農戶家庭非農創業對農地轉出的影響

徐晶，張正峰

（中國人民大學公共管理學院，北京 100872）

創業是推動國家經濟轉型、促進城鄉融合發展的關鍵。十九大報告強調要支持和鼓勵農民就業創業，進一步拓寬農戶的增收渠道。由于創業可以通過促進技術進步、帶動就業和增加社會流動性，推動經濟長足發展[1]，因此農村創業已然成為推動鄉村振興戰略發展的重要抓手。近年來，國家高度重視農村創業問題并出臺了一系列鼓勵政策，如2018年印發的《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》和2019年發布的《關于促進鄉村產業振興的指導意見》均提出要積極推動農村一二三產業融合發展，激發農村創新創業活力，努力縮小城鄉收入差距。隨著我國農村“雙創”工作的穩步推進，當前非農創業已經成為許多農村勞動力轉移就業的重要方向，農村自主創業勞動力數量始終占到非農勞動力總數的近20%[2]。農村非農創業的穩步發展在促進地區產業升級，提高農戶家庭生活水平的同時，也可能會因農業勞動力要素配置失衡和非農收入增加削弱農業生計依賴，從而對農村家庭土地資源的配置與利用產生影響[3]。此外，當前我國土地流轉仍然處于相對遲滯的發展狀態，小農生產經營模式仍居于主流地位，農村勞動力的大量外流并未如預期一樣加速小農經營格局的瓦解，勞動力非農轉移對土地流轉的作用機制尚未有定論。因此，從非農創業這一新的視角研究其對土地轉出的影響具有重要的意義。

隨著農村地區社會經濟的轉型發展，農村創業活動的培育和土地流轉的發展引發了學術界的關注。創業可以通過增加勞動力就業、推動知識應用和增強服務創新，從而提高農村家庭的平均財富，推動區域經濟增長[4]；而以草根創業為主要特征的農民創業可以通過內在推動貧困人群行為與態度從被動轉變為主動從而實現減貧[5]。此外，部分學者還從教育[6]和金融信貸[7-8]等視角討論了相關因素對農村創業行為和創業收益的影響。關于土地流轉影響因素的研究，學者們已經從多元化的視角進行了分析?；谵r地產權制度的改革發展，程令國等[9]研究發現農地確權不僅降低了流轉交易成本，顯著提高農戶參與流轉可能性，同時還增強了農地產權強度，提高了土地內在價值。從農戶家庭決策角度，錢忠好[10]提出由于家庭內部分工和農戶經營兼業化的出現，非農就業并不必然導致土地流轉。從社會網絡角度，錢龍和錢文榮[11]研究發現社會資本對土地轉出或轉入未產生直接顯著影響，但會通過促進非農就業正向影響土地轉出，且勞動力稟賦和農業機械也發揮了重要作用，李華等[12]通過研究發現關系網絡中的強連接網絡和弱連接網絡對農地流轉均有顯著正向影響。楊子等[13]通過探討農業機械與土地規模經營的關系，發現農業機械的使用對土地轉入有顯著正向影響。Qian等[14]提出開放程度高的小農戶會更積極地參與農地流轉。洪名勇等[15]從空間依賴性視角分析了農地流轉的影響因素。此外，部分國內外學者還對農地流轉與合約匹配[16]、農業生產效率[17]和化肥使用[18]的關系等不同主題進行了深入的探究。

盡管學者們已經圍繞著農村創業和農地流轉兩個主題進行了一系列討論分析，但是大多都是單獨針對其中一個主題所開展的研究，目前仍鮮有研究關注農村非農創業與農地流轉兩者之間的關系。隨著農村地區創業活動的穩步發展，勞動力非農創業已然成為影響農村土地要素流動的重要因素，是助推土地流轉發展進程的重要舉措，因此有必要針對非農創業對農地轉出的影響和作用機制進行深入的研究。此外，以往研究通常將農戶作為一個同質群體進行分析，忽視了農戶群體分化的組群差異和影響效應的異質性?；诖耍疚睦?015年中國家庭金融調查（CHFS）的全國性微觀農戶數據，采用二元Probit模型和Tobit模型分析農戶家庭非農創業與農地轉出的關系，運用中介效應模型探討非農創業在農地轉出過程中所發揮的作用，同時從農戶群體分化視角探討非農創業對農地轉出影響的異質性，以期為促進農村地區非農創業和土地流轉發展、深化實施鄉村振興戰略提供決策參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 農戶非農創業與農地轉出的關系

農村創業活動是農村勞動力市場發育的重要組成部分，自主創業的勞動參與形式在農戶家庭生計策略選擇中發揮著越來越重要的作用[19]。農村勞動力的非農轉移通過整合家庭生產要素和配置生產資源，直接影響了農戶傳統的小農生產經營模式，推動了農村土地流轉的發展進程[20]?？梢姡寝r創業主要通過家庭勞動力要素配置、收入結構調整和生計思維轉變三個方面影響農戶家庭的農地轉出。

1）家庭勞動力要素配置。家庭勞動力轉移到非農部門開展創業活動直接導致了家庭農業勞動力，特別是青壯年農業勞動力供給數量的顯著減少，降低了家庭在農業生產中的勞動力要素投入[21]，從而導致農戶家庭勞動力要素與土地要素匹配出現失衡。同時，盡管農業機械的發展在一定程度上可以部分抵消勞動力要素減少對農業生產的沖擊，但是與務工相比，創業活動往往需要家庭勞動力投入更多的時間和精力，且細碎化的家庭承包耕地會影響機械的利用效率[22]，降低了勞動力參與兼業經營的可能，從而促進了農地的轉出。

2）家庭收入結構調整。由于非農業部門與農業部門之間收入的差異，大量農村勞動力的非農轉移其實是家庭為追求更高的收入而采取的勞動力配置決策[23]，自主創業拓展了農戶的收入來源，改變了家庭原有的單一收入結構，為農戶帶來了可觀的非農經濟收益。創業通過改善個人的經濟和非經濟福利，可以對貧困者的生活水平產生積極影響[24]。同時，由于創業與收入往往存在顯著的正相關關 系[25]，相對較高的創業收入增強了家庭非農收入對農業收入的替代作用[26]，提高了傳統農業生產的機會成本，削弱了家庭生計對農業生產的依賴，降低了農戶的農業生產積極性，從而促進了家庭農地的轉出行為和轉出規模。

3）生計思維轉變。創業活動通過增強農村勞動力與外界的交流溝通，提高了農戶對新事物的接受程度，開拓了農戶家庭的生計視野，改變了農戶傳統重地重農的小農思維，提高了農戶家庭生計選擇的豐富度，從而促進了農地的轉出。

綜合以上分析，本文認為非農創業對家庭農地轉出行為具有顯著的正向影響，對農地轉出規模同樣具有顯著的正向影響。

1.2 家庭保險的中介作用

土地作為農戶家庭基本的生產資料和生存基礎，具有維護社會公平、保證生產效率的重要作用。當外在保障體系缺失時，農村土地通過發揮穩定的經濟功能和保障功能，成為農村家庭生存養老的基本支撐[27]。隨著城鎮化和工業化的快速發展，農村土地在農戶家庭生產生活中的功能發生了較大的變化。一方面，農村勞動力的大量外流和非農就業轉型弱化了農村土地和農業生產在維持農戶家庭生計中的作用，土地的經濟功能被逐步削弱，土地流轉和農業規模經營被賦予了重要期望[28]。另一方面，由于小農的決策基礎是生存倫理而非完全的經濟理性[29]，當外在制度性保障缺失的情況下，農村土地仍然發揮著重要的保障功能，這導致許多農戶即使已經實現了勞動力就業向非農部門的轉移，但仍會堅持保有土地作為穩定就業和未來養老的保障。因此，土地的保障功能被認為在一定程度上抑制了土地要素的流動[30]。

近年來，農村社會保障制度的建立和商業保險行業的發展推動了家庭外在保障體系的完善，保障體系的多元化選擇弱化了農村土地的保障功能，家庭生存保障開始呈現出由土地保障向社會保險等外在保障過渡的發展趨勢[31]。由于社會保險和商業保險需要參保家庭在享受保障之前提前繳納參保費用，因此保險的參與存在著一定的經濟門檻，農戶對外在保障的有效需求和保險費用承受能力會受到家庭收入的極大限制[32]。隨著農戶非農創業活動的不斷發展，農戶家庭的生存環境和觀念更加開放，保障方式的選擇余地變大。同時，非農創業收入的大幅增加提高了家庭對于未來保障的期望和要求，增強了農戶參與和購買多元化家庭保險的意愿和能力[33]。社會保險和商業保險的參與不僅給老年人提供了較為穩定的收入，同時提高了農戶家庭未來的生存養老保障預期[30]，從而通過降低農戶家庭對土地保障功能的依賴程度，促進農村土地的轉出。

基于此，本文認為非農創業通過家庭保險這一中介變量，正向促進了農戶的農地轉出行為，對農地轉出規模同樣具有正向促進作用。

綜上所述，非農創業對農戶家庭農地轉出的影響機制可用圖1表示。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文使用的數據來自于西南財經大學2015年中國家庭金融調查（China Household Finance Survey， CHFS）微觀農戶調查數據，調查地區共涉及29個省級單位（未包括新疆、西藏和港澳臺地區），樣本具有較好的代表性。該數據庫涵蓋了個體和農戶家庭較為全面的微觀信息，為本文提供了可靠的數據支持。由于本文主要研究農戶家庭的農地流轉情況，因此保留了樣本中擁有承包耕地的農戶家庭，同時根據家庭編碼將個人信息庫與家庭信息庫相匹配，提取了農戶家庭成員的相關信息，通過篩選并剔除部分缺失值，最終共獲得有效樣本13 924個。

2.2 變量定義

1）被解釋變量。本文將農地轉出設定為被解釋變量，包含轉出行為和轉出規模兩個測度項。其中，轉出行為為二值虛擬變量，具體由“家庭是否轉出農地”的回答來判斷。由于農戶轉出土地的面積會受限于家庭本身所承包的土地面積，單純使用土地轉出面積計算無法較好衡量樣本農戶整體的農地流轉水平和家庭生計情況。因此，參考錢龍和錢文榮[11]、李華等[12]的研究，轉出規模根據家庭轉出農地面積占家庭承包地總面積的比例計算所得（表1）。

表1 變量說明與描述性統計Table 1 Variable description and descriptive statistics

2）核心解釋變量。本文將家庭非農創業設定為核心解釋變量。非農創業主要表現為農戶家庭是否開展非農創業的情況，包括個體小手工業經營和企業經營。具體由“當前您家是否從事工商業生產經營項目”這一問題的回答作為核心解釋變量的測度項，如果農戶回答“是”，則認為家庭開展了非農創業；否則，認為家庭沒有開展非農創業。

3）工具變量。本文選取家庭風險偏好作為工具變量。從理論上看，風險偏好對創業行為的影響已被不同研究所證實[34-35]。風險偏好可以決定個體面對不確定情況時的預期和效用評價，從而影響個體的行為選擇。同時，成年人在風險偏好等基本方面的性格差異相對穩定[36]。由于創業活動的開展需要面臨高投入和諸多不確定性，是具有較高風險的經濟行為，因此越偏好風險的個體越可能開展創業活動[35]。盡管家庭風險偏好會影響到農戶家庭的創業活動，但是對于家庭的農地轉出是相對外生的，故而符合工具變量的選擇條件。家庭風險偏好指標的賦值范圍為1～5，其中風險偏好度越高賦值越高。

4）中介變量。本文將家庭保險設定為中介變 量，主要表現為農戶家庭參與保險的情況，具體由家庭是否擁有社會保險或商業保險的回答來測度。

5）控制變量。本文參照李華等[12]、楊子等[13]、錢龍等[37]和阿布都熱合曼等[38]的研究，引入了家庭人口數、年齡、文化程度、健康狀況、務工比例、農機租賃、自有農機價值、農業補貼、農業雇工、家庭承包地面積、農地確權、征地經歷和社會資本作為控制變量，同時考慮到區域間在經濟、社會和文化習慣等方面存在的差異可能會產生影響，本文還控制了東中西部地區虛擬變量。

變量說明和描述性統計結果見表1。

2.3 模型設定

由于本文主要考察非農創業對農戶家庭的農地轉出行為和轉出規模的影響，因此基準模型設定為：

其中，LT為農地轉出，NAE為非農創業，Ci為控制變量，a0為常數，β和δ為待估系數，ε為隨機擾動項。

此外，基于理論分析，非農創業會通過家庭保險這一中介因素對農地轉出產生影響。為檢驗家庭保險的中介效應是否存在，本文參考溫忠麟和葉寶娟[39]關于中介效應模型的相關研究，構建中介效應檢驗模型為：

其中，LT為農地轉出，包括轉出行為或轉出規模；NAE為非農創業；INS為中介變量家庭保險；Ci為影響農地轉出的控制變量；b0、c0、d0均為常數項，γ、η、λ、μ、σ、ζ、ω為待估系數，ε為隨機擾動項。

中介效應模型的分析思路如下：首先檢驗方程（2）的系數γ是否顯著，判斷是否按照中介效應立論；其次檢驗方程（3）的系數λ和方程（4）中的系數ζ的顯著性，判斷是否利用Bootstrap法進行檢驗；然后檢驗方程（4）中系數σ顯著性，判斷是否存在直接效應；最后比較λ×ζ和σ的符號，若同號則屬于部分中介效應。

3 結果與分析

3.1 農戶非農創業與農地轉出分析

統計結果顯示，在所有的樣本農戶中，開展非農創業活動的農戶家庭比例為14.6%（表1），農村地區總體的創業參與率較低。由于財富作為創業的重要基礎，在推動潛在創業者突破資金壁壘和增強抵御風險能力等方面具有重要的影響[40]，因此農戶在做出創業決策前通常會慎重依據家庭經濟情況。當前，農村地區經濟發展的總體水平相對較低，農村居民家庭的經濟基礎和抗風險能力較弱，因而在一定程度上限制了農戶開展創業活動。此外，創業活動對于勞動力素質與能力具有較高的要求。從樣本的個體特征來看，樣本農戶家庭成員平均年齡大約為43歲，家庭整體的年齡結構偏大；成員平均文化水平處于小學水平，總體受教育程度偏低；成員的平均健康情況僅處于中等水平。因此，農村地區較低的勞動力素質可能是導致農戶家庭創業參與率低的原因。

從農地轉出情況來看，樣本農戶參與農地轉出行為的總體比例大約為17.4%，而家庭承包地轉出規模的平均比重僅為14.4%（表1），樣本農戶轉出行為和轉出規模的總體參與率均不高。當前，農村家庭勞動力已經出現了向非農部門轉移的趨勢，農戶非農創業收入的增加可以降低家庭對土地和農業生產的依賴，從而促使農戶轉出土地。但是，農村勞動力素質的限制和農業機械等要素的發展可能成為抑制農地轉出的原因。從統計結果來看，農戶家庭使用農業機械的現象較為普遍，其中樣本農戶家庭的農機租賃率達到了32.0%；同時，樣本農戶中還有7.0%的家庭通過雇傭他人彌補家庭農業勞動力的不足（表1）。此外，農業補貼較高的普及度可能會激勵農戶家庭開展農業生產?？偟膩碚f，當前農地流轉仍處于相對遲滯的發展狀態，與農地規?；洜I的發展目標相比，農地流轉的發展仍然有較大的提升空間。因此，如何通過鼓勵非農創業削弱農戶家庭對土地保障功能的依賴，促使農戶積極參與農地轉出是需要考慮的關鍵問題。

3.2 非農創業對農地轉出的影響分析

采用二元Probit模型對農戶的農地轉出行為進行回歸分析，同時采用Tobit模型對農地轉出規模進行回歸估計。結果顯示，非農創業對農戶的農地轉出行為和轉出規模產生了正向顯著影響（表2），這表明農戶家庭非農創業促進了農地轉出行為和轉出規模。邊際效應結果顯示，非農創業使得農戶參與土地轉出的可能性具體提高了8.3%，非農創業會導致農戶土地轉出規模增加5.6%。主要原因是，家庭非農創業的開展需要高質量人力資本的投入，這直接導致了農戶家庭核心勞動力對農業經營投入的減少。從表1統計結果來看，樣本農戶家庭的平均年齡大約為43歲，成員平均文化水平處于小學水平，整體受教育程度偏低，這表明農戶家庭中高質量勞動力的數量較為有限。非農創業通過長期消耗家庭有限的高質量勞動力，削弱了農戶家庭的農業生產能力和兼業經營能力，從而促使農戶家庭傾向于轉出農地，這與前文的理論假設一致。同時，非農創業所帶來的較高收入降低了農業生產對家庭生計的保障作用，從而影響了農戶的農業生產積極性。由于當前小農經營所創造的收入較為有限，大量的農業勞動力向收入較高的非農部門轉移，完全依賴傳統農業生產的家庭生計模式已經出現改變，創業通過較高的非農收入對家庭傳統農業生產發揮了顯著的替代作用，從而促使土地的生計保障功能不斷降低。此外，創業活動的開展使得家庭生計選擇日趨多元化，農戶傳統的小農思維發生了轉變，固守土地的思想得到了解放。因此，家庭的非農創業推動了農戶轉出土地的行為和規模。

表2 非農創業對農地轉出的影響Table 2 Impacts of non-agricultural entrepreneurship on farmland transfer-out

從控制變量來看，家庭成員的平均年齡、文化程度和務工比例均在1%的顯著性水平上分別對農地轉出行為和轉出規模產生了正向顯著影響，農地確權在5%的顯著性水平上分別促進了農地轉出行為和轉出規模。其中，平均年齡越大的農戶家庭由于其勞動力的生產能力降低，越傾向于將農地轉出；而文化程度高的農戶家庭，在非農就業和獲取農地流轉相關信息方面具有明顯的優勢，參與農地轉出的可能性和積極性越高；家庭中從事非農務工的勞動力越多，對于農業生產的勞動力投入會越少，同時對于農業收入的依賴會越小，從而促使農戶將農地轉出；農地產權的完整、穩定與安全有利于提高農戶參與農地轉出的積極性。農機租賃、農機自有和農業補貼均在1%的顯著性水平上分別對農地轉出行為和轉出規模產生了負向顯著影響，其中農業機械的擁有量和農業機械社會化服務的不斷發展推動了機械等先進生產工具在農業生產中的普及，并在一定程度上替代了勞動力的流失，從而抑制了農地轉出；而農業補貼的獲得通過激勵農戶的生產積極性，從而抑制了農地轉出。家庭人口數分別在5%和1%的顯著性水平上負向影響了轉出行為和轉出規模，而農業雇工僅在5%的顯著性水平上負向影響了轉出規模，對轉出行為未產生顯著影響，這表明相比于對轉出行為，勞動力要素的變化對于農地轉出規模的影響要更為顯著。

3.3 穩健性檢驗

1）替代變量回歸。為檢驗基準回歸結果的穩健性，本文采用“家庭參與非農創業的人數比例”作為非農創業的替代變量再次進行回歸分析。結果顯示，替代變量的回歸結果與基準回歸結果相比，非農創業對于農地轉出行為和轉出規模影響的顯著性水平和作用方向均保持一致（表3），結果是穩健可信的。

2）工具變量回歸。為解決非農創業與農地轉出之間可能存在的反向因果等內生性問題，減少估計偏差，本文使用IV-Probit模型和IV-Tobit模型分別對轉出行為和轉出規模進行了檢驗分析。弱工具變量檢驗結果顯示，F統計量均大于10，P值均顯著小于0.01，且最小特征值統計量均大于10%偏誤下的臨界值16.38[41]，這表明工具變量具有較好的解釋力，不存在弱工具變量的問題。同時，內生性檢驗顯著拒絕了非農創業不存在內生性的假設，由此認為工具變量的引入是必要的。在糾正內生性后非農創業仍然顯著正向促進了農地轉出行為和轉出規模（表3），這說明非農創業的基準回歸所得出的結論是穩健可信的。

表3 穩健性檢驗回歸結果Table 3 Robustness test regression results

表4 樣本分組回歸結果Table 4 Sample grouping regression results

3.4 異質性分析

為分析非農創業對不同類型農戶農地轉出影響的異質性?；谖覈独夏耆藱嘁姹Ｕ戏ā穼夏耆说慕缍藴?，本文根據戶主年齡是否大于等于60歲，將農戶樣本劃分為老年農戶組和青壯年農戶組兩類，并分別對兩種類型的農戶樣本進行回歸分析。結果表明，非農創業在1%的顯著性水平上正向促進了青壯年農戶的農地轉出行為，對于老年農戶轉出行為正向影響的顯著性水平為10%；非農創業在1%的顯著性水平上正向影響了青壯年農戶的農地轉出規模，在5%的顯著性水平上促進了老年農戶的農地轉出規模（表4）。同時，為檢驗非農創業在不同年齡組別之間的影響差異，本文借鑒連玉君和廖俊平[42]的研究，基于似無相關模型SUR的檢驗方法對老年農戶組和青壯年農戶組進行組間系數差異檢驗。在轉出行為和轉出規模中，非農創業的系數在兩組之間均存在顯著差異，對應的P值均顯著小于0.01。檢驗結果表明，無論是農地轉出行為還是轉出規模，非農創業在青壯年農戶樣本中的正向影響強度都要顯著高于老年農戶樣本。

由于創業本身對于農戶的經濟基礎、社會資源和文化技能等多方面都具有一定的要求，且較大投入的創業活動還帶有較高的市場風險和自然環境風險，因此不同類型的農戶在生計選擇和創業能力等方面存在明顯的差異性。老年農戶受到自身資源稟賦、風險偏好和文化技能等多種因素的影響，就業更偏向于保守穩定的類型；同時，現期的養老需求導致老年農戶對于農業生產和土地保障功能的依賴性更強。與老年農戶相比，年輕農戶在勞動力就業具有更為明顯的優勢，基礎教育水平的提升和互聯網的普及使得年輕農戶更容易接受新事物，從事創業等非農工作的意愿和能力更強。此外，由于當前農業生產成本不斷提升，農業收益普遍低于非農部門收入，導致近些年農村地區年輕勞動力“離農”現象較為普遍，對于土地保障功能的依賴性減弱。因此，非農創業對老年農戶和青壯年農戶農地轉出的影響具有顯著的異質性。

3.5 家庭保險的中介效應分析

根據理論分析，非農創業農戶通過參與和購買多元化的家庭保險，提高了家庭生存養老的保障預期，使得家庭擺脫傳統農業生計約束，削弱了對農業生產和農村土地保障功能的依賴程度，從而推動農地的轉出。同時，為分析非農創業對于農地轉出的作用機制，本文運用中介效應模型檢驗家庭保險的中介作用是否存在。

模型結果顯示，非農創業對農地轉出行為的影響系數為0.369，對轉出規模的影響系數為0.085，均在1%的水平上顯著（表5）。非農創業在1%的顯著性水平上對家庭參保發揮了正向顯著影響，這說明非農創業促進了農戶家庭參與和購買保險。在引入中介變量家庭保險以后，非農創業仍然在1%的顯著性水平上分別對農地轉出行為和轉出規模發揮了正向促進作用，同時家庭保險分別在5%和1%的顯著性水平上正向影響了轉出行為和轉出規模。這說明家庭保險在非農創業對農地轉出的影響過程中發揮了部分中介效應。這一結果證實了非農創業通過促進家庭參與保險，正向影響農戶的農地轉出行為和轉出規模這一作用機制是成立的。

表5 作用機制檢驗Table 5 Mechanism test

4 結論與政策啟示

4.1 結論

在鄉村振興戰略實施的背景下，農村經濟發展逐漸顯現出新特征和新趨勢。隨著農村“雙創”工作的不斷推進，創業活動在增加農村社會流動和促進地區經濟轉型過程中日益發揮出重要作用。研究表明，非農創業對農戶的農地轉出行為和轉出規模均產生了顯著的正向影響，非農創業直接推動了農戶家庭的土地轉出行為和規模，有利于農村土地要素的流動。在不同類型的農戶中，非農創業對農地轉出行為和轉出規模的影響均具有明顯的異質性，其中非農創業在青壯年農戶中的影響強度要顯著高于老年農戶，這一定程度上體現了青壯年農戶和老年農戶的發展特點和差異性，因此可以對更具有創新創業能力的青壯年農戶提供創業政策扶持，從而推動農村土地的流轉。

此外，在中介效應分析中發現，家庭保險參與在非農創業對農地轉出的影響過程中發揮了部分中介效應，這反映出提高農戶的保險參與是農戶家庭擺脫土地約束的一條重要途徑，應進一步優化完善農村保障制度，引導農戶積極參保，降低家庭對傳統農業生產和農村土地保障功能的依賴程度，推動農地轉出行為和規模。

4.2 政策啟示

1）要結合地區發展特征和農戶家庭情況，有序推動農業勞動力向非農部門轉移。加強對農村勞動力的非農就業技能培訓，為相關農戶提供政策、資金等多方面的扶持，鼓勵有意愿、有條件的農戶開展創業活動。通過創業轉變農戶家庭的傳統生計模式，不斷提高農戶家庭的收入水平，削弱家庭生計對傳統農業生產的依賴，進一步促進農村土地要素的流動。

2）要基于不同類型農戶的稟賦優勢和發展特征，有針對性的進行政策扶持和就業引導。鼓勵和幫扶有條件的青壯年農戶積極參與非農創業，釋放剩余勞動力和土地；針對老年農戶則應不斷完善養老等基本生活保障，通過降低土地的保障功能推動土地流轉。在尊重農戶意愿的基礎上，采用差異化的措施鼓勵不同類型農戶參與土地流轉，提高土地等農業資源的配置和使用效率。

3）要優化完善農村保障制度，提高農戶家庭的保險參與率。一方面，要繼續健全農村社會保障制度，通過政策支持減輕農戶參保繳費負擔，并提高農村保險的保障水平；同時，推動商業保險體系的不斷發展，豐富農戶的參保選擇。另一方面，要加大農村養老醫療保險制度的宣傳力度，采用多元化的方式加強農戶對農村社會保障制度優勢的了解，培育農戶的參保意識，提高農戶家庭的保險參與率，通過強化農村保險制度削弱土地保障功能，促進農村土地資源的優化配置。

致謝：感謝西南財經大學主持的“中國家庭金融調查”項目為本文提供了數據支持。