土地转入对农业兼业经营的影响：基于用工需求的异质性分析*

张苇锟，郑沃林

（1.岭南师范学院城乡基层治理现代化研究所，广东 湛江 524048；2.华南农业大学经济管理学院，广州 510642；3.广东金融学院信用管理学院，广州 510520）

一、引 言

在农村改革前，受制度约束，各种农业生产要素被限制在农业中，农户因能力差异而形成的比较优势无法发挥，农户能力因此被强制同质化。随着家庭联产承包责任制实施以及农地确权颁证等政策推进，土地流动性大幅度提高，降低了土地流转的机会成本，强化了农户对农地的承包使用权、交易价值和使用价值的产权认识。一部分农户意识到农地价值最大化在于“他用”，从而通过流转土地，获得土地租金来增加收益；另一部分农户意识到农地最大化价值在于“自用”，从而通过规模经营来实现超额利润。理论上，在农业产业化纵深发展、专业化分工卷入和农业社会化服务完善的条件下，转入户可通过产业化经营获得不低于城镇就业的工资待遇，在很大程度上降低兼业经营农业动机，保障农业生产稳定性。

事实上，农业兼业经营是农户综合农业和其他行业收益所做出的理性选择，本质是一种社会选择“账户”。若农户能获得较好的纯务农收益，往往不愿兼业化。若农业生产经营难以规模化，土地转入与土地转出无法形成收益差距。相较其他家庭，拥有较高资产且对生产要素相对价值有着较高评价的农户才可能转入土地，从而形成了转入土地的条件（Yao，2000）。所以，在劳动力流动较为频繁的村庄，土地流转的可能性相对较高（Sikor等，2009；赵丹丹等，2018）。若农户转入土地，其城镇流入往往减少，且通过分工深化的方式经营土地。具体而言，为获得有效的土地产出租值，农户不会放弃农业经营活动；即使有外出务工意向，也只存在短期务工动机，由此产生既在家务农又外出打工的兼业行为（郑阳阳等，2019）。从这个角度看，兼业并未对农业生产经营造成实质性障碍，反而是农业生产经营的补充性结果（向云等，2018）。

以往土地流转相关研究聚焦于流转意愿（钟晓兰等，2013）、土地租金现象（陈奕山等，2017）、网络效应（Chernina等，2014）、与劳动力流动的因果关系（张永丽等，2018）、非农市场发育（Che，2016）、农业生产经营（陈媛媛等，2017）和农户生计策略选择（陈良敏等，2020），往往忽略了土地要素配置与农业经营兼业的关系。一个值得关注的问题是，土地转入是农户的自我选择，即农户为了获得有效的土地产出而扩大农业经营规模的活动。那么，当农户转入土地时，农业兼业经营动机是否随之消散？理论上，转入户普遍具有农业生产比较优势。为最大化家庭收入，他们会调整农作物种植结构，并根据不同农业生产用工需求做出劳动力在农活和非农生产间的分配决策。鉴于此，用工需求成为考察土地流入与农业兼业经营关系的重要线索。本文构建了“土地转入——用工需求——农业兼业经营”的分析框架，并且采用粤赣2 793名农户的数据，使用双栏模型，从家庭劳动决策视角，实证分析土地转入与农业兼业经营的内在机理，为推进种植业规模经营提供政策依据。

二、理论推演

由于农村家庭劳动力市场在农业部门和工业部门是完全出清的，农村家庭可优化资源禀赋，利用自身比较优势，做出农业生产经营决策。给定土地是同质且不存在系统差异，如果农户转入土地，就不会再转出土地。假定经济体中只存在农业部门（在农村）和工业部门（在城镇），农户到农业部门和工业部门的距离满足线性均匀分布。此时，农户可选择“农闲务工、农忙务农”的就业模式。

考虑农户的时间禀赋为1，农村家庭除了在农业部门的固定劳动力配置La，其他剩余劳动力Ln=LLa，主要在城乡间转移，在工业部门和农业部门合理配置时间。给定将除农业固定劳动力外的剩余劳动力安排在工业部门就业的时间禀赋为b，则在农业部门就业的时间禀赋为1-b，b∈（0，1]。由于本文探究的是土地转入，假定不存在土地转出情况，土地要素的投入为其中和Ain分别为家庭自身的土地禀赋和转入土地份额，给定转入土地的租金为r。农户在工业部门就业除主要依靠相应劳动力投入外，还有工业部门的资本存量K。借助Jones的农村——城市的转移模型，农业部门（YA）和工业部门（YB）就业收入满足规模不变的C-D生产函数，则有：

农户在农业部门和工业部门就业的均衡工资收入为：

在劳动力可自由流动的经济体中，均衡状态下农业部门和工业部门的劳动力边际收益产品相等，也有wA'=wB'=w*，故也有：

由式（5）可得，b(wB-wA)＞0。生产要素的分离，使农户家庭依据土地和劳动力进行联合决策。若农户转入土地规模扩大，根据要素价格均等化效应，则导致人均土地相较之前增加，从而增强农户在农业部门的劳动强度。此时，农户会将剩余劳动时间主要分配给农业部门的生产经营，减少工业部门的时间配置。虽然农地转入增加了农户在农业部门的时间配置，但在当前农产品缺乏价格竞争优势和农业生产率低下的情形下，为追求多元化的生计，农户仍会选择农业兼业经营。因此，提出假设1。

假设1：土地转入未必使家庭退出非农工作，但会增加家庭兼业务农时间，从而增加农业兼业经营发生比。

转入土地后，农户可能选择种植粮食作物或经济作物。在现代农业经营中，丘陵地区和山地地区均能进行机械化作业（李伶俐等，2021；缪建群等，2016）。在土地同质的情形下，与经济作物相比，粮食作物的机械化程度较高且消耗劳动力含量较低。若粮食作物种植和经济作物种植所消耗的劳动力含量为其中ρA和ρB分别为种植粮食作物和经济作物的消耗系数，式（5）则转换为式（6）和式（7）：

式（7）减式（6）后，对Ain一阶微分，再对ρA和ρB交叉微分，则有d（-b）/dAin＞0 和d2（-b）/dAindρB-d2（-b）/dAindρB＜0。这说明d2（-b）/dAindρB-d2（-b）/dAindρB＜0，与粮食作物种植相比，土地转入降低了经济作物种植户农业兼业经营的可能。与粮食作物相比，经济作物机械含量低且需要消耗更多劳动力。即使经济作物种植户可通过雇佣帮工的方式缓解农业耕作的劳动约束，但由于经济作物的经济价值相对较高，经济作物种植户兼业经营农业的可能仍相对较低。无论种植何种作物，在农忙时，为应对农业劳动需求不足，农户会以φ效率将S环节作业外包给要素主体，此时式（1）的劳动投入由La+(1-b)Ln变为La+(1-b)Ln+φS。由于种植户的目标产值为农业产值，结合式（1），根据Topkis定理，则∂(1-b)/∂φ＜0。这说明，通过机械外包的形式缓解农业用工短缺矛盾，能在很大程度上释放农户劳动时间。农户能将富余劳动时间分配到非农活动，但不会退出农业生产，同时也因土地转入的增加而作用家庭劳动力在农业和非农业的分配决策。因此，提出假设2和假设3。

假设2：与种植粮食作物相比，即便存在雇佣帮工的情形下，土地转入仍降低经济作物种植户农业兼业经营的可能。

假设3：雇佣要素主体，会减少因土地经营规模增大引起的农业劳动约束，使家庭成员将更多时间分配到务工部门。

在农地经营中，家庭是农业生产配置的所有者，根据不同用工需求雇佣不同用工主体进行农业作业。在雇佣过程中，为实现资源最优配置，双方通过契约形式解决作业过程中的“监管性”问题。用工服务主体的契约形式，目前一般分为固定契约、工资契约和分成契约。根据不同契约形式的交易特点，按照交易费用的大小排序，分别为：工资契约＞分成契约＞固定契约（何一鸣等，2019）。由于固定契约为“一次性买卖”，而工资契约一般是计件工资且具有较高的监督费用，此时，农业兼业经营的发生比仍相对较高。在分成契约中，农业总产出取决于经营主体和服务主体的共同努力。服务主体在选择服务客体时无法识别经营主体事前逆向选择行为（如对农地耕作不努力），但会根据经营主体的资源属性（如经营主体的行为能力）和经验声誉选择服务客体。选择分成契约的经营主体，主要是家庭资产专用性较低、经营风险性较高及组织行为能力较强的主体。出于最大化家庭总产出，由于经营主体间的竞争效应和声誉努力，当经营主体与用工服务主体达成分成契约时，也会减少兼业经营农业频率。因此，提出假设4。

假设4：与固定契约和工资契约相比，与服务主体选择分成契约的经营主体的农业兼业经营发生比相对较低。

三、数据来源及变量选择

（一）数据来源

数据来源于2016年课题组围绕“农地产权制度与农村要素培育”在粤赣两省开展的大型分层抽样直接入户调查。广东和江西2016年的市场化指数在全国排名分别是第二位和第十五位，而产品要素发育程度在全国排名分别是第二位和第四位，因此，广东和江西的产品要素发育程度在全国较高。本次调查依据人口总量、人均生产总值、耕地面积占国土面积比例、农村常住人口占农村总人口比例和农业增加值占地区生产增加值比例五个指标为聚类特征对粤赣两省各县（区）进行分层聚类，共选取43个县（广东18个，江西25个）。先在每个县选取10个乡镇，再在每个乡镇选取1个行政村，后从每个行政村选取2个自然村，其中广东和江西的每个自然村按家庭户均收入由大到小分别随机抽取5个农户进行直接入户调查，依据村庄户主男性在前、女性在后、年长在前、年幼在后的顺序，依次选择农村家庭的受访者，主要采集农村家庭劳动力特征、农村土地要素配置、农业生产率、农村家庭经济情况和村庄条件等信息。剔除农户不愿回答、不愿配合的样本，共获得有效问卷1 704 份（广东）和2 469 份（江西）。由于本文主要探究“农户农业兼业经营”，剔除不清楚拥有的土地面积或土地地块数、存有较多缺失值和农村家庭劳动力大于家庭总人口的样本，符合本文的样本共2 793份。

（二）模型设计

结合上述理论推演可知，当农户选择兼业经营而非专门从事农业生产，有b(wB-wA)＞0，此时b≠ 0，为简化分析，将式（3）和式（4）相继化成，wAi=VA(Ain,Z)+εA和wBi=VB(Ain,Z)+εB，兼业经营的可能性概率为：

其中，Z为农户家庭特征的集合，εA和εB为随机扰动项。给定εA-εB遵从ψ分布，结合式（6），可得：

式（10）中Xi为影响农户兼业经营向量的集合，第一阶段的误差Si和第二阶段的误差ξi服从独立同分布，其中最大的似然估计函数则为：

其中，φ()为标准正态分布的分布函数，1(.)为农户是否兼业经营的示性函数，α和β为本文估计土地转入与兼业经营的决策的估计参数。此时，关于土地转入与农户兼业经营决策的识别可分为参与决策（兼业行为）和支付决策（兼业程度）两个阶段，满足双栏模型的估计特征，在第一阶段采取Probit估计，第二阶段采取Tobit估计；相较于其他模型识别估计，具有如下优势：一方面，区分农户兼业经营的意愿及其程度，避免处理样本的因变量出现较多零值，也保证彼此间不存在内生性问题；另一方面，将受访者真实意愿的零值与非真实意愿的抗议性零值区分开，仅将真实意愿的零值代入数据处理，既使结果估算更精确，又可避免删除零值而高估估算结果。

（三）变量选择

被解释变量：农业经营兼业化。其主要指农户在农业经营过程中既务农又外出打工或做帮工，存在城乡往返就业的情形。兼业化，主要是相对于专业型转移就业而言。在本文样本中，农户农业兼业经营的衡量，主要是参照农户专业型转移就业的侧面比较。本文以就业兼业化和务工专业化的家庭劳动力占比分别衡量农业经营的兼业程度和非农生产的专业化程度。

解释变量：土地流入。鉴于上述理论模型的土地转入是表征转入土地面积的大小，本文在实证分析中主要采用土地转入率进行度量，以转入土地面积占家庭承包耕地总面积比例衡量土地转入。

调节变量：用工需求。由于农业生产时利用生命结构的自然力进行其他自然力的经营活动，农户会结合农业生产的周期性和季节性，根据不同的用工投入需求调整家庭劳动力在农业生产和非农业生产的劳动力分配决策。在家庭劳动力过剩条件下，农户选择从事非农工作，分担农业生产的自然风险。因而，农闲时，农户会有3~4个月从事非农活动。对于农业经营活动而言，农户在农忙时投入劳动力，在农闲时则可借助机械辅助方式或化学手段完成农活。由此，决定了测度农户在不同阶段用工需求变化的难度。对此，本文以农业生产过程中的用工需求量大小和用工来源作为测度项。若农户在农业生产过程中的用工需求较大，农户在农忙时的劳动时间投入也随之提高。同时，农户在农业生产过程中通过不同用工方式（如雇工和要素主体外包）缓解劳动约束。另外，考虑到农户可能种植多种不同农作物，使劳动生产用工量存在差异，本文以种植农作物种类度量用工需求量。同时，在用工来源方面，分为“自家劳动力”“雇佣其他劳动力”和“雇佣要素主体”，以“是否”发生设置相应的虚拟变量。此外，农户通过不同契约形式联结雇佣的其他组织主体。不同契约形式隐含的交易关系及其规范存在差异。农业生产用工方面主要存在固定契约、工资契约和分成契约等三种形式（何一鸣等，2015），本文以雇佣其他组织主体时“支付一定租金”“支付适当工资”和“约定适当比例”（分别按照“很愿意”到“不愿意”设置“1”到“3”）分别度量固定契约、工资契约和分成契约。

控制变量：农业兼业经营的决策分为参与决策（即兼业行为）和支付决策（即兼业程度）。第一阶段参与决策和第二阶段支付决策的影响因素存在差异。其中，第一阶段影响农户兼业参与决策的控制变量主要是家庭劳动力红利、水田、外出务工的待遇和所在县经济水平。以人口抚养比度量家庭劳动力红利，即非劳动力人口占劳动力人口比重，小于或等于50%被称为“人口红利窗口机会期”。因而，本文以农村家庭非劳动力人口占劳动力人口比重是否低于或等于0.5度量家庭劳动者红利。若低于或等于0.5为1，否则为0。以每块水田土地的面积亩度量家庭水田禀赋。同时，本文将外出务工待遇分为外出务工签订合同情况与取得待遇与城镇居民是否相同两种衡量形式，又考虑农户兼业行为与所处县的经济条件有关，本文以农户所在县于本省内的经济状况（高到低有序设为1到5）为度量。

第二阶段影响农户兼业支付决策的控制变量除家庭抚养比外，还包括土地特征、家庭网络资源、产权实施和打工满意度等。土地特征方面，以每块承包地面积、土壤肥力与土地灌溉条件及土地是否确权衡量。在家庭网络资源方面，以家庭是否有村干部以及亲朋好友多寡为度量。在产权实施方面，本文以土地调整度量。在外出就业满意度方面，以打工培训与外出就业扶持、户籍制度和进城就业的政策满意度的加权平均为度量。无论是第一阶段还是第二阶段的估计，均考虑抽样样本省的虚拟变量。

四、实证结果

（一）土地转入与农业兼业经营

表1汇报了土地转入与农业兼业经营的双栏模型估计结果。在第一阶段，土地转入增加农业兼业经营的可能性，但对不从事农业生产的农户不存在显著影响，验证了假设1。然而，在第二阶段，土地转入对农业经营兼业程度不存在显著影响，却显著抑制农户从事非农活动的专业化程度。土地转入在某种程度上增加了家庭人均土地禀赋，由于要素价格均等化效应，使农户将更多时间分配到农业生产中。由此，在农闲时，农户为最大化家庭生计而选择就近务工，虽然催生了农业经营兼业行为，但对兼业程度不存在显著影响。转入户普遍拥有较强的农业生产比较优势，在就业选择方面，更愿意从事农业生产，而专业化务工意愿相对偏低。但这不代表此类家庭不外出务工，而代表出现“农忙务农、农闲务工”的行为。

表1 土地转入和农业兼业经营

无论是第一阶段还是第二阶段，劳动者红利在考虑土地转入的情形下均显著促进农业兼业经营。其中，有65.7%的家庭拥有劳动力红利，这意味着，在未来一段时间，农村劳动力向城镇流动趋势不会减缓。

在第一阶段估计中，受过农业技术培训促使家庭选择农业兼业经营，而对非农就业专业化行为不存在显著影响。就业合同保障在1%显著水平上正向影响农户非农就业专业化程度。因为就业待遇越公平，农业兼业经营和非农就业专业化可能性越高。若农户与雇主签订合同，与城镇居民享有同等待遇，则农户外出打工的可能性越高。

此外，在第二阶段估计中，农地灌溉条件在5%显著水平上正向影响农业兼业经营和非农就业专业化程度。这说明，由于土地灌溉条件差，农户难以从土地获得增收，为维持生计，其减少劳动力供给，并将家庭劳动力资源分配到其他产业。

（二）稳健性检验

1.土地转入与农业兼业经营：土地承包面积5%截尾

农户是否流转土地，可能与承包地规模的大小有关。拥有务农经验且承包地规模较小的家庭，或承包地规模较大的家庭，可能通过土地转入增加农业经营产值，减少往城镇就业的劳动力分配。即使这些家庭分配劳动力往城镇就业，但这种现象以农业兼业经营为特征。在双栏估计中，若考虑承包地面积较多或较少的家庭，可能使上述回归结果失真。本文将样本中承包地规模按从小到大排列，对前后的5%进行截尾处理，采用双栏模型估计土地转入与农业兼业经营的关系，结果见表2。土地转入增加农业兼业经营发生比，减少家庭专业务工劳动力比例，但对农业兼业经营程度影响不显著，与假设1一致，故上述估计结果稳健。

表2 土地转入和农业兼业经营：土地承包面积5%截尾

2.分区域回归

根据中国2016年市场化指数统计，广东和江西的市场化指数分别位于第二和第十五位，其产品要素发育程度分别位于第二和第四位，那么，土地转入的影响效应在广东和江西之间存在区域差异。本文对土地转入的影响效应进行分区域的双栏模型估计，结果见表3。无论是广东地区还是江西地区，土地转入仍会促进农户农业兼业化，与上述估计结果一致，故上述估计结果稳健。

表3 分区域回归

3.工具变量法

土地转入能提高农业兼业经营的可能性，但对兼业程度不存在影响。在要素市场完备的情况下，农业生产效率较高的农户更愿意通过转入土地扩大规模生产，减少城镇就业的劳动力供给；而农业生产效率较低的农户则倾向租出土地，并转移到城镇就业。诚然，影响农业兼业经营的不尽是农地转入；反而可能是由农户农业生产效率差异带来的非随机自选择问题。同时，存在一些不可观测的因素影响土地转入进而影响农业经营行为配置，如农户劳动机会成本、家庭农作物耕种负担、创业精神和行动偏好等。鉴于此，土地转入与农业兼业经营存在内生性问题。通常，农户基于对土地的“有用性”评价决策是否转入土地。农地转入交易能否达成，主要取决于双方农地价值评价能否一致，即以实际支付租金与土地保留价格的价格机制是否发挥作用。农户依据农地价值评价对其土地转入做出相应行为决策，但这种评价不会影响农业经营行为。参考张苇锟等（2020）研究，为进一步检验，土地转入是否影响农业经营兼业程度，本文以“实际支付租金与意愿支付租金之比是否小于等于1”（若其小于等于1，取1，否则取0）作为土地转入的工具变量，对兼业行为和兼业程度分别采用IV-Probit和IV-Tobit估计，结果见表4。

表4 土地转入与农业兼业经营的工具变量法

在内生性和弱工具变量的Wald外生性检验中，在1%水平上拒绝原假设。这说明，土地转入与农业经营兼业化存在内生性问题，且工具变量表明不存在弱工具变量问题。价值研判提高了农地转入，而土地转入正向影响农户兼业经营发生比，对农户兼业程度影响不显著，与上述双栏估计结果一致。究其原因，农户往往通过比较不同家庭农地要素配置下的成本收益，作出相对应就业行为调整。转入户更看重农地生产的经济价值，从而不愿退出农业经营。出于多元化生计策略，在农业生产低收益“推力”与非农行业高收益“拉力”下，他们会兼业经营来最大化家庭收入。

4.变量替换

一般而言，转入户可能会加大农地投资。从上述估计结果可知，土地转入显著影响农业兼业经营发生比。本文以土地转入后农地投资意愿（按“非常不愿意”到“非常愿意”取1~5）①土地转入后农地投资意愿的度量方式为：取问卷中的题项“如果转入土地，是否愿意加大农地投资”（1.非常不愿意，2.不愿意，3.一般，4.愿意，5.非常愿意）；在表4的估计中，以“一般”为基准。替代土地转入、以是否兼业经营和是否专业务工作为因变量，进行Logit估计，结果见表5。转入土地后，农户愿意投资土地和非常愿意投资土地，均提高了农业兼业经营发生比。其中，农户投资土地的愿意系数随着愿意程度的增加而增加。这在一定程度上说明了，土地转入会增加农业兼业经营发生比，故上述估计结果稳健。

表5 变量替换

（三）不同用工需求量下土地转入的效应

不同农作物类型隐含的用工需求存在差异。其中，经济作物比粮食作物更需求用工量，意味着农户在农业生产与非农业生产之间作出的劳动力分配决策不同。本文以“是否种植粮食作物”和“是否种植经济作物”度量不同农作物类型之间的差异性；同时，以各自“单产水平与其他农户相比”来度量农作物的种植水平。如表6所示，无论是种植粮食作物还是经济作物，土地转入对种植行为及其水平产生显著正效应。这说明在土地流入方面，种植粮食作物农户和种植经济作物农户之间无明显差异，且土地转入规模增大会提高农作物种植水平。

表6 土地转入与农作物种植

不同农作物类型的用工需求量下，土地转入对农业兼业经营影响的双栏模型估计结果见表7。在双栏模型估计中，从总样本来看，无论是种植粮食作物或经济作物，土地转入与用工需求量的交互项和其主项（土地转入）的联合检验在第一阶段显著，r值分别为0.011 和0.018，而在第二阶段不显著。从分区域来看，此效应主要发生于江西地区，而在广东地区不明显。这说明，当农业生产过程中的用工需求量较多时，相对于种植粮食作物，种植经济作物降低土地转入对农业兼业经营的正效应，此效应主要存在于江西地区，验证了假设2。这可能是因为，与经济作物相比，粮食作物的社会化服务程度较高，农户在种植粮食作物时可选择以资本替代劳动力，而经济作物因社会化服务程度较低而需要投入较多劳动力，同时经济作物亩收入价值比粮食作物亩收入价值更高。一般而言，平原地区的机械化作业程度较高，丘陵地区和山地有待检验。至此，本文继续检验机械化外包在丘陵地区和山地的适用性。

表7 不同农作物用工需求量下土地转入与农业兼业经营

本文以粮食作物和经济作物的农机具和设施的使用程度（按“很低”到“很高”设置有序层级1~5）为因变量，采用2SLS估计不同农作物用工需求量下土地转入与机械外包的关系，结果见表8。在总样本中，土地转入与用工需求量交互的系数在粮食作物种植时为正，而在经济作物种植时为负（见表8的列2和列3），和土地转入的联合检验均在5%水平上显著，其r值分别为0.013和0.008。丘陵地区的交互效应与总样本一致（见表8的列4和列5），山地地区的交互效应仅在种植经济作物时与总样本一致（见表8的列7，联合检验r值为0.004）。这说明，当农作物用工需求量较大时，与经济作物种植相比，粮食作物种植（即使在丘陵地区）可通过机械外包形式缓解农业经营用工约束。无论是丘陵地区或山地地区，经济作物种植难以通过机械外包替代劳动力生产。由于总样本66.39%和24.69%分别为丘陵和平原，其中广东和江西的丘陵占比分别为31.76%和83.73%，根据中心极限定理的渐近性质，不同农作物用工需求量下土地转入的影响效应主要发生于江西（丘陵为主）地区。

表8 不同农作物用工需求量下土地转入与机械外包

（四）不同用工来源下土地转入的效应

在农业生产过程中，用工来源与家庭自家劳动力投入充足程度相关。当家庭劳动力充足时，农户转入土地为扩大农业生产会以自家劳动力投入为主。当家庭劳动力不足时，农户为弥补用工短缺的结构性失衡会雇佣其他劳动力或要素主体进行农业生产。不同用工来源反映的家庭农业生产劳动供给充足程度会影响农户农业兼业经营决策。本文采用双栏模型估计不同农作物用工来源下土地转入与农业兼业经营的关系，结果见表9。当农户在农业生产时主要依赖自家劳动力，与粮食作物相比，土地转入的交互项仅在经济作物种植组的双栏模型的第二阶段估计时显著为负。这说明，当农户农业生产用工为自家劳动力时，与种植粮食作物相比，种植经济作物降低农户转入土地后在非农生产的分配份额，从而抑制农业兼业经营。

在农业生产过程中，当劳动力需求大于劳动力供给时，农户会通过雇佣其他劳动力或要素主体来弥补农活用工短缺。据表9 可知，第一阶段估计中，雇佣其他劳动力与土地转入的交互项系数为负，与主项联合检验无论在种植粮食作物或经济作物时均在5%水平上显著，其中经济作物种植组的一阶段交互项系数高于粮食作物种植组，验证了假设2。若雇佣要素主体，无论是种植粮食作物或经济作物，均增加土地转入对农业兼业经营的影响效应，验证了假设3。究其原因，要素主体提高农业生产“资本-劳动力”的比例，使家庭将节省的劳动时间分配在非农活动。

表9 不同农作物用工来源下土地转入与农业兼业经营

（五）不同用工契约形式下土地转入的效应

理论上，一个既定的用工服务主体匹配不同的用工契约在农业生产投入的努力程度不同。这表明，不同用工契约造成的服务质量存在差异，使家庭差异化作出劳动分配决策。表10展示了不同农作物用工来源下用工契约匹配的估计结果。无论是种植粮食作物还是经济作物，当农户转入土地后在农业生产中雇佣要素主体时，与要素主体缔结固定契约的可能性较高。若农户采用雇工形式缓解劳动用工供给不足，则匹配于工资契约可能性较高。无论是雇工还是雇佣要素主体，分成契约选择没有明显变化。

表10 不同农作物用工来源下用工契约匹配

表11汇报了不同用工契约形式下土地转入与农业兼业经营的双栏模型估计结果。在双栏模型估计中，无论是缔结固定契约、工资契约或分成契约，土地转入与之交互项和其联合检验于第一阶段估计中在1%水平上显著（r值分别为0.001、0.000和0.009）。当匹配固定契约或工资契约，土地转入对农业兼业经营的正效应加强。这说明，固定契约或工资契约提高了农户转入土地后兼业经营可能性。究其原因，固定契约或工资契约以契约的形式固化用工服务主体的服务价值，对用工服务主体提高服务质量缺乏激励相容。此时，农户农业兼业经营成为缓解用工服务主体的逆向选择风险和增加家庭收入的辅助路径。当匹配于分成契约，土地转入对农业兼业经营的影响效应被稀释，即分成契约降低了土地转入对农户兼业经营的正向影响，验证了假设4。分成契约降低了农业要素组织的内生交易成本（何一鸣等，2015），提高了用工服务主体的服务质量和农业种植的生产效率，增加了农户选择务农的可能性。换言之，与固定契约和工资契约相比，分成契约更能使农户从兼业经营走向专业经营，实现农地规模经营。

表11 不同用工契约形式下土地转入的影响效应

五、结论与政策建议

（一）结论

本文将农业兼业经营的行为决策分为参与决策和支付决策两个阶段，通过粤赣2 793名农户微观数据，采用双栏模型实证估计土地转入与农业兼业经营的关系。结果如下：

第一，土地转入提高了农户农业兼业经营的发生比。这一结果经考虑样本替换、分区域估计、考虑内生性问题和变量替换后仍稳健，且在农户种植粮食作物时更明显。

第二，与经济作物种植户相比，粮食作物种植户在转入土地后可通过机械外包方式缓解用工需求量大时的劳动约束进而选择兼业经营，此效应在丘陵地区仍适用。

第三，对种植经济作物的农户而言，由于农业生产用工需求量大，当用工需求主要依赖自家劳动力时，农户转入土地后不会趋向于农业兼业经营。当生产用工需求依赖于雇佣其他劳动力时，农户兼业经营农业可能性相对较低；若依赖要素主体，农户兼业经营农业可能则相对较高。

第四，从用工契约来看，与固定契约和工资契约相比，分成契约降低了土地流入对农户农业兼业经营的正向影响。

（二）政策建议

第一，创新用工契约形式，有效调动用工服务主体积极性。加快社会服务市场发育，提高用工服务主体服务质量，让农业经营各要素组织最大限度发挥作用。开展农业职业素质培训，提高农户职业经营能力，推进新型农业经营主体发展。根据不同经营主体和服务主体的资源属性，匹配不同的用工契约。对于行为能力较强的农业经营主体，通过农地剩余收益共享方式，卷入分工经济，推进农地田间管理精细化，促进农户从农业兼业经营走向规模经营，推进小农户向农场化、规模化方向发展。

第二，规范农地流转体系，健全农地流转交易平台。推进农地流转市场发育，引导农业生产比较优势较强的农户从比较优势较低的农户转入土地，提高土地利用效率，促进农地规模经营。对于意向转移城镇就业且非农能力较弱的农户，开展非农职业教育培训和城镇定居的技能专业培训，提高其专业务工能力，使其能稳定扎根城镇。壮大县域经济，拓宽农民就业渠道，促进农户就近非农就业。

第三，推进农业社会化服务供给，为小农户与现代农业有机衔接提供有力支撑。农业社会化服务作为农业要素间调配与重组的“调和剂”和“粘合剂”。推进农业社会化服务供给，尤其是农业经济作物种植的社会化服务供给，降低农户农业经营风险，提高农地利用效率，令农户从兼业经营走向规模经营。调和农户与社会大生产之间的矛盾，引领农户与现代农业有机衔接。同时，要规范农业社会化服务平台，为农户提供农业社会化服务信息，减少农户寻找社会化服务的信息成本，实现农户与社会化服务匹配。