一、引言

在全面建成小康社会取得伟大历史成就之后，我国将开启全面建设社会主义现代化国家新征程。第十四五规划明确提出到2035年要“基本建成现代化经济体系”，2021年中央一号文件进一步指出要“加快推进农业现代化”，实现小农户与现代农业的有机衔接、积极发展多种形式的适度规模经营，是推进这一战略举措的着力点之一，这有赖于加快土地经营权流转来促进土地规模经营发展。多年以来，政府关于农地流转的政策逐步放松，农地流转规模逐渐扩大，2018年农地流转规模达到37%，但近两年增速放缓，2018年增速只有0.5% ^①。与此同时，农村劳动力外出增速逐年放缓，就近就业或者回流的农村劳动力比重不断增加，本地农民工占比从2009年的36.75%，增加到2018年的40.12% ^②。那么，农村劳动力回流是否对农地流转产生了一定的影响呢？

① 参见国家统计局：《新中国成立70周年经济社会发展成就系列报告之十二》，http://www.stats.gov.cn/ztjc/zthd/sjtjr/d10j/70cj/201909/t20190906_1696321.html。

② 数据来源：《农民工动态监测报告》(国家统计局，2009-2018年)。

关于农村劳动力外出务工与农地流转之间的关系，有研究指出非农就业机会的增加，导致劳动投入农业生产的机会成本增大，农户存在租出农地的倾向(杜鑫，2013)；也有研究指出，非农收入的增长，降低了农地的比较收益，提升了农地的流出概率(Zhang et al.，2004；Deininger and Jin, 2009；李明艳，2012)，进而加快农地流转(Huang et al.，2012；何欣等，2016)。农户按照效率优先的原则，在农业生产和非农就业之间进行选择，这有利于促进农地市场的发育(姚洋，1999)，提高耕地资源的配置效率(史常亮等，2017)，加之农业技术进步和农业机械的发展(Zhang et al., 2020)，进一步提升农地集中经营与专业化生产水平(Kung，2002；郜亮亮等，2014；苏毅清等，2020)。随着劳动力市场发育，大量女性劳动力外出务工，或将进一步提升农地转出的概率(黄枫、孙世龙，2015；Che，2016)。这些判断暗含劳动和土地为互补性生产要素的假设，通过分工和专业化生产可以提高劳动和土地的产出效率。

也有研究指出农业生产和非农就业之间并不存在明确的界限，外出劳动力可以通过家庭分工来决定劳动力的配置结构(钱忠好，2008；应瑞瑶、郑旭媛，2013；Zhou et al., 2020)，以缓解农地流转与非农就业之间的矛盾。这种家庭分工的结果就是以性别分工协助实现兼业经营，兼业生产会降低农地流出的概率(黎霆等，2009)，兼业化的组织安排也可能放缓农地流转进程。在当前的环境下，农地依然是农户获得生存保障的重要手段(张璋、周海川，2017；徐志刚等，2018)，也不能忽略政策调整对农地流转的影响(Luo，2018；吴方卫、康姣姣，2020；仇童伟、罗必良，2020)，这些因素将在不同程度上影响农地流转的进程。事实上，农地流转现状并未从根本上改变中国小规模、细碎化的家庭经营格局(张露、罗必良，2021)。罗明忠等(2019)研究发现务工经历促进了农业生产环节服务外包，罗必良(2020)进一步分析了社会分工与农地流转之间的关系，认为通过农业服务的社会化分工，有助于降低较小的农地经营规模对农业现代化发展的不利影响，但加快农地经营权流转对于实现农业现代化依然具有重要意义。

近年来，我国农村劳动力的流动特征出现了新的变化，不可避免会对农地流转产生新的影响，农村劳动力外出就业时，其与农地的联系被切断，其回到农村是否会续接其与农地之间的联系？即回流农村力如何进行就业选择，这种就业选择是否会对农地流转产生影响？我们使用的数据显示，在所有回流劳动力中，选择非农就业的劳动力占比为50%；选择务农的劳动力占比为12%；选择兼业的劳动力占比为38%。农村劳动力回流之后不同的就业安排，客观上要求农村土地资源的相应调整，那么，回流农村劳动力的不同就业选择对农地流转的影响会存在哪些异同？这和我国近年来土地流转增速放缓是否存在内在的关联？这些是本文尝试回答的问题。

在农村劳动力流动特征发生新变化的背景下，实现“乡土中国”向“城乡中国”的转变(刘守英，2018)，分析回流农村劳动力就业选择对农地流转的影响十分必要，对相关政策调整也具有一定的参考价值。本文的边际贡献主要体现在以下几方面：(1)理论上，构建一个回流农村劳动力在农业生产和非农就业之间配置劳动和土地要素的理论模型，来揭示回流农村劳动力的不同就业选择对农地转出的影响；(2)实证上，采用2016年上海财经大学千村调查数据，发现农村劳动力回流之后，从事非农生产的就业安排促进了农地转出，而兼业和务农的选择则抑制了农地转出；(3)为我国当前农地流转进程放缓提供了新的证据。

二、理论分析

二元经济理论认为，现代工业部门相对传统农业部门较高的工资收益，诱使大量农业劳动力不断向城市地区转移，从而推动劳动要素配置效率的提升。但在中国当前的制度安排下，这部分外出劳动力很难在城市地区沉淀下来，面临着回流和被回流的尴尬局面。近年来，中国农村外出劳动力回流趋势日益明显，农村劳动力回流之后面临着再次择业的问题，而回流劳动力不同的就业选择也将对农地转出产生不同的影响。

(一) 就业选择

回流农村劳动力主要依据不同就业岗位的相对收益进行择业，如果农业生产的收益更高，回流劳动力将选择从事农业生产，如果非农生产的收益更高，回流劳动力将选择从事非农生产。与此同时，讨论回流农村劳动力的就业选择问题，也需要考虑劳动力从事非农生产的机会成本和农户退出农业生产并将农地转出时的比较收益。

假设农业生产技术效率为A_j，劳动、土地、资本要素投入分别为L_ai、M_ai、K_ai，采用Lucas(1978)的技术进行农业生产，相应的生产函数形式为：

$ \begin{aligned} &Y_{a i}=f\left(M_{a i}, K_{a i}, L_{a i}\right)=A_{i}^{1-\partial}\left(M_{a i}^{\propto} K_{a i}^{\beta} L_{a i}^{\gamma}\right)^{\partial} \\ &\alpha+\beta+\gamma=1, \partial <1 \end{aligned} $

(1)

$\partial$表示农业生产的规模报酬，$\partial$ < 1，即规模报酬递减；假设农业生产函数满足稻田(inada)条件：$f^{\prime}(0)=\infty, f^{\prime}(\infty)=0, f^{\prime}\left(x_{i}\right)>0, f^{\prime}\left(x_{i}\right) < 0$，同时生产函数的二阶混合偏导数满足f₁₂=f₂₁，f₁₃=f₃₁，f₃₂=f₂₃≥0。假定农户面临劳动力和土地的双重约束，收入最大化的农户家计模型表示为：

$ \begin{aligned} &\mathop {\mathit{max}}\limits_{K, L, M} \pi_{i}=p f\left(M_{a i}, K_{a i}, L_{a i}\right)-r K_{a i}+w L_{n i}+u M_{r} \\ & { s. } t . L_{a i}+L_{n i}=\bar{L} \\ &M_{a i}+M_{r}=\bar{M} \\ &L_{a i}, L_{n i}, M_{a i}, M_{r} \geq 0 \end{aligned} $

(2)

其中，r、w、u分别表示利率、工资和租金。L_ni为非农就业数量，M_r为转出农地数量，L为家庭劳动力约束，M为家庭耕地约束。农户要素投入主要基于要素约束下的收益最大化目标，设(M_ai^*, K_ai^*, L_ai^*)为最优投入组合，分别代入资本、劳动和土地的一阶条件，可得：

$ p \alpha \partial A_{i}^{1-\partial}\left(M *{ }_{a i}^{\propto} K *{ }_{a i}^{\beta} L *{ }_{a i}^{\gamma}\right)^{\partial-1} M *{ }_{a i}^{\propto-1} K *{ }_{a i}^{\beta} L *{ }_{a i}^{\gamma}=u $

$ \begin{aligned} &p \beta \partial A_{i}^{1-\partial}\left(M *{ }_{a i}^{\propto} K *{ }_{a i}^{\beta} L *{ }_{a i}^{\gamma}\right)^{\partial-1} M *{ }_{a i}^{\propto} K *{ }_{a i}^{\beta-1} L *{ }_{a i}^{\gamma}=r \\ &p \gamma \partial A_{i}^{1-\partial}\left(M_{a i}^{* \propto} K_{a i}^{* \beta} L *{ }_{a i}^{\gamma}\right)^{\partial-1} M *{ }_{a i}^{\alpha-1} K *{ }_{a i}^{\beta} L *{ }_{a i}^{\gamma-1}=w \end{aligned} $

(3)

对等式(3)求工资w的偏导，可以得到：

$ \begin{aligned} &f_{11} \frac{\partial M_{a i}^{*}}{\partial w}+f_{12} \frac{\partial K_{a i}^{*}}{\partial w}+f_{13} \frac{\partial L_{a i}^{*}}{\partial w}=0 \\ &f_{21} \frac{\partial M_{a i}^{*}}{\partial w}+f_{22} \frac{\partial K_{a i}^{*}}{\partial w}+f_{23} \frac{\partial L_{a i}^{*}}{\partial w}=0 \\ &f_{31} \frac{\partial M_{a i}^{*}}{\partial w}+f_{32} \frac{\partial K_{a i}^{*}}{\partial w}+f_{33} \frac{\partial L_{a i}^{*}}{\partial w}=\frac{1}{P \gamma} \end{aligned} $

(4)

进而求得要素投入与劳动力价格之间的关系：$ \frac{\partial M_{a i}^{*}}{\partial w} < 0, \frac{\partial K_{a i}^{*}}{\partial w}>0, \frac{\partial L_{a i}^{*}}{\partial w} < 0$。

(二) 就业选择与农地转出

进一步讨论就业选择与农地转出之间的关系。假定回流劳动力的就业状态分为非农就业、兼业和纯务农，当选择兼业和务农时，回流劳动力将自有劳动力部分或全部投入到农业生产。如果回流劳动力选择从事非农就业，那么土地的租金会变成农户类似生息资产性质的收入，从而回流劳动力在考虑不同的就业选择时，就会相应地考虑是否将农地流转出去。2015年，农业生产净收入并不高(经营收入为10918.59元/人，家庭经营费用为4136.32元/人)，而从事农业生产的机会成本较高(本地从业人员工资性收入1392.06元/人；外出从业人员工资性收入4100.38元/人)，而事实上，农地租赁还能获得租金收入237.79，从而使得劳动力务农和非农就业的相对收入差距更大。^①同时，农户的就业选择和农地转出可能是一个联合决策，探讨二者之间的具体关系也需要考虑回流劳动力从事非农生产和农业生产时的相对收入水平。如果回流农村劳动力从事非农就业或兼业，回流劳动力将获得非农收入，而从事农业生产，非农收入为0。基于上述分析，可以得到不同就业状态下的收益水平：

$ \pi(L)=\left\{\begin{array}{l} p A_{i}^{1-\partial}\left(M_{a i}^{\propto} K_{a i}^{\beta} L_{a i}^{\gamma}\right)^{\partial}-r K_{a i}+u\left(\bar{M}-M_{a i}\right), \text { 务农 } \\ p A_{i}^{1-\partial}\left(M_{a i}^{\propto} K_{a i}^{\beta} L_{a i}^{\gamma}\right)^{\partial}-r K_{a i}+w_{i}\left(\bar{L}-L_{a i}\right)+u\left(\bar{M}-M_{a i}\right), \text { 兼业 } \\ -r K_{a i}+w_{i}\left(\bar{L}-L_{a i}\right)+u\left(\bar{M}-M_{a i}\right), \text { 非农就业 } \end{array}\right. $

(5)

① 数据来源：《全国农村固定观察点调查数据汇编(2010-2015年)》(中共中央政策研究室、农业部农村固定观察点办公室，2017年)。

进而，农地转出变量M_r=M-M_ai是关于工资和农业劳动力投入的函数，即：M_r=M_r^L(u, w, φ(w))，由链式拉式法则可知：

$ \frac{\partial M_{r}}{\partial w}=\frac{\partial M_{r} \partial u}{\partial u} \frac{\partial u}{\partial w}+\frac{\partial M_{r}}{\partial w}+\frac{\partial M_{r}}{\partial L(w)} \frac{\partial L(w)}{\partial w} $

(6)

由于我国农地流转的租金与土地等级(土地的区位，土地的价值等)有关，劳动力非农就业收入外生，即：农地流转的单位租金收入u与工资收入无关$\frac{\partial u}{\partial w}=0$。

由前述推论可知：$\frac{\partial M_{r}}{\partial L(w)} < 0$。基于上述推导，本文提出如下两个研究假说：

假说一：对于回流农村劳动力而言，非农收入变化导致的要素投入结构调整，表现为非农收入与农业劳动投入负相关，而非农收入与农地转出正相关。

假说二：回流劳动力选择纯务农或兼业生产对农地转出有负向影响，回流劳动力选择非农就业对农地转出有正向影响。

上述假说的经济含义在于：回流农村劳动力的就业选择与非农收入有关，当非农收入上升时，回流农村劳动力从事农业生产的机会成本开始上升，为了实现收益最大化目标，自然会减少家庭的农业劳动时间、增加资本投入，用农业资本替代劳动投入以维持农业生产，即进行兼业生产；而当非农收入上升到一定程度，回流农村劳动力会退出农业生产，并将全部劳动投入到非农生产，此时农地会成为回流农村劳动力家庭的一项生息资产。

三、实证研究设计 (一) 模型设定

回流农村劳动力的就业选择和农地转出决策均为二值变量，而回流农村劳动力就业选择与其农地转出可能为联合决策，因此，为使得实证结果无偏、一致，本文使用双变量probit模型，分别用Y₁、Y₂、Y₃来表示回流农村劳动力的就业选择，Y₄表示回流农村劳动力的农地转出决策。模型设定Y₁^*、Y₂^*、Y₃^*、Y₄^*分别表示回流农村劳动力的非农就业、兼业、农业生产及农地转出意愿的潜变量。X₁、X₂、X₃、X₄分别表示影响回流农村劳动力的非农就业、兼业、务农、农地转出的外生变量，γ₁、γ₄为待估参数。

$ \begin{aligned} &Y_{1}^{*}=X_{1} \beta_{1}+S N_{1} \gamma_{1}+\varepsilon_{1} \\ &Y_{4}^{*}=X_{4} \beta_{4}+S N_{4} \gamma_{4}+\varepsilon_{4} \end{aligned} $

(7)

模型1中，假定ε₁、ε₄服从联合正态分布，记为ε₁、ε₄~BVN(0, 0, 1, 1, ρ₁)。ρ₁是ε₁、ε₄的相关系数，Y₁^*、Y₄^*与Y₁、Y₄的关系由以下的规则确立：

$ \begin{aligned} &Y_{1}=\left\{\begin{array}{ll} 1, & Y_{1}^{*}>0 \\ 0, & Y_{1}^{*} \leq 0 \end{array} \quad Y_{4}= \begin{cases}1, & Y_{4}^{*}>0 \\ 0, & Y_{4}^{*} \leq 0\end{cases} \right. \\ &P_{r}\left(Y_{1}^{*}=1\right)=P_{r}\left(Y_{1}^{*}>0\right)=P_{r}\left(\varepsilon_{1}>-X_{1} \beta_{1}\right) \\ &P_{r}\left(Y_{4}^{*}=1 \mid Y_{1}^{*}=1\right)=P_{r}\left(Y_{4}^{*}>0\right)=P_{r}\left(\varepsilon_{4}>-X_{4} \beta_{4}\right) \end{aligned} $

(8)

对方程采用极大似然法进行联合估计，其对数似然函数表示如下：

$ \begin{aligned} &ln L\left(\beta_{1}, \beta_{4}, \rho_{1}\right) \sum\limits_{i=1}^{n}\left\{Y_{1} Y_{4} ln F\left(X_{1} \beta_{1}, X_{4} \beta_{4}, \rho_{1}\right)+Y_{1}\left(1-Y_{4}\right) ln \left[\Phi\left(X_{1} \beta_{1}\right)-F\left(X_{1} \beta_{1}, X_{4} \beta_{4}, \rho_{1}\right)\right]\right. \\ &\left.+\left(1-Y_{1}\right) ln \Phi\left(-X_{1} \beta_{1}\right)\right\} \end{aligned} $

(9)

同理，根据Y₂和Y₄、Y₃和Y₄的关系建立类似模型2和模型3。

(二) 数据来源

本文数据来源于上海财经大学2016年进行的“中国千村调查”，调研方法包括定点调研与返乡调研两种方式。共回收14133份有效入户问卷，其中定点调查问卷3540份，返乡调查问卷10593份。样本范围涉及东部地区、中部地区、西部地区和东北地区等31个省份(见表 1)。为了有效地反映劳动力资源的区域配置及其就业选择状况，筛选年龄为15-64岁回流农村劳动力作为主要研究对象，有效样本10182个，其中，回流样本4053个。

表 1显示，西部地区农村劳动力回流比率最高(47.20%)，中部地区次之(44.28%)，随后是东北(35.13%)和东部地区(33.18%)。由于我国东部地区为传统的劳动力流入省份，非农就业机会相对充分，有助于实现当地农村劳动力的就近就业，从而降低回流率，例如：上海、天津、北京等东部城市的回流率较少。而中西部地区为传统的劳动力流出省份，大多数劳动力需要外出打工，现有的农村居民中有外出经历的较多，或者是回流的样本较多，例如贵州、广西等省份。其中一个原因在于地形地貌影响了农业经营规模(Tarolli and Straffelini, 2020)。从农地转出状况来看，中部地区的流转率最高(18.12%)，这和中部地区地势平坦，适合土地规模经营有关；东部地区的农地转出率次之(17.81%)，这可能与农业生产的机会成本有关，东部地区的非农就业机会较大，非农收入较高，很多农户选择将农地租出去而从事非农就业。西部地区和东北地区的农地转出率相对较低，青海和辽宁的农地转出率只有7.56%和辽宁5.78%。这可能与西部地区农地禀赋有关，西部地区多为山地，不利于土地规模经营，而东北地区的农地禀赋较高，很多农户不愿意将农地转出。从回流样本来看，回流样本的农地转出率普遍高于非回流样本的农地转出率，也即有外出务工经历的农地转出率高于没有外出务工经历的农地转出率，这意味着回流农村劳动力并非一定会选择农业生产，也可能选择在更小的地理半径内从事非农就业。

(三) 变量设定与统计性描述 1. 主要变量

被解释变量：主要为农地转出，就业选择(纯非农就业、兼业、纯务农)，农地转出包括全部转租和部分转租；就业选择包括只进行非农就业的纯非农就业和只进行农业生产的纯务农以及兼业。

解释变量：收入因素(非农收入、相对收入水平)，个人特征(年龄、性别、外出年数、受教育程度)、家庭情况(自有耕地、儿童数量)、社会网络(通讯录联系人数、亲友人情往来)、政府环境(乡(村)政府满意度、地方政府满意度、制度环境)。

2. 统计描述

表 3显示，回流农村劳动力的平均年龄为42.5岁，远低于劳动力法定退休年龄，这可能和流出地、流入地相对收益变化以及就业稳定性有关。此外，回流农村劳动力的相对收入等级为2.12，在某种程度上说明回流农村劳动力家庭的相对收入水平高于普通农村家庭相对收入水平，这与我国农村工资性收入比重越来越大相互佐证。回流农村劳动力样本中男性居多，占73%，这可能与我国农村家庭“新分工”(即：男性外出打工，女性在家照顾老人和小孩)有关。回流农村劳动力外出务工的平均年限为2.72年，外出城市数量为1.89个，这可能与外出的农村劳动力就业不稳定有关。

从样本统计资料可以发现，回流农村劳动力往往只是回到农村，并不一定回到农业，即回流农村劳动力依然会选择非农就业或兼业，选择务农的比例很少。具体而言：在所有回流劳动力中，选择非农就业的劳动力占比为43%；选择务农的劳动力占比为11%；选择兼业生产的劳动力占比为46%。并且劳动力回流的主要原因是与家人团聚的拉力和城市工作的不稳定(见表 4)，虽然在区域发展演变的过程中，一些劳动力流出地区的后发优势越来越明显，但劳动力回流的主要动机并不在于家乡城市拥有更多就业机会，而是源于流入地存在工作不稳定性，导致大量农村劳动力由于失业风险较大或找不到工作而返回家乡。不仅如此，与家人团聚的拉力以及流入地存在的户籍制度也在很大程度上构成了劳动力回流的成因。

四、回流劳动力就业选择与农地转出的实证分析

表 5报告了对模型1-3的估计结果，沃尔德检验(Wald test)显示，3组方程的p值均接近0，说明使用双变量probit模型进行估计有助于提高估计的效率，而且各模型的拟合度较好，适合用来分析。接下来将从回流农村劳动力就业选择情况，以及回流劳动力就业选择如何影响农地转出两个方面做具体分析。

(一) 回流农村劳动力就业选择

回归结果显示，表 5中第2列非农收入的回归结果显著为正，第4、6列非农收入的回归结果显著为负，说明非农收入对回流农村劳动力非农就业存在正向影响，对兼业和务农存在负向影响，这意味着虽然越来越多的外出劳动力选择了回流，但相对较高的非农收益依然会诱使回流劳动力选择从事非农生产活动。表 5中第3、5、7列非农收入的回归结果显著为正，说明非农收入对农地转出存在正向影响，这意味着随着非农收益的增加，农户倾向于转出自有耕地，退出农业生产。以上内容验证了研究假说一，即非农收入增加会降低农业劳动力投入水平，诱使农业劳动力从事非农生产活动，进而推动农地转出。表 5中第2、6列相对收入水平的回归结果显示，相对收入水平对非农就业的影响显著为正，对务农的影响显著为负，回流农村劳动力的相对收入水平越高，选择非农就业的可能性越高，这与Levine(2010)和王湘红等(2012)研究结论类似，即回流农村劳动力的相对收入水平越高，其选择非农就业的可能性越大，也与现在农村家庭收入中非农收入比重越来越高相互佐证。

结合年龄和年龄平方的回归结果，我们发现回流农村劳动力的年龄对非农就业的影响不显著，对兼业的影响呈倒U型，对务农的影响呈正相关，这说明随着年龄的增长，从事农业生产的可能性升高。自有耕地面积对非农就业和兼业的影响显著为负，对从事农业生产的影响显著为正。在中国小农生产的背景下，农户的自有耕地面积越大，越有可能提升耕地的禀赋效应，从而促使回流劳动力保留自有耕地，进而从事农业生产或兼业生产活动。用亲友往来和通讯录联系人所表示的社会资本对回流农村劳动力选择非农就业的影响显著为正，对从事兼业或农业生产的影响为负。现实中，回流农村劳动力往往借助亲戚朋友或者是其他一些社会关系在本地市场寻求非农就业机会，回流农村劳动力的社会关系网络越发达，越容易选择非农就业。乡(村)政府满意度对非农就业存在显著的正向影响，地方政府满意度对非农就业存在显著的负向影响，这可能与乡(村)政府和地方政府的管理具体措施不同有关，乡(村)政府主要在于提供微观的公共环境服务等，这有助于促进回流农村劳动力的非农就业，而地方政府主要在宏观上提供服务，如提供农业补贴等，这会激发农户从事农业生产的积极性，从而对回流农村劳动力的非农就业有一定的抑制作用。

(二) 回流农村劳动力就业选择与农地转出

对于本文双变量probit模型而言，就业选择(非农就业、兼业、务农)和农地转出可以同时作为被解释变量，就业选择也可以作为农地转出的一个回归元。表 5回归结果显示，回流劳动力就业选择对农地转出存在显著的影响。具体而言，模型1中的rho回归系数在1%统计水平上显著为正，说明回流农村劳动力选择非农就业有助于促进农地转出；模型2和模型3中的rho回归系数在1%统计水平上显著为负，说明回流农村劳动力选择兼业生产或者纯务农会抑制农地转出。验证了研究假说二。

从相对收入水平的回归结果来看，回流农村劳动力中相对收入水平更高的家庭的农地转出的可能性更高。结合年龄和年龄平方的回归结果，我们发现回流农村劳动力的年龄与农地转出之间均呈倒U型关系，即随着年龄的增加，农户转出土地的倾向上升，当年龄增长到一定程度时，农户转出土地的倾向会下降。这可能与本地劳动力市场就业状况或不同年龄阶段劳动人群的就业难易程度有关，较低年龄的劳动力由于刚进入劳动市场，工作经验较少，非农就业的机会较小或者是非农收入较低，因而不愿意将农地流转出去；较高年龄者的非农就业机会也较少，而且在当前的制度安排下，随着年龄提升，农户对土地的情感依赖会增强，保留自有耕地可以在将来发挥土地的社会保障功能。回流农村劳动力的性别、外出年数、自有耕地面积等对农地转出的影响均不显著。不过，无论回流劳动力选择非农就业、兼业还是农业生产，家中儿童数量均对农地转出存在显著的负向影响。当前，儿童数量越多的农村家庭，越倾向于通过家庭分工将部分劳动力留在家中照顾儿童，而留在家中的劳动力大都会从事农业生产，从而抑制农地转出。乡(村)政府满意度和地方政府满意度对农地转出的影响不同，这也与乡(村)政府和地方政府的服务功能定位不同有关。

总之，实证结果与第二部分的理论分析一致，验证了假说一、假说二的内容。非农收入、相对收入水平、个人禀赋、家庭禀赋、社会网络及政策环境均对回流农村劳动力的就业选择存在影响，而回流农村劳动力的不同的就业选择也会对农地转出产生不同的影响。

(三) 异质性分析

农村劳动力外出就业会提升农户的工作经验，工作经验的积累会改变农户的人力资本水平，进而会对回流农村劳动力的就业选择和农地转出决策产生影响。而外出劳动力工作经验的积累可能和外出期间所从事的工作类型(小工和技术工)、外出工作时间(短期外出和长期外出)有关。基于此，本文接下来将分别从回流农村劳动力外出期间的就业工种和就业时间两个维度进一步考察回流劳动力的就业选择及其对农地转出的影响。

表 6报告了不同工种的回流劳动力的就业选择及其对农地转出的影响。回归结果显示，模型6中非农收入的回归系数为-0.182，在10%统计水平上显著；模型9中非农收入的回归系数为-0.491，在1%统计水平上显著。说明相对于外出期间从事技术工的回流劳动力，外出期间从事技术工的回流劳动力更不愿意选择从事农业生产活动。对于技术工而言，其人力资本水平相对较高，也可能具有相对高的社会资本，从而在回流之后更容易找到非农就业岗位。此外，与基准回归不同的是，模型7中rho的回归结果为正但不显著，这意味着技术工选择非农生产的就业安排对农地转出不存在显著影响。一个可能的解释是技术工的人力资本水平较高，相应的非农工资收益也较高，相对而言，农地是否转出给其收益水平带来的增进效果就没有那么明显，从而忽略对土地的管理和使用。

表 7报告了不同外出时间的回流劳动力的就业选择及其对农地转出的影响。回归结果显示，模型12中非农收入的回归系数为-0.315，在1%统计水平上显著；模型15中非农收入的回归系数为-0.422，在1%统计水平上显著。说明相对于短期外出的回流劳动力，长期外出的回流劳动力更不愿意选择从事农业生产活动。对于外出劳动力而言，外出打工时间越长，其积累的人力资本相对也更高，这部分劳动力回流之后相对更容易找到非农就业岗位。而且外出时间越长，说明离农时间越久，原有的农业生产技能有可能变得模糊，从而促使其不愿意从事农业生产活动。此外，我们也发现长期外出的回流劳动力，无论其选择非农就业还是农业生产活动，这两种就业安排对农地转出均不存在显著的影响。

(四) 稳健性检验

进一步采用工具变量法检验模型的稳定性，为满足工具变量的相关性、独立性假设、排他性约束(Angrist and Pischke, 2014)，借鉴陈云松(2012)、Bentolila et al.(2010)的聚类工具变量的构建方法，利用区域内除去自身之后的其他所有回流劳动力的平均收入做非农收入的代理变量进行回归。回归结果如表 8所示，这与基础回归结果基本一致，显示了模型的稳健性，同时也从另一层面说明非农收入不仅对农户的就业选择具有很大的影响，也对农户的农地转出产生很大的影响，而在中国农村，回流的农村劳动力大多还是仅仅回到农村，而并非回到农业，农户的就业选择也会对农地转出产生很大的影响。

五、结论与政策建议

近年来，我国农村劳动力的流动特征发生了新的变化，越来越多的农村劳动力选择回流，回流劳动力不可避免会诱使当地生产要素重置。在此背景下，农村劳动力回流、就业选择与农地转出之间存在何种内在逻辑关系？三者之间如何相互影响？本文的研究发现：

首先，农村劳动力回流的主要动因可以归结为与家人团聚的引力以及外出非农就业不稳定的推力综合作用的结果。其次，回流农村劳动力对农地流转的影响主要通过不同的就业选择来实现，选择非农生产的就业安排会促进农地转出，而选择兼业或农业生产的就业安排会抑制农地转出。非农就业促进农地流转的逻辑是多方面的，一方面，非农生产的相对高收入促使回流的农村劳动力选择非农就业，这时，农村劳动力及其家庭所拥有的土地就具有类似于生息资产的性质，他们通常愿意将土地转移出去，进而促进农地流转；另一方面，曾经外出务工的农村劳动力在一定程度上丧失了种田技能，回流劳动力与土地之间的联系因种田技能的丧失而被割裂，因而农村劳动力回归不操旧业，这也一定程度促进了农地流转。尽管如此，相比外出打工，回流农村劳动力的兼业生产或纯农业生产的就业比重在增加，其对农地流转的抑制效应在增强，从而农村劳动力回流相比较外出务工在一定程度抑制了农地流转，这为中国当前农地流转进程缓慢提供了新的解释。最后，研究还发现，不同层级的政府行为对农户就业选择和农地流转存在不同影响，而且这些影响之间还存在一定冲突。如农户关于乡(村)政府和地方政府的评价对农户就业选择和农地流转的影响呈现相反态势，这说明不同层级政府的政策目标与行政效率将直接影响农地流转的广度与深度。这种现象的产生与我们在农村劳动力就业和农地流转问题上的首鼠两端密切相关，在鼓励非农就业时又试图增加农户农业生产积极性，鼓励土地适度规模经营又强调地权稳定，以至于政策效果互相抵消。因此，在政策设计过程中，应当兼顾不同层级发展目标的逻辑一致性。

为了促进农地的流转，本文提出如下对策建议：

(1) 在农村劳动力回流地区，往往是经济和社会发展具备较强的后发优势的地区，回流的农村劳动力大部分不会回流到农业，因此，在政策制定上不过分地强调农地对回流农村劳动力的保障功能，为农地流转和土地适度规模经营创造良好的政策环境。在农业生产适度规模经营的方向路径下，需要进一步健全农地流转市场机制，保障农地顺利流转，提升农地流转率，不因为存在农村劳动力回流而人为地为农地流转设置障碍，避免农地闲置或者农地抛荒等现象，同时也需要考虑各个地区的农地禀赋和机会成本的异质性，制定合适的农地适度规模经营机制，避免“一刀切”。

(2) 相对收入水平是劳动力就业选择的依据，当前很多中西部地区的地方政府正在出台大量振兴产业的政策，应该注意的是，回流农村劳动力虽然在外出工作期间积累了一定的工作经验，但是他们外出就业时的岗位比较单一，大多从事小工一类的岗位，如果回流农村劳动力在当地非农就业的工资水平较低，就会使其不得不务农，或者是外出就业，从而形成外出-回流的往复，不利于劳动力的优化配置，因而，政府除了出台相关的政策外，还要注意对回流者加强就业指导和培训，促进他们的重新就业，从而使回流农村劳动力真正成为乡村振兴的动力。

(3) 政府要明确其政策目标，政府需要厘清其中的逻辑和关系，将鼓励非农就业和促进农地流转相结合，避免首鼠两端，政策相互抵消，从而造成要素的错配，包括农村劳动力剩余与民工荒并存，无地种与抛荒撂荒齐在的局面。