提 要:通过实证研究验证了这样一个疑问:明显的农业增长是否因为农村劳动力迁移而为农村土地流转提供了变革空间? 结果表明:农村劳动力流动对农业经济增长有着显著的影响，但是劳动力流动却没有促进农户的土地流转 这说明了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 最后提出了展望
关键词:农村劳动力流动;农业发展;土地流转
Rural labormigration，agricultural development andlandcirculationinChina
Abstract: Theempirical researchinthis paper provedsucha question: didrural labor migrationprovide thechanceof landcirculation，or the rural labor migrationhas not improvedthe agricultural productionobvious，needtobreakfromthelandcirculation?Resultsshowedthat rural labor flowhassignificant influenceonagricultural economicgrowth，but thelandcirculationof peasant householdsisinverselyproportional tothelabormobility． Thisshowsthat thelabor mobilityisnot endogenoustoinfluencelandcirculation． Thedevelopment of rurallandcirculationmarket needsfor anexternal boost tothesound． Finallyprospectionisput forward．Keywords: rural labor migration; agricultural development; landcirculation
　　自从改革开放以来，中国农村社会经济发生了巨大的变化，一个引人注目的情况就是伴随着中国农业经济的增长和农民收入的提高，即使存在波动，大量的农村劳动力转移到城镇，农村土地流转的速度在加快 这种现象在日本战后韩国和中国台湾地区20世纪60年代和70年代也曾发生过［1］但是，需要注意的是，日本韩国和中国台湾地区在推行贸易和其他的农业保护政策时，并没有市场化改革－即实行自由的商品市场，也没有改变农村的基本结构，包括经营规模或所有权规模以及生产的模式都没有改变
　　相比之下，中国正走过发展的初期阶段，市场农村的结构产权和生产模式都在发生着较高频度的变化，尤其是中国加入世贸组织以后，无论生产者，还是消费者主要通过市场以国际竞争水平或接近这个水平的价格，获得生产的要素和取得他们的收益［2－4］
　　但是目前的研究还很少有学者把农村劳动力迁移和土地流转结合起来研究中国农业发展问题 文中出于这样一个目的，从分工和要素市场改进的角度探索这个问题 虽然中国农村劳动力迁移和土地流转的开始时间基本上都在1978年以后，但是农村劳动力迁移显然比土地流转更明显，虽然当前土地流转被提上日程［5－8］为什么，农村劳动力迁移和土地流转程度强烈有先有后，文中提出疑问，这样的一种情况要么是农村劳动力迁移给土地流转提供了变革空间，所以它会愈演愈烈;要么农村劳动力迁移对农业生产并没有明显的改善，需要从土地流转突破，促进农业发展
　　所以，当和东亚其它国家出现这样的差异时，应该如何判断这种差异及其控制这种差异向继续促进农业经济增长，农民收入提高以及农村稳定成为我们面临的巨大课题 现有的家庭联产承包责任制下，农户以其劳动和土地同时进入要素市场具有不可能性，这主要是由农业产品市场的完全性和要素市场的不完全性造成的 要素市场的不完全性是因为无论劳动和土地，农户对其的控制力都不彻底［9，10］因此，未来农村社会经济变革的关键问题是农户是否能够运用供他们支配的资源( 主要是土地和劳动) 从农业部门及其他用来为中国的工业转型提供融资的企业获得足够的收入和储蓄 这样文中的研究思路就变为分析要素市场，包括土地市场和农村劳动力市场，即农村劳动力流动和土地流转来判断未来农村社会经济变革的趋势
　　沿着这样的一个假设，对此进行实证研究，首先验证农村劳动力迁移对农业生产力的影响，其次探索在现有要素市场情况下土地流转和农村劳动力的关系，最后提出结论和展望
　　1 农村劳动力迁移对农业生产力的影响
　　农村劳动迁移的直接结果就是造成农业生产中投入的变动，在这一部分文中将采用Malmquist 指数方法测算农村劳动力迁移前后对我国农业生产率的影响
　　1．1 理论与方法
　　在文中的分析中，采用非参数方法，把中国大陆地区的每个省( 自治区或直辖市) 作为一个决策单元，运用Fareetal． (1994)提出的基于DEA的Malmquist 指数方法来估计中国农业全要素生产率的变动状况Malmquist 指数是由Caveset al． 在1982年首先将其应用于生产率变化的测算，此后与Charnesetal． 在1978年建立的DEA理论相结合，在生产率测算中的应用日益广泛 在实证分析中，各国学者普遍采用Fareetal． 构建的基于DEA的Malmquist 指数［11］从t 时期到t +1时期，度量全要素生产率增长的Malmquist 指数可以表示为:M0(Xt+1，yt+1，Xt，yt) =(dt0(Xt+1，yt+1)dt0(Xt，yt)×dt+10(Xt+1，yt+1)dt+10(Xt，yt))1/2(1)式中: ( Xt+1，yt+1)和(Xt，yt)分别表示(t +1)时期和t 时期的投入和产出向量;dt0 和dt+10 分别表示以t时期技术Tt为参照，时期t 和时期(t +1)的距离函数以t 时期技术Tt为参照，基于产出角度的Malmquist 指数可以表示为:Mt0(Xt+1，yt+1，Xt，yt) =dt0(Xt+1，yt+1) /dt0(Xt，yt) (2)类似地，以t +1时期技术Tt+1为参照，基于产出角度的Malmquist 指数可以表示为:Mt+10(Xt+1，yt+1，Xt，yt) =dt+10(Xt+1，yt+1) /dt+10(Xt，yt) (3)为避免时期选择的随意性可能导致的差异，仿照Fisher理想指数的构造方法，Caveset al． (1982)用式(2)和式(3) 的几何平均值即式(1) ， 作为衡量从t 时期到t +1时期生产率变化的Malmquist 指数 该指数大于1时，表明从t 时期到t +1时期全要素生产率是增长的［12，13］根据上述处理所得到的Malmquist 指数具有良好的性质，它可以分解为不变规模报酬假定下技术效率变化指数(EC)和技术进步指数(TP) ， 其分解过程如下:M0(Xt+1，yt+1，Xt，yt) =dt+10(Xt+1，yt+1)dt0(Xt，yt)×(dt0(Xt+1，yt+1)dt+10(Xt+1，yt+1C)×dt0(Xt，yt)dt+10(Xt，yt))1/2=EC×TP (4)式中:技术效率(TP)变化指数还可进一步分解为纯技术效率指数( PC) 和规模效率指数( SC) 这里不在赘述
　　1．2 样本说明与数据来源文中以1978－2006年我国农业投入和产出的数据为例 产出数据为农业产值，投入数据为农业劳动力农业机械总动力有效灌溉面积化肥施用量农作物播种面积和大牲畜数量，共六个变量 数据来源于历年中国统计年鉴和中国农业发展报告 农村流动劳动力数据中1978－1993年的数据来源于谭永生的农村劳动力流动与中国经济增长－基于人力资本角度的实证研究，1994年数据来自十五大前后经济形势扫描与预测，1995年数据来自当前农村改革与发展中的热点问题，1996年数据来自未来十年劳动就业主要变量研究，1997年数据来自中国农村剩余劳动力转移与小城镇发展，1998年数据来自中国农村劳动力分化与社会结构，2001－2002年数据来自政策要览，1999－2000年数据来自差分，2003年数据来自当前我国农村劳动力转移面临的问题及对策，2004年数据来自关于社会主义新农村建设与城市化的关系的思考，2005年数据来自中国百姓蓝皮书－城市化，2006年数据来自当前我国的农业农村和农民问题 农村劳动力总量减去农村流动劳动力就是流动后的劳动投入其中农业总产值按1978年价格计算，1995年以前数据均剔出副业收入，为农林牧渔收入 研究时间跨度从1978－2006年计算机数据处理和模拟利用澳大利亚新英格兰大学Coelli 教授的DEAP2．1软件进行演算［14］
　　1．3 实证结果农村劳动力流动对农业生产率增长有着重要的影响1978－2006年间，农业生产率增长在农村劳动力流动的影响下，全要素生产率( TFP) 增长率在未具有流动特征时为0． 2%，在有流动特征时为7． 2%这说明农村劳动力流动对农业经济增长是具有重要贡献的，提高了农业生产率增长率 农村劳动力流动6 2 干 旱 区 资 源 与 环 境 第26卷对生产效率的影响不大，具有流动特征的生产效率都是有效率的，只有个别没有流动特征的生产效率没有效率 农村劳动力影响最大的是技术进步，这也是导致造成农业生产率增长差距的原因，影响程度达到7%(表1) 最为明显的是，不论农村劳动力流动，影响农业全要素生产率增长的主要因素来源是技术进步，说明了我国改革开放以来农业生产方式并没有多大的改观1978－2006，农村劳动力流动对农业生产率的影响趋势( 图1) 1978－2006年29年间，只有19811987和1996这三年未有流动特征农业生产率超过了有流动特征的农业生产率; 其它年份都是后者超过了前者 这说明了自改革开放以来，我国农村劳动力流动促进了农业经济增长 1984年我国开始城市全面改革，1994年建立了社会主义市场经济体制，由于经济运行的滞后性，在1987和1996年在数据上表现出这两次经济变革的效果以1987和1996作为分界点，把改革开放分成了3个10年的阶段1987年前农村劳动力流动与否对农业生产率增长率的贡献分别为5． 39%和2． 50%，影响差距是2．89%; 1987－1996年，农村劳动力流动与否对农业生产率增长率的贡献分别为5．02%和－4．06%，影响差距是9． 09%;1996年后，农村劳动力流动与否对农业生产率增长率的贡献为8．42%和3．27%，影响差距 为5． 16% 这 说 明1987 －1996年，由于国家发展重心不在农业上，导致农业生产率比前后两个时期下降许多，这也是导致这一时期农民增收缓慢的主要原因，可以看出这一时期农村劳动力流动实际上很大程度上解决了农业生产率下降的难题，缓和了人地矛盾表1 农村劳动力流动对农业生产率增长的影响Tab．1Effectsof rural labor migrationonagricultural productivity年份生产效率 纯技术效率 规模效率 技术进步 TFP未流动 流动 未流动 流动 未流动 流动 未流动 流动 未流动 流动1978 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．0001979 0．997 1．000 1．000 1．000 0．997 1．000 0．892 0．986 0．889 0．9861980 1．003 1．000 1．000 1．000 1．003 1．000 1．055 1．088 1．059 1．0881981 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．076 1．120 1．076 1．0201982 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．969 1．013 0．969 1．0131983 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．993 1．013 0．993 1．0131984 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．988 1．035 0．988 1．0351985 0．996 1．000 1．000 1．000 0．996 0．996 1．022 1．097 1．018 1．0971986 0．981 1．000 1．000 1．000 0．981 1．000 1．093 1．144 1．072 1．1441987 1．024 1．000 1．000 1．000 1．024 1．000 1．159 1．143 1．186 1．1431988 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．008 1．038 1．008 1．0381989 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．983 1．028 0．983 1．0281990 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．028 1．064 1．028 1．0641991 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．053 1．095 1．053 1．0951992 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．034 1．069 1．034 1．0691993 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．452 0．889 0．452 0．8891994 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．973 1．104 0．973 1．1041995 0．964 1．000 1．000 1．000 0．964 1．000 1．074 1．115 1．036 1．1151996 1．037 1．000 1．000 1．000 1．037 1．000 1．029 1．050 1．067 1．0501997 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．986 1．035 0．986 1．0351998 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．963 1．008 0．963 1．0081999 0．984 1．000 1．000 1．000 0．984 1．000 0．997 1．032 0．981 1．0322000 0．998 1．000 1．000 1．000 0．998 1．000 1．084 1．136 1．082 1．1362001 0．993 1．000 1．000 1．000 0．993 1．000 1．114 1．194 1．105 1．1942002 1．026 1．000 1．000 1．000 1．026 1．000 1．020 1．050 1．047 1．0502003 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 0．998 1．028 0．998 1．0282004 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．087 1．156 1．087 1．1562005 0．988 1．000 1．000 1．000 0．988 1．000 1．058 1．119 1．045 1．1192006 1．010 1．000 1．000 1．000 1．010 1．000 1．184 1．230 1．195 1．230平均值1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．000 1．002 1．072 1．002 1．072图1 农村劳动力影响农业生产率Fig．1Effectsof rural labor migrationonagricultural productivity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7 2 第1期 孙玉娜等 农村劳动力流动农业发展和中国土地流转
　　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图2 农村土地流转的区域变化Fig．2Theregional changesof rural landareacirculation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(图2)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，导致表2 面板单位根检验结果Tab．2Theunit root test resultsof panel datasLLC检验 IPS检验ADF －Fisher Chi－squarePP －Fisher Chi－squareLnLT－1．50737( 0．0659)－0．07661( 0．4691)6．09903( 0．6361)5．96641( 0．6510)LnNG0．24138( 0．5954)1．02983( 0．8485)2．33433( 0．9690)1．56569( 0．9916)LnZJ－3．70002( 0．0001)－1．11790( 0．1318)10．7904( 0．2139)11．1417( 0．1938)LnGZ－3．26802( 0．0005)－0．48733( 0．3130)7．49438( 0．4843)13．2123( 0．1047)LnJY－4．55606( 0．0000)－1．58870( 0．0561)13．3760( 0．0995)18．8368( 0．0158)LnLT－15．0233( 0．0000)－1．0E+159( 0．0000)19．1844( 0．0139)21．0233( 0．0071)LnNG－8．80462( 0．0000)－8．0E+158( 0．0000)16．2979( 0．0383)16．5801( 0．0347)LnZJ－5．24881( 0．0000)－6．0E+158( 0．0000)10．3282( 0．0427)13．3914( 0．0991)LnGZ－2．20840( 0．0136)－3．0E+158( 0．0000)6．09304( 0．6368)8．17074( 0．4170)LnJY－3．91037( 0．0000)－4．0E+158( 0．0000)7．29613( 0．0050)12．2318( 0．0412)注: ( ) 内是prob． 值，代表了统计值是否分别是在1%，5%和10%的显著水平上拒绝原假设; prob． 指伴随概率，即接受原假设的概率8 2 干 旱 区 资 源 与 环 境 第26卷它们的区域性差异，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LLCIPS 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(表2)从表2可以看出，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［15］检验结果(表3)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2Panel v(组内) Panel rho(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) Panel rho( 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) (表4)表3 Pedroni 面板协整检验结果Tab．3Thecointegrationtest resultsof Pedroni panel方法 方程1 方程2 方程3 方程4Panel v( 组内)－2．738991( 0．0094)－1．199424( 0．1943)－1．734501( 0．0886)0．250172( 0．3867)Panel rho( 组内)2．149824( 0．0396)1．221377( 0．1892)2．267239( 0．0787)0．596015( 0．3340)Panel PP( 组内)－0．842988( 0．0000)－5．720007( 0．0000)－6．669766( 0．0000)－4．730413( 0．0000)Panel ADF( 组内)－3．526570( 0．0000)－5．152762( 0．0000)－5．152762( 0．0000)－5．308684( 0．0000)Grouprho( 组间)3．285876( 0．0018)2．027404( 0．0511)2．055868( 0．0482)1．594380( 0．1119)GroupPP( 组间)0．943607( 0．2556)－11．24140( 0．0000)－10．71959( 0．0000)－5．481418( 0．0000)GroupADF( 组间)－32．75527( 0．0000)－10．07287( 0．0000)－10．07287( 0．0000)－3．226873( 0．0022)注: ( ) 内是prob． 值，代表了统计值是否分别是在1%，5%和10%的显著水平上拒绝原假设; prob． 指伴随概率，即接受原假设的概率表4 实证结果Tab．4Theempirical results模型1 模型2 模型3 模型4LnNG－1．757791( －2．242073)－1．638026( －2．083216)－0．934420( 2．123806)LnZJ0．368805( 0．672692)－0．405299( －1．055480)0．537269( 2．067009)LnGZ0．563676( 0．996524)0．386296( 0．672648)LnJY0．349505( 0．889903)0．177411( 0．449969)0．699646( 4．510284)0．654831( 4．318165)注: ， ，* 分别代表了统计值在1%，5%和10%的水平上显著通过表3可以看出，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9 2 第1期 孙玉娜等 农村劳动力流动农业发展和中国土地流转
　　3 小结
　　虽然中国农村劳动力迁移和土地流转的开始时间基本上都在1978年以后，但是农村劳动力迁移显然比土地流转更明显，虽然当前土地流转被提上日程 为什么，农村劳动力迁移和土地流转程度强烈有先有后，文中提出疑问，这样的一种情况要么是农村劳动力迁移给土地流转提供了变革空间，所以它会愈演愈烈;要么农村劳动力迁移对农业生产并没有明显的改善，需要从土地流转突破，促进农业发展为了弄清楚这种变化，对此进行了实证研究，结果表明: 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% 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成为农村土地流转的目的但是，实证结果却显示，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 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，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
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