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2020 , Vol. 40 >Issue 8: 172 - 178

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2020.08.021

三农、土地与生态

农村劳动力转移规模对农地流转的影响

  • 高佳 ,
  • 宋戈 , ※
展开
  • 东北大学 文法学院，中国辽宁 沈阳 110169
※宋戈（1963—），女，黑龙江庆安人，博士，教授，博士生导师。主要研究方向为土地利用与管理。E-mail：。

高佳（1988—），女，辽宁丹东人，博士，讲师。主要研究方向为土地经济管理。E-mail：。

收稿日期: 2019-10-14

  修回日期: 2020-05-19

  网络出版日期: 2025-04-18

基金资助

教育部人文社会科学研究青年基金项目(19YJC630037)

中央高校基本科研业务专项(N171403002)

中国博士后科学基金项目(2017T100182)

中国博士后科学基金项目(2016M601325)

收起

Impact of Rural Labor Transfer Scale on Farmland Transfer

  • GAO Jia ,
  • SONG Ge , ※
Expand
  • School of Humanities and Law，Northeastern University，Shenyang 110169，Liaoning, China

Received date: 2019-10-14

  Revised date: 2020-05-19

  Online published: 2025-04-18

Fold

摘要

文章从动态角度研究农村劳动力转移规模对农地转出行为影响的阶段性，采用统计分析法和IV-Probit模型，利用中国健康与养老追踪调查2015年数据研究农村劳动力转移规模对土地流转的影响。结果表明：劳动力转移超过一定临界值才会对农地转出产生影响，当劳动力转移规模小于或等于0.3时，劳动力转移规模的扩大不会促进土地转出；当劳动力转移规模大于0.3时，劳动力转移规模的增加会显著促进土地转出。劳动力转移规模对土地流转影响的模型中可能存在内生性，以转移人口受教育程度作为工具变量控制模型内生性后，劳动力转移规模对土地流转影响的阶段性仍然可被证实。文章不仅验证了劳动力转移规模对土地流转的影响具有动态性并且存在阶段性差异，并得出劳动力转移是促进土地流转市场发育的重要条件，保证劳动力转移的长久性和稳定性、实现“人地联动”是繁荣土地流转市场有效手段的政策启示。

关键词： 劳动力转移规模; 土地转出; 临界值; 工具变量; 人地联动; 土地流转市场; 农户; 农村土地制度

本文引用格式

高佳 , 宋戈 . 农村劳动力转移规模对农地流转的影响[J]. 经济地理, 2020 , 40(8) : 172 -178 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2020.08.021

Abstract

The impact of labor transfer on land transfer has not yet been determined. The main purpose of this research is to analysis the phase impact of labor transfer scale on land transfer. Statistical method and the Ⅳ-Probit model are used in this research. China Health and Retirement Longitudinal Survey 2015 data are used to analysis the impact of labor transfer scale on land transfer. The research results show that only if the labor transfer scale exceeds a certain critical value,it would be affect land transfer. When the labor transfer scale is less than or equal to 0.3,the increasing of labor transfer scale will not promote land transfer. While the labor transfer scale is greater than 0.3, the increase of labor transfer scale will significantly promote land transfer. Endogeneity may exist in the model of the impact of labor transfer scale on land transfer,after controlling the endogeneity by transferring the educational level of transfer population as a tool variable,the stage of the impact of the labor transfer scale on land transfer can still be confirmed. This paper verifies that the impact of labor transfer scale on land transfer is dynamic and has staged differences. The policy enlightenment of this research is that labor transfer is an important condition for promoting the development of land transfer market,ensuring the long-term and stability of labor transfer,and realizing "labor-land linkage development" is an effective method to prosper land transfer market.

Key words： labor transfer scale; land transfer; critical value; tool variable; human-land interaction; land transfer market; farmers; rural land system

城镇化、工业化快速发展进程中，大量农村劳动力向城市转移，农村土地流转规模持续增加。经过多年的农村土地制度改革，中国农村农业生产要素发生了巨大变化[1]。农村劳动力流动产生的收入效应和减贫效应有效改善了劳动力输出地的资源与要素配置水平[2]；土地流转产生的边际产出拉平效应有效提升了土地资源配置效率、农民收入水平，并对农业生产结构调整产生了积极作用[3⇓-5]。农村劳动力转移和农村土地流转已成为推动中国经济快速发展的重要力量[6]，但农地产权功能不足、地区经济发展差异等原因导致土地流转滞后于劳动力转移，土地流转与劳动力转移不匹配的现实将限制经济增长速度与质量[6⇓⇓-9]。
要素市场发育的联动作用使劳动力转移与土地流转产生紧密的作用关系[1,10]，但劳动力转移究竟能否促进土地流转，尚未形成定论。一部分研究表明，劳动力转移是土地流转发生的最初原因，农业与非农行业间的收入差距吸引农业劳动力向非农行业转移，农业劳动力的减少直接繁荣了农村土地流转市场[11⇓-13]，非农就业机会越多，土地流转市场越发达[14-15]，非农就业率越高，土地流转发生概率越大[16]，劳动力转移对土地流转的促进作用会随时间推移而提升[6,17]。就务农家庭而言，家庭农业劳动力充足，希望扩大农地经营规模来提升收入水平，间接促进了土地流转市场的发育[18]。但也有一部分研究指出，基于家庭利益最大化的根本考虑，农户家庭会充分发挥家庭成员的分工优势，通过兼业生产和家庭成员合理分工实现收益最大化[19-20]；劳动力转移虽然使农业劳动力有所损失，却增加了非农收入，缓解了农业生产资金约束，可以通过增加雇工、农业机械投入代替转出劳动力，实现资源优化配置的最佳选择并非土地流转[21]；受限于城乡“二元”户籍制度，劳动力难以彻底转移限制了土地流转[22⇓-24]；即使农村劳动力转移在一定程度上促进了农业经济增长，但并未显著增加土地流转需求[25]，劳动力转移和土地流转之间也并非简单的线性关系[26]，劳动力转移并不一定能有效促进土地流转。
农户生产要素配置决策是一个动态过程，农户家庭人地要素的投入数量和结构会随着家庭劳动力要素禀赋、土地要素禀赋的变化而改变，理性农户基于效用最大化考虑，会追求最合理的人地配置结构与生产方式[27]。正是由于农户生产要素配置动态性的客观存在，劳动力转移规模的变化对土地流转的影响可能会存在阶段性特征。理论上讲，随着务农劳动力的减少，由于缺少充足的劳动力从事农业生产，理性农户会选择转出土地，获得租金收入，因此本研究中的土地流转指“三权分置”前提下，农户保留农地承包权，将部分或全部农地以转包、转让、租赁、入股等形式让渡使用权的土地转出行为。本研究将从劳动力转移规模的动态角度出发，研究劳动力转移规模变化对土地流转的阶段性影响。由于劳动力转移规模与土地流转之间的关系可能是双向而非单向的互馈关系[28]，为了对劳动力转移规模对土地流转的影响做出更准确的回答，本研究将引入工具变量，保证模型估计结果的可靠性。

1 理论与模型

1.1 理论分析

土地、劳动力、资本是农业生产的三大要素，鉴于本文的研究目的，将在假设资本既定的条件下研究劳动力要素和土地要素的联动关系。农户作为理性人，在配置劳动力要素和土地要素时会追求效用最大化。假设非农行业收入水平、土地流转价格为外生确定，且数值保持不变，当务农劳动力的边际收益小于非农行业收入水平时，为了达到农户家庭效用最大化，农户家庭会转移劳动力到非农行业，但如果此时土地的边际收益高于土地流转租金收入，理性农户不会选择转出土地，只有当土地边际效益小于土地流转租金时，理性农户为了获得更多收入才会选择转出土地，而劳动力的转移会在务农劳动力的边际效益大于非农行业收入水平时停止。由此提出假说，劳动力转移并不一定会促进土地流转，而存在阶段性特征。因此，进行计量分析时，若劳动力转移规模小于等于（大于）临界值时会对土地流转产生显著影响，而当劳动力转移规模大于（小于等于）临界值时不会对土地流转产生显著影响，则可以验证研究假说。

1.2 计量模型

由于是否流转土地为二分类变量，因此本研究采用Probit模型进行计量分析，模型具体形式如下：
P t r a n s f e r i = 1 = Φ δ 0 + δ 1 S i + Δ X i
式中： t r a n s f e r i为农户是否转出土地，1为是，0为否； S i为核心变量劳动力转移规模，即非农劳动力数与家庭总劳动力数的比值，它对土地流转的影响可以通过待估系数 δ 1符号的正负和显著性来反映； X i为可能对农户土地流转行为产生影响的其他控制变量。

2 数据与变量

2.1 数据来源

研究使用数据来自中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）2015年数据。该调查于2011年展开，覆盖全国150个县级单位，450个行政村，约1万户家庭中的1.7万人①。虽然该数据库主要针对居民健康与养老情况进行跟踪调查，但调研问卷包含了家户问卷和体检问卷两部分。家户问卷中包含了受访者的基本信息、家庭、健康状况和功能、医疗保健与保险、工作退休和养老金、收入支出与资产和住房情况等七部分内容。其中，基本信息和家庭部分为本研究提供了研究所需的农户基本特征数据；工作退休和养老金部分为本研究提供了受访者的农业工作以及与农业工作相关的劳动力供给特征数据；收入支出与资产部分包含了收入支出与家户资产两部分内容，家户资产的第三部分为土地资产，为本研究提供了受访农户的土地资产情况、土地利用情况、土地流转情况、土地流转租金情况等特征数据。因此该跟踪调研数据库能够保证本研究基础数据的可靠性。鉴于本文的研究目的，剔除耕地面积为零、有数据缺失的样本数据，整合得到6 296个农户家庭数据，分布于23个省份，198个村。由样本农户土地流转情况统计结果（表1）可知，样本农户土地流转面积平均值为4.97亩，土地流转价格平均值为591.84元，土地流转比例为16.41%，远低于全国平均水平。
表1 样本农户土地流转情况

Tab.1 Land transfer status of sample households

指标 土地流转 指标 土地流转面积/亩 土地流转价格/元
是 否 最小值 0.10 0
样本数（个） 1 033 5 263 最大值 150 16 000
比例（%） 16.41 83.59 平均值 4.97 591.84

注：N=6 296，下同；本表中流转面积与流转价格统计数据为发生土地流转的样本农户。

2.2 变量界定

2.2.1 控制变量

劳动力转移规模是本研究的核心解释变量，但无论家庭是否流转土地，都不可能完全由劳动力转移规模一个变量完全加以解释，劳动力转移规模对土地流转的影响只有在控制其他可能对土地流转产生影响的变量时才能充分厘清。在参考其他研究成果[3,6,10,19,27⇓⇓⇓⇓-32]并考虑数据可得性后，确定如下变量加以控制（表2）。家庭资源禀赋直接决定家庭生产要素配置结构和数量，因此将劳均承包地面积、耕地有效灌溉率、家庭供养率作为控制变量；青壮年劳动力作为家庭主要收入来源，其收入水平会对农户家庭生产要素配置决策起到重要影响作用，而农业收入水平直接决定农户家庭是否继续从事农业生产，因此选用农业劳动力年收入水平、子女平均收入作为控制变量；户主作为家庭主要决策人，其个人特征直接影响其对政策理解力、接受力以及执行力，因此将户主年龄与受教育程度作为控制变量；家庭生活质量也是农户进行生产要素配置的重要依据之一，农户居住地直接影响土地价值和土地流转市场繁荣度，因此选用家庭居住地、人均宅基地面积、是否有自来水、是否有网络作为控制变量。
表2 变量描述性统计

Tab.2 Description of variables

变量 赋值 均值 标准差 最小值 最大值
被解释变量
土地是否流转 1=是，0=否 0.16 0.37 0.00 1.00
核心解释变量
劳动力转移规模/% 非农劳动力数/家庭总劳动力数 0.25 0.24 0.00 0.88
控制变量
劳均承包地面积/亩 承包地面积/劳动力总数 2.48 4.49 0.03 100
耕地有效灌溉率/% 可灌溉耕地面积/承包地总面积 0.63 0.44 0 1
家庭供养率/% 劳动力数/总人口数 0.86 0.19 0.2 1.2
农业劳动力年收入/元 农业收入/农业劳动力数量 833.65 5 557.39 0 25 000
子女平均收入/元 子女非农收入平均年收入水平，1=2万元以下，2=2-5万元，3=5万元以上 1.84 0.76 1 3
户主年龄/岁 户主实际年龄 59 10.85 25 95
户主文化程度 1=小学及以下；2=初中；3=高中；4=本科及以上 2.62 0.90 1 4
家庭居住地 1=主城区；2=城乡结合区；3=镇中心区；4=镇乡结合区；5=特殊区域；6=乡中心区；7=村庄 5.82 1.86 1 7
人均宅基地面积/m2 宅基地面积/总人口数 75.12 77.61 2 899
是否有自来水 1=是，0=否 0.72 0.45 0 1
是否有网络 1=是，0=否 0.22 0.41 0 1
工具变量
转移人口受教育程度 1=小学及以下；2=初中；3=高中；4=本科及以上 3.57 0.84 1 4

2.2.2 工具变量

农户土地流转行为与劳动力转移之间可能存在互为因果的内生性关系，工具变量能够充分抑制反向因果关系[33]，并有效解决自选择性偏差[33-34]，为了保证模型估计结果的无偏性，本文将选取工具变量对模型进一步估计。工具变量是目前应用较为广泛、具有研究共识的一种内生性控制方法，其原理是借助影响内生解释变量但只通过这一内生解释变量而作用于被解释变量的工具变量进行估计[32-33]。模型估计过程分为两个阶段，在第一阶段构建工具变量对劳动力转移规模影响的回归方程，拟合出劳动力转移规模的预测值，在第二阶段就土地流转对劳动力转移规模的预测值进行回归，从而得到解释变量外生条件的一致性估计结果。因此，本文选择工具变量的原则是与农户劳动力转移规模相关，对土地流转的影响只通过劳动力转移起作用。根据选择工具变量的基本原则和数据可得性，由于转移劳动力的受教育程度直接影响劳动力流动与就业稳定性和长久性，因此本研究选取转移人口受教育程度作为工具变量（表2）。由于被解释变量是二分类变量，本研究将使用IV-Probit模型。
由表2可知，样本农户劳动力转移规模约25%，最大转移规模为88%，说明在样本农户中兼业行为普遍存在。劳均承包地面积均值2.48亩，最小值0.03亩，最大值100亩，数据波动明显，说明耕地资源分配不均，亟需优化调整。样本农户家庭耕地有效灌溉率均值为63%，家庭供养率均值为86%。农业劳动力年收入平均值为833.65元，最小值与最大值有巨大差异，说明农业收入水平偏低且差距极大。子女平均收入水平约为2~5万元，差距不大。样本农户中，户主年龄均值为59岁，大部分为初中学历。大部分受访农户居住在乡村，家庭人均宅基地面积为75.12m2，自来水通水率达72%，网络覆盖率22%。样本家庭转移人口大部分为高中学历。

3 实证分析

3.1 Probit模型分析

本研究采用Stata13软件对Probit模型进行估计。经过多次回归发现，当劳动力转移规模大于0.3时，劳动力转移规模会通过显著性检验，而当劳动力转移规模小于等于0.3时，并不能通过显著性检验，因此本研究以0.3作为临界值对农户数据进行分组并汇报计量模型分析结果（表3）。
表3 Probit模型估计结果

Tab.3 Regression results of Probit model

解释变量 被解释变量：是否转出耕地
劳动力转移规模≤0.3（Model-1） 劳动力转移规模>0.3（Model-2）
系数 稳健标准误 系数 稳健标准误
劳动力转移规模 0.7177 0.4785 0.6182** 0.2542
劳均承包地面积 0.0147*** 0.0056 0.0032*** 0.0012
耕地有效灌溉率 -0.1878*** 0.0612 -0.3509*** 0.0704
家庭供养率 -0.3647** 0.1526 -0.1653 0.1620
农业劳动力年收入 -0.0047*** 0.0015 -0.0050*** 0.0018
子女平均收入 0.0024 0.0346 0.0218 0.0388
户主年龄 0.0018 0.0024 0.0020 0.0027
户主文化程度 0.0267 0.0289 0.0042 0.0320
家庭居住地 -0.0079 0.0164 -0.0191 0.0182
人均宅基地面积 0.0034*** 0.0004 0.0043*** 0.0007
是否有自来水 0.2059*** 0.0623 0.1033*** 0.0602
是否有网络 0.2761*** 0.0606 0.1924*** 0.0662
常数项 -1.5454*** 0.2436 -1.5371*** 0.3029
样本数 3 598 2 698

注：“*”表示p<0.1，“**”表示p<0.05，“***”表示p<0.01，下同。

从Model-1的估计结果可以看出，劳动力转移规模的系数虽然为正，但是并没有通过显著性检验，说明当劳动力转移规模小于等于0.3时，劳动力转移规模的提升难以促进土地流转。从Model-2的估计结果可以看出，当劳动力转移规模大于0.3时，劳动力转移规模通过了5%的显著性检验，说明劳动力转移规模提升能有效促进土地流转。分组计量模型的分析结果验证了研究假说，只有当劳动力转移规模超过一定临界值时，劳动力转移才能有效促进土地流转。依据样本数据，0.3是劳动力转移规模能否有效促进土地流转的临界值，劳动力转移规模大于0.3意味着至少有一个家庭劳动力转移出去。从家庭规模角度来看，如果家庭规模较小，至少一个劳动力转移到非农行业会导致劳动力规模本就不大的家庭农业劳动力供给不足，农业劳动力供给不足必然会促进农户家庭转出土地，通过土地流转获得租金收入，保证家庭收入；如果家庭规模较大，劳动力转移规模大于0.3说明家庭中的主要劳动力已经从农业行业转移至非农行业，农业劳动力的急剧减少促使农户调整农业生产要素比例和结构，通过转出土地提高耕地资源利用效率，获得土地租金收入，提高家庭的收入水平。从农户家庭劳动力的能力角度来看，在劳动力转移规模大于0.3的情况下，如果农户家庭剩余劳动力的农业生产能力较弱，则转出土地获得流转租金是农户家庭实现效益最大化的最佳途径；即使农户家庭剩余劳动力的农业生产能力较强，在农业收入水平偏低且并不稳定的现实背景下，农户家庭更可能将土地转出以获得稳定的租金收入，将家庭剩余劳动力安排到其他能够获得更高的边际收益的工作中去，并非将劳动力捆绑于土地。
对比Model-1、Model-2的分析结果可以看出：①劳均承包地面积显著正向影响土地流转。劳均承包地面积越大，说明劳动力需要承担的农业生产活动越多，在务农边际效益低于非农行业收入水平时，理性农户可以通过将劳动力安排到能够获得更多报酬的非农生产活动中获得更多非农收入，间接促进土地流转；或通过转出耕地来降低劳均承包地面积，进而提升务农劳动力的生产效率、增加农业收入，直接促进土地流转。②耕地有效灌溉率显著负向影响土地流转。耕地有效灌溉率高，说明耕地生产条件好，在小型农田水利设施建设尚未完善的现实背景下，耕地有效灌溉率直接影响农业生产效率。耕地生产条件好，农民会倾向于自己利用耕地从事农业生产，不易转出土地。③劳动力转移规模小于临界值时，家庭供养率显著负向影响农户土地转出行为。家庭供养率低说明家庭中劳动力比重较低，需要利用有限的劳动力投入获得最大的经济产出，通过转出土地降低农业劳动力投入，同时获得土地流转租金和非农收入。当劳动力转移规模较大时，农户家庭能获得更多的收入维持家庭日常生活，家庭供养率对土地流转影响不显著。④农业劳动力年收入水平显著负向影响土地流转，说明兼业化愈发普遍的现实使农业收入不再是农民最主要的收入来源，农业生产不再是农户的生计依靠，对农业生产的依赖性降低使农民愿意转出土地。⑤人均宅基地面积、是否有自来水、是否有网络均显著正向影响农户土地转出行为。人均宅基地面积大、家中有自来水、家中有网络说明农户家庭生活条件较好，有较为充足的资金改善居住条件、提升生活质量，这部分农户依靠农业生产维持生计的可能性偏低，更倾向流转土地。

3.2 IV-Probit模型分析

由于Probit模型难以控制劳动力转移规模的内生性问题，无法保证回归结果的真实性和准确性，因此使用工具变量转移人口受教育程度再次估计劳动力转移规模对土地流转的影响（表4）。
表4 IV-Probit模型估计结果

Tab.4 Regression results of IV-Probit model

被解释变量 劳动力转移规模≤0.3 劳动力转移规模>0.3
是否土地流转 第一阶段：劳动力转移规模 第二阶段：是否土地流转
模型 IV-Probit（Model-3） 2SLS（Model-4） OLS（Model-5） IV-Probit（Model-6） 2SLS（Model-7）
劳动力转移规模 -1.2298（6.4546） -0.5587（1.4864） 3.2613***（0.9174） 0.3643**（0.1727）
转移人口受教育程度 0.0215***（0.0033）
Wald检验P值 0.7762 0.0158
Durbin（score）检验P值 0.8142 0.0112
Wu-Hausman检验P值 0.8237 0.0114
Shea’s partial R2值 0.0471
Cragg-Donald Wald F值 13.39
样本数（个） 3 598 2 698

注：为节省篇幅，控制变量未列出；括号外为系数，括号内为稳健标准误。

3.2.1 劳动力转移规模小于等于0.3样本组IV-Probit模型估计结果

首先，对劳动力转移规模小于等于0.3的样本农户组进行内生性检验。由于Wald外生性检验的原假设是ρ=0，如果拒绝原假设，则认为存在内生解释变量，应该使用工具变量法；反之，如果接受原假设，则认为不存在内生解释变量，不需要使用工具变量法。由于Wald外生性检验的P值为0.7762，不能拒绝ρ=0的原假设，即在本模型中，劳动力转移规模不是内生变量，所以当劳动力转移规模小于等于0.3时，劳动力转移规模与土地流转之间不存在内生性问题。另外，运用2SLS对模型进行估计，通过DWH检验发现，Durbin（score）检验和Wu-Hausman检验的P值分别为0.8142、0.8237，均大于0.05，该检验结果同样表明劳动力转移规模与土地流转之间不存在内生性问题，因此可以认为Model-1的估计结果是可靠的，即劳动力转移规模小于等于0.3时，劳动力转移规模不会显著促进土地流转。

3.2.2 劳动力转移规模大于0.3样本组IV-Probit模型估计结果

对劳动力转移规模大于0.3的样本组进行IV-Probit模型回归，Model-6中Wald外生性检验的P值为0.0158，在5%显著性水平上拒绝劳动力转移规模是外生解释变量的原假设，说明劳动力转移规模是内生变量；利用2SLS对模型进行估计，Model-7的估计结果显示，Durbin（score）检验和Wu-Hausman检验的P值分别为0.0112、0.0114，二者均在5%显著性水平上认为劳动力转移规模是内生变量。上述检验结果说明当劳动力转移规模大于0.3时，运用工具变量进行估计是有必要的。为了检验所选工具变量是否存在弱工具变量问题，对模型进行弱工具变量检验。检验结果表明，Shea’s partial R2值为0.0471，大于0.04[31]，Cragg-Donald Wald F值为13.39，大于10以及Stock和Yogo推荐的弱工具变量15%水平上的临界值8.96[31⇓-33,35]，因此认为本研究不存在弱工具变量问题。Model-5中，工具变量在1%水平上通过显著性检验，符合工具变量选择要求；Model-6、Model-7中，劳动力转移规模的估计系数均为正，并且均在1%水平上通过显著性检验，说明当劳动力转移规模大于0.3时，劳动力转移规模能够显著促进土地流转。
综合Probit模型和IV-Probit模型的估计结果可知：当劳动力转移规模小于等于0.3时，劳动力转移规模不会促进土地流转；当劳动力转移规模大于0.3时，劳动力转移规模会显著促进土地流转。由此，本文的研究假设得以验证，即劳动力转移对土地流转的影响具有阶段性，当劳动力转移规模超过一定临界值0.3，才会促进土地流转。

4 讨论

经本研究验证发现，只有当劳动力转移超过一定规模之后才会有效促进土地流转，这与其他学者的研究具有一致性[6]，说明劳动力转移规模对土地流转行为的影响具有阶段性特征。劳动力转移虽然会直接导致土地转出行为发生，但这种影响会随着劳动力转移规模的改变产生阶段性变化，当转移出去的劳动力回流农村，会致使劳动力转移规模下降，农业劳动力增加使劳动力转移规模下降至临界点，导致土地流转速度与规模下降，阻碍土地流转；当农村劳动力持续向非农行业转移，非农劳动力增加使劳动力转移规模超过临界点，农业劳动力持续减少导致土地流转速度和规模回升，会加速土地流转市场发育。另外，本研究通过使用工具变量保证了劳动力转移规模的外生性，对其他学者提出的劳动力转移规模与土地流转之间的相互促进关系[36]还有待进一步验证。当然，劳动力转移规模与土地流转具有明显的空间特征和地域特征，二者受区域经济发展水平、区域劳动力市场繁荣程度、农村土地市场发育水平等因素显著影响，本研究未能充分考虑的劳动力转移规模对土地流转影响的空间分异与区域差异有待进一步研究。

5 结论

劳动力转移规模对土地流转的影响存在阶段性特征。经由Probit模型和IV-Probit模型进行验证发现，只有当劳动力转移规模超过0.3时，劳动力转移规模才会对土地流转产生正向显著影响，当然，0.3只适用于本研究样本数据。在劳动力转移规模大于0.3的模型中，通过运用工具变量进行劳动力转移规模的内生性检验证明，劳动力转移规模在该分组中确实会显著影响土地流转。
分析劳动力转移规模对土地流转的阶段性影响是认识土地市场与劳动力市场联动发育、了解农户家庭在新型城镇化过程中实现农业现代化发展与城市融合的良好链接和切入点，只有保证农业劳动力稳定转出不回流，才能有效促进土地市场不断发育。劳动力转移是促进土地流转市场发育的重要条件，为了保证土地流转市场的繁荣发育，需要保证劳动力转移具有长久性和稳定性，农地制度改革不仅可以通过完善土地流转制度直接繁荣土地流转市场，也可以通过完善劳动力转移相关配套政策和保障制度间接促进土地流转市场发育，实现“人地联动”的经济发展机制，构建不断扩展的土地市场和劳动力市场，实现城乡人地要素配置协调发展。

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