农地流转、禀赋依赖与农村劳动力转移，本文主要内容关键词为：农地论文,禀赋论文,农村劳动力转移论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
建立健全土地承包经营权流转市场已经成为当前农村土地制度改革的一个指导方向。20世纪80年代中国全面实施家庭联产承包经营责任制，从此确立了在农村集体土地所有权与使用权分离基础上，以户为单位的家庭承包经营的新型农业耕作模式。家庭联产承包经营责任制有效调动了农民生产积极性，提高了农业生产率(Justin Yifu Lin，2002)，促进了城乡经济改革，但是农地细碎化(许庆等，2008)，市场组织化程度低(陈锡文，2008)等弊端同时困扰着进一步改善农业生产条件，提高农民收入。通过农地流转实现农地配置具有优势。姚洋(2000)认为土地的自由流转可能产生土地边际产出拉平与交易收益效应，Terry van Dijk(2003)研究发现土地流转市场可以解决土地细碎化，马晓河等(2002)提出农地流转是区域农业生产规模化经营的基础条件。因此在确保土地承包关系稳定并长久不变的前提下，允许农民以多种形式流转土地承包经营权，实现农地适度规模经营，成为完善家庭联产承包经营责任制的一种可能性选择。
农地流转后实现流转出农地农民的劳动力转移是必须的。当前认为农地流转的现实意义在于提高农地经营规模，实现土地适度规模经营，从而提高农业比较效益促进农民增收，但流转出农地的农民一般不再直接从事农业生产，很难直接获得农地经营规模扩大后的农业生产效益。如果在农地流转中离地农民无法顺利转移劳动力，那么农地流转能否真正惠及农地流转双方，特别是相对弱势的流转出农地的细微农地经营者，就是一个有待论证的疑问。现实似乎没有足够的证据支持流转出农地的农民可以顺利实现劳动力转移。农业部课题组(2000)发现受农业资本/劳动力比率提高、乡镇企业就业弹性下降以及城市化滞后的影响，未来农村剩余劳动力转移仍然是艰巨的任务。因此在农村劳动力转移动力不足、压力巨大的现实背景下，农民没有足够理由自愿大规模流转土地承包经营权，从而避免寻找劳动力转移之路。由异质性人力资本引致农民对自身农地进行价值评价，再进行农地流转选择的过程在条件约束下总是很难实现。可以说直接认定农地流转就实现劳动力从农地上转移是不够严谨的。从这一点出发，研究中将论证农地流转与农村劳动力转移之间是否存在必然联系；以及在农地流转推进中，要实现农地流转—农村劳动力转移过程所依赖的居间变量。
论文接下来的内容安排如下：第二章为文献回顾及研究假设，提出研究中需要论证的几个问题；第三章为数据来源、变量选择与模型设定，根据研究假设的需要在数据可以收集的前提下，选择适当变量，并确定假设检验模型；第四章为实证结果与分析，对所有假设进行检验，并针对假设检验结果进行分析；第五章结论与启示，对全文研究进行总结，以实证结果与分析为基础阐述需要重视的问题。
二、文献回顾及研究假设
相关研究文献认为农村劳动力转移是土地流转的原因之一。贺振华(2006)认为土地流转之所以产生的最初原因是部分农村劳动力外出打工，从而将土地出租给别人耕种。徐旭等(2002)在分析我国农村土地流转的动因中提出，如果农民从事农业的日均收入低于非农行业日均收入，农民就愿意进行土地流转，否则甚至进行抛荒。胡新艳(2006)提出农户异质性人力资本划分为务农优势、务工优势、务农与务工优势相当三类，基于“经济人”理性，农民一旦根据异质性人力资本追求利润最大化，那么农民就具备了农地流转的意愿，并得到加强。因此如果推动农村劳动力转移，就可能加快农地流转。谭丹等(2007)通过农户问卷调查，得出农地流转率与家庭非农就业率正相关，提高家庭非农就业率可以促进农地流转。
但仅仅将劳动力转移作为农地流转的原因是不够的，特别是在农地非农化、农地非粮化趋势下，农民不一定可以在依法自愿有偿原则下①决策是否进行农地流转。这里有2个方面需要阐述：第一，农民是否在任何条件下，或者说在绝大部分情况下，所进行的农地流转是依法自愿有偿的，特别是否是自愿的。上述有关研究文献关于农村劳动力转移是土地流转的原因研究，若从理论出发，农地流转则基于经济理性；若从实证出发，研究对象都是业已完成农地流转的农民。这里隐含着农地流转是农民进行的自愿理性选择。但是王景新等(2007)通过调查发现农民土地权利事实上是短期而不稳定的，为了满足农业开发和招商引资，基层组织利用土地流转制度，迫使农民进行大量的非自愿土地流转，工商资本大量占用农地。因此农业部在《关于做好当前农村土地承包经营权流转管理和服务工作通知》强调要求防止违背农民意愿强行流转，流转的农用地不得改变农业用途。第二，在劳动力没有转移的条件下，农地流转是否可以顺利实现农地适度规模经营。从日本经验看，农地流转没有充分可行或者强制性的劳动力转移导致农户选择兼业(杨国新，2008)，农户不愿意退出农地经营使得农地流转中农地适度经营规模无法形成。台湾地区在扩大农地经营规模遇到了同样困境。钱忠好(2008)研究发现基于家庭利益最大化的考虑，农户决策的结果是农户经营兼业化。在存在农民非自愿流转农地的背景下，面对原始的兼业化需求，农地流转很可能导致农村劳动力无法转移。因此，本文提出第1个假设。
假设1：农地流转不直接导致农村劳动力转移。
显然，农地流转中解决劳动力转移是一个无法回避的问题。从文献中发现，城镇化、工业化、农村工业化被认为过去、现在或者未来在破解农村劳动力转移难题上发挥或可以发挥重要作用。城镇化的核心是人口城镇化，对于农村劳动力，城镇化意味着劳动力彻底转移。但是中国一直存在着人口长期彻底转移的困境。王伟等(2007)从制度成因分析，得出受户口—就业—福利—一体化制度安排，乡城人口自由迁移被严格限制。刘勇(2006)认为城镇化滞后于工业化，中国需要选择一条适合的城镇化道路，但是城镇化转移大量的农村剩余劳动力而带来的城市就业压力是加快城镇化可能面临的难题。工业化进程中，工业产值比重和就业比重将不断上升，工业部门创造的岗位将源源不断吸收农村剩余劳动力。Lewis(1954)经典的二元结构模型认为农村劳动力转移会伴随着农业国向工业国转换过程中，农业部门等传统部门劳动力会向制造业等现代部门流动。张永丽(2007)提出包括农村人口问题在内的“三农”问题是在既定约束条件下工业化模式偏差产生的，要根本上解决这些问题，只能通过工业化。辜胜阻(2007)提出要解决农民工问题需要改进低价工业化模式。农村工业化在过去吸收农村劳动力的作用是被认可的，乡镇企业则是有中国特色的农村工业化的组织载体。李成贵(2002)认为中国农村工业化的兴起和快速发展，成就了“中国的奇迹”，尽管乡镇企业发展没有带来城市化效应，但是大量农民已经转移到非农产业。申茂向等(2005)也认为中国农村工业化的成就和积极作用是毋庸置疑，乡镇企业转移了大量农村劳动力。但是现在乡镇企业吸纳农村剩余劳动力的作用似乎发生了变化。韩保江(1995)和于立(2003)都论证了乡镇企业吸纳劳动力边际递减规律的存在。整理文献，可以得出中国存在着多种可能解决农村劳动力转移困境的途径，但是任何一种途径都存在现实困境。农地流转对于农村劳动力转移，既提供了条件，又提出了需求。因此本文试图论证在农地流转推动下，是否存在解决农地流转后劳动力转移的条件，为此提出如下2个假设，关于农地流转、城镇化及农村劳动力转移的假设将在后面设置。
假设2：农地流转依赖于工业化，两者互补推动农村劳动力转移。
假设3：农地流转依赖于农村工业化，两者互补推动农村劳动力转移。
目前关于农地流转后如何实现劳动力转移的研究并不多，寻找到农地流转中顺利完成劳动力转移的依赖中间量还有待进一步研究。在有限的文献中，有学者从农地资源禀赋、农业机械及技术投入、农地社会保障功能等角度阐述了农地自然经济社会特征在农民选择、劳动力转移、农地流转中起的重要作用。James(1976)在研究东南亚农民问题时指出，在人均土地资源禀赋极少的小农经济中，农民在“安全第一”的生存伦理下追求的是较低的分配风险和较高的生存保障，收入最大化不是农民追求的根本目标。钱文荣(2007)认为由于农村人口的增加以及经济高速发展下耕地大量占用，家庭当前经营土地面积的缩小影响农民土地意愿经营规模。姚洋(2000)在解释土地对劳动力转移的替代效应的时候，认为较多的土地降低农民离农进城的积极性，从而迟滞劳动力的转移。农业机械与技术对农村劳动力存在替代作用。刘凤芹(2006)对东北农村农业土地规模经营问题研究支持了这个观点，她认为替代的界限依赖于农业机械与农业劳动力的相对价格变化或相对成本变化。她在研究中也发现生化技术存在着对土地和劳动力的节约或替代。李洁(2008)在解释长三角地区农田化肥投入快速增长的现象时，得出相对劳动密集型作物上化肥投入快速增长是由于劳动机会成本高速增长引发的化肥对劳动的替代的结论。根据《中国经济周刊》(2008)对六省市农地流转现状调查，被调查农户认为农业机械化生产是农地流转后的良性结果②。农地对于农民兼具生产资料及社会保障双重功能在中国农村仍然没有改变。朱冬亮(2002)认为定期或不定期的土地调整同样具有重要的社会保障功能。何国俊(2007)通过回归得出社会保障对农户土地流转意愿影响显著，在农户生存有了保障后，其经济理性才会得到体现。但是姚洋(2000)认为土地的社会保障和失业保险功能对效率的正面作用常常被人忽略，现有农地制度具备促进农民转移的可能性。上述文献研究提供了存在于农地流转与农村劳动力转移之间的中间变量以解决农地流转中农村劳动力转移的可能性，但建立起农地流转、中间变量与农村劳动力转移三者完成联系的研究还是缺失，一些中间变量在农地流转以及农村劳动力转移中所起的作用仍然没有一个明确公认的结论。在此为寻找农地流转可以依赖的农地自然经济社会禀赋以促使农村劳动力转移，提出3个假设。
假设4：农地流转依赖于改善农民农地占有禀赋以促使农村劳动力转移。
假设5：农地流转依赖于增加农业机械投入以促使农村劳动力转移。
假设6：农地流转依赖于弱化农地社会保障功能以促使农村劳动力转移。
考虑到农民农地占有禀赋受农地数量与农民数量双重影响，同时农民数量与城镇化有直接联系，因此有关农地流转、城镇化及农村劳动力转移的假设在假设4中体现。
三、数据来源、变量选择与模型设定
(一)数据来源
本文以中国省级行政区为数据采集对象。考虑到香港、澳门、台湾三地的农地制度与内地相异，不纳入实证研究中。同时海南省在地理位置上与其他省份不相邻，也不纳入实证研究③。最终本研究采集北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆30个省份有关数据。变量所需数据来源于《中国第二次全国农业普查资料综合提要》、《中国农村统计年鉴》、《中国人口与就业统计年鉴》、《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国农业年鉴》。受第二次全国农业普查年份限制，所采集数据年份为2006年。具体与变量对应的数据来源在变量选择列出。
(二)变量选择
农村劳动力转移变量(RLTR)。农村劳动力转移有就地转移和异地转移2种途径。就地转移是中国农村剩余劳动力转移的开端，从开始的社队企业到后来的乡镇企业都成为农村劳动力就地转移的主要吸纳器。本文以乡镇企业从业人员数来标识农村劳动力就地转移量。异地转移则采用第二次全国农业普查中的农村住户(户籍)外出从业人员数量。由于第二次全国农业普查中农村外出从业劳动力是指2006年农村户籍人口中16周岁及以上从业人员到户籍所在镇街行政管辖区域以外从业的人口，那么乡镇企业从业人员数中在镇街行政管辖区域以外从业部分与农村外出从业劳动力重叠，但是目前本文数据收集手段无法完全剥离重叠部分获得完美数据。农地流转对农村劳动力转移的影响可以通过2方面来判定，一是农地流转后农村劳动力转移总量，但是农村劳动力转移总量受人口、地域面积等诸多因素影响；二是农地流转后单位农地面积挤出的农业劳动力。为了比较研究的方便以及减少部分数据重叠而导致的误差，本文选择单位耕地面积农村劳动力挤出能力来最终标识农村劳动转移变量。单位耕地面积农村劳动力挤出=(乡镇企业从业人员+农村外出从业劳动力)/耕地总面积。其中乡镇企业从业人员数据来源于《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴2007》，农村外出从业劳动力数据来源于《中国第二次全国农业普查资料综合提要》，耕地总面积数据来源于《中国国土资源统计年鉴2007》。
农地流转变量(FLCI)。目前农地流转制度安排的出发点是发展适度规模经营④。由于无法获得分省份农地流转总量，同时家庭是农地经营的基本单元，本文认为农地流转会导致农户经营耕地面积改变⑤，农地流转强度与农户经营耕地面积变化同向。农户户均经营耕地面积=农户平均人数×农村居民家庭人均经营耕地面积。其中农户平均人数来源于《中国人口与就业统计年鉴2007》，农村居民家庭人均经营耕地面积数据来源于《中国统计年鉴2007》。
工业化变量(INDU)。以工业化率来标识工业化。工业化率=工业增加值/地区生产总值。其中工业增加值与地区生产总值来源于《中国统计年鉴2007》。
农村工业化变量(RINDU)。以农村工业产值占农村工农业生产总值比重来衡量农村工业化水平。用乡镇企业增加值代替农村工业产值，以乡镇企业增加值与农林牧渔增加值的和代替农村生产总值⑥。农村工业产值占农村工农业生产总值=乡镇企业增加值/(乡镇企业增加值+农林牧渔业增加值)。其中乡镇企业增加值来源于《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴2007》，农林牧渔业增加值来源于《中国农业年鉴2007》。
农民农地占有禀赋变量(FLHO)。以农业人口人均占有耕地面积标识农民农地占有禀赋。农业人口人均占有耕地面积=耕地总面积/农业总人口。其中农业总人口数据来源于《中国人口与就业统计年鉴2007》。
农业机械投入变量(AMIN)。以农村居民家庭拥有农业机械固定资产原值来标识农户在农业生产中的机械投入。数据来源于《中国农村统计年鉴2007》。
农地社会保障功能变量(FLSS)。农地社会保障功能的识别比较困难。本文着重考察农地社会保障功能弱化条件下的一系列变量变化，认为农村社会保障投入增加可替代农地社会保障功能，农村社会保障投入量由农村社会救济费及灾害救济费用标识，因此从农业人口人均农村社会救济费及灾害救济费用增加来判定农地社会保障功能弱化。农业人口人均农村社会救济费及灾害救济费用=农村社会救济费及灾害救济费用/农业人口。其中农村社会救济费及灾害救济费用数据来源于《中国农村统计年鉴2007》。
表1给出所有变量的统计描述。
(三)模型设定
农村劳动力转移在空间上不是孤立、均质的⑦，但是区域间农村劳动力转移可能存在的空间相关性在以前研究中常常被忽略。Anselin(1999)认为空间依赖存在于实质性变量时，空间滞后项必须以内源性(endogenous)变量对待，否则OLS估计将是有偏，不一致(inconsistent)的。当空间依赖存在于误差项时，如果忽略了这种空间相关，那么尽管OLS保持无偏，但不再有效，经典估计得到的标准误差有偏。在存在空间依赖时，需要空间计量来解释变量之间的关系，以避免过度解释或者被忽略现象发生。空间回归计量模型主要包括空间滞后模型(spatial lag model,SLM)和空间误差模型(spatial error model,SEM)，在具体运用中，通过检验，在普通回归模型、SLM、SEM三者中进行选择。下面设定实证研究中运用的模型。
1.普通线性回归模型
普通线性回归模型如下：
四、实证结果与分析
(一)农地流转形成农村劳动力转移充分性论证
采用普通线性回归模型、SLM、SEM计算⑧，结果见表2。其中普通线性回归模型仍选择OLS估计参数，但对SLM及SEM待估参数估计则不适合选用OLS，否则估计参数值会是有偏或者无效。本文采用最大似然估计(Ord,1975)来估计SLM与SEM的回归系数与空间参数。从OLS估计结果发现，普通线性回归模型的Moran's I误差为1.7500，且在10％水平下显著，变量间存在明显的空间相关性，需要引入空间变量。引入空间变量后，使用拉格朗日乘子(LM)检验从SLM与SEM中选择最优模型。表2结果显示，Lagrange Multiplier(lag)比Lagrange Multiplier(error)更显著，且Robust LM(lag)在1％水平下显著而Robust LM(lag)不显著，因此对农地流转形成农村劳动力转移充分性论证选用SLM进行解释⑨。SLM的Breusch-Pagan检验在10％显著水平仍然不显著，接受虚无假设认为不存在空间异质性。
关于假设1检验，SLM结果发现FLCI项系数为0.0150，但没有通过显著性检验，则不能拒绝系数为0的假设。因此假设1：农地流转不直接导致农村劳动力转移，成立。即使在没有接受的OLS估计模型与SEM中，FLCI项系数仍不显著，支持了假设1。假设1的成立说明农地流转形成农村劳动力转移是不充分的，这个结论与陈锡文等(2002)和韩俊(1998)呼吁农业规模经营和土地承包经营权流转首先要解决农民非农就业问题，要为农民转移出农业和农村创造条件是一致的。
考虑到本文的研究目的，仅从实证分析选择的农地流转变量标识量与农村劳动力转移变量标识量阐述假设1成立的原因。假设1成立意味着农地流转中农户户均经营耕地面积的扩大无法确保单位耕地面积农村劳动力挤出形成，那么流转土地承包经营权后农民离地失业则成为农地经营规模扩大后劳动力流向的一种可能。这点其实并不难理解，农村剩余劳动力大规模存在意味着滞留在农村中的劳动力在竞争性的劳动市场中不具备明显的竞争优势，低水平的劳动密集型岗位不足以吸收规模庞大的农村剩余劳动力。而研究较多的征地中失地农民失业现象也旁证了同样影响农民最基本生产资料配置的农地流转也许根本无法保障流转农地农民的劳动力转移，毕竟这么多年来还没有从根本上很好解决征地中农民失地失业问题。流转农地一方的劳动力滞留在农地中则是劳动力第二种可能的流向。那么农户户均经营耕地面积扩大则可能不存在足以改变劳动力转移趋势的技术替代与资本替代。现阶段农业生产率的增长由技术进步导致的，而不是来自效率(EC)的改善(陈卫平，2006)，农业技术进步与农业效率损失并存表明现有农业技术的推广和扩散不成功，内生性的农业技术投入研发采用机制并没有形成，农户扩大经营规模不会主动通过技术替代劳动力。这点同样解释了为何在中国农业技术投入创新更多是政府驱动，但问题的关键是政府驱动效率与目的性是有待考证的。资本替代劳动力是否可行取决与农户可操纵资金及其意愿。薄弱的农村金融体系以及农户普遍不高的收入水平决定了普通农户的生产资金规模不会很大，考虑到农地流转中接受土地的农户一般具有资本上的比较优势以及参与到农地流转中的工商资本，可以认为农户有足够规模资本进行劳动力替代，但又有一个问题需要思考，农户是否有意愿将可操纵的资本用于替代劳动力。农业生产收益偏低不会导致农户将大量资金投入到农业生产中，即使资本在农户兼业中获得报酬也会高于农业收益。在农村资本有限，劳动力供给相对无限的背景下，劳动力雇佣者实现以低工资支付劳动力成本是容易的。因此最终无法完成资本替代劳动力而实现农户扩大经营规模后劳动力挤出。
基于以上解释，一个重要的隐含前提得到论证，无法有效形成劳动力转移的农地流转不是农民依据家庭劳动力安排、人均收入以及自身发展等因素自愿做出的选择。不难理解，如果纯粹以农地适度规模经营出发，在农地流转收益不高的现实条件下，农地流转后失业不会是农民的自愿理性决策的结果；而对于滞留在农地上的农民来说，仅仅是农业劳动力的相互置换甚至原地保留，他们并不需要流转出土地承包经营权，至少是不需要大规模进行农地流转，因为多数农民的技能水平与农业生产性质决定了农业劳动的差异性不大，同时农民浓烈的土地情节也起着重要制约。那么推进农地流转就需要寻找到在农地流转是实现农村劳动力转移的依赖中间变量。
(二)农地流转与工业化、农村工业化互补推动农村劳动力转移论证
表3模型1估计结果显示，INDU、FLCI与IN-DU的交叉乘积项分别为-0.6567、0.0654，并都在5％水平下显著。INDU项与FLCI×INDU项符号不一致，判断农地流转与工业化对农村劳动力转移作用需要再考察INDU与FLCI×INDU两项系数，可以确定在FLCI等于10.0时，INDU项与FLCI×INDU项互为相反数。因此在农户户均经营耕地面积大于10.0亩/户时，农地流转依赖于工业化，两者互补推动劳动力转移，假设2成立；在农户户均经营耕地面积小于10.0亩/户时，则农地流转与工业化互斥作用于劳动力转移，假设2不成立；在农户户均经营耕地面积等于10.0亩/户时，则农地流转中工业化的改变不对农村劳动力转移产生影响，假设2不成立。除在农户户均经营耕地面积大于10.0亩的黑龙江、内蒙古、吉林、宁夏、新疆、西藏、辽宁、甘肃，提高工业增加值在地区生产总值中的比重，在现阶段可以提高单位耕地面积的劳动力挤出，在其他省(自治区、直辖市)以工业化率考核的工业化水平提高无法有效在农地流转中推动农村劳动力转移。从检验结果看，在农户户均经营耕地面积小于10.0亩的地区，工业化升级过程中会对已转移农村劳动力产生逆向冲击。在区位分布上，农户户均经营耕地面积小于10.0亩的地区主要处于东中部地区，工业化水平普遍高于农户户均经营耕地面积大于10.0亩的地区。郑江淮(2007)在以苏州制造业为对象的分析中发现在农村劳动力在工业化升级中受到逆向就业冲击会选择农地流转(加入土地股份合作社)以规避风险提高福利，农地流转也许会成为工业化升级中城市资本密集型工业挤出简单劳动力中缓解农民返乡生存问题激化的一种选择。工业化水平的提高能否有助于假设1劳动力转移困境解决取决于现有农户户均经营耕地面积。
表3模型2估计结果显示，FLCI、RINDU、FLCI与RINDU的交叉乘积项分别为0.0641、0.9273、-0.0658，并都在1％水平下显著。RINDU项与FLCI×RINDU项符号不一致，判断农地流转与农村工业化对农村劳动力转移作用需要再考察RINDU与FLCI×RINDU两项系数，可以确定在FLCI等于14.1时，RINDU项与FLCI×RINDU项互为相反数。因此在农户户均经营耕地面积小于14.1亩/户时，农地流转依赖于农村工业化，两者互补推动劳动力转移，假设3成立；在农户户均经营耕地面积大于14.1亩/户时，则农地流转与农村工业化互斥作用于劳动力转移，假设3不成立；在农户户均经营耕地面积等于14.1亩/户时，则农地流转中农村工业化的改变不对农村劳动力转移产生影响，假设3不成立。从检验结论看，在地域上除黑龙江、内蒙古、吉林、宁夏、新疆5地外，在其他25省份假设3都成立，农地流转与农村工业化之间对农村劳动力转移的影响存在地域上的差异。一般来说，在农户平均经营耕地面积较小地区，由于受户均经营耕地面积限制，农业劳动力选择兼业来弥补收入的不足，这在浙江、广东等农户平均经营耕地面积达不到3亩/户的省份表现的很明显。伴随着农村非农工业化水平进一步提高，以非农业兼业的农户迅速上升而农业兼业农户由升转降(杨学成等，1998)。在此过程中，纯农户或者农业兼业户中具备扩大经营规模的趋于转入土地以实现农地规模经营，同时另有一部分纯农户或者农业兼业户则转变为非农兼业户，农户中部分务农劳动力通过兼业转移劳动力；而非农兼业户趋于转出部分甚至全部农地以转移劳动力来满足非农产业劳动力需要。在多数省份假设3的成立是解决假设1困境的一个途径。
相比假设2的检验结果，作为工业化体系组成部分的农村工业化与农地流转之间推动农村劳动力转移的互补作用要远好于工业化整体水平的提高。以乡镇企业为代表的农村工业体系在技术及资本上与城市工业的差距，可以帮助知识技能水平较低的离地农民寻找到更多就业机会，而在空间距离上分散分布于农村，则在地理上满足了农民就近就业的需求。在面对工业化升级时，推进农村工业化的作用不仅仅在于改变农村产业结构，更重要的是在农村劳动力吸纳上可以发挥区别于城市工业化的补偿作用。农地流转中实现劳动力转移同样离不开农村工业化的辅助。
从表2的SLM中看到农村工业化作为单独因子可以有效促进农村劳动力转移，由于SLM中ρ为0.4169，且在1％水平下显著，因此农村工业化影响农村劳动力转移在空间上存在溢出扩散效应。对于户均农地经营规模较大的地方，通过农村工业化可以促进农村劳动力转移，同时周边地区的农村工业化水平提高也可以异地吸收农村劳动力转移，当然这种作用不受农地流转与农村工业化之间关系影响。
(三)农地流转依赖农地占有禀赋、机械投入、农地社会保障功能改变促进农村劳动力转移论证
表3模型3估计结果显示，FLHO、FLCI与FL-HO的交叉乘积项分别为-0.1372、0.0037，并都在1％水平下显著。FLHO项与FLCI×FLHO项符号不一致，判断农地流转依赖农地占有禀赋对农村劳动力转移作用需要再考察FLHO与FLCI×FLHO两项系数，可以确定在FLHO等于37.5时，FLHO项与FLCI×FLHO项互为相反数。因此在农户户均经营耕地面积大于37.5亩/户时，农地流转中农民农地占有禀赋改善，可以促进农村劳动力转移，假设4成立；在农户户均经营耕地面积小于37.5亩/户时，农地流转中农地占有禀赋改善，则阻滞农村劳动力转移，假设4不成立；在农户户均经营耕地面积等于37.5亩/户时，农地占有禀赋的改善不改变农村劳动力转移，假设4不成立。实证30个省份中农户平均经营耕地面积最大值为黑龙江的34.32亩/户，实际上假设4在30个省份中都不成立，但农地流转依赖于农地占有禀赋的减低以促进农村劳动力转移。农地占有禀赋由农业人口人均占有耕地面积决定，因此要在农地流转中实现农村劳动力转移，可以通过增加农业人口与减少耕地面积降低农业人口占有耕地面积。然而在城镇化水平无法逆转的背景下，增加农业人口是无法实现的，减少耕地面积又不是农地流转本意蕴含的目的。因此得出一个最终结论，现阶段农地流转无法依赖于农地占有禀赋改变而促进农村劳动力转移，这不是解决假设1困境的有效途径。
但从表2的SLM中可以看到农地占有禀赋FLHO项系数为-0.0726，在10％水平下显著，因此农地占有禀赋逆向作用于农村劳动力转移，这种作用具备在空间上的溢出与扩散。农地占有禀赋降低在城镇化大背景下只能通过农地非农化实现，这种农地非农化趋势下单位耕地面积的劳动力挤出是迫压式的强制劳动力转移。我们需要在农地流转中重视流转农地在劳动力转移需求下的非农化压力。
在假设1的分析中，发现农户并没有意愿加大在农地经营规模扩大时的资本投入，现实中也发现受购买农机成本过高、农资价格上涨等影响，多数农户购买农机的积极性不高。但考虑到购买农机政府补贴的存在，从解决假设1困境出发，本部分将分析农户投入资本购买农业机械对劳动力转移的影响。表3模型4估计结果显示，AMIN、FLCI与AMIN的交叉乘积项分别为-0.4633、0.0478，并分别在5％、1％水平下显著。AMIN项与FLCI×AMIN项符号不一致，判断农地流转依赖增加农业机械投入对农村劳动力转移作用需要再考察AMIN与FLCI×AMIN两项系数，可以确定在FLHO等于9.7时，AMIN项与FLCI×AMIN项互为相反数。因此在农户户均经营耕地面积大于9.7亩/户时，农地流转中农业机械投入提高，可以促进农村劳动力转移，假设5成立；在农户户均经营耕地面积小于9.7亩/户时，农地流转中农业机械投入提高，阻滞农村劳动力转移，假设5不成立；在农户户均经营耕地面积等于9.7亩/户时，农地流转中农业机械投入提高，不改变农村劳动力转移，假设5不成立。具体到省份，在黑龙江、内蒙古、吉林、宁夏、新疆、西藏、辽宁、甘肃，农地流转依赖于增加农业机械投入以促使农村劳动力转移假设成立，但在多数省份农地流转中如果农户户均经营耕地面积无法超过9.7亩/户时，农业机械投入增加则起到阻滞作用。对黑龙江等省份的农地流转中增加农业机械投入两者的互补作用是较好理解的，在农户经营规模较大的地区，大多数农业机械均为劳动替代型，对劳动力形成替代效应，而且这种替代由于规模效益的存在产生较好收益。但对于农户平均经营耕地面积小于9.7亩/户的地区，出现机械投入对农地劳动力阻滞很可能是因为在扩大农地经营规模时机械投入的增加产生对青壮年等具有一定技能水平的劳动力需求增加，部分在外务工的青壮年劳动力因此返乡补充结构性劳动力不足，但从事农业劳动的原始劳动力仍然没有动力转移出农业生产，最终在农户平均经营耕地面积较小地区形成在农地流转中机械投入对劳动力转移的逆向作用，假设5对于解决假设1困境没有作用。在当前强调农地流转有利于农业机械投入不仅仅只考虑带来的经济效益，对于劳动力转移的影响同样需要注意，在农户户均经营耕地面积较小的地区实现农村劳动力转移也是在农地流转后增加机械投入的前提条件。
表3模型5估计结果显示，FLCI与FLSS的交叉乘积项为0.0001，但没有通过显著性检验。因此假设6：农地流转依赖于弱化农地社会保障功能以促使农村劳动力转移，不成立。农地流转与弱化农地社会保障功能之间不存在互补作用影响农村劳动力转移。但从表2的SLM中发现FLSS项系数为0.0014，并在1％水平下显著，弱化农地社会保障功能可以促进农村劳动力转移，而且这种作用中间不受中间变量影响，不论是否参与农地流转，是否是受农地经营规模扩大影响，弱化农地社会保障功能对于劳动力从农业中转出起到正面作用。因此尽管假设6不成立，但是弱化农地社会保障功能可以辅助农地流转后农村劳动力的转移。
五、结论与思考
本文在寻找到农村劳动力转移变量、农地流转变量、工业化变量、农村工业化变量、农民农地占有禀赋变量、农业机械投入变量、农地社会保障功能变量标识量基础上，通过30个省份的实证分析，对6个假设进行了检验。检验结果表明：
(1)农地流转不直接导致农村劳动力转移。以农地适度规模经营为目的的农地流转会产生流转出农地农民失业或滞留在农地两种可能。因此需要寻找到农地流转中可以依赖的实现农村劳动力转移的中间变量。
(2)农地流转能否依赖工业化水平提高实现劳动力转移受农户户均耕地经营面积影响。在农户户均经营耕地面积大于10.0亩/户的地区，假设2成立；在农户户均经营耕地面积小于10.0亩/户的地区，提高工业化水平无法有效解决假设1困境。
(3)农地流转可以依赖于农村工业化以实现农村劳动力转移，但这取决于农户户均经营耕地规模的大小，在小于14.1亩/户时这种依赖与互补作用是存在的。农村工业化同时可以不通过与农地流转之间的作用，直接正向影响农村劳动力转移，并且这种作用存在空间上的溢出与扩散作用。
(4)农地流转依赖于农地占有禀赋降低促进农村劳动力转移，但在农地流转避免“农地非农化”约束下，农地流转不存在依赖于农地占有禀赋改变而促进农村劳动力转移的可能。同时降低农地占有禀赋可以不通过农地流转而影响农村劳动力转移，这种作用同样存在空间溢出与扩散效应。
(5)农地流转在农户户均经营耕地规模大于9.7亩/户地区可以依赖增加农业机械投入促使农村劳动力转移，但在小于9.7亩/户地区则会阻滞农村劳动力转移。
(6)农地流转无法依赖弱化农地社会保障功能促使农村劳动力转移，但弱化农地社会保障功能可以直接促进农村劳动力转移，因此弱化农地社会保障功能可以辅助农地流转中农村劳动力转移，但这个作用与是否进行农地流转无关。
通过以上总结，以下3点认识有助于未来更好推进农地流转制度设计。
(1)农地流转开始于20世纪80年代，转包、出租、置换、转让四种形式逐步发展成为成熟的农地流转方式，到2008年全国进行农地流转的耕地规模已经超过亿亩(11)。在缺少制度推进的过去，农地流转更多是农户之间自发自愿的农地资源再配置过程，这个过程中劳动力转移较好地得到解决。因此在现在或许已经存在农地流转速度和规模与外部条件的潜在均衡，而这种均衡如果没有外部条件的改变，一旦被打破则可能产生出乎于农地流转设计目的一系列后果。在本文研究中并没有得到农地流转扩大农户户均经营耕地面积后可以直接形成劳动力转移的结论就是个佐证。
(2)本文研究得出农地流转中实现流转出土地的农民的转移，可以通过部分禀赋因素的改变以形成依赖互补作用而解决农地流转中劳动力转移困境，也可以通过部分禀赋自身的改进以辅助农地流转中劳动力转移。因此当前农地制度改革的一个重点应该是相关配套与保障制度的建设，而寻找并完善这些辅助工具并不比推进农地流转容易。
(3)农地流转制度设计与保障制度安排需要注意地区差异。本文中的假设2、假设3、假设4、假设5检验都发现原始的农户户均耕地经营面积对检验结论的重要影响。一个地区的农户户均耕地经营面积形成受该地区的农地资源、经济水平、社会习惯等诸多因素影响，本研究中尽管没有深入阐述农户户均耕地经营面积背后的经济社会条件地区差异，但仍然揭示了在安排农地流转，解决农地流转中劳动力转移问题时，如果忽略地区差异就可能导致事倍功半甚至适得其反的结果。省域尺度上的经验，对于相对微观尺度的问题分析与解决也有一定借鉴作用。
注释：
①在《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》(以下用《决议》)中要求按照依法自愿有偿原则，允许农民以转包、出租、互换、转让、股份合作等形式流转土地承包经营权。陈锡文等(2002)、韩俊(2003)也提出，要建立“依法、自愿、有偿”的土地流转机制。
②具体内容可参考http://news.xinhuanet.com/local/2008-12/08/content10471079htm。
③研究中采用的空间计量模型在运用rooks规则确定空间权重矩阵时，地理上不与其他省份相邻的海南省的W[，ij]=0，那它在空间上不会与任何省份存在空间依赖。但是在以地理相邻表达变量在空间上的相关性时，部分学者在有些研究中也发现经济流动等的空间位移也同样可能产生空间相关，也就是存在着以经济距离判定空间相邻的需要，不过考虑到经济流动的复杂性，一般采用的地理区位判定空间相邻。因此最终本文暂时不将海南纳入实证分析中。
④《决定》中要求加强土地承包经营权流转管理和服务，建立健全土地承包经营权流转市场，而发展多种形式的适度规模经营则是其目的之一。不论本文引用的国内研究姚洋(2000)还是国外研究Terry van Dijk(2003)等，在表述土地(农地)流转作用时都蕴含着被流转出土地作为生产资料叠加到流入土地一方的土地上，这一点在逻辑上也容易理解。同时国内似乎一直认为农地经营规模过小是制约当前农业生产、农民收入等问题解决的重要原因，毕竟中国农户的土地经营规模在全世界是细小的(韩俊，1999)，而有效提高农地经营规模则被认为农地流转所具备的功能。基于这一点出发，研究中农地流转推进的标识以农地经营规模增加来表达。
⑤从数据可收集与重要性出发，本文仅研究农地中的耕地，农地流转仅考虑耕地流转，农户农地经营规模则为农户耕地经营规模，其他相关变量也类似处理。
⑥这种处理方式在求取与农村工业化相关指标的文献中已经比较普遍，参考文献中申茂向等(2005)、李成贵(2002)也体现了这一点。
⑦中国农村劳动力转移在空间上存在集聚与摇摆(Cai，2003)，在地理区位上中国形成劳动力输出地与劳动力输入地。
⑧计算通过GeoDA 0.9.5-i进行。
⑨SLM与SEM判别标准：空间回归估计检验中，如果Lagrange Multiplier(lag)在统计上比Lagrange Multiplier(error)更显著，且Robust LM(lag)显著而Robust LM(error)不显著，则可以判定选择SLM；如果Lagrange Multiplier(error)在统计上比Lagrange Multiplier(lag)更显著，且Robust LM(error)显著而Robust LM(lag)不显著，则可以判定选择SEM。
⑩表3中5个模型全部经过OLS估计回归模型、SLM、SEM选择，具体步骤可参考“农地流转形成农村劳动力转移充分性论证”。最终模型1、5为SLM，模型2、3、4为OLS估计回归模型。考虑到篇幅限制，模型1和5的Lagrange Multiplier(lag)、Robust LM(lag)、Lagrange Multiplier(error)、Robust LM(error)没有列出。表3中Breusch-Pagan test结果为所选择的模型的检验结果，模型1、5该项为SLM的Breusch-Pagan test值，模型2、3、4该项为OLS估计回归的Breusch-Pagan test值。
(11)见http://news.aweb.com.cn/2009/4/1/117200904010919590.html。这个规模来自官方数据，可信度较高。