摘要：農地調整是村莊地權界定的重要方式，卻具有體現集體成員權公平和破壞經營權穩定的雙重性。已有研究大多從其體現的經營權不穩定出發，認為農地調整會抑制農村勞動力非農轉移。本文研究表明，農戶的行為響應能夠使農地調整的作用機制發生重要轉變：一方面，農戶改變農作物種植類型能夠弱化經營權的不穩定，并促進農村勞動力非農轉移；另一方面，家庭收入結構的非農化則降低了農戶對農地經營的依賴性，從而使得經營權不穩定對農村勞動力非農轉移的作用趨弱。基于全國9省（區）2704戶農戶調查數據的實證分析表明，在勞動力流動性增強的背景下，農地調整會促進農村勞動力非農轉移。其中，種植結構的“趨糧化”強化了農地調整對勞動力非農轉移的正向激勵，農村勞動力非農就業的普遍化則弱化了農地調整對勞動力非農轉移的約束。
關鍵詞：農地調整 農地經營權 農村勞動力 非農轉移 農作物種植類型
一、引言
農地調整指因人地關系變化而對農戶承包經營權所做的調整，其目的是維護集體成員農地賦權的公平性。其中，“大調整”指在村莊集體范圍內對農戶原已承包的農地全部打亂重新分配，操作方式包括“只動面積不動地塊”和“既動面積又動地塊”；“小調整”指在承包期內對部分農戶進行承包地的多退少補，操作方式包括利用集體預留的機動地進行補差、在“人口增減戶”之間直接對調等（李尚蒲、羅必良，2015）。學界通常將農地調整作為衡量農地產權不穩定的重要指標（例如Wang et al.，2011）。
農地調整隱含著重要的行為發生學意義。已有研究除了集中分析農地調整對農戶農地經營行為及其績效的影響外（例如Zhanget al.，2011），農地調整對農村勞動力非農轉移的影響也成為重要的研究課題。這主要源于以下兩方面原因：一是農村勞動力進入城市務工已成為家庭的主要收入來源（張曉山，2007），即從增加農民收入的層面來說，研究農地產權穩定性對農村勞動力非農轉移的影響尤為重要；二是農村勞動力轉移對農業生產要素配置及農業經營方式甚至于種植結構都會造成影響（鐘甫寧等，2016），從保障農業安全的層面來說，關注農村勞動力轉移的產權機理也很重要。
不過，已有研究尚未對農地產權安排如何影響農村勞動力非農轉移形成一致性結論。主流的看法是，農地產權穩定性的提高會促進農村勞動力非農轉移，相反，農地產權不穩定則對其有抑制作用。例如，Valsecchi（2010）、Janvryet al.（2015）對墨西哥的研究表明，土地登記促進了農村勞動力向美國遷移。Brauwand Mueller（2011）對埃塞俄比亞的研究發現，農地流轉權的完善會激勵農村勞動力非農轉移。deLa Rupelle et al.（2010）對中國的研究則表明，由農地調整引發的產權不穩定會抑制農村勞動力非農轉移；Mullanet al.（2008）研究發現，中國村莊大規模農地調整的發生概率每增加1%，農戶家庭勞動力非農轉移的可能性會下降2.1%；鐘甫寧、紀月清（2009）則進一步證實，不穩定的農地產權不僅會抑制農村勞動力非農轉移，甚至能抑制農戶非農收入和總收入增加。
從上述研究來看，農地調整既不利于農業績效的改進，也不利于農村勞動力的非農轉移和農戶非農收入的提高。既然如此，那么，這種被較多學者認為是低效率的產權安排為什么能夠在中國普遍發生[1]？顯然，已有研究忽視了農地調整在村莊中的現實合理性。李尚蒲、羅必良（2015）認為，農地調整是村莊自發的產權界定方式，符合傳統的土地治理規范和集體行動邏輯，也是體現集體成員權的重要方式。換句話說，如果不存在因農地調整而喪失農地的可能性，那么，通過調整農地來表達集體成員權將是產權穩定性增強的重要表現。Ostrom（1990）認為，公共事務的治理通過集體協作形成一套具有自我實施屬性的維穩機制，從而降低產權被侵犯的風險。阿維納什·迪克西特（2007）的研究同樣表明，在法律缺失的狀況下，社會自發的私序能夠有效提高對產權的保護，進而降低產權實施過程中的交易費用。事實上，農地調整的關鍵是按照公平原則對農戶的集體成員權進行重新安排，而關注經營權的穩定性則反映了學者們的效率偏好。相反，Maet al.（2016）的研究則發現，農地調整會激勵農村勞動力非農轉移，在村莊農地流轉市場發育滯后時，這種效應甚至會變強。這說明，農地調整對勞動力非農轉移的影響仍存在多種可能性。
農地調整是一把“雙刃劍”，具有體現集體成員權公平和破壞經營權穩定的雙重性：一方面，由農地調整誘發的產權不穩定可能會抑制勞動力非農轉移；另一方面，農地調整所表達的產權公平是村莊長期實踐的結果，農戶也會做出相機決策。忽視后者，顯然難以解釋中國部分地區農地調整頻發但勞動力非農轉移更頻繁的現象，也使得農地調整的社會含義始終未被充分闡明和重視。為進一步探究農地調整所內含的產權含義，本文擬采用全國9省（區）的農戶調查數據，分析農地調整對農村勞動力非農轉移的影響，以及農戶對經營權不穩定的應對，以期為合理調整農地產權政策提供經驗依據。
二、農地調整與農村勞動力非農轉移：理論線索
（一）農地調整的實施邏輯：村莊自我選擇的產權界定方式
社會主體要從市場或交易中獲得有益的結果，并不嚴格要求政府提供法律規范（阿維納什·迪克西特，2007）。也就是說，正式制度并非唯一重要的，社會安排至少與其具有同等的重要性（Rodrik，2012）。類似地，產權的實施強度不僅取決于政府或組織的法律或制度界定，也受制于社會普遍遵循的道德規范、價值體系或風俗習慣等（Alchian，1965）。基于此，羅必良（2014）將農地產權強度區分為國家賦權、社會認同和行為能力，并通過將社會認同納入合理性范疇，在村莊層面論證了非正式的產權界定和行為規范對農戶生產決策的重要影響。農地調整可視為村莊自發選擇，合乎集體行動邏輯，且具有自我實施激勵的非正式產權界定和地權治理方式（李尚蒲、羅必良，2015）。由此可見，農地調整這種基于村莊人地關系和普遍價值觀念的治理方式，具有非正式社會安排的自洽性。
Williamson（1996）對非正式治理的重要性給予了充分肯定，而農地調整在學界則一直是飽受詬病的產權界定方式。一方面，《中華人民共和國農村土地承包法》規定，承包期內，發包方不得調整承包地；另一方面，已有研究認為，農地調整使得經營權不穩定，抑制了農戶對農地的長期投資，并降低了農地肥力和農業績效（Zhanget al.，2011；Wang etal.，2011）。但《中華人民共和國農村土地承包法》也規定，“經本集體經濟組織成員的村民會議三分之二以上成員或三分之二以上村民代表的同意，并報鄉（鎮）人民政府和縣級人民政府農業等行政主管部門批準”，即可調整集體承包地。這說明，相關法律也包含了對村集體作為承包地產權界定特殊治理單元的認同。在Hayek（1999）看來，自發的社會秩序建構于社會主體的實踐之中，被選擇性地留存，并成為具有普遍性的社會行動規則。而為減少組織治理或計劃實施中的知識約束和交易費用，政府或組織也必須遵循社會規范。由此，從產權實施的角度來看，農地調整既合乎社會規范的運行邏輯，也符合鄉土社會中“不患寡而患不均”的現實需求。綜上所述，農地調整其實面臨著既會造成經營權不穩定，又必須體現集體成員權公平兩種相悖的產權界定邏輯。
從學理上看，農地調整所內含的經營權不穩定可以轉化為經營效率問題，它所體現的集體成員權則歸屬于公平問題。如果置于市場范疇內，效率可以由市場決定，也應該僅由市場決定。公平則屬于人道主義范疇的話題，應該是政府承擔的職能。此時，兩者的界限是明確無疑的。但是，在農地調整中，作為村集體成員，農戶既是農地的經營者，又根據自身的集體成員權要求公平。正是由于這兩種身份的重疊，農地調整中的公平與效率問題難以實現統一。農地調整首先是基于集體成員權的公平原則來重新界定地權，但落實公平原則必然造成經營權不穩定。那么，農業經營是否會因為經營權不穩定而呈現低效率？農戶又是否只是被動地接受地權重新分配引致的經營權不穩定呢？這顯然是理解農地調整既內含經營權不穩定卻又頻繁發生的關鍵。
（二）農地調整影響勞動力非農轉移的機制：對經營權不穩定的行為響應
1.基于調整農作物種植類型的行為響應。農地調整由于經常性地變更承包地，在導致地塊細碎化的同時，也會降低農戶對農地的生產性投資并提高其投資回收風險。而且，經營權不穩定本身也會降低農業績效，此時，農戶將通過增加勞動投入來提高土地產出率。尤其是在非農就業不穩定時，農業中將出現勞動投入過密化現象，因而，農地調整會抑制農村勞動力非農轉移。如果將勞動力配置置于開放的經濟系統中，農地調整造成的經營權不穩定就需要通過作用于農村勞動力的部門配置來影響其轉移決策。
許慶、章元（2005）的研究表明，由于農地調整的間隔期與農地投資回收期是匹配的，農地調整不會造成農業投資減少。同時，從農地調整周期與農作物生長特性來看，一年生草本作物的生長和收獲周期均較短，農地調整并不會對其造成影響。相比之下，多年生木本作物的生長周期和投資回收期均更長，而且其資產專用性程度也更高，農地調整對專門從事經濟作物種植的農戶將具有更大影響。很顯然，在保持公平原則的基礎上調整農地確實會降低經營權的穩定性，但是，改變農作物種植類型可以很好地降低產權風險。具體來看，如果農作物以生長和收獲周期較短、生產環節的分工較充分的糧食作物為主，那么，農地調整的周期與該類作物種植中的要素配置是匹配的，由此可釋放過剩的農業勞動力。尤其考慮到勞動力要素在農業部門與非農部門間的價格差在不斷擴大，農業生產的機會成本也會不斷提高，以收益最大化為目標的農戶必然選擇轉出土地，或進行兼業化生產。即糧食作物種植的普及率越高，農地調整造成的經營權不穩定對勞動力非農轉移的約束就越小。如果種植的農作物以經濟作物為主，鑒于經濟作物尤其是園藝類經濟作物對勞動投入往往具有密集的剛性約束，且其經營的連續性（通常比糧食作物具有更長的周期）、設施的專用性（例如棚架）以及精細程度（類似于剪枝等專用技術與田間管理）均具有明顯的鎖定效應，所以，一旦進行農地調整，不僅會造成農地經營收益預期的不穩定，也易導致形成大量沉沒成本而難以收回。
如果把不同品種農產品的價格差異和農戶技能的比較優勢考慮進來，種植經濟作物給農戶帶來的收益可能比非農就業還高，而且就業的穩定性也更強，由此帶來的對穩定經營權的需求也會進一步提高農戶對農業的勞動投入。也就是說，經濟作物種植面積占比的上升會強化農地調整對勞動力非農轉移的抑制作用。需要指出的是，農作物種植類型的影響在農戶仍然經營農地，或完全離農仍未普遍發生的情況下才會發生。一旦勞動力要素在農業部門與非農部門間的價格差擴大到一定程度，地權穩定性對農戶在兩部門間收益的拉平效應（姚洋，2008）也難以彌補部門之間要素價格的巨大差異。此時，農地調整對農村勞動力非農轉移的約束也將消失殆盡。
2.基于部門就業比較收益的行為響應。對于農地調整造成的經營權不穩定，農戶除了通過調整農作物種植類型來主動應對外，其家庭收入結構的轉變也發揮著重要的調節作用。在非農部門的發展水平超過農業部門，且農村勞動力在非農部門的勞動生產率高于在農業部門的勞動生產率時，以家庭收益最大化為目標的農戶即使面臨農地調整帶來的經營權不穩定，也會在非農就業收益遠高于農地經營收益時選擇非農轉移。其原因是，農地經營權是使用農地生產力取得經營性收益的權利，一旦農地經營收益在家庭收入中的占比下降，經營權不穩定對勞動力非農轉移的約束也會下降。相反，只要不存在因農地調整而喪失農地的風險，農戶保有農地就保留了農地的增值收益權（例如征地補償等），而農地調整所內含的公平原則正是穩定承包權的體現。這樣一來，隨著農戶非農收入占比的增加，農地調整不僅不會抑制勞動力非農轉移，反倒會因為非農部門就業收益的增加和承包權穩定性的提高，而對勞動力非農轉移的激勵作用增強。
此外，在鄉土社會，行為能力往往是產權界定和保護的一項重要內容。外出務工群體往往年富力強，且相對具有一定的社會影響。外出務工不僅不會降低其農地經營權的穩定性，反而會強化他們在農地產權保護中的優勢。也就是說，家庭收入結構非農化與農村勞動力非農轉移間的正反饋具有自我強化的傾向，在提高農戶對農地產權保護的同時會降低農地調整中經營權不穩定的作用效果。
綜上所述，農地調整對勞動力非農轉移的影響雖然具有較明顯的情景依賴特征，但是，從農業經營對于農戶的重要性下降和小規模農戶農業生產的機會成本增加的角度而言，農地調整將促進農村勞動力非農轉移。也就是說，農地調整所體現的公平原則雖然降低了經營權的穩定性，但是，在經濟社會條件發生改變時，農戶的行為響應也會使農地調整所內含的經營權不穩定的作用下降，進而有利于釋放農業勞動力。而且，隨著近年來種植業結構的“趨糧化”和農村勞動力非農轉移規模的擴大，農地調整對勞動力非農轉移的激勵作用也會增強[2]。
三、數據來源、變量與模型選擇
（一）數據來源
本課題組于2015年年初通過分層聚類方法對農戶進行了抽樣問卷調查。其抽樣過程是，首先，根據各省份總人口、人均地區生產總值、耕地總面積、耕地面積占比（耕地面積占省國土面積的比例）、農業人口占省總人口的比例和農業增加值占省地區生產總值的比例6個指標的聚類特征，并結合中國七大地理分區，分別抽取9個省（區）（包括東部的遼寧省、江蘇省和廣東省，中部的山西省、河南省和江西省，西部的寧夏自治區、四川省和貴州省）為樣本省份；然后，根據上述6個指標對各省（區）的縣級單位進行聚類分析，在每個樣本省（區）分別抽取6個縣（合計54個），在每個樣本縣按經濟發展水平將鄉鎮分為4組，并在各組中隨機抽取1個鄉鎮（其中，在廣東省、江西省的樣本縣各抽取10個樣本鄉鎮）；接著，在每個樣本鄉鎮隨機抽取1個行政村，每個樣本行政村又隨機抽取2個自然村；最后，按照農戶收入水平將農戶分為10組，并在每組中隨機挑選1戶農戶進行問卷調查。此次調查共發放問卷2880份，回收問卷2838份，其中有效問卷2704份，問卷有效率為95.28%。
從樣本的基本特征看，受訪者為男性的樣本農戶占較大部分（63.72%）；受訪者年齡分布較為均衡，且以26～55歲的中青年人為主（60.53%）；受訪者在職業類型上分布較為平均，從事農業生產、非農業生產和兼業的人分別占32.54%、27.85%和39.61%；近73%樣本農戶的家庭人口數為4人及以上；家庭有老人或小孩的農戶占58.36%；從家庭年收入來看，多數樣本農戶（76.29%）的家庭年收入在5萬元及以下。
（二）變量選擇與說明
1.因變量。本文研究中模型的因變量為勞動力非農轉移，參照Mullan et al.（2008）的做法，采用外出務工勞動力占家庭勞動力的比例來測量。
2.主要自變量。如前文所言，本文一方面希望分析農地調整對勞動力非農轉移的影響，另一方面則試圖考察農戶如何通過改變農作物種植類型和轉變家庭收入結構來對農地調整所內含的經營權不穩定做出行為響應。由此，本文研究中模型的主要自變量選取了農地調整、村莊農作物種植類型和村莊非農收入。對于農地調整，本文同時采用農戶是否經歷過小調整或大調整（田傳浩、方麗，2013）以及小調整、大調整的次數（Deiningerand Jin，2006）來刻畫。對于農作物種植類型，由于家庭農作物種植類型與勞動力非農轉移具有內生性關系，為此，參照Maet al.（2016）的做法，本文利用村莊種植經濟作物的農戶占比和村莊種植糧食作物的農戶占比（均排除樣本農戶自身）來測量農作物種植類型。同樣，家庭非農收入占比與勞動力非農轉移也存在內生性關系，本文利用村莊非農收入占比來測量家庭非農收入水平。如此進行測量的原因是，村莊農作物種植類型和村莊非農收入占比可通過作用于農戶層面的這兩個指標，進而影響其勞動力非農轉移；而且，村莊層面的這兩個指標嚴格外生于單個農戶的勞動力非農轉移。
3.其余控制變量。借鑒Ma etal.（2013）、Ma etal.（2015）和Janvryet al.（2015），本文選取家中16～70歲人口占比、文化程度為小學及以下勞動力占比、家中女性勞動力占比來反映家庭人口特征；參考Mu（2014），本文選取家中黨員數、家中是否有村干部和親戚中村干部數來反映家庭社會資源；參考Chen（2012）、Ma（2013），本文選取承包地面積、承包地地塊數、承包地地塊間距離、土地肥沃程度和土地灌溉條件來描述承包地特征；參考Valsecchi（2010）和Ma etal.（2015），本文選取所在鄉鎮經濟發展水平、所在村莊交通條件、所在村莊距鄉鎮的距離來描述區域特征。同時，本文也控制了省（區）虛擬變量。另需說明的是，家中黨員數、承包地地塊間距離和土地肥沃程度等變量在本文模型中是離散變量，將其全部轉化為虛擬變量進行估計。
所有變量的定義、賦值以及描述性統計分析結果見表1。
（三）模型選擇與說明
為了估計農地調整對農村勞動力非農轉移的影響，本文建立以下模型表達式：
需要指出的是，引入交叉項雖然可以識別農作物種植類型和勞動力非農就業對農地調整的總體調節效應，但難以識別這兩者變化過程中農地調整所發揮作用的變化。為此，參照李寧等（2017）的做法，本文將村莊種植經濟作物的農戶占比、村莊種植糧食作物的農戶占比和村莊非農收入占比分別50等分，并在各等分點處求解農地調整對勞動力非農轉移的偏效應。具體的做法是：由于上述3個變量的取值范圍均為0～1，故將等分的間距設置為0.02，并利用Stata軟件求解農地調整在各等分點處（例如0、0.02、0.04等）對勞動力非農轉移的邊際影響。
四、估計結果與分析
（一）農地調整對農村勞動力非農轉移的影響
表2報告了農地調整對農村勞動力非農轉移影響的模型估計結果（有效樣本量均為2704個）。可以發現，無論是采用不同測量指標（農地是否調整或農地調整次數），還是采用不同估計方法（Tobit模型或OLS模型），都沒有顯著改變模型的估計結果。估計結果表明，農地調整促進了農村勞動力非農轉移，且大調整帶來的影響要大于小調整。這是因為，農地調整雖然對農業績效具有負面影響，但如果僅關注農地調整所帶來的產權不穩定必然忽視其中效率和公平的權衡。而且，農地調整的發生是村莊基于公平原則配置地權的結果，它所造成的經營權不穩定主要影響的是農戶對農地的生產性投資。不過，在非農部門與農業部門勞動生產率差距不斷擴大的過程中，農地調整會迫使農戶做出行為響應，即通過改變農作物種植類型來釋放農業勞動力。在此過程中，非農收入的提高會降低農地經營收益對于農戶的重要性，非農轉移的勞動力規模也將進一步擴大。
（二）農作物種植類型對農地調整作用的調節效應分析
表3匯報了引入農地調整與村莊農作物種植類型交叉項的模型估計結果（有效樣本量均為2487個）。結果顯示，農地調整與村莊農作物種植類型交叉項的估計系數并不顯著。這表明，農作物種植類型對農地調整的作用并未表現出一致性的調節效應。由此，需要進一步識別兩種作物不同種植比例下，農地調整作用的變化，表4報告了村莊不同農作物種植類型下農地調整對勞動力非農轉移的偏效應。
表4的結果表明，隨著村莊種植經濟作物的農戶占比的提高，農地調整對勞動力非農轉移的正向激勵在下降。這表明，農地調整所內含的經營權不穩定會限制農村勞動力非農轉移，但這種影響與農作物的生長和經營特征密切相關。經濟作物種植中相對較多的專用性投資會提高農業經營的沉沒成本，且專用性投資難以另作他用和變現，加上其生長周期也較長，均會放大農地調整對農村勞動力非農轉移的抑制作用。
此外，隨著村莊種植糧食作物的農戶占比的提高，是否經歷小調整變量對農村勞動力非農轉移的激勵作用下降，是否經歷大調整變量的這一激勵作用增強。與經濟作物種植不同，糧食作物種植較短的生產周期和較低的資產專用性[1]都使得農地調整對糧食生產穩定性的影響程度較低。但小調整和大調整的實施邏輯是有差異的，前者更多地體現了農戶基于效率改善的局部調整，后者則是基于集體行動邏輯實施的，體現了集體成員對地權公平的訴求。農地調整的影響表現在結果上就是，隨著村莊種植糧食作物的農戶占比的提高，是否經歷大調整變量對勞動力非農轉移的正向影響在增強，是否經歷小調整變量對勞動力非農轉移的正向影響在下降。
（三）勞動力非農就業對農地調整作用的調節效應分析
表5報告了引入農地調整和村莊非農收入占比交叉項的模型估計結果（有效樣本量均為2487個）。結果顯示，農地調整和村莊非農收入占比交叉項的估計系數不顯著。這表明，隨著農戶家庭收入中非農收入占比的增加，農地調整對農村勞動力非農轉移的影響在下降。為進一步識別不同的村莊非農收入占比下農地調整的作用差異，表6報告了在不同的村莊非農收入占比下農地調整對農村勞動力非農轉移的偏效應
表6的結果表明，隨著村莊非農收入占比的提高，農地小調整對農村勞動力非農轉移的影響由不顯著轉為顯著。其原因是，在村莊收入仍以農地經營收入為主的階段，農地經營收益對于農戶而言較為重要，農地調整能夠通過改變農戶的農地經營收益預期來抑制勞動力非農轉移。而且，在以務農為主的階段，農戶種植經濟作物的可能性也較高。隨著非農就業機會的增加和收入結構的改變，種植業結構的“趨糧化”將弱化經營權不穩定的影響。
此外，隨著村莊非農收入占比的提高，農地大調整對農村勞動力非農轉移的激勵作用不斷下降。其原因是，農地大調整具有整村推進的特征，但從近年來相關法律政策的執行情況和村莊農地調整情況來看，整村調整的發生頻率越來越低。并且，從農地調整的目標導向看，基于公平原則的農地調整已逐漸轉變為基于效率的小范圍調整。由此，由農地大調整造成的經營權不穩定被村莊固化的產權結構抑制了。同時，農地經營收益對于農戶重要性的下降也使得農地大調整造成的地權不穩定不再那么“重要”，即它對農村勞動力非農轉移的影響也開始趨弱。
（四）農地調整內生性的檢驗
如果存在同時影響農地調整和農村勞動力非農轉移的（不可觀測）因素，那么，上文的模型估計就可能面臨內生性問題。例如，土地法律的實施不僅會抑制農地調整，也會通過賦予農戶更完善的農地處置權能，促進農村勞動力非農轉移。為此，本文采用傾向匹配得分法重新估計了農地調整對農村勞動力非農轉移的影響。本文在每次匹配中僅引入農地調整的一種狀態，即“無調整”（有調整=0，無調整=1）、“小調整”（其它=0，部分調整=1）和“大調整”（其它=0，全部調整=1），然后采用臨近匹配法估計3種狀態所對應的控制組平均處理效應。結果顯示，“無調整”、“小調整”和“大調整”的平均處理效應分別為-0.045、0.015和0.107（t值分別為-1.608、0.508和2.575）。這一估計結果與表2所體現的結果一致，農地調整使得農村勞動力具有更大的可能進行非農轉移，而且大調整對農村勞動力非農轉移的正向激勵作用比小調整更強。
五、結論與討論
本文從農地調整中面臨的公平和效率問題出發，分析了農戶是如何響應農地經營權不穩定并進行勞動力非農轉移決策的。利用全國9省（區）農戶調查數據的模型估計結果表明，在勞動力流動性增強的背景下，農地調整會促進農村勞動力非農轉移。通過引入村莊農作物種植類型和村莊非農收入占比作為農地調整作用的調節變量，模型估計結果表明，當農作物種植類型以糧食作物為主，農地調整對農村勞動力非農轉移的激勵作用變強；相反，當農作物種植類型以經濟作物為主，農地調整對農村勞動力非農轉移的激勵作用變弱。此外，勞動力非農就業的普遍會降低農地調整對勞動力非農轉移的約束。
本文研究結論對理解農地調整的實施邏輯及其內涵具有科學意義，也對農地產權制度的制定和實施具有一定借鑒價值。對農地調整影響農村勞動力非農轉移的分析受制于特定歷史情景。在市場經濟發展滯后和非農就業不穩定的階段，農地的社會保障功能決定了農地調整通過影響經營權穩定性抑制了農村勞動力非農轉移；但當農村勞動力在非農部門就業的收益超過農地經營收益且兩者的差距不斷擴大時，農地經營權不穩定造成的預期經營收益損失難以超過勞動力從事農業生產的機會成本。此時，以家庭收益最大化為目標的農村勞動力必然選擇非農轉移。當然，從行為響應看，農戶很可能通過改變農作物種植類型來響應農地經營權不穩定，以進一步釋放農業勞動力。
此外，地權的非正式安排也具有社會適應性，效率和公平的決定往往是社會自我實踐的結果。當農村社會收入來源單一時，依據公平原則進行農地調整可以有效拓寬村莊內部的生存空間，這其實也符合另一個層面的“效率”含義。農地調整所內含的經營權不穩定不應該被過度夸大，至少從集體行動邏輯上看，它是符合村莊內部群眾的普遍利益的。因此，在農地產權的界定和執行方面，需要明確非正式地權界定方式的合理性，通過秩序擴展，將其有益之處積極轉化為農地制度安排，并提高法律與現實需求的匹配程度。
中國鄉村發現網轉自：《中國農村觀察》 2017年第4期
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