农村劳动力流动对农业经济增长有着显著的影响，这一点可从其对农业生产率增长的影响可以看出。存在农村劳动力流动特征的农业增长率比没有流动特征的农业生产率增长率高出约7%。但是农村劳动力流动的存在并没有从根本上解决农业生产方式，因为农业生产率增长的根源依然来自于技术进步的增长。可以推测出，前一阶段，无论是促进农民转移，还是对农民进行培训，最终目的将是提高农业生产率，并且收到了实际效果。因此，农村劳动力大规模流动可能给农地流转带来了空间，谋求农村劳动力大规模流动的情况下的人地和谐的家庭适度规模经营将成为下一步农村土地流转的目的。但是实际情况是什么呢?文中将进一步研究农村劳动力流动和土地流转的关系。

　　2、农村劳动力流动和土地流转

　　在农村社会保障制度完善和完全劳动力市场下，对于一个农户来说，无论是自己耕种土地，还是进行土地流转，将土地租给别人，这两种资源配置方式都将是有效率的。但是在目前农村社会保障不健全，农民工就业不稳定和土地依然承担着社会保障作用的情况下，文中研究认为土地流转可能就成为解决这一系列矛盾的关键。

　　对现阶段的我国农民而言，农村土地家庭承包经营不仅是一种经营手段，而且是特定历史条件下的一种必然制度选择，是其生存和发展的最后屏障。土地作为生产要素不仅体现生产功能，对于广大农村地区的农民说它还具有生存保障功能和就业保障功能。所以，农村土地要想顺畅完成流转，一个最重要的问题是解除附属土地身上的多种保障功能。长期以来，我国农民的社会保障实质上是以土地为中心的非正规保障，而农村土地的保障功能是农民在社会保障缺位状态下被迫进行自我保障的一个理性反应。这种长期性也决定了，在农村社会保障不健全的情况下，在没有一个较完善的农村劳动力市场的情况下，强行推进农村土地流转，可能会有很大的风险。在现有的土地制度和农村劳动力流动的背景下，为了验证农村劳动力流动和土地流转的关系，文中将对此进行实证分析。

　　2．1样本说明和数据来源

　　文中的样本有农村流转土地(LT)以转包田为代表、农民工(NG)、租金(ZJ)以土地转包收入为代表、农民工工资(GZ)以外出劳务收入为代表和农业经营收入(JY)五种。

　　研究时间跨度从1995～2002年。数据来源于1995－2003年农村固定观察点数据(户均数据)。

　　2．2实证结果

　　2．2．1农村土地流转的区域变化

　　根据农村固定观察点数据(户均数据)，1995－2002年的全国和东、中、西部户均土地流转区域变化虽然有波动，但仍呈现上升趋势。需要注意的是无论全国，还是东、中、西部的变化趋势是极其一致的，都是在1996和2000年达到顶峰，1997和2001年达到谷底。

　　从户均土地流转的变化幅度来看，只有中部的户均土地流转化程度高于全国平均水平，东部和西部的户均土地流转化程度高于全国平均水平，西部的户均土地流转化程度最低。这主要是因为中部的户均可耕地水平明显高于东部和西部，使其具备土地流转的基础;其次中部的经济发展程度明显低于东部，这使得东部的土地更多的用于非农领域征用，而不是农户间的土地流转，因此在数据统计中没有得到体现。

　　2．2．2单位根检验

　　研究基于panel数据的变量之间关系，首先要考虑宏观数据是否平稳，有必要在估计面板数据模型之前对panel数据进行单位根检验和协整检验。面板数据与普通单序列的单位根检验不完全相同，主要在于面板数据可分为同质面板假设检验和异质面板检验。由于中国区域经济发展不平衡，相应的农民就业和中国土地流转程度也不相同，导致它们的区域性差异，因此认为生产函数中各变量的面板数据属于异质面板单位根过程。文中采用LLC、IPS、ADF检验，在判断时主要采用第二种方法。如果原假设是存在单位根，则满足原假设的面板数据是非平稳的。

　　变量农村流转土地、农民工、租金、农民工工资和农业经营收入是不平稳的，但他们在一阶差分的情况下，IPS检验的所有检验结果都在5%的显著水平上拒绝原假设。所以，在文中的单位根检验中所有变量的一阶差分在5%的显著水平上都是平稳序列。

　　2．2．3协整检验

　　如果变量之间存在协整关系，那么变量间将会存在长期均衡关系。采用Pedrnoi(1999)的方法检验变量间的协整关系，原假设是没有协整关系，允许异质面板的存在。根据Pedroni的计算，统计量经过均值和标准差调整后渐进服从标准正态分布，因此可得到相关临界值。

　　方程1包含所有变量，方程2不包括变量农民工，方程3不包括变量农民工工资，方程4不包括变量租金和农民工工资。方程1只有GroupPP(组间)在10%的显著水平上同意拒绝存在协整关系的原假设;方程2Panelv(组内)、Panelrho(组内)在10%的显著水平上同意拒绝存在协整关系的原假设;方程3所有检验都满足在10%显著水平上拒绝不存在协整关系的原假设;方程4Panelv(组内)、Panelrho(组内)、Grouprho(组间)在10%的显著水平上同意拒绝存在协整关系的原假设。

　　所以，农村流转土地、农民工、租金和农业经营收入之间存在长期的稳定关系，即它们的面板估计不存在伪回归问题。

　　2．2．4模型估计

　　对变量进行完协整检验，需要进一步探索农民就业、中国土地流转之间的关系，对数据进行回归(不加权，假设所有截面单元具有相同截距)。

　　方程3的检验结果最明显，说明了农户的土地流转程度和农户的劳动力流动成反比，劳动力流动增加1%，土地流转降低1．64%;和流转土地租金成正比，租金增加1%，土地流转增加0．54%;和农户家庭经营收入成正比，劳动力流动增加1%，土地流转降低0．70%。

　　需要注意的是，农户的土地流转程度和农户的劳动力流动成反比。造成这种结果的原因主要是农村社会保障体系不健全造成的，使得农村劳动力无法割舍土地带来的保障和收益;其次可能是流转土地租金过低造成的，过低的流转土地租金无法弥补土地保障所带来的未来收益和稳定性。农村社会保障体系不健全抑制了农村土地流转市场的发育，而流转土地租金过低更是土地流转市场发育不成熟的表现。因此，在农村土地所有权归属和农业用地性质不变的情况下，农村土地流转将土地使用权(经营权)从承包经营权中分离出来，转移给其他农户或经营者。这是中国农民经过反复比较、鉴别和筛选而逐步发展起来的。

　　随着农村劳动力流动的通畅，并没有带来规模的农地流转。农村劳动力流动没有内生的影响到农村土地流转，农村土地流转市场的发育需要以外部推动来健全。而面对的最大的制约和困难，最主要的就是农村土地的社保功能难以和土地的生产功能相剥离。可以推测，未来的农村土地流转，需要成熟的土地承包经营权市场流转机制和市场培育等方面形成配套，包括农村社会保障体系的完善和现行户籍制度的改革。

　　3、小结