農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)分析

周芳雅

(重慶工商大學(xué)/長江上游經(jīng)濟(jì)研究中心，重慶 401331)

引言

十八大以來，黨中央始終把糧食安全作為治國理政的頭等大事，先后提出了“飯碗論”、“底線論”、“紅線論”等一系列新論斷；2021年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)，“要保證農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革深入推進(jìn)，糧食播種面積保持穩(wěn)定、產(chǎn)量達(dá)到1.3萬億斤以上”。勞動(dòng)力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)鍵要素之一。然而，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，我國糧食生產(chǎn)面臨著農(nóng)村空心化、農(nóng)民老齡化的現(xiàn)實(shí)困境。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大量流失，成為嚴(yán)重制約我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要因素。如何破局,“加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)，突破農(nóng)業(yè)關(guān)鍵核心技術(shù)”為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指明了方向、帶來了新的發(fā)展機(jī)遇。

諸多學(xué)者探討了農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益的影響。何蒲明等[1]研究發(fā)現(xiàn)，單位勞動(dòng)力對(duì)糧食單位面積產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率為2%，而農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用將有效緩解農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的短缺；王曉兵等[2]進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械和勞動(dòng)力的相對(duì)價(jià)格是影響其替代能力的主要影響因素之一。胡雪枝等[3]認(rèn)為，農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)勞動(dòng)力的替代并沒有影響適宜機(jī)械化生產(chǎn)作物的單位面積產(chǎn)量；與此同時(shí)，李偉[4]、張露等[5]、楊宗耀等[6]研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高不僅擴(kuò)大了區(qū)域內(nèi)糧食作物的種植面積，還擴(kuò)大了相鄰區(qū)域糧食作物的種植面積。此外，周振[7]、李谷成等[8]、唐林等[9]學(xué)者發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高不僅可以通過影響糧食的產(chǎn)出直接提高農(nóng)民收入，還能通過勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移間接增加非農(nóng)收入。

現(xiàn)有研究雖然已經(jīng)取得了豐碩的成果，但也明顯存在不足之處。在研究方法上，已有研究多將農(nóng)機(jī)總動(dòng)力作為衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的唯一指標(biāo)，忽略了不同農(nóng)機(jī)類型(大中型農(nóng)機(jī)和小型農(nóng)機(jī))對(duì)勞動(dòng)力投入空間溢出效應(yīng)的不同影響。在研究內(nèi)容上，現(xiàn)有研究重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)機(jī)跨區(qū)在跨緯度地區(qū)產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)，忽略了其在同緯度地區(qū)的空間溢出效應(yīng)。鑒于此，本文將從2方面展開研究：深入檢驗(yàn)不同農(nóng)機(jī)類型對(duì)勞動(dòng)力投入空間溢出效應(yīng)的不同影響；進(jìn)一步驗(yàn)證農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)的時(shí)空異質(zhì)性。

1 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

1.1 模型設(shè)定

本文以2004—2018年我國23個(gè)水稻主產(chǎn)區(qū)水稻生產(chǎn)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建空間杜賓模型，深入分析農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)不同機(jī)械類型對(duì)勞動(dòng)力投入空間溢出效應(yīng)的不同影響。本文實(shí)證部分使用Stata 15軟件進(jìn)行計(jì)算。

本文的空間杜賓模型設(shè)定如下：

lnlabit=α0+α1lnmit+α2lnXit+α3W×lnmit+α4∑W×lnXit+εit

(1)

lnlabit=α0+α1lnlmit+α2lnXit+α3W×lnlmit+α4∑W×lnXit+εit

(2)

lnlabit=α0+α1lnsmit+α2lnXit+α3W×lnsmit+α4∑W×lnXit+εit

(3)

式中，i代表水稻主產(chǎn)區(qū)各個(gè)省(市)(i=1，2，3，……，23)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；lnlabit是因變量，表示i省份在t年投入與水稻生產(chǎn)的勞動(dòng)力投入(d·667m-2)的對(duì)數(shù)；lnmit、lnlmit、lnsmit為自變量，lnmit表示i省份在t年投入于水稻生產(chǎn)的農(nóng)機(jī)總動(dòng)力(kW·h·667m-2)的對(duì)數(shù)，用于反映各省份水稻生產(chǎn)過程中的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平，lnlmit和lnsmit分別表示i省份在t年投入于水稻生產(chǎn)的大中型拖拉機(jī)動(dòng)力和小型拖拉機(jī)動(dòng)力(kW·h·667m-2)的對(duì)數(shù)，用于反映各省份水稻生產(chǎn)過程中的大中型農(nóng)機(jī)和小型農(nóng)機(jī)的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平。

每667m2水稻農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力=(農(nóng)機(jī)總動(dòng)力/農(nóng)作物播種面積)×(水稻播種面積/農(nóng)作物播種面積)

每667m2水稻大中型拖拉機(jī)動(dòng)力和每667m2水稻小型拖拉機(jī)動(dòng)力計(jì)算方法同每667m2水稻農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力。

此外，本文包含如下控制變量：化肥施用量(fer)，用每667m2水稻化肥費(fèi)用來表示，元·667m-2，并使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)剔除價(jià)格影響；城鎮(zhèn)化(urb)，用常住城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬浚?；財(cái)政支農(nóng)(gov)，采用農(nóng)業(yè)財(cái)政支出占地方總財(cái)政支出的比重來衡量(財(cái)政支農(nóng)支出的統(tǒng)計(jì)口徑在2003年和2007年發(fā)生變化，在2003年以前，財(cái)政支農(nóng)費(fèi)用主要包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出和農(nóng)林氣象等部門事業(yè)費(fèi)；2003—2006年，財(cái)政支農(nóng)費(fèi)用則包括農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)；2007年以后，財(cái)政支農(nóng)費(fèi)用僅體現(xiàn)為農(nóng)林水事務(wù)支出；將統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整前后的數(shù)據(jù)進(jìn)行比對(duì)，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)是平滑的)，%；農(nóng)業(yè)發(fā)展水平(dev)，采用第一產(chǎn)業(yè)增加值占比來表示，%；基礎(chǔ)設(shè)施(inf)，用每個(gè)行政村擁有的等外公路里程來體現(xiàn)，km/村。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文的原始數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局、EPS數(shù)據(jù)庫、《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》(2005—2019)、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005—2019)、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005—2019)、《中國農(nóng)業(yè)機(jī)械工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005—2019)、《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005—2019)，對(duì)個(gè)別省份的缺失數(shù)據(jù)取前后2項(xiàng)平均值進(jìn)行填補(bǔ)。表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

2 參數(shù)估計(jì)與結(jié)果討論

2.1 農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)

由表2可知，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)勞動(dòng)力投入具有顯著的負(fù)向影響，但其空間溢出效應(yīng)不顯著。而大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入具有顯著的負(fù)向影響，且空間溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，表明大中型農(nóng)機(jī)不但能減少本地區(qū)的勞動(dòng)力投入，而且也能降低周邊地區(qū)的勞動(dòng)力投入。此外，雖然小型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入具有顯著的負(fù)向影響，但其空間溢出效應(yīng)不顯著，這表明小型農(nóng)機(jī)主要是節(jié)約本地區(qū)的勞動(dòng)力投入?？傮w來看，在我國水稻生產(chǎn)中，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)主要來自于大中型農(nóng)機(jī)，這與我國大中型農(nóng)機(jī)多用于開展跨區(qū)作業(yè)的實(shí)際情況相符。

表2 空間杜賓模型結(jié)果

由于空間杜賓模型的估計(jì)參數(shù)并不表示空間溢出效應(yīng)的大小。因此，本文通過求解偏微分進(jìn)一步估計(jì)大中型農(nóng)機(jī)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總體效應(yīng)。其中，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的直接影響彈性系數(shù)為-0.052，即大中型農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平每提升1%，可使本地勞動(dòng)力投入節(jié)約0.052%；就間接效應(yīng)來看，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的間接影響彈性系數(shù)為-0.060，是直接影響彈性系數(shù)的1.154倍。由此表明，我國大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的替代作用不僅存在直接效應(yīng)，而且存在間接效應(yīng)。換言之，大中型農(nóng)機(jī)的對(duì)象并不僅僅限于本省地區(qū)，而且還能通過跨區(qū)作業(yè)服務(wù)周邊地區(qū)。鑒于此，本文將進(jìn)一步探討水稻生產(chǎn)中大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入空間溢出效應(yīng)的時(shí)空異質(zhì)性。

2.2 空間溢出效應(yīng)的空間異質(zhì)性

我國幅員遼闊、南北溫差大，導(dǎo)致不同區(qū)域糧食作物生產(chǎn)存在時(shí)間差異，這為大中型農(nóng)機(jī)跨區(qū)作業(yè)創(chuàng)造了條件。已有研究表明，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)糧食生產(chǎn)的空間溢出效應(yīng)在跨緯度與同緯度地區(qū)之間存在顯著差異[10]。因此，本文以地理分布為依據(jù)，將部分水稻主產(chǎn)區(qū)劃分為跨緯度地區(qū)和同緯度地區(qū)2個(gè)組別，進(jìn)一步探究大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入空間溢出效應(yīng)的空間異質(zhì)性。其中，處于跨緯度的水稻主產(chǎn)區(qū)包含安徽、江西、湖北、湖南、河南5個(gè)省份；處于同緯度的水稻主產(chǎn)區(qū)包含江蘇、安徽、湖北、重慶、四川5個(gè)地區(qū)。空間杜賓模型及空間權(quán)重矩陣的設(shè)定均參考主模型。

由表3可知，跨緯度地區(qū)大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的直接影響顯著為負(fù)，空間溢出效應(yīng)也顯著為負(fù)，這表明在跨緯度地區(qū)大中型農(nóng)機(jī)不僅能節(jié)約本地區(qū)的勞動(dòng)力投入，而且能降低周邊地區(qū)的勞動(dòng)力投入。結(jié)合表4可知，就直接效應(yīng)來看，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的直接影響彈性系數(shù)為-0.203，即大中型農(nóng)機(jī)動(dòng)力每增加1%，本地勞動(dòng)力將節(jié)約0.203%。就間接效應(yīng)來看，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的間接影響彈性系數(shù)為-0.555，是直接影響彈性系數(shù)的2.73倍。這表明跨緯度地區(qū)大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的替代效應(yīng)主要體現(xiàn)在空間溢出效應(yīng)上，這與其利用作物成熟時(shí)間差“由南到北”的跨緯度作業(yè)，從而節(jié)約勞動(dòng)力投入的事實(shí)相一致。

表3 分區(qū)域空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

與此同時(shí)，同緯度地區(qū)大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，見表3。結(jié)合表4，就直接效應(yīng)而言，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的直接影響彈性系數(shù)為-0.103；就間接效應(yīng)來看，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的間接影響彈性系數(shù)為-0.119，占總體效應(yīng)的54%。這表明大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)在同緯度地區(qū)同樣存在，但溢出強(qiáng)度要弱于跨緯度地區(qū)。原因在于，同緯度地區(qū)水稻耕種收的時(shí)間大致相同，大中型農(nóng)機(jī)在滿足本省需要的前提下才開展跨區(qū)作業(yè)。

表4 分區(qū)域大中型農(nóng)機(jī)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總體效應(yīng)分解

2.3 空間溢出效應(yīng)的時(shí)間異質(zhì)性

本文根據(jù)我國農(nóng)業(yè)機(jī)械跨區(qū)機(jī)收面積的棉花，將研究期劃分為2004—2006年、2007—2012年、2013—2018年3個(gè)階段，進(jìn)一步分析大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入空間溢出效應(yīng)的時(shí)間異質(zhì)性?？臻g杜賓模型及空間矩陣的設(shè)定均參照主模型。

由表5看模型擬合度，2004—2018年模型擬合度先升后降。其中，2004—2006年，模型的擬合度為0.570，在2007—2012年階段增至0.763，2013—2018年又降至0.755。由表6看直接效應(yīng)，2004—2018年大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的直接影響均不顯著，這在一定程度上驗(yàn)證了我國大中型農(nóng)機(jī)主要用于跨區(qū)作業(yè)的觀點(diǎn)。就間接效應(yīng)來看，2004—2006年大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的間接影響彈性系數(shù)為-0.137，統(tǒng)計(jì)不顯著；2007—2012年為-0.249，在1%的

表5 分時(shí)間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

顯著性水平下通過檢驗(yàn)；2013—2018年為-0.095，在10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。究其原因，2004—2006年，我國大中型農(nóng)機(jī)數(shù)量的快速增長雖然促進(jìn)了農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的大幅提升，但由于大中型農(nóng)機(jī)跨區(qū)作業(yè)比例較低，導(dǎo)致大中型農(nóng)機(jī)不足以對(duì)勞動(dòng)力投入產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)；2007—2012年，隨著我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)市場日趨完善、農(nóng)機(jī)跨區(qū)作業(yè)蓬勃發(fā)展，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入產(chǎn)生了顯著的空間溢出效應(yīng)；然而，2013年以來，在農(nóng)機(jī)具購置政策的大力支持下，本地區(qū)農(nóng)機(jī)具日趨飽和，水稻跨區(qū)作業(yè)面積不斷下降，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)逐漸趨弱，這就導(dǎo)致2013—2018年的大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)大幅下降，僅有2007—2012年的40%。

表6 分時(shí)間大中型農(nóng)機(jī)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總體效應(yīng)分解

3 結(jié)論與對(duì)策

本文基于2004—2018年我國23個(gè)水稻主產(chǎn)區(qū)的面板數(shù)據(jù)，利用空間杜賓模型考察了農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明，在水稻生產(chǎn)過程中，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入具有顯著的空間溢出效應(yīng)，原因在于大中型農(nóng)機(jī)通過跨區(qū)作業(yè)不僅節(jié)約了本地區(qū)的勞動(dòng)力投入，還節(jié)約了周邊地區(qū)的勞動(dòng)力投入；大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)不僅發(fā)生于跨緯度地區(qū)，在同緯度地區(qū)也同樣存在，但同緯度地區(qū)弱于跨緯度地區(qū)；大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)存在明顯的時(shí)間異質(zhì)性，其空間溢出效應(yīng)經(jīng)歷了“從無到有，先強(qiáng)后弱”的變化趨勢。其中，2004—2006年不存在空間溢出效應(yīng)，2007—2018年存在空間溢出效應(yīng)，且2007—2012年的空間溢出效應(yīng)高于2013—2018年，前者是后者的2.62倍?；谝陨辖Y(jié)論，本文提出以下建議。

3.1 進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)機(jī)裝備結(jié)構(gòu)

隨著我國跨區(qū)機(jī)收面積的不斷減少，大中型農(nóng)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力投入的空間溢出效應(yīng)逐漸減弱。相關(guān)部門應(yīng)及時(shí)調(diào)整農(nóng)機(jī)購置政策，進(jìn)一步優(yōu)化我國農(nóng)機(jī)機(jī)械的裝備結(jié)構(gòu)，在提高農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的同時(shí)，增加農(nóng)機(jī)配套工具的投入，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率。

3.2 大力發(fā)展農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)

隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，各種農(nóng)機(jī)服務(wù)組織不斷增多、新型服務(wù)模式層出不窮。然而，我國農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)仍處于起步階段，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)“一條龍”式的服務(wù)體系仍不完善。就此而言，我國應(yīng)加快構(gòu)建包含農(nóng)業(yè)生產(chǎn)“產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后”的全產(chǎn)業(yè)鏈條，推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)向市場化、專業(yè)化、產(chǎn)業(yè)化的方向快速發(fā)展。

3.3 推動(dòng)產(chǎn)學(xué)研用一體化發(fā)展

堅(jiān)持以市場需求為導(dǎo)向，主動(dòng)與大型企業(yè)、科研院所、培訓(xùn)機(jī)構(gòu)密切協(xié)作，加快大中型、智能化、復(fù)合型農(nóng)業(yè)機(jī)械研發(fā)和應(yīng)用，積極培育新型職業(yè)農(nóng)民和農(nóng)村實(shí)用人才，為實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化注入新動(dòng)能、提供新支撐。