農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展影響機(jī)制研究

■楊增旭 博士 胡應(yīng)得（、棗莊學(xué)院 山東棗莊 7760 、浙江工業(yè)大學(xué) 杭州 3003）

理論分析與研究假設(shè)

（一）理論分析框架

當(dāng)前有關(guān)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的研究表明，生產(chǎn)性服務(wù)由“內(nèi)部化”向“外部化”演進(jìn)規(guī)律和專業(yè)化分工理論是分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的兩個(gè)重要理論。

生產(chǎn)性服務(wù)由“內(nèi)部化”向“外部化”演進(jìn)規(guī)律最早是由Ochel etal.（1987）、格魯伯（1989）提出的，主要是指隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)體制的完善，經(jīng)濟(jì)組織會(huì)更傾向于通過“外部化”市場(chǎng)獲取所需的生產(chǎn)性服務(wù)而不是由“內(nèi)部化”自身來提供，其原因在于經(jīng)濟(jì)組織對(duì)一項(xiàng)生產(chǎn)性服務(wù)是選擇“內(nèi)部化”還是“外部化”取決于兩者成本的對(duì)比，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)體制完善使得“外部化”成本低于“內(nèi)部化”成本，促使經(jīng)濟(jì)組織選擇從外部市場(chǎng)購買生產(chǎn)性服務(wù)。

專業(yè)化分工理論秉承于亞當(dāng)·斯密的觀點(diǎn)，即分工和專業(yè)化是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵性因素。楊格（1928）進(jìn)一步的研究表明，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間專業(yè)化分工需要發(fā)展間接或迂回生產(chǎn)方式，楊小凱（2003）基于新興古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的分析也表明，經(jīng)濟(jì)體專業(yè)化水平越高，越需要外部的迂回生產(chǎn)方式，即從外部市場(chǎng)購買生產(chǎn)性服務(wù)。這些理論為本文分析農(nóng)村勞動(dòng)力流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響機(jī)制提供了重要啟示。

（二）研究假設(shè)

1.農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與生產(chǎn)性服務(wù)由“內(nèi)部化”向“外部化”演進(jìn)規(guī)律。一般認(rèn)為，農(nóng)戶的生產(chǎn)決策是以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)的。在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)中，農(nóng)戶自給自足，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全過程主要是由農(nóng)戶完成的；在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的過程中，城鄉(xiāng)收入差距促使農(nóng)戶家庭為增加非農(nóng)業(yè)收入、獲取更大的收益而在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間重新配置勞動(dòng)力，農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移使得農(nóng)戶完成全部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的組織管理成本越來越高，同時(shí)，市場(chǎng)機(jī)制不斷完善降低了外部化的生產(chǎn)費(fèi)用與交易費(fèi)用。當(dāng)農(nóng)戶完成某些農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的“內(nèi)部化”成本大于“外部化”成本時(shí)，農(nóng)戶就會(huì)將這些生產(chǎn)環(huán)節(jié)交給農(nóng)戶家庭以外的服務(wù)組織完成。即，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移因農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的提高而增加了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的需求。因此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有同方向變化關(guān)系。

2.農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流動(dòng)與生產(chǎn)專業(yè)化分工。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的加快，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者因農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流動(dòng)而逐漸分化為傳統(tǒng)農(nóng)戶、專業(yè)型農(nóng)戶、半工半農(nóng)型農(nóng)戶和非農(nóng)農(nóng)戶等類型（黃祖輝、俞寧，2010）。推動(dòng)半工半農(nóng)型農(nóng)戶向?qū)I(yè)型農(nóng)戶轉(zhuǎn)變有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化水平，從而推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。楊小凱（2003）對(duì)不同類型生產(chǎn)模式的經(jīng)濟(jì)體選擇行為的研究表明，市場(chǎng)交易效率和勞動(dòng)生產(chǎn)率越高是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)體采用專業(yè)化生產(chǎn)模式的重要原因。速水佑次郎等（2003）的研究表明，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率取決于土地產(chǎn)出率和土地勞動(dòng)比。鑒于人力資本水平是報(bào)酬遞增的源泉（舒爾茨，1999），較高的農(nóng)業(yè)人力資本水平會(huì)提高農(nóng)業(yè)的土地產(chǎn)出率。而土地勞動(dòng)比實(shí)際上反映了農(nóng)戶耕地面積的變化。因此，本文提出以下兩個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2：農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人力資本水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)同方向變化關(guān)系。

假設(shè)3：農(nóng)戶耕地面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平呈同方向變化關(guān)系。

3.農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與市場(chǎng)交易效率。以上的分析還表明，提高市場(chǎng)交易效率有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移而從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的過程（郝愛民，2013），城鎮(zhèn)自身擁有便捷的交通、通訊和信息網(wǎng)絡(luò)條件，推進(jìn)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程可以把分散、封閉的農(nóng)村市場(chǎng)納入到以城市為中心的統(tǒng)一、開放的市場(chǎng)體系中，這不僅有利于實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)，還可以使農(nóng)戶能夠方便地獲得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、市場(chǎng)的信息與服務(wù)，從而提高市場(chǎng)交易效率。因此，本文提出以下研究假設(shè)：

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)影響估計(jì)結(jié)果

假設(shè)4：城鎮(zhèn)化的發(fā)展與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有同方向關(guān)系。

變量設(shè)定和模型選擇

（一）變量設(shè)定

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平衡量指標(biāo)的選擇因數(shù)據(jù)來源的不同而不同。以投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究通常采用生產(chǎn)性服務(wù)投入率指標(biāo)，即生產(chǎn)性服務(wù)投入占全部投入的比重（汪建豐、劉俊威，2011；韓堅(jiān)、尹國(guó)俊，2006），而采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)或者面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究通常以生產(chǎn)性服務(wù)投入量占經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出的比重作為替代變量（王輝，20410；程大中，2008）。鑒于本文采用面板數(shù)據(jù)，因此，本文選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)支出占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重，即農(nóng)林牧漁業(yè)中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的中間投入率作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)。

農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入。借鑒王波等（2012）的研究，本文以各省農(nóng)村居民人均工資性收入表示農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入，并利用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。

農(nóng)戶耕地面積。本文以戶均耕地面積，即各省農(nóng)業(yè)耕地面積與各省農(nóng)村農(nóng)戶數(shù)的比值表示。

農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人力資本水平。本文中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人力資本水平的測(cè)算參照李谷成（2009）的研究，以人力資本擴(kuò)展型勞動(dòng)力變量Hi度量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人力資本水平。其基本思路是：假定一省內(nèi)部農(nóng)業(yè)人力資本擴(kuò)展型勞動(dòng)力Hi表示為：示接受Ei年正規(guī)教育勞動(dòng)力的生產(chǎn)效率；eΦ(Ei)表示教育收益率，是指多接受一年正規(guī)教育使勞動(dòng)者生產(chǎn)效率提高的比例；Li表示農(nóng)林牧漁總勞動(dòng)力數(shù)量。農(nóng)村居民受教育程度在統(tǒng)計(jì)上劃分為文盲及半文盲、小學(xué)、初中、高中、中專、大專及以上六類，相應(yīng)的受教育年數(shù)為0年、6年、9年、12年、12年和15.5年，根據(jù)相關(guān)研究確定教育年數(shù)在0-6年間的教育收益率為0.18，6-12年間為0.134，12年以上為0.151。據(jù)此計(jì)算出各省區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力平均人力資本水平。

城鎮(zhèn)化水平。本文以各省城鎮(zhèn)常駐人口數(shù)量占各省全部人口總量的比值來衡量城鎮(zhèn)化水平。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

本文各變量的原始數(shù)據(jù)來源于1996-2010年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。鑒于20世紀(jì)90年代中期以后農(nóng)村勞動(dòng)力工資收入快速增長(zhǎng)的事實(shí)，以及2010年以后《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》不再提供分省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)投入量數(shù)據(jù)，本文實(shí)證分析的時(shí)間范圍選擇為1996-2010年。由于在此期間，西藏和重慶的數(shù)據(jù)存在較多的缺失，因此，在本文所采用的省級(jí)面板數(shù)據(jù)中未包括重慶和西藏的數(shù)據(jù)。

（二）模型選擇

本文采用以下的面板數(shù)據(jù)模型來分析勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響：

其中，i代表截面單位（各省級(jí)單位），t代表不同的時(shí)期。a1為截距項(xiàng)，bi為待估計(jì)參數(shù)向量。因變量Y為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平；解釋變量X1表示農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入，X2表示農(nóng)戶耕地面積，X3表示農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的人力資本水平，X4表示城鎮(zhèn)化水平。ε為模型誤差項(xiàng)。

計(jì)量結(jié)果及分析

（一）計(jì)量結(jié)果分析

本研究計(jì)量分析采用stata12統(tǒng)計(jì)軟件。混合回歸模型和固定效應(yīng)模型的比較表明，本研究采用固定效應(yīng)模型顯著優(yōu)于混合回歸模型；固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型比較的Hausman檢驗(yàn)的p值為0.5832，這表明，本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型顯著優(yōu)于固定效應(yīng)模型。因此，本研究選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，隨機(jī)效應(yīng)模型采用了聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差，同時(shí)采用FGLS和MLS兩種方法進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型研究。具體結(jié)果如表2所示。

從模型估計(jì)結(jié)果來看，隨機(jī)效應(yīng)模型（FGLS）的Wald chi2（5）值為64.99，總體顯著性水平為0.0000，隨機(jī)效應(yīng)模型（MLS）的LR chi2（5）值為209.83，總體顯著性水平為0.0000，這說明隨機(jī)效應(yīng)模型總體擬合效果較好。各解釋變量的計(jì)量結(jié)果具體分析如下：

首先，農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入在1%顯著水平上與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平具有正向關(guān)系，這與假設(shè)1具有一致性。農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的重要內(nèi)容，王波（2012）針對(duì)農(nóng)村居民非農(nóng)業(yè)收入對(duì)農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)機(jī)械決策的影響因素分析也證實(shí)了這一點(diǎn)。這說明，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移通過增加農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。同時(shí)，農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的平方在1%顯著水平上與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展水平具有反向關(guān)系，即，農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)從長(zhǎng)期來看無法促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。導(dǎo)致這一結(jié)果可能的原因，一是農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入水平的增長(zhǎng)隱含著農(nóng)戶從以農(nóng)業(yè)為主的兼業(yè)經(jīng)營(yíng)向以非農(nóng)業(yè)為主的兼業(yè)經(jīng)營(yíng)的轉(zhuǎn)變，當(dāng)農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入成為農(nóng)戶收入的主要來源時(shí)，農(nóng)戶會(huì)將更多的資源投入到非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，可能不會(huì)繼續(xù)增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的支出；二是農(nóng)戶因其勞動(dòng)力大量向非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移會(huì)產(chǎn)生雇工需求，當(dāng)農(nóng)業(yè)雇工工資因農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)業(yè)工資水平上升而上升時(shí)（陳會(huì)廣，2010），農(nóng)戶家庭為保持正常的農(nóng)業(yè)收益也可能不會(huì)繼續(xù)增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的支出。

其次，農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平在5%的顯著水平上與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有正向關(guān)系。這說明，農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平的提高有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，這與假設(shè)2具有一致性。

再次，農(nóng)戶耕地面積在5%的顯著性水平上與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有正向關(guān)系。這說明，農(nóng)戶耕地面積的增加有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，這與假設(shè)3具有一致性。

最后，城鎮(zhèn)化水平在10%的顯著性水平上與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有正向關(guān)系。這說明城鎮(zhèn)化水平的提高有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。這與假設(shè)4具有一致性。

（二）進(jìn)一步的討論

20世紀(jì)90年代以來，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模不斷擴(kuò)大，全國(guó)人口普查的數(shù)據(jù)顯示，其數(shù)量從1990年“四普”時(shí)的4241.86萬人增加到2010年“六普”時(shí)的15339.69萬人。大量農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移一方面降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的人力資本水平，這是因?yàn)槲覈?guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的年齡分布主要集中在15-49歲，同時(shí)，這個(gè)年齡段的農(nóng)村勞動(dòng)力的受教育水平也是相對(duì)較高的（見表3）；另一方面是并沒有因此出現(xiàn)農(nóng)地的大規(guī)模流轉(zhuǎn)，2008年17省農(nóng)村調(diào)研數(shù)據(jù)表明（葉劍平等，2010），69.5%的樣本農(nóng)戶未進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，且農(nóng)地流轉(zhuǎn)中79.2%發(fā)生在本村，這可能與我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)化成本高、農(nóng)地的非生產(chǎn)性效益大和農(nóng)地流轉(zhuǎn)成本高有關(guān)（錢忠好，2008）。

由此表明，農(nóng)村勞動(dòng)力大量向城鎮(zhèn)和第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移降低了農(nóng)村勞動(dòng)力的人力資本水平，以及并未因此形成農(nóng)地較大規(guī)模流轉(zhuǎn)，農(nóng)戶仍然以小規(guī)模的經(jīng)營(yíng)為主，這些顯然抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

表3 農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)年齡和受教育水平特征 （單位：%）

結(jié)論與啟示

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)于推動(dòng)我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有重要意義。本文根據(jù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的相關(guān)理論，從理論上分析了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)化轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響機(jī)制，并利用1996-2010年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入、人力資本水平、農(nóng)戶耕地面積和城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有同方向變化關(guān)系，但從長(zhǎng)期趨勢(shì)上，農(nóng)戶非農(nóng)收入的增加并不能促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移因農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的增加和城鎮(zhèn)化水平提高而促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，但是進(jìn)一步分析表明，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移因降低了農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平和并未提高農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模而不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

本研究具有以下政策啟示：一是我國(guó)十八屆三中全會(huì)確定的有關(guān)促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策措施，例如，“賦予農(nóng)民對(duì)承包地占有、使用、收益、流轉(zhuǎn)及承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押、擔(dān)保權(quán)能，允許農(nóng)民以承包經(jīng)營(yíng)權(quán)入股發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)”等政策，因可以提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化水平，而有利于推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。二是向農(nóng)村勞動(dòng)力提供農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)因可以提升農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平而有利于推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。三是加快小城鎮(zhèn)建設(shè)，提升我國(guó)城鎮(zhèn)化水平因可以提高市場(chǎng)交易效率而有利于推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

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