工商资本下乡促进了农地流转吗？——来自CLDS 的经验证据

徐章星 ，张兵 ，尹鸿飞，王善高

（1. 南京农业大学金融学院，江苏 南京 210095；2. 德国哥廷根大学农业经济与农村发展系，德国 哥廷根 37073；3. 河海大学商学院，江苏 南京 210098；4. 南京农业大学经济管理学院，江苏 南京 210095）

引导农村土地经营权有序流转，实现农业适度规模经营，是发展现代农业的必由之路，也是新一轮农村改革的基本方向。农地经营权的流转可以化解耕地小规模、分散化经营格局[1]、优化农业生产要素配比[2]，增加农业产出和改善农户福利[3-4]。据农业农村部统计，截至2017年底，全国家庭承包耕地流转面积0.34 亿hm2，占家庭承包经营耕地面积的37%。在农地流转实现规模经营的过程中，资金不可或缺。城市工商资本适应了当前农地流转形势，下乡参与到农业生产和农村建设环节中。2017年在全部流转耕地中，流转入企业的面积为336.87万hm2，比上年增长8.6%，占耕地流转面积的9.8%。与农户家庭生产经营相比，投资和经营农业生产性服务业是工商资本的优势所在，有利于工商资本将先进的生产技术和管理经验引进现代农业[5-6]，进而优化生产要素配置，提升农业生产效率[7-8]。因此，工商资本下乡逐步成为工业反哺农业、实现小农户和现代农业有机衔接以及推进乡村振兴进程的一个有效路径[9-10]。

与此同时，近年来国家陆续出台多项政策文件支持工商资本下乡。2013—2019年中央一号文件多次鼓励“城市工商资本到农村发展适合企业化经营的种养业”、引导“工商资本参与乡村振兴”、要求“完善‘农户+公司’利益联结机制，促进小农户和现代农业发展有机衔接”。同时，号召“建立工商企业流转农业用地风险保障金制度”、严禁“农用地非农化”、要求“尽快制定工商资本租赁农地的准入与监管办法，严禁擅自改变农业用途”，并提出“完善工商资本租赁农地准入、监管和风险防范机制”。随着农村土地流转政策的逐渐放宽，土地流转市场开始逐渐发展，地租不断提高，加上政府的推动，农地流转由最初的自发发生在农户和亲友间逐步转变为以租金为纽带的流转，加上政策上鼓励发展适合企业化经营的现代种养业，增加了工商资本下乡参与农业生产经营的机会。除了工商资本直接租赁土地外，各类农业生产投资资金、土地信托等形式也使得农地不断地流入工商企业。因此，随着农村土地流转政策的放宽，加上投资环境的改善，在利润的驱使下，越来越多的城市工商资本开始下乡进行农业生产投资。

但是，我国工商资本与农业还处于初步融合阶段。理论上，工商资本下乡能够整合农村资源，推动农业企业化、规模化和社会化经营，降低农户分散经营风险、提高农业生产率，加上资本下乡的技术溢出效应能够提高农民的收入与就业能力[11-12]。然而，资本具有天然的逐利性，部分地区农—资矛盾严重，工商资本在下乡的过程中排挤剥夺小农，出现农民失业和无产化的现象，农业雇工逐步被异化为企业生产链条下的附属品，农民利益受损[13-15]。当资本结盟乡村精英、重组村庄权力格局时，农户明显地处在力量不对等的一方，虽逐步接受土地流转，但将土地流转给工商企业的意愿并不高[16-18]。与此同时，当前学术界对于工商资本下乡投资农业的实际情况了解不足，仅有部分地区的个案分析[19-20]，缺乏规范的实证分析。因此，关于工商资本下乡与农地流转之间的关系，仍有一系列问题亟需解决：工商资本下乡是否得到农户的响应？究竟有没有促进农地流转？其中的影响机制又是如何？有鉴于此，本文基于工商资本下乡行为异质性的视角，从租赁农地和提供机耕服务两个方面出发，首先从理论上梳理了工商资本下乡影响农户农地流转的可能路径，然后利用中国劳动力动态调查数据（CLDS2016），基于双变量Probit 模型，实证检验了工商资本下乡与农户农地流转之间的关系，探讨其影响机制，并进行了稳健性检验，以期为我国工商资本下乡提供政策依据。

1 理论分析

大量研究表明，农户土地流转决策与其农业生产能力有关[21-22]。具体而言，农户土地转入数量随着其农业生产能力的提升而增加，土地转出数量随着其农业生产能力的提升而减少，具有生产能力比较优势的农户将流入土地。

将工商资本下乡视为外生冲击，考虑到工商资本下乡行为的异质性，如果工商资本下乡利用其资金、技术等方面的优势参与农业生产经营中，那么相对而言，工商企业在农业生产中具有生产能力比较优势。换句话说，此时工商资本下乡对农户农业生产能力的冲击为负，农户有缩小农业生产经营规模的需求。事实上，工商资本下乡租赁农地进行农业规模化经营促进了农地市场发育，提升了农地市场竞争度。相较农户，工商企业具有先进的技术、较为完备的生产管理体系和销售体系，导致其农业生产能力较强，下乡租赁农地从事生产经营能够重新整合农村资源，特别是土地资源的开发，能够促进农地还权赋能，优化农业生产要素关系、改善农村要素结构和农业生产组织形式、促进农业生产技术进步。在市场的配置下，具有农业生产能力比较优势的工商企业将会流入土地，专门从事农业生产，土地要素将重新配置，实现帕累托改进；生产能力较低的一部分农户会选择转出土地，凭借其种养殖经验，受雇于工商企业所经营的农业公司，改善了农户生产生活状况，促进其非农就业，提高了农户收入。因此，工商资本下乡租赁农地将促进农户转出农地，抑制农户转入农地。

另一方面，如果工商资本下乡为农户农业生产提供惠农服务，例如机耕服务，此时工商资本下乡将提升农户的农业生产能力，农户有扩大农业生产经营规模的需求。事实上，工商资本进入农业领域带来了先进的农业生产技术和经营管理经验的溢出，带动了农户农业生产能力的提升，有助于农户扩大生产经营规模。因此，工商资本下乡提供机耕服务将促进农户转入农地，抑制农户转出农地。

通过比较工商资本下乡前后农户的农地流转决策行为可以发现，若工商资本下乡租赁农地从事农业生产经营，则相对而言，农户的农业生产能力较低，工商资本下乡对农户生产能力的冲击为负，农户的农地转出概率将增大；若工商资本下乡为农户农业生产经营提供机耕服务，则将提升农户的农业生产能力，此时农户的农地转入概率将增大。

但是，资本的天然逐利性诱使部分工商资本下乡后以农业为名加速流转农地，导致农地 “非农化”和“非粮化”，威胁粮食安全[23-25]。现阶段，在推动现代农业发展的过程中，部分地区基层政府以落实中央政策为名，在“锦标赛体制”下[26]，追求土地流转面积和流转比例的增加，利用各种扶持政策和税收优惠引入工商资本推动农地流转。同时，在“压力型体制”下[27]，基层政府为完成地区招商引资的政治目标，许诺帮助企业完成土地流转[28-29]，有的地区甚至在违背农民真实意愿的情况下，以整村推进的方式强制开展土地流转[30]。此外，一些工商企业瞄准国家优惠政策下乡租赁农地，根据中国宏观经济研究院调查的525 家工商企业显示，有意愿下乡的企业中73.3%是看中了优惠政策。并且，部分企业在经营一段时间后，发现农业投资回报率较低，对流转农地“圈而不用”，甚至出现工商企业“跑路”等情况，导致农地大片抛荒，造成了耕地资源的浪费[31-33]。相反，如果工商资本凭借其技术、渠道、品牌的优势，加上为构建新型农业经营体系提供资金支持和人才支撑，则有利于和小农户达到互利共赢，促进农业产业链延伸与农产品现代化，能够有效提升农产品加工深度和农业竞争力。例如工商企业下乡提供多元化惠农服务，将进一步提升农户生产能力，促使其流入农地，扩大农业生产经营规模。因此，工商资本下乡加速租地存在农地“非农化”风险，抑制了农户农地流出决策；工商资本下乡提供多元化惠农服务将促使农户转入农地。

工商资本下乡后，农户的农地流转机制如图1所示。

2 研究方法

2.1 模型选择

为了检验工商资本下乡对农户农地流转的影响，需要以农户农地流转行为作为因变量。由于农户的农地流转行为包括了农地转入和农地转出两种，并且这两种行为之间相互不独立，因此，本文引入双变量Probit 模型（Bivariate Probit Regression）估计农户的农地流转行为。在双变量Probit 模型中，两个方程拥有相同的自变量，同时农户农地流入与农地流出行为相关，误差项也相关，误差项的协方差等于一个固定的常数。

定义Tin表示农户是否转入土地，Tout表示农户是否转出土地；Tin*和Tout*为隐藏变量（latent variable），满足：

图1 工商资本下乡对农户农地流转行为影响机制Fig. 1 Influencing mechanism of industrial and commercial capitals investing in countryside on farmland circulation

式中：G为核心变量工商资本下乡，用家庭所在村是否有工商资本下乡来衡量；X为控制变量，表示影响农地流转的其它因素，包括农户户主个体特征、家庭特征和村居特征等；β和δ为待估参数，假设随机扰动项ε1和ε2满足均值为1，标准差为σ1和σ2、相关系数为ρ的联合正态分布。如果ρ=0，则该模型等价于两个独立的单变量Probit 模型，只需分别对其进行估计；如果ρ≠0，则说明两个方程的误差项相关，农户的农地流入和流出决策受到某些不可观测的因素共同影响，其中ρ＞0 说明增加农户转出农地可能性的不可观测因素同时会增加其转入农地的可能性，ρ＜0 说明增加农户转出农地可能性的不可观测因素也会同时减少其转入农地的可能性。

双变量Probit 模型定义为：

2.2 概率估计

以上模型表明，农户在面临农地流转决策时，有四种可能的选择：既转入土地又转出土地、只转入土地、只转出土地、以及既不转入土地又不转出土地，即（1, 1）、（1, 0）、（0, 1）和（0, 0）四种可能的结果。为提高估计效率，我们采用模拟最大似 然 法（Simulated maximun likelihood，SML） 对转入方程和转出方程同时进行联合估计。当Tin=1，Tout=1 时，

当Tin=1，Tout=0 时，

当Tin=0，Tout=1 时，

当Tin=0，Tout=0 时，

对数似然函数为：

式中：Pr(·, ·)为农户的农地流转概率，Φ(·)为一元标准正态分布累积函数，F(·)为二元正态累积分布函数。

2.3 变量选择

借鉴杨丹和高汉[34]在农户农地流转行为调查中的做法，对样本农户的农地转入和农地转出分别进行统计，将其作为农地流转行为方程的被解释变量。该指标分离了农户的农地流转行为，比农户是否参与农地流转更加客观地反映工商资本下乡后农户农地流转行为的决策。在自变量的选择上，本文考虑其它影响农户农地流转的变量包括：核心变量工商资本下乡，户主、家庭和村居特征的统计变量。此外，为了控制地区性差异，引入区域虚拟变量。

参考刘魏等[35]的做法，以“1990年以来该村是否有工商资本下乡租赁土地”和“1990年以来该村是否有工商资本下乡提供机耕服务”作为核心解释变量工商资本下乡的代理变量，从村一级层面通过土地租赁和惠农服务两个维度分别考察工商资本下乡对农户家庭土地流转的影响。

以户主性别、年龄和受教育年限衡量户主特征对农地流转的影响。户主性别对其农地流入具有负向影响，男性户主风险偏好程度相对较高，流入（出）农地的意愿越高（低）。中年农户往往拥有更为丰富的生产经验和更强的生产能力，随着生产能力和家庭责任的增强，中年农户倾向于扩大投资以增加家庭福利[36]，通过转入农地扩大农业生产的需求更大，但随年龄增加，消费需求和投资需求开始逐步下降，因此户主年龄与其农地流入（出）之间存在“倒U 型”（“正U 型”）关系。户主受教育年限衡量的是与农地流转相关的信息获取成本，户主的受教育程度越高，其利用社会资源的能力越强，获取农地流转价格、交易等方面的信息成本越低，参与农地流转的可能性越大。

以家庭是否参与合作社、2015年家庭实际耕地面积和家庭劳动力人数衡量农户土地禀赋和生产规模的变量。其中，家庭是否参与合作社、2015年家庭实际耕地面积反映了农户家庭的农业生产规模和经营能力，生产规模越大和经营能力越强，农户转入农地扩大投资规模的可能性也越大。家庭劳动力人口数越多，其生产能力越强，通过转入农地扩大农业生产的可能性也越高，但随着家庭劳动力人口的增多，受限于固定的农业生产资料，如资金、机械等，导致农业生产的边际收益减少，加上非农就业的冲击，因此家庭劳动力人数与其农地流入（出）之间存在“倒U 型”（“正U 型”）关系。此外，家庭是否是贫困户对其农地流转行为的影响是不确定的，一方面，贫困家庭更可能转出农地从事非农就业以此获得更高的收入回报，另一方面可能由于农户技能欠缺导致其只能在家耕种，农地作为其生存的基本财产保障，不会轻易选择转出。

同时，以农户家庭所在村农业生产女性劳动力所占比例和60 岁以上劳动力所占比例为村一级的劳动力性别结构和年龄结构的代理变量，以考察性别和年龄的同群效应对于农户家庭农地流转的影响。即在一个村内，如果以女性和老龄人口为主从事农业生产的家庭参与农地流转的现象较多（少），则某个家庭个体更有（无）可能参与到农地流转环节中。

本文考察的被解释变量、解释变量及其描述性统计见表1。

表1 相关变量的定义及描述性统计Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

2.4 数据来源

本文数据来源于2016年中国劳动力动态调查（China Labor-force Dynamic Survey，CLDS）。CLDS调查是中山大学社会科学调查中心主持的一个全国性大型社会调查项目，“2016年CLDS”调查在全国（除港澳台、西藏、海南外）29 个省、直辖市、自治区展开，共完成了401 个村居社区问卷，14226份家庭问卷，21086 份15～64 岁劳动力人口个体问卷。CLDS 采用多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的概率抽样方法，并在国内率先采用轮换样本追踪方式，既能较好地适应中国剧烈的变迁环境，又能同时兼顾横截面调查的特点。

在实证分析中，本文选择的数据为：匹配家庭问卷和村居问卷；剔除户主的个人特征变量以及家庭特征变量如户主性别、年龄、受教育程度、家庭实际耕地面积和家庭劳动力人数等变量数据缺失或记录为“不知道”等的样本；考虑到本文的研究内容是农户农地流转行为，因此将家庭地区限制在农村。经过筛选，最终得到了8185 个样本。

3 结果与分析

3.1 描述性统计分析

在农地流转方面，在全部样本中，有789 户农户转入了农地，占样本总数的9.64%，有991 户农户转出了农地，占比12.11%，由此可以看出，当前农户的农地流转程度还相对较低。在工商资本下乡方面，有44.46%的农村工商资本以租赁农地的形式下乡，有25.01%的农村工商资本通过提供机耕服务的形式下乡（表1），说明下乡租赁农地是当前我国工商资本下乡的最常见形式。在控制变量方面，户主受教育年限平均值为6.33年，而且在全样本中户主受教育程度在初中及以下占比87.66%，说明现阶段我国农村户主文化程度较低。当前农村户主仍以男性为主，户主平均年龄为53.87 岁，结合村居老年劳动力和女性劳动力占比均值为35.64%和48.20%来看，目前农业生产呈现老龄化和女性化趋势。家庭劳动力人数均值为3.11 人，在全样本中劳动力人数在3 人及以下的家庭占比为60.49%，同时家庭耕地面积平均值为0.37 hm2，参与合作社的家庭占比5.83%，表明现阶段家庭农业生产规模较小。

在全部样本中，有21.17%的调查农户其村有工商资本不止一次下乡租赁过农地，有72.06%的调查农户其村有工商资本下乡提供多元化惠农服务（表2）。相较工商资本下乡租赁农地占比44.46%，下乡企业有近一半不止一次租赁农地；相较提供机耕服务的工商企业占比25.01%，多元化惠农服务扩充了工商资本下乡范围。其中可能的原因是农业生产利润驱使企业租赁和加速租赁农地；提供机耕服务和多元化惠农服务提升了农户家庭农业生产力，实现了家庭农业生产和企业农业生产的互利共赢，在一定程度上促进了小农户和现代农业有机衔接。

表2 工商资本下乡特征Table 2 Characteristics of industrial and commercial capitals investing in countryside

3.2 工商资本下乡对农户土地流转的影响

本文运用Stata13 软件对农户土地流入和流出行为进行双变量Probit 模型进行估计，模型的ρ值分别为-0.0849 和-0.0784（表3），且通过了似然比显著性检验，表明农户农地转入方程和转出方程之间存在联立关系，且农地转入和转出决策都受到工商资本下乡等变量的影响。解释变量的回归结果基本符合预期。

表3 工商资本下乡行为的双变量Probit 模型回归结果Table 3 Bivariate Probit model regression results of the behavior for industrial and commercial capitalsinvesting in countryside

从工商企业租赁土地的角度来看，农户农地流入模型的估计结果显示，工商资本下乡对农户农地转入具有显著的负向影响。由此表明，工商企业下乡凭借其资本优势租赁农地抑制了农户的农地转入行为。户主年龄和农户农地转入行为之间呈“倒U型”关系，年龄拐点为46 岁，表明相较于其它年龄段农户，中年农户的农地转入意愿最强。农户家庭劳动力人数与农地转入行为之间呈“倒U 型”关系，劳动力人口数拐点为4.8 人，表明相对于其它劳动力规模的农户，中等劳动力人数的家庭更倾向于转入农地，其中可能的原因是家庭劳动力人数需要与之相匹配的农地规模，但我国现阶段仍是一家一户的小农生产居多，家庭最优耕地面积规模受限于资本以及其它生产要素，随着农地的不断流入，劳动力边际收益递减。此外，户主性别、家庭是否参与合作社和家庭耕地面积对农地转入成正向影响，村级老年劳动力对于农地转入有负向影响。从农地转出方面来看，工商资本下乡对农户农地转出决策在影响方向上为正，但在统计上不显著。户主年龄和农户农地转出行为之间呈“正U 型”关系，年龄拐点为 43 岁，表明相较于其它年龄段农户，中年农户的农地转出意愿最小。由此表明，中年农户年富力强，其从事农业生产年限较长，生产经验较丰富，抗风险能力也更强，导致其农地转入意愿最强，转出意愿最小。农户家庭为贫困户、村里老年人口家庭越多的农户与农地转出正向显著，其中可能的原因是贫困户更愿意转出农地从事非农就业，增加工资性收入；老年劳动力体能有限，更愿意转出农地获得租金，增加家庭财产性收入。此外，在农地流入和流出方程中，尽管户主受教育程度在统计上并不显著，但影响方向与预期一致。

从工商企业提供机耕服务的角度来看，农户农地流入模型的估计结果显示，工商资本下乡对其农地转入具有显著的正向影响。这表明，工商资本下乡为农户提供机耕服务提升了农户的生产效率，有助于农户扩大农业生产规模，促进了农户农地的流入。与前文一致，农户性别、家庭是否参与合作社和家庭耕地面积与农地流入呈正向关系，户主年龄与农地流入呈 “倒U 型”关系，年龄拐点为46 岁，家庭劳动力与农地转入行为之间呈“倒U 型”关系，劳动力人口数拐点为4.7 人，村级老年劳动力对于农地转入有负向影响。对于农地流出而言，工商资本下乡提供机耕服务对农户农地转出具有显著的负向影响。户主年龄与农地流出呈“正U 型”关系，年龄的拐点为 43 岁，家庭是否是贫困户和村级老年劳动力比例对农地流出具有显著的正向影响。此外，在农地流入和流出模型的估计结果中，尽管户主受教育程度在统计上并不显著，但影响方向与预期一致。

由工商资本下乡的行为比较可见，农户的农地流转行为及其影响因素存在显著差异。从农地流入来看，工商资本下乡对农户生产产生了外生冲击，农地流向具备比较生产优势的一方，相较农户家庭，工商企业凭借其资金、技术、信息等方面的优势租赁土地从事农业生产将更具比较生产优势，工商企业提供机耕服务将提升农户家庭生产力。从农地流出来看，工商企业下乡租赁对农户农地转出影响不显著，其中可能的原因是农地经营权是农民的一项重要的财产权利，由于工商资本下乡租赁土地的过程中存在农地“非农化”和“非粮化”的现象，农户更倾向于将农地作为一种生活保障，因此不愿意转出。同时，工商资本下乡提供机耕服务则提升了农户的生产能力，增加了农户的农业收入，促进了农户转入农地，抑制了农地转出。

3.3 工商资本下乡强度对农户土地流转的影响

为了验证工商资本下乡强度对农户农地流转的影响，以“1990年以来是否有工商企业不止一次下乡租赁土地”和“该村是否有工商资企业下乡提供多元化惠农服务”为代理变量来衡量工商资本下乡强度，多元化惠农服务包括提供机耕服务、实行统一灌溉排水、防治病虫害、购买生产资料、实行种植规划等。模型的回归结果见表4。结果显示，除了个别控制变量在显著性水平上有所差别，其余变量回归系数符号与预期保持一致，本文的研究结论未发生实质性改变。

表4 工商资本下乡强度的双变量Probit 模型回归结果Table 4 Bivariate Probit model regression results of the intensity for industrial and commercial capitals investing in countryside

根据实证结果可以发现，随着工商企业下乡租赁农地的强度增加，既抑制了农户农地的转入，也抑制了农地的转出。其中可能的原因是，一方面，相较农户家庭生产，工商企业凭借其资金、技术等方面的优势，在农地流转环节中竞争力较强，加速租赁农地进一步抑制了农户农地的转入；另一方面，在利益的驱使下，工商企业加速租赁农地，存在农地“非农化”和“非粮化”的风险，导致农户土地权利受损[37-39]，因此抑制了农户的农地转出。如果工商资本下乡向农户提供多元化的惠农服务，将促进农户的土地转入，进一步提升农户的生产力水平，促进其扩大生产规模，同时对于原本生产能力较弱的农户，提升了其生产力水平，抑制了其农地转出。通过比较工商企业提供多元化惠农服务与提供机耕服务系数，工商资本对农地流入促进性增强（0.2220和0.1841），对农地流出抑制性减弱（-0.1456 和-0.2310），其中可能的原因是工商企业下乡提供多元的惠农服务将进一步提升农户家庭的农业生产能力，但农户生产的增收效应与成本效应的相互叠加影响了农地转出。因此，相较工商资本下乡提供机耕服务，提供多元化惠农服务将对农户农地流入促进性增加，农地流出抑制性减弱。

3.4 稳健性检验分析

进一步，改变因变量，使用农地转入和转出面积作为衡量，以双变量Tobit模型来进行稳健性检验，其结果见表5。双变量Tobit 模型均通过似然比检验，其它控制变量的显著性与前文一致。与前文结论一致，工商资本下乡租赁土地抑制了农户转入农地面积的扩大，对转出农地面积无显著影响。随着工商资本租赁农地的强度增加，将大幅抑制农户转入农地面积，同时抑制了农户转出农地面积。此外，工商资本下乡提供机耕服务将促进农户土地转入面积扩大，抑制农户土地转出面积扩大。随着工商企业提供惠农服务的多元化，农户生产能力进一步提升，将促进农户转入土地面积的扩大，抑制农户转出土地面积的扩大。

表5 工商资本下乡的双变量Tobit 模型回归结果Table 5 Bivariate Tobit model regression results for industrial and commercial capitals investing in countryside

4 结论与启示

4.1 结论

研究表明，总体上，工商资本下乡对农地流转具有一定的促进作用，而且工商资本下乡对农户农地流转的影响存在明显的异质性，这种异质性主要来自工商资本下乡的形式。具体而言，工商企业下乡租赁农地，则会抑制了农户转入农地，但对农户农地转出决策无显著影响；工商企业下乡对农户提供机耕服务，则会提升农户的农业生产能力，促进农户转入农地，抑制农户转出农地。

除此以外，随着工商资本下乡租赁农地的强度增加，抑制了农户农地的转入和转出。如果工商资本下乡向农户提供多元化的惠农服务，将进一步提升农户的农业生产能力，促进农户转入农地，抑制其转出农地。

4.2 启示

为了进一步引导和保护工商资本下乡的积极性并兼顾农民利益，需要加强对工商企业对投资农业长期性、复杂性和风险性的认识，防止大量涉农项目“烂尾”和资本“跑路”现象的发生；同时警惕工商资本下乡过程中大量“圈地”却不直接开发的土地“非粮化”和“非农化”现象；鼓励工商资本在保证农户土地权利的基础上下乡从事农业生产经营，并为农户家庭生产提供多元化惠农服务，以实现小农户与现代农业的有机衔接。

在经济基础较好的地区，加快建立工商资本与农民的利益联结机制，探索保障农民利益基础下的工商资本发展模式、管理范式和配套制度；同时完善土地交易流转市场，加强对土地流转的监督和管理，明确各主体的权利和义务，保障流转双方尤其是处于相对弱势地位的农民权益，促进土地承包关系的长期稳定。

需要说明的是，本文的一个不足之处是，由于数据可获得性的限制，未从企业层面研究其对于农地的需求，而这对于其开展农业生产经营、吸引当地农户成为农业企业雇工等方面具有重要意义。同时值得注意的是，工商资本下乡在虽然一定程度上弥补了农业生产的资金缺位问题，但下乡企业对信贷资金需求将更加强烈。因此，开展实地调研，研究下乡企业信贷配置及其经济后果将是进一步研究的重点。

致谢：感谢中山大学社会科学调查中心中国劳动力动态调查（CLDS）数据库的支持。