王小龍 薛 暢 許敬軒

（1.中國人民大學(xué)財政金融學(xué)院 北京 100872）

（2.北京工商大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 北京 100048）

一、引 言

農(nóng)民創(chuàng)業(yè)是農(nóng)民整合生產(chǎn)要素、進(jìn)行農(nóng)戶生產(chǎn)資源有效配置的重要途徑。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)不僅能為農(nóng)民創(chuàng)造經(jīng)濟收益，擴展農(nóng)戶收入來源，還能增強農(nóng)民自主經(jīng)營的獲得感。自主創(chuàng)業(yè)的勞動參與形式在農(nóng)民生計策略選擇中發(fā)揮著越來越重要的作用。已有研究證實，創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民有增加收入、降低貧困的作用（韋吉飛，2013；汪發(fā)元等，2014）。我國政府連續(xù)出臺了一系列支持舉措推進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活動的進(jìn)程，如降低返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)門檻，突破農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的資源約束條件。數(shù)據(jù)顯示，2018 年非農(nóng)收入成為農(nóng)民增收的最大貢獻(xiàn)因素，全年農(nóng)民人均二、三產(chǎn)業(yè)經(jīng)營凈收入對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)率達(dá)到19.6%。①中國社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所：《2018 年中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟形勢分析及2019 年預(yù)測》。農(nóng)民群體的創(chuàng)業(yè)對有效配置農(nóng)村資源、促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合、激發(fā)農(nóng)村經(jīng)濟活力有重要的推動作用。

根據(jù)產(chǎn)權(quán)理論，權(quán)屬清晰的產(chǎn)權(quán)界定是市場交易的前提和保障，而最早亞當(dāng)·斯密已經(jīng)認(rèn)識到了自由交易對于分工的重要性。斯密認(rèn)為消除市場障礙，統(tǒng)一市場，自由交易才能最有效地促進(jìn)分工（斯密，1974）。顯然，同樣是斯密所強調(diào)的私人產(chǎn)權(quán)保護(hù)保障了市場的自由交易，使得市場主體可以自由選擇比較優(yōu)勢更大的細(xì)分市場，促進(jìn)了勞動的分工。自2009 年以來實施的農(nóng)地確權(quán)改革是一項典型的產(chǎn)權(quán)制度改革政策。既有文獻(xiàn)從土地流轉(zhuǎn)（程令國等，2016）、農(nóng)地投資（林文聲等，2017）和非農(nóng)就業(yè)（韓家彬和劉淑云，2019；李江一，2020）等多個維度評價了農(nóng)地確權(quán)的政策效果，但在農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)戶勞動就業(yè)的相關(guān)研究中，多數(shù)研究了農(nóng)地確權(quán)對非農(nóng)就業(yè)或其中外出務(wù)工的影響，本文則將關(guān)注這一政策對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)選擇的影響。①為了識別確權(quán)政策在農(nóng)村不同生產(chǎn)部門之間的配置作用，本文將創(chuàng)業(yè)行為界定在非農(nóng)部門創(chuàng)業(yè)，即創(chuàng)辦實體企業(yè)或自我雇傭形式的非農(nóng)形式創(chuàng)業(yè)，不包括農(nóng)業(yè)部門農(nóng)場性質(zhì)的農(nóng)內(nèi)創(chuàng)業(yè)。

農(nóng)地確權(quán)工作的開展以試點形式推進(jìn)，要求把承包土地的面積、空間位置歸屬到農(nóng)民個人。2011 年，中央“一號文件”及《關(guān)于開展農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)登記試點工作的意見》（農(nóng)經(jīng)發(fā)〔2011〕2 號）進(jìn)一步將農(nóng)地確權(quán)工作的重點問題歸結(jié)在構(gòu)建權(quán)屬清晰的產(chǎn)權(quán)制度、鞏固土地承包經(jīng)營制度、解決傳統(tǒng)習(xí)慣與現(xiàn)代建設(shè)土地承包偏差和解決農(nóng)民土地承包糾紛四個方面。2018 年是農(nóng)地確權(quán)改革工作的收官之年，這項產(chǎn)權(quán)制度改革初見成效，放活了農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)，穩(wěn)定了承包關(guān)系。有學(xué)者驗證了這項改革對農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)（韓家彬和劉淑云，2019；李江一，2020），但已有文獻(xiàn)并未研究農(nóng)地確權(quán)改革對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響。

從理論上講，土地產(chǎn)權(quán)界定是否明晰通過農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的收益和成本影響其創(chuàng)業(yè)決策，具體可能存在三類機制：首先，農(nóng)地確權(quán)可能影響農(nóng)戶的整體勞動參與，進(jìn)而影響其創(chuàng)業(yè)行為。其次，農(nóng)地確權(quán)會降低土地流轉(zhuǎn)過程的邊際成本，促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)（程令國等，2016；劉玥汐和許恒周，2016；胡新艷等，2018），使農(nóng)戶可以更自由地轉(zhuǎn)向其他勞動部門，從而影響其創(chuàng)業(yè)行為。最后，農(nóng)地確權(quán)可能會直接影響農(nóng)戶不同勞動參與形式的相對邊際收益和成本，改變農(nóng)戶在不同勞動參與形式之間的選擇，從而影響其創(chuàng)業(yè)行為。本文基于中國勞動力動態(tài)調(diào)查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）2014 年和2016 年非平衡面板數(shù)據(jù)，使用工具變量模型對上述理論機制進(jìn)行了實證檢驗。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)降低了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的可能性，其可能的機制為：一是農(nóng)地確權(quán)改革減少了農(nóng)戶的總體工作時間而降低創(chuàng)業(yè)可能；二是農(nóng)地確權(quán)改革使不同勞動參與形式的相對收益改變，農(nóng)戶更傾向于選擇相對收益較高的務(wù)農(nóng)或務(wù)工就業(yè)，減少成為雇員和自主創(chuàng)業(yè)的可能；三是農(nóng)地確權(quán)提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)就業(yè)產(chǎn)生激勵機制，擠出了農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè)的生產(chǎn)資源。

本文的研究關(guān)注了農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系機理，是對農(nóng)地確權(quán)政策效果評價相關(guān)研究的補充。相較于已有文獻(xiàn)，本文可能的創(chuàng)新之處在于：（1）創(chuàng)業(yè)決策與其他非農(nóng)就業(yè)形式相比具有明顯的差異，本文系統(tǒng)地分析了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響。已有文獻(xiàn)研究了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民非農(nóng)勞動參與的影響，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)（韓家彬和劉淑云，2019；李江一，2020）。然而，農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)一般包括自主創(chuàng)業(yè)、外出務(wù)工和受雇于他人等多種形式，確權(quán)對不同類型就業(yè)形式的影響機制和方向具有較大差異。農(nóng)地確權(quán)政策為農(nóng)戶提供了具有法律效力的交易憑證，降低了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和土地閑置的風(fēng)險。確權(quán)政策對農(nóng)戶勞動參與形式的影響很大程度上取決于不同勞動部門的風(fēng)險特征。相比其他非農(nóng)就業(yè)形式，農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)具有高風(fēng)險高收益的典型特征。與已有研究不同，本文的研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)顯著降低了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的可能性。（2）本文以農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)為研究對象也有一定的現(xiàn)實意義。農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)在農(nóng)民增收中發(fā)揮著重要作用，而本文的研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)尚未得到充分發(fā)揮?？赡艿脑蚴牵啾绕渌麆趧有问?，農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)仍存在收入較低、成本較高的問題。因此，政府可以進(jìn)一步推行減免稅優(yōu)惠、提高創(chuàng)業(yè)金融服務(wù)質(zhì)量、降低創(chuàng)業(yè)門檻、多樣化創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)模式等創(chuàng)業(yè)支持舉措，以進(jìn)一步增加創(chuàng)業(yè)收益，降低創(chuàng)業(yè)成本，提高農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的積極性。

二、文獻(xiàn)回顧與理論機制分析

（一）文獻(xiàn)回顧

學(xué)界對農(nóng)地確權(quán)政策效果評價的文獻(xiàn)主要有三類。第一類是農(nóng)地確權(quán)與土地流轉(zhuǎn)的關(guān)系研究，已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論并不一致。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了土地流轉(zhuǎn)，如程令國等（2016）基于CHARLS 數(shù)據(jù)、劉玥汐和許恒周（2016）基于天津市縣級調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)改革通過穩(wěn)定農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)預(yù)期的方式增加了農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的可能性。與之類似，胡新艷等（2018）以廣東省縣級調(diào)查數(shù)據(jù)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)改革中對土地分布的空間測量增加了農(nóng)戶平均地塊面積，從而提高了農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與意愿。與之相反，蔡潔和夏顯力（2017）發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對土地流轉(zhuǎn)有一定的抑制作用，這主要源于農(nóng)戶對土地的情感依賴（羅必良，2016）。

第二類文獻(xiàn)是農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)業(yè)投資的關(guān)系研究，多數(shù)學(xué)者得出農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資有激勵效應(yīng)的結(jié)論。唐超等（2019）研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)業(yè)經(jīng)營對農(nóng)戶的吸引力提高。從時限性角度來看，農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的長期投資，而非短期投資（胡雯等，2020）；從投資對象角度來看，農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)戶對農(nóng)家肥的長期農(nóng)業(yè)投資，但并未促進(jìn)對農(nóng)業(yè)機械的長期投資（應(yīng)瑞瑤等，2018）。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)戶總體農(nóng)業(yè)經(jīng)營投入的提高（林文聲等，2017）。

第三類文獻(xiàn)提供了農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的直接證據(jù)，但其影響方向并不一致。部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)。比如，李江一（2020）基于CHFS 數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)顯著地促進(jìn)了農(nóng)民非農(nóng)勞動參與，降低了農(nóng)村閑置勞動力的比例。朱建軍和張蕾（2019）發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)增加了年齡小、學(xué)歷高農(nóng)戶的外出務(wù)工意愿。與之相反，另外一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)降低了農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的可能性。張莉等（2018）發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)實施初期并未促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)，而是使農(nóng)民繼續(xù)留在農(nóng)業(yè)部門。李星光等（2019）以蘋果種植戶調(diào)研數(shù)據(jù)為例，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入，降低了非農(nóng)工資性收入，使農(nóng)戶傾向于農(nóng)業(yè)就業(yè)。

國外學(xué)者基于不同國家的土地制度，也有類似的研究，這類文獻(xiàn)雖并未關(guān)注中國的土地制度改革，但可為本文的研究提供一種相關(guān)問題的研究范式。例如，Bezabih 和Holden（2014）基于埃塞俄比亞數(shù)據(jù)驗證了農(nóng)地確權(quán)的非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)，農(nóng)地確權(quán)政策的實施促進(jìn)了農(nóng)村勞動力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門的流動。Janvry 等（2015）以墨西哥為例，同樣證實了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶勞動力流動的正向激勵作用。

已有文獻(xiàn)探討了農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)投資和非農(nóng)就業(yè)等變量之間的關(guān)系機理。其研究呈現(xiàn)的特點為：多數(shù)研究關(guān)注農(nóng)地確權(quán)對非農(nóng)就業(yè)的整體影響或?qū)ν獬鰟?wù)工的影響，并未具體地研究農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)行為的經(jīng)濟影響。本文認(rèn)為，在農(nóng)地確權(quán)外生政策沖擊的影響下，農(nóng)戶的風(fēng)險預(yù)期可能發(fā)生改變。而基于不同非農(nóng)就業(yè)方式的風(fēng)險系數(shù)不同，這種改變對不同的非農(nóng)就業(yè)形式的影響存在一定的異質(zhì)性，有必要就風(fēng)險系數(shù)較高的自主創(chuàng)業(yè)方式展開進(jìn)一步的研究。基于此，本文將研究對象細(xì)化到農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè)，使用工具變量識別策略實證檢驗農(nóng)地確權(quán)對自主創(chuàng)業(yè)影響的作用方向，并嘗試分析其機制途徑，以期探求未來農(nóng)地確權(quán)工作的優(yōu)化機制。

（二）理論機制

本文將從農(nóng)戶勞動參與的邊際成本和收益角度，分析農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶最優(yōu)勞動選擇的影響，并進(jìn)一步探討農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可能的影響機制。

首先，農(nóng)地確權(quán)可能影響農(nóng)戶的整體勞動參與，進(jìn)而影響其創(chuàng)業(yè)行為。土地承包經(jīng)營權(quán)證書的缺失可能會導(dǎo)致更多的農(nóng)地權(quán)屬糾紛，農(nóng)地確權(quán)可以釋放農(nóng)戶用于保護(hù)地權(quán)的勞動力投入，從整體上增加農(nóng)戶的勞動參與（Besley 和Ghatak，2010）。農(nóng)地確權(quán)降低了農(nóng)業(yè)投資風(fēng)險，還可能有助于促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資（Besley，1995；唐超等，2019），提高勞動生產(chǎn)率，釋放更多的勞動力。而農(nóng)戶會將各種機制釋放的勞動力更多地分配到邊際凈收益更高的領(lǐng)域。農(nóng)地確權(quán)也可能減少農(nóng)戶的整體勞動參與，這是因為土地確權(quán)后，農(nóng)戶可能把土地流轉(zhuǎn)出去，帶來收入的大幅增加，從而增加閑暇，減少勞動時間。同樣，農(nóng)戶會更多地減少邊際凈收益更低的勞動。

其次，農(nóng)地確權(quán)會降低土地流轉(zhuǎn)過程的邊際成本，促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)（程令國等，2016；劉玥汐和許恒周，2016；胡新艷等，2018），使農(nóng)戶可以更自由地轉(zhuǎn)向其他勞動部門，從而影響其創(chuàng)業(yè)行為。農(nóng)地確權(quán)政策實施以前，土地交易憑證不健全造成土地轉(zhuǎn)出受限，若農(nóng)戶進(jìn)行自主創(chuàng)業(yè)會造成土地生產(chǎn)資源的閑置，出現(xiàn)土地拋荒現(xiàn)象。農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的機會成本較高，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生可能較小。農(nóng)地確權(quán)政策實施以后，承包經(jīng)營權(quán)證書為農(nóng)戶提供法律性質(zhì)的交易憑證，促進(jìn)了農(nóng)地轉(zhuǎn)出，使農(nóng)戶可以更自由地轉(zhuǎn)向其他勞動部門，增加了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的可能性。

最后，農(nóng)地確權(quán)可能會直接影響農(nóng)戶不同形式勞動的相對邊際收益和成本，改變農(nóng)戶在不同勞動參與形式之間的選擇，從而影響其創(chuàng)業(yè)行為。農(nóng)地確權(quán)提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相對邊際凈收益，從而可能會使農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，減少農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。農(nóng)地確權(quán)政策實施以前，地權(quán)更不穩(wěn)定，土地產(chǎn)出風(fēng)險相對較高。農(nóng)地確權(quán)政策實施以后，土地權(quán)益受到法律框架的保護(hù)，土地產(chǎn)出效率提升。農(nóng)地確權(quán)提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相對于自主創(chuàng)業(yè)的邊際凈收益，從而使農(nóng)戶更傾向于選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而減少自主創(chuàng)業(yè)?；诖耍疚乃岢龅难芯考僭O(shè)為：

研究假設(shè)：農(nóng)地確權(quán)對自主創(chuàng)業(yè)可能存在促進(jìn)效應(yīng)和抑制效應(yīng)兩種影響方向，其最終的影響方向，取決于兩種效應(yīng)哪一種作用更大。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源與描述統(tǒng)計

（一）模型設(shè)定

農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)可能存在遺漏變量或反向因果的內(nèi)生性問題。首先，農(nóng)戶是否領(lǐng)取土地承包經(jīng)營權(quán)證書可能存在自選擇問題，如果遺漏了同時影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意向和證書領(lǐng)取意愿的相關(guān)變量，比如農(nóng)戶的風(fēng)險偏好、認(rèn)知水平和商業(yè)意識等農(nóng)戶的自身特征就可能會造成自選擇問題。此外，農(nóng)戶所處地區(qū)的營商環(huán)境和政策導(dǎo)向等宏觀變量也可能造成自選擇問題。其次，農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)之間可能存在反向因果問題，具有更強自主創(chuàng)業(yè)意愿的農(nóng)戶可能更有領(lǐng)取土地承包經(jīng)營權(quán)證書的意向，以對閑置土地進(jìn)行有效處理。為了解決潛在的內(nèi)生性問題，本文使用“試點實施時間跨度”作為農(nóng)地確權(quán)的工具變量進(jìn)行實證檢驗。

本文使用IV-Probit 模型進(jìn)行實證回歸分析，模型形式如下：

其中，（1）式是工具變量對農(nóng)地確權(quán)變量第一階段的估計方程，（2）式是農(nóng)地確權(quán)變量對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)變量第二階段的估計方程。v代表村莊，i代表家庭。本文所關(guān)注的參數(shù)是系數(shù)γ，γ＞0 表明農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)更大，γ＜0 則抑制效應(yīng)更大。

Titlingvi表示家庭自主創(chuàng)業(yè)的虛擬變量，村莊v中家庭i存在自主創(chuàng)業(yè)行為為1，否則為0。本文所定義的創(chuàng)業(yè)主要是“自雇”和“雇主”形式的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，不包括家庭農(nóng)場形式的農(nóng)內(nèi)創(chuàng)業(yè)，以此識別農(nóng)地確權(quán)政策影響下農(nóng)戶是否存在跨部門流動。

Titlingvi表示農(nóng)地確權(quán)的虛擬變量，本文借鑒許慶等（2017）的做法，采用“是否已經(jīng)領(lǐng)到農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書”衡量農(nóng)地確權(quán)狀況。村莊v中家庭i領(lǐng)到土地承包經(jīng)營權(quán)證書為1，否則為0。

IV1表示模型的工具變量。在工具變量的構(gòu)建方法上，本文使用“試點實施時間跨度”作為農(nóng)地確權(quán)改革的工具變量。具體說來，在農(nóng)地確權(quán)改革的政策文件中，給出了不同年份農(nóng)地確權(quán)改革政策實施的試點名單。①參照農(nóng)業(yè)部政策文件《農(nóng)業(yè)部確定2013 年全國土地承包經(jīng)營權(quán)登記試點地區(qū)》《農(nóng)業(yè)部辦公廳關(guān)于報送農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記頒證整縣推進(jìn)試點有關(guān)情況的通知》以及《農(nóng)業(yè)部、中央農(nóng)村工作領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室、財政部等關(guān)于認(rèn)真做好農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記頒證工作的意見》。本文根據(jù)試點名單計算了被調(diào)查農(nóng)戶所在地區(qū)農(nóng)地確權(quán)改革的實施時間跨度。

工具變量能夠得到無偏估計的一個重要假設(shè)是其滿足相關(guān)性和排他性約束條件。首先，第一階段回歸顯示，“試點實施時間跨度”和內(nèi)生變量高度正相關(guān)，被選為農(nóng)地確權(quán)改革政策試點的時間越長，該地區(qū)農(nóng)戶領(lǐng)取到土地承包經(jīng)營權(quán)證書的概率越大，不存在弱工具變量問題。其次，從外生性的角度來看，是否被選為試點地區(qū)由農(nóng)業(yè)部的政策文件發(fā)布，具有相對較好的外生性。

Xvi表示影響農(nóng)地確權(quán)和農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的一系列控制變量，分為個人、家庭和村莊三個層面。個人層面主要包括戶主性別、戶主年齡、戶主婚姻狀況、戶主教育程度、戶主健康狀況和戶主政治面貌。家庭層面包括家庭人口規(guī)模、家庭網(wǎng)絡(luò)狀況、家庭人均收入、家庭汽車狀況、家庭借貸狀況和家庭人均耕地?？紤]到村內(nèi)營商環(huán)境對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)行為影響較大，在村級層面的控制變量中，本文控制了與村民自主創(chuàng)業(yè)密切相關(guān)的村級營商環(huán)境相關(guān)變量，主要包括村農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)占比、村工業(yè)從業(yè)人數(shù)占比、村服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)占比、村非農(nóng)經(jīng)濟狀況、村私營企業(yè)占比、村銀行/信用社狀況、村集貿(mào)市場狀況、村農(nóng)轉(zhuǎn)非狀況、村治安狀況和村民關(guān)系和諧程度。同時，本文還控制了村內(nèi)土地穩(wěn)定情況的相關(guān)變量，以控制土地政策對農(nóng)地確權(quán)改革的波動影響，主要包括村土地糾紛狀況、村土地征用狀況和村土地調(diào)整狀況。最后，本文還控制了村內(nèi)人口規(guī)模和村人均收入變量?？紤]到區(qū)域經(jīng)濟狀況會影響轄區(qū)內(nèi)宏觀營商環(huán)境，回歸還控制了地級市國民生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值變量。εvi和uvi是隨機誤差項。

同時，本文的穩(wěn)健性檢驗中還參照豐雷等（2013）和林文聲等（2017）的做法，構(gòu)建了“微觀群體效應(yīng)”工具變量，即本村內(nèi)其他ni-1 個被調(diào)查農(nóng)戶領(lǐng)到農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書的占比。農(nóng)戶家庭是否領(lǐng)到土地承包經(jīng)營權(quán)證書與農(nóng)戶所在村域內(nèi)其他農(nóng)戶是否領(lǐng)到該證書有潛在關(guān)系，本文將使用這一工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（二）數(shù)據(jù)來源、變量選擇與描述性統(tǒng)計

本文使用的數(shù)據(jù)主要是中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS）2014 年和2016 年非平衡面板數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫由中山大學(xué)國家發(fā)展研究院主持，樣本覆蓋中國29 個省市，具有全國代表性。調(diào)查問卷包括個人、家庭和村居三個層面的樣本信息。本文對28 440 戶原始數(shù)據(jù)做了如下處理：首先，將樣本限定在家庭層面，每戶家庭僅保留戶主數(shù)據(jù)。其次，因農(nóng)地確權(quán)歸屬于農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟改革，故刪除12 090 戶城市樣本數(shù)據(jù)。最后，刪除確權(quán)信息不明確或缺失的1 864 戶樣本，刪除關(guān)鍵變量信息不明確或缺失的3 433 戶樣本。經(jīng)過數(shù)據(jù)篩選，最終得到11 053 戶家庭數(shù)據(jù)作為本文的研究樣本。表1 給出了樣本的描述性統(tǒng)計情況。

本文的核心解釋變量為農(nóng)地確權(quán)變量，CLDS 數(shù)據(jù)庫對確權(quán)的信息識別到家庭層面，對應(yīng)問卷中的問題“您家是否領(lǐng)到了土地承包經(jīng)營證權(quán)證書？”，若被調(diào)查者回答“是”，則為確權(quán)樣本，標(biāo)記為1；若被調(diào)查者回答“沒有”，則為未確權(quán)樣本，標(biāo)記為0。同時，刪除了回答為“不清楚”和存在缺失值的樣本。

本文的被解釋變量是“家庭自主創(chuàng)業(yè)”（是為1，否為0）。CLDS 數(shù)據(jù)庫將勞動者類型分為“雇員”、“雇主”、“自雇”和“務(wù)農(nóng)”四種，并將“雇主”、“自雇”定義為創(chuàng)業(yè)者，本文對創(chuàng)業(yè)行為的識別遵循此定義。為了識別農(nóng)地確權(quán)政策在農(nóng)村不同生產(chǎn)部門之間的配置作用，本文將所涉及的創(chuàng)業(yè)行為界定在非農(nóng)部門創(chuàng)業(yè)，即創(chuàng)辦實體企業(yè)或自我雇傭形式的非農(nóng)經(jīng)營，不包括農(nóng)業(yè)部門農(nóng)場性質(zhì)的農(nóng)內(nèi)創(chuàng)業(yè)。同時，為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，使用創(chuàng)業(yè)資金規(guī)模變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

表1 變量定義及描述統(tǒng)計

續(xù)表1

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文的被解釋變量為0—1 形式的虛擬變量，衡量農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)行為是否發(fā)生，因此，本文使用Probit 模型和IV-Probit 模型進(jìn)行實證檢驗。表2 給出了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)影響的估計結(jié)果。第（1）列為面板Probit 基準(zhǔn)回歸結(jié)果，僅加入了地區(qū)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)；第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入了個人層面、家庭層面和村莊層面的控制變量；第（3）列在第（2）列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入地區(qū)經(jīng)濟特征控制變量。第（4）—（6）列是面板數(shù)據(jù)的IV-Probit 回歸結(jié)果，其控制變量的添加順序與前述相同。估計結(jié)果顯示，面板Probit 回歸和工具變量Probit 回歸結(jié)果均證實：農(nóng)地確權(quán)改革的實施使農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的可能性下降，表明農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)影響的抑制效應(yīng)超過了促進(jìn)效應(yīng)。就表2 第（6）列回歸結(jié)果來看，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)有顯著的負(fù)向影響，且估計系數(shù)在5%的水平上顯著。同時，比較面板Probit 和工具變量Probit 的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，工具變量回歸的系數(shù)明顯較大，表明若不考慮內(nèi)生性問題可能會導(dǎo)致系數(shù)被低估的估計偏誤。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

續(xù)表2

工具變量實證分析的關(guān)鍵是保證工具變量的有效性。本文就IV-Probit 的回歸結(jié)果做了如下檢驗。（1）內(nèi)生性檢驗。從表2 的第（6）列回歸結(jié)果來看，IV-Probit 回歸給出的內(nèi)生性檢驗的p值為0.0751，在10%的顯著性水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，表明模型確實存在內(nèi)生性問題；（2）弱工具變量檢驗。工具變量回歸第一階段的結(jié)果顯示，工具變量均與農(nóng)地確權(quán)變量高度相關(guān)，且表2 的第（6）列方程一階段回歸的F值為62.07，顯著大于10，表明不存在弱工具變量問題。

（二）穩(wěn)健性檢驗

上述分析中初步得出了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)行為有顯著的負(fù)向影響的結(jié)論，但這一結(jié)論可能因估計方法、變量定義和模型設(shè)定等因素而產(chǎn)生差異，因此，本文使用一系列穩(wěn)健性檢驗方法確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

1.更換工具變量

上文所使用的工具變量是政策類變量，考慮到家庭經(jīng)濟行為可能還會受到微觀環(huán)境的影響，本文還構(gòu)建了一個“微觀群體效應(yīng)”工具變量，即本村內(nèi)其他ni-1 個被調(diào)查農(nóng)戶領(lǐng)到農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書的占比。一方面，本村其他農(nóng)戶行為可能產(chǎn)生“示范效應(yīng)”或“群體效應(yīng)”，與該農(nóng)戶是否領(lǐng)到土地承包經(jīng)營權(quán)證書具有相關(guān)性；另一方面，變量構(gòu)建過程中剔除了農(nóng)戶自身，與該農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè)行為相關(guān)性較小，符合外生性假定。使用該工具變量的估計結(jié)果見表3 第（1）列，可以發(fā)現(xiàn)，更換工具變量后，農(nóng)地確權(quán)降低自主創(chuàng)業(yè)可能性的結(jié)論仍成立。同時，第一階段方程回歸系數(shù)在 1%顯著性水平上通過了檢驗，滿足工具變量的相關(guān)性假定。

2.更換聚類層級

基準(zhǔn)回歸中將聚類層級限定在家庭層面，穩(wěn)健性檢驗則將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到村莊層面。表3 第（2）列給出了更換聚類層級后的估計結(jié)果，該結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)改革對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響仍存在，上文的估計結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

3.使用面板線性概率模型估計

為了盡可能控制不隨時間改變的固定效應(yīng)對實證結(jié)果的影響，我們使用工具變量的面板固定效應(yīng)線性概率模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果見表3 第（3）列。可以發(fā)現(xiàn)，在控制了不隨時間改變的固定效應(yīng)后，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)仍有顯著的負(fù)向影響。

4.更換被解釋變量

上述實證分析中使用了農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)的虛擬變量作為農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的衡量指標(biāo)。本部分使用“創(chuàng)業(yè)資金規(guī)?！弊兞孔鳛檗r(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)指標(biāo)的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。CLDS數(shù)據(jù)庫訪問了被調(diào)查者初始創(chuàng)業(yè)資金投入規(guī)模的區(qū)間，本文根據(jù)各個區(qū)間估算了被調(diào)查者的初始創(chuàng)業(yè)資金規(guī)模。以“創(chuàng)業(yè)資金規(guī)?！睘楸唤忉屪兞康墓烙嫿Y(jié)果見表3 第（4）列。該方程的估計系數(shù)在 1%水平上顯著為負(fù)，表明農(nóng)地確權(quán)改革同樣降低了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)資金規(guī)模，減少了農(nóng)戶在創(chuàng)業(yè)上的資源配置。

5.使用個人層面樣本估計

基準(zhǔn)回歸將樣本限定在家庭層面，為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步將樣本限定在個人層面，估計農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)行為的影響，估計結(jié)果見表3 第（5）列。由該結(jié)果可知，當(dāng)樣本界定在個人層面時，農(nóng)地確權(quán)改革對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響仍存在。

表3 穩(wěn)健性檢驗

五、機制分析

上述研究結(jié)果表明，農(nóng)地確權(quán)政策的實施降低了農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè)的可能性，而農(nóng)地確權(quán)作為一項外生性的農(nóng)地改革政策，是如何影響農(nóng)戶的微觀創(chuàng)業(yè)行為的？農(nóng)地確權(quán)改革降低農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè)可能性的機制途徑是怎樣的？本部分將嘗試解決上述問題，探討農(nóng)地確權(quán)降低農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)可能的中間機制。結(jié)合前文的理論機制分析，本文選擇了工作時間變量、勞動參與形式類變量和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變量作為機制分析變量。機制分析的回歸結(jié)果見表4，回歸結(jié)果的具體分析如下：

首先，工作時間變量。表4 第（1）列給出了農(nóng)地確權(quán)對工作時間變量回歸的實證結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，相對于未領(lǐng)到土地承包經(jīng)營權(quán)證書的家庭而言，領(lǐng)到證書家庭的戶主工作時間相對減少。這表明農(nóng)地確權(quán)改革的實施，為農(nóng)地交易提供法律憑證，進(jìn)而為農(nóng)戶創(chuàng)造更多的土地轉(zhuǎn)讓收入，使得農(nóng)戶減少了工作時間，增加了閑暇。而整體工作時間的減少意味著自主創(chuàng)業(yè)工作時間的減少，表現(xiàn)為創(chuàng)業(yè)可能性下降。

其次，勞動參與形式類變量?；谵r(nóng)戶生產(chǎn)資源稟賦預(yù)算約束的角度分析，農(nóng)戶的物質(zhì)資本、經(jīng)濟資本和人力資本總量有限，從事某一種勞動參與形式會擠出配置在其他勞動參與形式上的生產(chǎn)資源，農(nóng)戶會選擇相對成本較低、相對收益較高的勞動參與形式。農(nóng)戶勞動參與形式主要有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、雇員、外出務(wù)工和自主創(chuàng)業(yè)四種形式，本文在基準(zhǔn)回歸中實證檢驗了農(nóng)地確權(quán)改革對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)這一勞動參與形式的影響，本部分將進(jìn)一步分析農(nóng)地確權(quán)改革對其他三種勞動參與形式的影響情況。分別以“外出務(wù)工意愿”、“是否為雇員”、“是否務(wù)農(nóng)”為被解釋變量，估計結(jié)果見表4 第（2）—（4）列。比較農(nóng)地確權(quán)改革對農(nóng)戶不同勞動參與形式的估計結(jié)果可知，農(nóng)地確權(quán)改革促進(jìn)了農(nóng)戶外出務(wù)工意愿的增加，降低了農(nóng)戶成為雇員的可能性，促進(jìn)了農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性。這表明，農(nóng)地確權(quán)改革背景下，農(nóng)戶就業(yè)選擇的傾向性發(fā)生改變，農(nóng)戶選擇外出務(wù)工和務(wù)農(nóng)就業(yè)形式的可能性增加，而選擇成為雇員和自主創(chuàng)業(yè)的可能性下降。同時，比較農(nóng)地確權(quán)對務(wù)工和務(wù)農(nóng)回歸結(jié)果的估計系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶務(wù)農(nóng)回歸的估計系數(shù)更大，表明農(nóng)地確權(quán)后農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性高于外出務(wù)工的可能性。這較好地驗證了上文理論機制分析中的抑制效應(yīng)機制，即農(nóng)地確權(quán)改革厘清土地邊界，明晰土地承包經(jīng)營權(quán)權(quán)屬，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相對收益提高，吸引農(nóng)村勞動力資源向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門回流，從而降低了農(nóng)戶從事非農(nóng)性質(zhì)的自主創(chuàng)業(yè)的可能性。

最后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變量。比較勞動參與形式類變量的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)政策的實施使農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性最大。進(jìn)一步地，本文使用“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率”作為被解釋變量，檢驗農(nóng)地確權(quán)改革對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用是否存在。基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營多要素投入的特點，本文使用Charnes 等（1978）提出的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（Data Envelopment Analysis，DEA）方法測算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。該方法常被用于計算多維度投入產(chǎn)出的生產(chǎn)效率指標(biāo)（藍(lán)虹和穆爭社，2014；張少華和蔣偉杰，2017），也常被用于計算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（朱滿德等，2015）。結(jié)合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營實際和數(shù)據(jù)可得性因素考慮，本文選取土地投入、資本投入和勞動力投入為投入指標(biāo)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入為產(chǎn)出指標(biāo)。在此基礎(chǔ)上，選擇固定規(guī)模報酬（CCR）下的產(chǎn)出導(dǎo)向型模型測算了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。表4 第（5）列給出了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率指標(biāo)的回歸結(jié)果。由該結(jié)果可知，農(nóng)地確權(quán)改革的實施顯著地促進(jìn)了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的改善可能是農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的中間機制之一。

基于上述分析，本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的三個機制途徑。首先，農(nóng)地確權(quán)改革減少了農(nóng)戶的總體工作時間，從而降低了農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè)的可能性。其次，農(nóng)地確權(quán)改革使不同勞動形式之間的相對收益發(fā)生變化，促使農(nóng)戶在就業(yè)選擇中更傾向于相對收益較高的務(wù)農(nóng)或務(wù)工?；谏a(chǎn)資源的約束，擠出了農(nóng)戶投入在自主創(chuàng)業(yè)上的生產(chǎn)資源，從而降低了創(chuàng)業(yè)的可能性。最后，農(nóng)地確權(quán)改革提高了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，使農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)出效率提高，從而促使農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的傾向性超過了自主創(chuàng)業(yè)。

表4 機制分析

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2014 年和2016 年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），使用工具變量法實證檢驗了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響。本文的實證分析結(jié)果主要得出以下兩個結(jié)論：首先，農(nóng)地確權(quán)顯著地降低了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的可能性，土地承包經(jīng)營權(quán)證書的頒發(fā)使得農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生的概率降低，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示農(nóng)地確權(quán)改革的實施同樣使農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)資金規(guī)模下降。這表明農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)影響的抑制效應(yīng)超過了促進(jìn)效應(yīng)，農(nóng)地確權(quán)提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益，從而降低了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的可能性。其次，機制分析結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)通過影響農(nóng)戶工作時間、影響不同勞動參與形式的相對成本和相對收益以及影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的中間機制影響農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為。

為了更好地開展農(nóng)地確權(quán)工作，本文提出的政策建議為：（1）進(jìn)一步落實農(nóng)地確權(quán)頒證工作，夯實現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的產(chǎn)權(quán)基礎(chǔ)。規(guī)范土地交易的市場規(guī)則，進(jìn)一步降低農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的機會成本。（2）注重農(nóng)戶發(fā)展訴求，同時創(chuàng)新農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)模式，著力培訓(xùn)成果的轉(zhuǎn)化。（3）打破農(nóng)戶開展自主創(chuàng)業(yè)的經(jīng)營壁壘，優(yōu)化農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)環(huán)境，以減稅降費和財政補貼等支持舉措提高創(chuàng)業(yè)相對收益，以更好地發(fā)揮農(nóng)地確權(quán)對自主創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)。