農(nóng)戶中。由此，假設(shè)2得證。

(三)影響機(jī)制檢驗(yàn)

眾所周知，家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)是一種風(fēng)險(xiǎn)行為，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)者面臨著諸多不確定性因素，而非農(nóng)創(chuàng)業(yè)決策最關(guān)鍵的因素有以下三個(gè)：風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)、資源約束效應(yīng)與創(chuàng)業(yè)時(shí)間效應(yīng)。因此，我們首先分析土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭收入與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響，窺探土地轉(zhuǎn)出的影響機(jī)制，然后分析土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響，窺探土地轉(zhuǎn)入的影響機(jī)制。結(jié)果分別如表5、表6所示。

表5 土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制分析

表6 土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制分析

從表5列(1)與列(2)回歸結(jié)果可以看出，與沒有轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶相比，土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭收入有顯著的正向影響，但是土地轉(zhuǎn)入降低了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間。具體可知，土地轉(zhuǎn)出提高了農(nóng)戶家庭收入的10.5%，降低了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的11.4%。從列(3)、列(4)和列(5)回歸結(jié)果可以看出，土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)均具有顯著的正向影響，更為關(guān)鍵的是家庭收入顯著提高了農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，但是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間顯著降低了農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的可能性。由此說明，土地轉(zhuǎn)出通過提高農(nóng)戶家庭收入與降低農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，假設(shè)3得證。

從表6列(1)與列(2)回歸結(jié)果可以看出，土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，且回歸系數(shù)的符號(hào)一負(fù)一正，表明土地轉(zhuǎn)入顯著降低了農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)偏好，但提高了農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間。列(3)、列(4)和列(5)回歸結(jié)果表明：土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)依然呈現(xiàn)抑制作用；風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有積極的作用，而家庭勞動(dòng)時(shí)間對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有負(fù)向影響。因此，土地轉(zhuǎn)入通過降低農(nóng)戶家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好與提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間進(jìn)而抑制農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，假設(shè)4得證。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性處理

(一)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

土地轉(zhuǎn)出金額與土地轉(zhuǎn)入金額代表了土地轉(zhuǎn)出與土地轉(zhuǎn)入的多寡，能夠反映土地流轉(zhuǎn)的基本信息，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響，我們進(jìn)一步采用土地轉(zhuǎn)出金額與土地轉(zhuǎn)入金額進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表7所示。我們發(fā)現(xiàn)無論是否添加地區(qū)虛擬變量，土地轉(zhuǎn)出金額均在1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著，且回歸系數(shù)符號(hào)為正，表明土地轉(zhuǎn)出金額越高的農(nóng)戶，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)概率越高。以列(2)的結(jié)果為例，土地轉(zhuǎn)出金額每提高一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率將提高約18.9%。同時(shí)我們發(fā)現(xiàn)無論是否添加地區(qū)虛擬變量，土地轉(zhuǎn)入金額均對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)起到了抑制效應(yīng)，以列(4)的回歸結(jié)果為例，發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)入金額每提高一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率將下降約12.4%。由此可見，表7的回歸結(jié)果與表2的結(jié)果基本一致，進(jìn)一步證實(shí)土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有促進(jìn)效應(yīng)，土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有抑制效應(yīng)。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：變量替代法

(二)內(nèi)生性處理：二階段最小二乘法

土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)之間可能存在內(nèi)生性。一方面，農(nóng)戶可能將家庭土地轉(zhuǎn)出以此緩解家庭資源約束，而農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)減少了農(nóng)業(yè)投入并提高了家庭資源約束，進(jìn)而使農(nóng)戶更可能采取土地轉(zhuǎn)出的策略；另一方面，農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)入越多，需要更多的時(shí)間和財(cái)力投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，不利于農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，導(dǎo)致其可能繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)勞作，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶家庭的土地轉(zhuǎn)入。因此，無論是土地轉(zhuǎn)入還是土地轉(zhuǎn)出，土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)可能存在反向因果關(guān)系。為了克服模型潛在的內(nèi)生性問題，我們參考何安華等(2014)的研究，選取同一村莊內(nèi)其他樣本家庭平均土地轉(zhuǎn)出率和平均土地轉(zhuǎn)入率作為土地轉(zhuǎn)出和土地轉(zhuǎn)入的工具變量。原因有以下兩點(diǎn)，一是工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性要求，一個(gè)村莊內(nèi)部的土地流轉(zhuǎn)具有很強(qiáng)的“同群效應(yīng)”，本村其他家庭的土地流轉(zhuǎn)會(huì)影響自家土地流轉(zhuǎn)狀況；二是工具變量與因變量的外生性要求，其他家庭決策不會(huì)直接影響該農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，因而工具變量滿足外生性要求。

從表8列(1)和列(3)的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)杜賓豪斯曼檢驗(yàn)的P值通過了顯著性檢驗(yàn)，表明土地流轉(zhuǎn)是內(nèi)生變量。我們?cè)诘谝浑A段的回歸方程中，觀察到F值分別為118.28和115.17，根據(jù)Stock和Yogo提供的臨界值表，若存在弱工具變量，其F值大小應(yīng)該是小于16.38，但是我們發(fā)現(xiàn)本項(xiàng)研究的F值均大于該數(shù)值，表明本項(xiàng)研究的工具變量不存在弱工具變量問題。所以說，本文選取同一村莊中其他家庭平均土地轉(zhuǎn)入率與平均土地轉(zhuǎn)出率作為土地轉(zhuǎn)入與土地轉(zhuǎn)出的工具變量是合理的。從回歸結(jié)果上看，我們發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)依然具有顯著的促進(jìn)作用，而土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)依然具有顯著的抑制作用。由此可知，本文的研究結(jié)論具有可信度與穩(wěn)健性。

表8 內(nèi)生性處理：工具變量法

(三)樣本選擇偏差：傾向值匹配

眾所周知，工具變量法能夠解決由于因果關(guān)系與遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生問題。但由于我們采用的是截面數(shù)據(jù)，而農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)是自我選擇的行為，這在一定程度上不能保證抽樣是隨機(jī)的。所以，我們?cè)谘芯康倪^程中仍舊面臨著農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的樣本偏差問題(1)需要指出的是，傾向值匹配方法檢驗(yàn)的是可觀測(cè)變量的影響，若可觀測(cè)變量選擇不當(dāng)或選擇過少，容易引起估計(jì)偏差。所以在無法確定選擇的可觀測(cè)變量不存在任何紕漏的情況下，本文僅將傾向值匹配方法作穩(wěn)健性檢驗(yàn)。。為了解決這一問題，我們采用傾向值匹配的方法進(jìn)行矯正，以此來窺探本項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)是否具有穩(wěn)健性。我們分別采用了最小近鄰匹配、卡尺匹配、卡尺內(nèi)K近鄰匹配與核匹配四種傾向值匹配方法進(jìn)行消除樣本選擇偏差的驗(yàn)證，結(jié)果見表9。經(jīng)過匹配后，土地轉(zhuǎn)出和土地未轉(zhuǎn)出及土地轉(zhuǎn)入與土地未轉(zhuǎn)入的兩組樣本的處理組平均處理效應(yīng)ATT顯示，消除樣本選擇偏差后，土地轉(zhuǎn)出能夠顯著提高農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的可能性，而土地轉(zhuǎn)入能夠顯著降低農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的可能性。這進(jìn)一步證實(shí)本文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表9 樣本選擇偏差：傾向值匹配方法

六、研究結(jié)論與政策建議

非農(nóng)創(chuàng)業(yè)不僅是中國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的具體實(shí)踐，而且是解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的重要手段。本項(xiàng)研究基于2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，將土地流轉(zhuǎn)分為土地轉(zhuǎn)出與土地轉(zhuǎn)入兩個(gè)維度，實(shí)證分析土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有促進(jìn)效應(yīng)，而土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有抑制效應(yīng)；采用土地轉(zhuǎn)出金額與土地轉(zhuǎn)入金額進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)土地轉(zhuǎn)出金額越多，農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的可能性越大，但土地轉(zhuǎn)入金額越多，農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的可能性越小；同時(shí)采用傾向值匹配解決樣本選擇偏差與工具變量法解決內(nèi)生性后，土地轉(zhuǎn)出對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)，土地轉(zhuǎn)入對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的抑制效應(yīng)依然存在。與此同時(shí)，影響機(jī)制結(jié)果顯示，土地轉(zhuǎn)出會(huì)提高農(nóng)戶家庭收入與減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間而促進(jìn)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)；土地轉(zhuǎn)入會(huì)降低農(nóng)戶家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好與增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間而抑制非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。此外，異質(zhì)性結(jié)果顯示，土地轉(zhuǎn)出的促進(jìn)效應(yīng)主要發(fā)生在中東部地區(qū)與新生代農(nóng)戶群體中；而土地轉(zhuǎn)入的抑制效應(yīng)主要發(fā)生在西部地區(qū)及第一代農(nóng)戶群體中。

本項(xiàng)研究具有重要的政策意涵。無論是鄉(xiāng)村振興的頂層設(shè)計(jì)，還是“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的重要戰(zhàn)略，均為農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)提供了重要的政策保障。在《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃》綱要中，國(guó)務(wù)院明確指出要為農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)提供良好的環(huán)境，并積極建設(shè)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，推動(dòng)農(nóng)村市場(chǎng)化改革，進(jìn)而激活農(nóng)村創(chuàng)業(yè)主體與推動(dòng)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)發(fā)展。然而，毋庸置疑的是，要推動(dòng)鄉(xiāng)村振興，發(fā)展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)，就需要培育農(nóng)村新型經(jīng)營(yíng)主體。在創(chuàng)業(yè)發(fā)展中，需要整合各種資源，而土地資源是農(nóng)村最核心最重要的資源之一，所以實(shí)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)制度的有效落實(shí)自然成了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的重要抓手。本文發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)有著至關(guān)重要的作用，因此政府應(yīng)該完善土地流轉(zhuǎn)方案，優(yōu)化土地流轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)，實(shí)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)的良性發(fā)展，推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)的大眾創(chuàng)業(yè)與萬眾創(chuàng)新，從而實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。