农民就业_农村社会保障和土地流转_省略_基于河南省479个农户调查的分析_闫小欢.doc

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1、 34 DOI:10.13246/ki.jae.2013.07.003 农业技术经济 2013 年第 7 期 农民就业 、 农村社会保障和土地流转 基于河南省 479 个农户调查的分析 闫小欢 霍学喜 ( 西北农村科技大学经济管理学院 杨凌 712100) 内容提要 在对农村土地流转理论模型的创新性推演的基础上 ， 本文运用 Tobit 模型对 农民非农就业 、 农村社会保障与土地流转的关系进行了实证分析 。 结果表明 ， 农民工的出现 将会延伸和深化产业链条 ， 解放出被土地束缚的大量农村劳动力 ， 使得土地流转成为可能 ; 在不完全劳动力市场 下 ， 农民工就业机会和农村社会保障决定农村土

2、地流转 ， 土地提供了农 户最大化使用家庭劳动力的机会 ; 农户的土地流出程度与其劳动力非农就业及地权稳定性 成正比; 土地的社会保障功能使得依赖于土地的农户更愿意转入土地从事专业化农业生产 。 农村土地流转面临着很大的制约和困难 ， 最主要的就是农村土地的社保功能难以和土地的 生产功能相剥离 。 关键词 农民就业 农村社会保障 土地流转 土地功能 就业机会 土地流转是指土地使用权流转 ， 是指拥有土地承包经营权的农户将土地经营权 ( 使用权 ) 转让给其 他农户或经济组织 ， 即保留承包 权 、 转让使用权 。 它是适应市场经济不断发展 、 农民就业选择性持续增 强的需要 ， 更是推进农业现

3、代化 、 新农村建设的需要 。 20 世纪 80 年代中期以来 ， 中央政府通过一系列农 地政策， 不断鼓励 、 激活农地承包经营权的市场流转 ， 期以达到扩大农业经营规模 、 提高劳动生产率 、 改 善农民生活水平的目的 。 但是 ， 这些政策似乎没有收到预期的效果 。 例如 ， Turner 等 ( 1998) 1996 年和 1997 年对中国 215 个村庄的调查中发现 ， 只有 3% 4% 的土地有租赁发生 ， 其中这一比例相对高的浙江 省也只有 7% 8% ; Liu 等 ( 1998) 的调查也发现类似现象 ; 农业部年统计则显示 ， 国内以各种形式流动 使用权的耕地仅占承包耕地

4、总面积的 5% 6% ， 且多数发生在沿海发达省份 。 综合分析这些分散的调 查研究可以发现一个明显的规律 ， 尽管中国的土地流转发生率较低 ， 但是市场化水平较高的沿海地区多 高于市场化水平较低的内陆地区 ， 这意味着中国的土地流转和市场化水平有着密切的关系 ， 二者存在一 定的正相关性 。2008 年十七届三中全会后 ， 各地加速了农村土地流转进程 ， 为研究建立农村新型土地经 济关系提供了大量的实践经验 。 当 然这一过程中不可避免地会出现诸如农民非农就业扩大 ， 农业生产 集中化 、 规模化等新情况 、 新问题 ( 张雪花 2008) ， 而在理论上对这些新情况 、 新问题做出经济解释

5、与分 析 ， 可为进一步深化农村经济改革提供理论与实践上的支撑 。 一 、 文 献综述 土地是大部分农民赖以生存的最主要的生产要素之一 ， 土地如何分配以及用什么样的方式来分 配 ，对于农民的粮食生产 、 经济收入甚至更广泛意义上的国家粮食安全和经济发展都具有重要意义 。 土地交易性的提高能够增加土地拥有者在需要土地时找到土地需求者的概率 ， 也能增加土地投资实 35 农业技术经 济 2013 年 第 7 期 x 现其价值的概率 ， 从而提高农民进行土地投资的积极性 ( Besley， 1995) 。 农民虽然赞同长期拥有土地 但又支持土地调整 。 事实上 ， 有效克服农村土地频繁调整在于开辟

6、农村土地使用权流转市场 ( 张红 宇 ， 2002) ， 通过发展土地流转市场避免土地频繁调整 ， 在代替土地调整所提供的保障功能的同时 ， 给 农民以长久 、稳定和安全的土地所有权 。 在中国现行法律制度下 ， 要使土地流转在农村市场化建设中 产生应有的经济价值 ， 应当在建立好现行市场法治的框架内 ， 进行新的模式构建 ， 有效整合并且自由 流通 ( 杨峥嵘等 ， 2007) 。 贺振华 ( 2007) 认为当不存在一个完善的土地流转市场时 ， 土地调整只是在 某些情况下能够改善资源配置效率 。 但值得注意的是 ， 在农业收益率很低的情况下 ， 农户外出可能会 使得土地流向那些不能有效使用

7、的农户 ( 即非 “ 种田能手 ” ) ， 如此 ， 更加不利于农业生产效率的提高 。 影响土地流转的因素较多。 中国人民大学等 ( RDI) 2005 年组织的 17 省份农村土地调查 发现 ， 农地流转的主要影响因素是目前的中国农地市场 ， 但中国农地市场尚处于初级阶段 ， 发育缓慢且区域 差异显著 ; 产权和制度因素是制约中国农地流转市场发展的主要因素 ， 例如规范的合同签订与承包经 营权证书的发放能够促进农地流转市场的发展 。 在张照新 ( 2002) 的研究中也有类似的表述 ， 他所调 查的 6 省中 ， 浙江 、 湖南和陕西三省土地流转市场规模较大 ， 相比之下 ， 河北 、 山东

8、和安徽三省的土地 转让市场发育相对慢些 。 何国俊等 ( 2007) 认为人均收入 、 社会保障以及外出找工作难易程度对农户 土地流转意愿影响显著 ， 而且目前 建立农村社会保障对农户土地流转意愿的影响已接近最优水平 。 曹建华等 ( 2007) 从农村土地流转的农户供求意愿角度定量评价了土地流转的经济效率 ， 发现土地流 转交易可使土地资源和劳动力资源得到重新配置 ， 进而增进土地供给者和土地需求者的福利 ， 提高经 济效率 。 张丁等 ( 2007) 的实证研究发现现阶段农户土地过于零散 、 户主受教育程度低下 、 剩余劳动 力转移困难等问题正严重制约着土地承包经营权在农户之间的流转 。

9、由此可以看出 ， 对农村土地使用权流转方面的研究 ， 学者们大多认为土地流转有利于实现农民经 营土地的自主权 ， 实现 土地的集约化经营 ， 还可以将农村剩余劳动力解放出来 。 但是还很少系统地研 究农民就业 、 农村社会保障和土地流转的关系 ， 未从整体上把握农村土地流转和农民就业及农村经济 的关系 。 而中国的国情是国内耕地资源有限 ， 很难增加耕地的边际报酬 ， 即使改变土地的种植结构 、 发展精耕农业 ，土地收益也不会有太大的提高 。 要从根本上改变中国农民的经济现状 ， 就要在现有的 土地总量上实现一定程度上的土地合理流转 ， 提高土地的规模化和专业化效益 。 本文正是试图在理 论意

10、义上对中国土地流转进行探索 ， 得出对农村工业化 、 城镇化和农业产业化有支撑的理论 。 二 、 农村土地流转的一个模型 在农村社会保障制度完善和完全劳动力市场下 ， 对于一个农户来说 ， 无论是自己耕种土地还是进行土 地流转 、 将土地租给别人 ， 这两种资源配置方式都将是有效率的 。 但是在目前农村社会保障不健全 、 农民工 就业不稳定和土地依然承担着社会保障作用的情况下 ， 土地流转可能就成为解决这一系列矛盾的关键 。 ( 一 ) 农民工的产生为土地流转提供可能 1. 专业化和农民外出打工 。 在农村经济发展过程中 ， 城市化和工业化推进了专业化分工水平的 提高 ， 进而促进了交易效率的

11、提高 ， 使得大量的农民成为游走在城市和农村之 间的农民工 。 这类农民 具有明显的工作重合性 ， 他们既从事农业生产也在城市打工 。 更为重要的是农民工的出现 ， 使之成为 连接现代农业和工业化的纽带 ， 农民分工的深化将会促进经济的和谐有序均衡发展 。 为了更好地说 明农民分工的演进 ， 假设如下 : 每个农民既是消费者也是生产者 。 根据超边际分析理论 ， 对农民分工演进模型设计如下 : MaxU = ( x + kxd ) ( y + yd ) 1 ( 1) S t xp = x + xs = La ( 2) 36 闫小欢 等 : 农民就 业 、 农村社会保障和土地流转 y x yp

12、= y + ys = La ( 3) Lx + Ly = 1 ( 4) px x = py y 或 px x = py y ( 5) 其中 ， 式 ( 1) 是效用函数 ， 其中 x 指 x 产品的自给量 ， xd 指 x 产品购入量 ， y 指 y 产品的自给量 ， yd 指 y 产品购入量 。 由于存在交易费用 ， 因此 k 代表考虑了交易费用的交易效率系数 ， 0 k 1。 显然 ， 该效 用函数表明个人的效用是所获得两种产品的乘积 ， 它是一条凸向原点的无差异曲线 。 式 ( 2 ) 是 x 的 生产函数 ， 其中 xs 是 x 的产品售出量 ， L 指生产 x 产品所投入的劳动分额

13、， a 1， 是专业化经济程度 系数 。 它说明了 x 产品的生产量取决于投入的劳动份额和专业化经济程度 。 同理 ， 式 ( 3) 是 y 的生产 函数。 式 ( 4) 表示时间约束或资源约束 ， 即个人投在两种产品生产中的时间或资源是一个固定的量 ， 个人在两种产品生产中使用的时间和资源存在此消彼长的关系 。 式 ( 5) 是预算约束 ， 其中 px 是 x 产 品的价格 ， py 是 y 产品的价格 ， 该式表明产品出售的收入等于产品购买的收入 。 根据超边际分析理论 ， 每个农民都有三种选择 : 自给自足 ， 专业生产 x 和专业生产 y。 这样在两 个生产者的假设下就会存在 7 个可

14、行结构 。 为了研究的需要 ， 本文只研究自给自足结构和分工结构 。 自给自足指每个生产者既生产 x 也生产 y， 专业化指一个专业化生产 x， 另一个专业化生产 y， 二者通 过交换来满足各自的需要 。 综合考察两种结构的角点解 ， 可以得到 : UA = 2 2a ; UB = k /4。 令 k0 = 2 2( 1 a) ， 所以 ， 当 k k0 时 ， UA UB ， 这时农民主体会选择自给自足结构 。 当 k k0 时 ， UA UB ， 这时农民主体会选择分工结构 。 所以 ， 当交易效率 k 不变时 ， k0 就成为决定农民主体选择自给自足结构还是分工结构的临界值 。 2( 1

15、 a) 更进一步考虑 k0 和专业化程度系数 a 相关 。 对此函数 k0 = 2 一阶求导数 ， 得 : k0 ( a) 0。 可以 看出 ， 个人的专业化程度越高 ， 即 a 越大 ， 临界值 k0 越小 ， 则农民在生产活动中就越容易选择分工 ， 农 民外出打工出现的概率也就会越大 。 反之 ， 将会选择自给自足 。 专业化的提高使部分农民有条件去 尝试新的领域 ， 因为个人专业化的程度和其人均收入 ( 角点效用 ) 正相关 。 这是农民外出打工的基本 动力， 所以在专业化促进交易效 率的同时更多的农民会选择外出打工 。 通常情况下 ， 土地的不集约和不规模导致农业生产中粮食作物的收益较

16、低 ， 而外出打工的收益较 高， 农民就会选择外出打工 。 在市场规模增加的情况下 ， 专业化分工造成的产品间收益的差异是诱导 农民外出打工的基础 。 2. 交易效率与农民外出打工 。 在二元经济结构下 ， 发展的不平衡导致了工业和农业之间的断 裂 ， 农业内部的失衡以及第三产业的发展不足 。 外出打工尤其是农民外出打工通过产业链的迂回来 弥补这种失衡和不足 。 农民外出打工一个最重要的作用就是延伸了产业链 ， 无论是在农业内部还是 整个产业之间 。 产 业链的延伸又将促进农民工就业 。 下面本文将通过引入一个变量 中间产品来 进一步分析农民外出打工的决定因素 。 遵循上文的假设 ， 另外假设

17、在这两种产品的生产中都存在中间品的问题 。 在这样的假设下 ， 农村 劳动力资源的配置在两种最终产品中进行 ， 最终产品和中间产品存在交易的可能 。 这样 ， 每个交易主 体在生产中受到资源约束 ， 在交易中还会受到预算约束 ， 需要支付交易费用 。 上述的模型成为 : MaxU = ( x + kxd ) ( y + kyd ) ( 6) xp = x + xs = max L a ， ( z + kz d ) b L a ( 7) x 1 1 x yp = y + ys = max L a ， ( z + kz d ) b L a ( 8) zp a y 2 2 y 1 = Lz1 ( 9

18、) zp a 2 = Lz2 ( 10) Lx + Ly + Lz1 + Lz2 = 1 ( 11) s d d s 37 农业技术经 济 2013 年 第 7 期 1 y x px x = py y 或 py y = px x ( 12) 式 ( 6) 是效用函数 ; 式 ( 7) 是 x 产 品的生产函数 ， 其中 z1 是生产 x 产品时投入的中间产品 ， z1 指中 间产品的自给量 ， zd 是中间产品的购入量 ， k 是购入中间产品所付交易费用的交易效率指数 ， b 是最 终产品生产中中间产品的贡献程度 迂回系数 ; 式 ( 8 ) 是 y 产品的生产函数 ; 式 ( 9 ) 是 x

19、 产品的中 间产品生产函数 ， 其中 Lz1 是投入到该中间产品的劳动量 ; 式 ( 10 ) 是 y 产品的中间产品生产函数 ; 式 ( 11) 是资源约束 ， 表示生产两种最终产品和中间产品的劳动力投入为 1; 式 ( 12) 是预算约束 ， 表示销 售额等于购买额 。 因为考虑到了中间产品的交易 ， 该经济体可能存在多种结构类型 。 由于本文旨在通过研究农民 收入和产业链迂回的关系 ， 说明外出打工对于产业链延伸的影响 ， 不考虑中间产品的生产情况 ， 只考 虑其使用情况 。 在分工结构下 ， 农民被分为两类 : 一部分农民专业化生产 x 产品 ， 售出部分 x 产品并 购入部分 y 产

20、品 ; 另一部分农民专业化生产 y 产品 ， 售出部分 y 产品并购入部分 x 产品 ， 存在着分工 与交易。 与分工 B 不同的是 ， 在这种结构中农民在生产最终产品中配合使用 劳动和中间产品 。 d p s b a p a s 对于 x 产品生产者而言 ， maxUx = kxy ， x = x + x = z1 Lx ， 约束条 件 S t 为 : z1 = Lz1 ， Lx + Ly = 1， px x d 1 b kpx 2ab 2a( b + 1) = py y ， 利用拉格朗日乘数法求解最优化问题 ， 得到 : Lx = b + 1， LZ1 = b + 1， Ux = 4p b

21、 ( b + 1) 。 1 b kpy 2ab 2a( b + 1) 同理 y 产品的生产者 : Ly = b + 1， LZ2 = b + 1， Uy = 4p b ( b + 1) k 2ab 。 2a( b + 1) 遵循效用均等条件 ， Ux = Uy ， 整理得到 : px = py ， Ux = Uy = UD = 4 b ln2 lnk ( b + 1) 。 当 UC = UD 时 ， 迂回指数 b 的临界值求解为 : b = 数 ， 得到 k( b) 0 a 1， 对函数 k( b) 求解变量 k 的一阶导 所以 ， 分工所导致的产业迂回程度和交易效率正相关 。 在个人的专业化

22、程度一定的情 况下 ， 即 a 为恒值 ， 临界值 k 越大 ， 则在农民物质生产活动中所创造的迂回程度 b 就越曲折 。 所以 ， 外出打工尤 其是农民外出打工可以弥补产业链迂回的失衡和不足 。 之所以把农民外出打工放在重要高度 ， 这是 由二元经济演进中大量的农民迁移决定的 ， 因为他们中的精英往往会以外出打工来实现自己的经济 利益及其他社会目标 。 在这个假设下 ， 令 b = e， 其中 e 为外出打工指数 ， 它和 b 之间成正比 ， 说明了农民外出打工的一 个重要结果就是产业链迂回的延伸 。 所以产业迂回程度指数的临界值变为 : e = ln2 lnk 1。 a 专业化分工下的农民

23、外出打工和交易效率呈正相关 。 在个人的专业化程度一定的情况下 ， 即 a 为恒值 ， 临界值 k 越大 ， 则农民外出打工发生的概率就会越大 。 因为交易效率的提高意味着交易费用 的下降 ， 也就意味着农民外出打工过程中面临的项目选择和项目经营的交易费用会下降 ， 就会直接促 进农民外出打工收益和农民收入的增长 。 在现实的经济生活中 ， 某一时期的专业化程度是相对稳定 的 ， 这样不同分类农民的效用就取决于交易效率 。 交易效率的高低决定着农民收入 ， 决定着农民尝试 新领域 、 谋求利益 ， 决定着农民外出打工的 深度和宽度 。 因此 ， 农民工的出现将会延伸和深化产业链条 ， 解放出被

24、土地束缚的大量农村劳动力 ， 降低农民 隐性就业的程度 。 留在农业部门的农民会逐渐发展成为种养大户 、 小企业兴办者等 ， 延伸了农业产业 链条。 而进入第二 、 三产业的农村劳动力 ， 又可使所在部门的分工加深从而促进所从事产业链条的延 伸 。 产业链条的延伸又可提供更多的就业机会 ， 从而深化劳动力转移 。 对于已转移出农业部门的这 一部分人， 由于不再需要土地作为生活保障 ， 其土地将会流入市场成为土地租赁供给 ， 而留在农业部 s d s d 38 闫小欢 等 : 农民就 业 、 农村社会保障和土地流转 t 门进行专业农业生产的农户将会成为土地流转的需求主体 ， 使得农村土地流转成为

25、可能 。 ( 二 ) 土地的社保功能阻碍了土地流转 如果劳动力市场是完全的 ， 也就是说不存在代理成本和其他与雇佣劳动有关的成本 ， 农村劳动力 的迁移将会促进农村土地转让 。 在现实中 ， 劳动力市场并不完美 ， 对于农村劳动力而言 ， 最大的不完 美就是土地的社保功能使得农村劳动力流动的机会成本加大 ， 从而抑制了土地流转 。 本文将构建模 型说明这种阻碍性 。 假设 : 每个家庭的总劳动时间禀赋为 L， 承包地数为 Tc 。 家庭将它的劳动力禀赋 在农业生产 Lf 、 打工活动 Lw 之间进行分配 。 这些活动以如下方式产生收入 : F( K， T f ， Lf ) 和 W Lw ， 其

26、 中 ， K 为土地投资 ， Tf 为实际耕种的土地 ， 所以流转土地为 T = Tf Tc = T( r) ， 流转土地 T 是租金 r 的 增函数 。 F( ) 是规模报酬不变的生产函数 ， 且交叉偏导为正 。 农民打工的工作机会受到限制 ， 即 Lw w t Lt ， T 期家庭外出打工时间最大分配额 ; Wt 是农民打工的预期工资收入 ， Wt = W( 1 + c) ， 这说明 农民打工的预期工资收入应该等于当期的平均工资 W和未来社会保障的现值 c W， c W假设 Wt 是平 f f 均工资 W的函数 。 在竞争约束下 ， Wt = ( 1 r) F( K， T ， L ) 。

27、农民预期的工作机会并不确定 ， 即 Lw = Lw + ， 其中 是受到的工作机会增长冲击 ， 虽然受工业 化的推进 ， 工作机会是增加的 ， 但这个参数的正负还是不确定的 ， 因为农民就业体系的不健全 ， 农民就 业受到诸如宏观经济变动等风险的压力 。 假设 r 是土地流转的租金 ， 租金越 高 ， 意味着土地流转的可 能性越大 。 所以在完全劳动力市场和竞争环境下 ， 土地完全流转的农民收益为 : w f f MaxR = Wt L + rF( K， T ， L ) f f 约束条件为 : Wt = ( 1 r) F( K， T ， L ) Lf + Lw = 1 1， 1 0 Lf ，

28、Lw 1 这样构建拉格朗日函数 : w f f f f M = Wt L + rF( K， T ， L ) Wt ( 1 r) F( K， T ， L ) w f f f f = Wt ( L + ) + rF( K， T ， L ) Wt ( 1 r) F( K， T ， L ) f f f f f = Wt ( 1 L ) + + rF( K， T ， L ) Wt ( 1 r) F( K， T ， L ) 函数的一阶条件为 : M = r F + ( 1 r) F = 0 T T T M = W + r F + ( 1 r) F = 0 L t L L M = 1 Lf + = 0 W

29、M = W t ( 1 r) F( K， Tf ， Lf ) = 0 w w 求解均衡条件为 : r = W( 1 + c) ( L + ) + F F W( 1 + c) ( Lf ) = W( 1 + c) ( L + ) + F F W( 1 + c) ( 1 Lw ) 从上可以看出 ， 机会的扩大 ， 以为有更多的工作 ， 更多有保障的工作 ， 这是可以促进土地流转 的 ; Wt 越大 ， 意味着 c 越大 ， 意味着 r 越大 ， 也说明了社保系数的高低决定了土地流转的租金 ， 实际上 也就决定了土地流转的程度 ， 因为租金 r 决定了流转土地的数量 T( T = T( r) ) 。

30、 在不完全劳动力市 场 ， 农民工工作机会的变动性和农民社会保障的缺失 ， 使得作为使用权的拥有者 ， 农户有权力获得土 地 39 农业技术经 济 2013 年 第 7 期 作为生产要素的隐性收益 ; 在劳动力市场不完全和离开农村打工的机会有限的环境中 ， 土地提高了 40 闫小欢 等 : 农民就 业 、 农村社会保障和土地流转 农户最大化使用家庭劳动力的机会 ; 一旦外出打工的机会受损 ， 土地还可以充当一种保险 。 所以 ， 当 社保系数低时 ， 农民最大的可能就是不进行土地流转 ， 因为租金太少了 。 在假设土地的这种社会保障 所带来的收益是当期土地的收益时 ， 这种收益还隐含着农民的工

31、作机会 ， 即 农民在自己的土地上从事 农业生产的收益 。 对现阶段的中国农民而言 ， 农村土地家庭承包经营不仅是一种经营手段 ， 而且是特定历史条件下 的一种必然制度选择 ， 是其生存和发展的最后屏障 。 土地作为生产要素不仅体现生产功能 ， 对于广大 农村地区的农民来说它还具有生存保障功能和就业保障功能 。 所以 ， 农村土地要想顺畅完成流转 ， 一 个最重要的问题是解除附属土地身上的多种保障功能 。 长期以来 ， 中国农民的社会保障实质上是以土地为中心的非正规保障 ， 而农村土地的保障功能是 农民在社会保障缺位状态下被迫进行自我保障的一个理性反应 。 这种长期性也 决定了 ， 在农村社会

32、 保障不健全的情况下 ， 在没有一个较完善的农村劳动力市场的情况下 ， 强行推进农村土地流转可能会 有很大的风险 。 三 、 计量经济模型与数据来源 基于以上理论模型分析 ， 本研究建立以下计量经济模型来对上述理论分析进行实证验证 : Ai = + Ao = + + ( 13) + ( 14) 其中 ， Ai 为农户转入农地面积 ， Ao 为农户转出农地面积 ; Lm 为农户家庭外出打工劳动力的工作天数 ， 即农户家庭在本县以外从事三个月以上非农工作的劳动力工作天数总和 ， 外出打工的农户将因为劳 动力机会成本的增加而增加土地转出 ， 减少土地转入 ; Ll 为本地非农就业劳动力工作天数 ，

33、从事本地 非农就业的农户多为兼业农 户 ， 可用于测度农户兼业对土地流转影响 ; If 和 Ioff 分别为农业收入与非 农收入 ，后者对前者的替代可以用来表示土地社会保障功能的弱化 ; v 代表一组与土地资源相关的 变量 ， 包括农户自有耕地面积 、 耕地细碎化程度 、 土地租金以及用来测度农地使用权的稳定性的三个 变量 ， 分别是过往村庄土地调整次数 、 村内持有土地承包经营权合同或证书的农户比例 、 村级土地流 转管制 ; mv 为一组农户家庭特征向量 ， 包括农户家庭劳动力数量 、 户主年龄 、 户主受教育程度 、 户主是 否有村干部 。 、 1 、 2 、 3 、 4 、 5 、 6

34、 是模型待估系数 ， 是误差项 。 本文数据来源于作者 2009 年对中部农业大省河南省的实地调查资料 。 本次调查采取了多阶段 抽样法 。 首先 ， 根据地域分布和经济发展水平选取了孟州市 、 温县和滑县三个农业大县作为样本县 ， 然后 ， 按照粮食生产情况在孟州市和滑县分别抽取了 3 个乡镇 ， 在温县抽取了 2 个乡镇 ， 在每个乡镇 随机抽取 2 3 个样本村 ， 共 8 个乡镇 、 17 个村 ; 最后 ， 在每个村随机抽取 30 户农户进行入户调查 。 最终收集到 479 户农户家庭的有效问卷 。 本研究对农户农地转入规模和农户农地转出规模的估计也存在因变量的截断问题 ， 因为在所

35、调 查的 479 个农户样本中有 237 户未参与土地流转 ， 意味其因变量观察值为零 ， 样本有偏选择问题 。 在 这种情况下 ， 针对因变量取正值时是连续变量 ， 但还有很多机会取值为零的情形 ， Tobit 模型是一个比 较合适的选择 。 式 ( 13) 、 ( 14) 中各解释变量和被解释变量的特征见表 1。 从土地流转面积来看 ， 农户家庭转入土地 面积最大 23 亩 ， 农户家庭土地转出面积最大为 11 亩 ; 土地转入租金最高是 1000 元 / 亩 ， 土地转出租金最 高为 800 元 / 亩 ， 略低于中部地区平均水平 。 从农户户主年龄来看 ， 最大的 93 岁 ， 最小的

36、 23 岁 ， 平均值为 50. 22 岁 ， 这说明了农村务农劳动力 的年龄偏大 ; 受教育程度的最低年限为 0 年 ， 最多为 16 年 ， 平均受教 育年限为 7. 5 年 ， 说明农村劳动力的受教育平均水平高于小学而低于初中 ; 大部分农户存在兼业的情 Lm + 1 Ll + 2 If + 3 Ioff + 4 v + 5 mv 6 Lm + 1 Ll + 2 If + 3 Ioff + 4 v + 5 mv 6 闫小欢 等 : 农民就 业 、 农村社会保障和土地流转 40 况 ， 而且每户家庭大约有 1 个农村劳动力外出打工 、 1 个劳动力从事本地非农生产 。 农户的农业收入最 高

37、位 14. 55 万元 / 年 ， 平均为 6130 元 ， 调研村庄的农业收入水平高于全国平均水平 ; 农户家庭的非 农业收 入最高为 20 万元 / 年 ， 平均为 19847 元 ， 调研村庄的农户非农收入也比较高 ， 符合一般情况 。 表 1 样本的描述性统计 项目 样本数量 平均值 标准差 最小值 最大值 土地租入面积 ( 亩 ) 479 0. 983 2. 166 0 23 土地租出面积 ( 亩 ) 479 0. 542 1. 280 0 11 外出打工劳动力工作天数 ( 天 ) 479 267. 948 257. 269 0 1200 本地非农劳动力工作天数 ( 天 ) 479

38、270. 150 189. 486 0 900 农业收入 ( 万元 ) 479 0. 613 0. 895 0 14. 55 非农收入 ( 万元 ) 479 1. 985 1. 932 0 20 自有土地面积 ( 亩 ) 479 3. 769 2. 418 0. 4 18. 01 家庭经营农地地块数 ( 块 ) 479 1. 933 1. 355 1 8 土地调整次数 ( 次 ) 479 2. 695 1. 522 1 8 村土地承包经营权证持有率 ( % ) 479 36. 314 9. 421 16. 67 56. 67 村级土地流转 管制 ( 1， 2， 3， 4) 479 2. 985

39、 0. 886 1 4 劳动力个数 ( 人 ) 479 3. 649 1. 072 0 7 户主年龄 ( 岁 ) 479 50. 217 10. 597 23 93 户主受教育年数 ( 年 ) 479 7. 495 2. 402 0 16 户主是否干部 479 0. 071 0. 257 0 1 土地转入价格 ( 元 ) 479 109. 113 187. 029 0 800 土地转出价格 ( 元 ) 479 79. 979 182. 974 0 1000 四 、 实 证结果 ( 一 ) 农村土地流转市场发展基本概况 1. 土地资源情况 。 表 2 列出了样本农户 2009 年家庭人口和耕地资

40、源基本情况 。 2009 年 ， 所有 样本农户人均耕地 0. 93 亩 ， 家庭人口 4. 7 人 ， 家庭非农收入比例为 74. 2% ， 平均经营地块 1. 93 块 。 分县看 ， 耕地资源以滑县最多 ， 人均为 1. 62 亩 ， 温县只有 0. 55 亩 ; 各县样本农户家庭人口相差不大 ; 非农收入比例以温县最高 ， 为 81. 9% ， 滑县最低 ， 只有 46. 9% ; 户经营地块数以滑县最多 ， 户均近 3 块 ， 孟州只有 1. 6 块 。 2. 土地流转程度 。 从调查情况来看 ， 样本地区的农村农地流转市场处于发展阶段 ， 农户农地交易 的活跃程度不高 。 根据对样

41、本农户 2009 年当年正在经营的农地产权状况 ( 土地来源及方式 ) 的调查 ， 32% 的农户有转 ( 含兑换 ) 入农地的情况 ( 见表 3) ， 换句话说 ， 至少有 32% 的农户在 2009 年之前有转入 农地的行为 ， 其中滑县农地转入比例较高 ， 孟州市和温县农地转出比例基本相似 ， 滑县农户农地转出比 例较低 ， 对比前面较高的土地转入率 ， 说明调查未能覆盖到已经转出农业部门从 事专职非农生产的农 户 。 滑县农地转入率高可能是因为该县户均农地规模较大 ， 农地收入对家庭比较重要 ， 农户有动力更多 转入农地以扩大土地经营规模 ; 而孟州市和温县的情况则相反 ， 这两地经济

42、相对发达 ， 农户从事非农产 业的机会相对较多 ， 家庭收入主要依赖于非农的农户容易把农地流转出去 ， 因此农地转出率较高 。 3. 农户转入农地潜在需求 、 转入农地难度及原因 。 调查发现 ， 农户转入农地的潜在需求较大 ， 但 转入农地难度很大 ， 农户转出农地意愿不强 ， 农地潜在供给明显不足 ， 农村土地流转市场存在比较明 显的供不应求矛盾或交易障碍 。 有 53% 的样本农户有转入农地的希望和潜在需求 ， 只有 16. 5% 有转 出农地的意愿 ， 另外 30% 希望保持现有规模不变 ( 见表 4 ) 。 其中滑县希望转入农地的农户比例较 农业技术经 济 2013 年 第 7 期

43、41 高 ， 约为 60% ， 这与滑县大多数农户农业收入占家庭总收入比例较高 、 农地资源禀赋较好 、 扩大规模 有规模效益有关 。 而孟州市和温县非农经济相对发达 ， 愿意转入农地的农户相对较少 。 值得注意的是 ， 被访问的希望转入农地的农户大多数认为转包到农地难度很大 。 农户难以转入 农地的原因主要是 “ 没人愿 意转出土地 ” 和 “ 不知道谁愿意转出土地 ” ， 认为这是主要原因的农户比例 分别为 58. 9% 和 28. 8% ; 其 中 ， 滑 县的农户认为这是两个主要原因的比例更是高达 71. 2% 和 46. 2% 。 还有 12. 3% 和 7% 的农户分别认为 “ 承

44、包费太高 ” 和 “ 乡村控制 ” ， 3% 的农户认为 “ 与别的农 户谈判太麻烦 ” ， 等待集体调整增大土地经营规模 。 表 2 样本农户家庭人口和耕地情况 县份 户人均耕地面积 ( 亩 ) 家庭人口 ( 人 ) 家庭非农收入比例 ( % ) 户经营地块数 ( 块 ) 全部 0. 932 4. 7 74. 17 1. 93 孟州市 0. 779 4. 63 77. 45 1. 57 温县 0. 551 4. 9 81. 89 2. 12 滑县 1. 62 4. 57 46. 86 2. 76 表 3 样本地区 2009 农户农流转情况 ( % ) 县份 转入农地农户比例 转出农地农户比例

45、 全部 31. 73 18. 79 孟州市 33. 73 20. 48 温县 22. 43 21. 79 滑县 44. 59 6. 76 农户想转入农地却没有足够的农地转出 ， 其原因可能是多方面的 ， 包括转入转出双方信息不对 称、 农地流转市场不健全 、 农地流转中间代理人缺失 ， 还有想转出的农地不符合转入方的要求 、 转出者 受乡镇政府或村集体约束 、 转包期较短等多方面原因导致双方无法成交 。 ( 二 ) 模型估计及其说明 为了进一步探索农民就业 、 农村社会保障和土地流转之间的关系 ， 本文运用 stata 软件对 479 个 样本数据进行 Tobit 模型回 归 ， 分析影响农户

46、农地转入规模和转出规模的因素 。 从模型的计量结果 看两个模型整体检验显著 。 检验结果给出了各解释变量的参数估计值 、 t 统计量和标准差 。 表 5 说明 ， 转移劳动力工作天数 、 农业收入 、 非农收入 、 土地调整次数 、 农户所在村土地承包经营 权证持有率 、 村级土地流转管制 、 家庭劳动力人数 、 户主受教育程度对农户农地转入规模有显著影响 。 转移劳动力工作天数 、 本地非农劳动力工作天数 、 农业收入 、 非农收入 、 土地调整次数 、 农户所在村土 地承包经营权证持有率 、 家庭劳动力人数 、 户主年龄 、 受教育程度和土地租金对农户农地转 出规模有 显著影响。 外出打工劳动力工作天数与农户转入土地规模显著负相关 ，