鄉(xiāng)村振興進(jìn)程中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響
——基于30個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

李劉艷,楊 陽

(1.河南師范大學(xué),河南 新鄉(xiāng) 453007；2.鄭州大學(xué),河南 鄭州 450001)

一、問題的提出及文獻(xiàn)回顧

美國(guó)諾貝爾獎(jiǎng)獲得者約瑟夫·斯蒂格利茨曾指出，中國(guó)的城市化與美國(guó)的高科技發(fā)展將是影響21世紀(jì)人類社會(huì)發(fā)展過程的兩件大事，其預(yù)言在中國(guó)得到了驗(yàn)證。中情數(shù)據(jù)網(wǎng)2021年的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，40余年來，中國(guó)城市化率從1978年的17.90%上升到2021年的64.72%?？焖俪鞘谢o中國(guó)糧食生產(chǎn)帶來了耕地持續(xù)減少和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力外流兩大直接的影響。2021年8月國(guó)務(wù)院頒布了《第三次全國(guó)國(guó)土調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報(bào)》，相關(guān)結(jié)果顯示，2021年我國(guó)耕地面積為19.179億畝，相較10年前總量減少1.121億畝。同時(shí)，越來越多的農(nóng)村勞動(dòng)力棄農(nóng)外出務(wù)工，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人員更是表現(xiàn)出年輕化、高學(xué)歷化、男性化的特點(diǎn)，從事糧食生產(chǎn)的有效勞動(dòng)力呈下降趨勢(shì)(1)2019年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201704/t20170428_1489334.html.。事實(shí)上，中國(guó)糧食總產(chǎn)量沒有因耕地和勞動(dòng)力的減少而下降，2003-2021年實(shí)現(xiàn)了持續(xù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，連續(xù)7年超過1.3萬億斤(2)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局糧食生產(chǎn)公報(bào)，http://www.gov.cn/shuju/2019-12/07/content_5459250.htm.。在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力和耕地雙重減少的情況下，中國(guó)糧食生產(chǎn)取得的成績(jī)，一方面得益于內(nèi)生性的農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步，另一方面也體現(xiàn)了機(jī)械替代勞動(dòng)的結(jié)果。2021年中央農(nóng)村工作會(huì)議和2022年中央一號(hào)文件都重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)要牢牢把握糧食生產(chǎn)的主動(dòng)權(quán)。在城市化和鄉(xiāng)村振興協(xié)同推進(jìn)中，通過資源配置提高糧食的單位產(chǎn)量是當(dāng)前亟須研究的問題。

學(xué)界大體從三個(gè)層面對(duì)現(xiàn)有問題進(jìn)行了系列研究。首先，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響。有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力外出務(wù)工雖然提高了農(nóng)戶的收入水平，但村莊留守人員減少了糧食生產(chǎn)中的實(shí)際勞動(dòng)投入，進(jìn)而給糧食生產(chǎn)帶來不同程度的負(fù)面影響(3)秦立建：《土地細(xì)碎化、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與中國(guó)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)：基于安徽省的調(diào)查》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》，2011年第11期。。也有研究者認(rèn)為勞動(dòng)力外出務(wù)工的匯款行為緩解了其流動(dòng)性約束，使農(nóng)戶改變了要素投入配置。農(nóng)戶更傾向于資本密集型高收益的作物，有效彌補(bǔ)了勞動(dòng)力外出帶來的糧食生產(chǎn)的損失(4)李谷成：《資本深化、人地比例與中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng):個(gè)生產(chǎn)函數(shù)分析框架》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》，2015年第1期。。也有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響存在區(qū)域稟賦的異質(zhì)性(5)程名望，等：《農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)的影響：來自中國(guó)的證據(jù)》，《中國(guó)農(nóng)村觀察》，2015年第6期。。其次，農(nóng)業(yè)機(jī)械發(fā)展對(duì)土地生產(chǎn)率的影響。馬克思指出:“機(jī)器是提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，即縮短生產(chǎn)商品的必要?jiǎng)趧?dòng)時(shí)間最有力的手段?！?6)《馬克思恩格斯全集》，第23卷，人民出版社，1972年，第441頁。農(nóng)業(yè)機(jī)械化能夠提高土地的利用率，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)從粗放型生產(chǎn)方式向集約型轉(zhuǎn)變(7)張斌，等：《人力資本、種植結(jié)構(gòu)與糧食安全：基于全國(guó)31個(gè)省(區(qū)、市)3073個(gè)家庭農(nóng)場(chǎng)的調(diào)查數(shù)據(jù)》，《河南師范大學(xué)學(xué)報(bào)》(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)，2021年第4期。。大型機(jī)械的“深松翻”和“少免耕”技術(shù)，能夠改善土壤結(jié)構(gòu)，從而起到增產(chǎn)作用(8)侯方安：《農(nóng)業(yè)機(jī)械柏推進(jìn)機(jī)制的影響因素介析》，《中國(guó)農(nóng)村觀察》，2008年第5期。。最后，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)機(jī)械發(fā)展的關(guān)系研究。既有文獻(xiàn)已證實(shí)，大多數(shù)農(nóng)戶會(huì)利用務(wù)工收入在產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后通過購買生產(chǎn)性服務(wù)應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力資源的不足(9)劉亮，等：《勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與糧食安全》，《統(tǒng)計(jì)研究》，2014年第9期。。周振等測(cè)算出了1998-2012 年，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)度達(dá)21.59%(10)周振：《農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移貢獻(xiàn)的量化研究》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》，2016年第2期。。王歐等的研究表明，農(nóng)業(yè)機(jī)械的發(fā)展有利于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移并促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，但這種替代強(qiáng)度在不同的糧食作物之間存在地域差異性(11)王歐，等：《農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)勞動(dòng)力替代強(qiáng)度和糧食產(chǎn)出的影響》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》，2016第12期。。

綜上所述，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)地生產(chǎn)效率的影響并未達(dá)成一致的結(jié)論，在模型建立上，大都是基于C-D函數(shù)單位勞動(dòng)的集約形式，鮮有文獻(xiàn)研究單位土地的集約形式。鑒于此，本文利用30個(gè)省(地區(qū))的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)單位農(nóng)地糧食生產(chǎn)的影響。

二、計(jì)量模型構(gòu)建及分析

(一)模型構(gòu)建

假設(shè)糧食生產(chǎn)函數(shù)為：

Y=AF(M,L, T,P)

(1)

其中Y為糧食產(chǎn)量，M為以機(jī)械化水平為代表的資本投入，L為勞動(dòng)投入，T為土地投入， A為技術(shù)效率，P為化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等除了上述要素之外的其他投入品。

在糧食生產(chǎn)中，我們建立一個(gè)基于單位土地投入的糧食生產(chǎn)的C-D集約形式，如下：

(2)

具體函數(shù)形式如下：

y=aMαlβpγ

(3)

m,l,p分別代表單位農(nóng)地機(jī)械化投入、單位勞動(dòng)投入和其他要素投入，a為技術(shù)水平，α，β，γ分別為其彈性系數(shù)。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文的詳細(xì)變量設(shè)置及說明如表1。本文重點(diǎn)關(guān)注了單位土地的糧食產(chǎn)量，基于文中(2)式選擇變量，選擇畝均糧食產(chǎn)量(12)糧食產(chǎn)量數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計(jì)年鑒的糧食產(chǎn)量，單位農(nóng)地生產(chǎn)量等于糧食總產(chǎn)量除以糧食播種面積。作為農(nóng)地糧食生產(chǎn)率的代理變量，因?yàn)椴煌貐^(qū)土地復(fù)種指數(shù)不同，所以本文采用的是播種面積而不是耕地面積。選用地區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員(13)由于在統(tǒng)計(jì)年鑒沒有區(qū)分各種各種農(nóng)村經(jīng)營(yíng)人員，所以本文選取農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員代替從事糧食種植人員。作為糧食生產(chǎn)勞動(dòng)投入的代理變量，其除以地區(qū)糧食播種面積即為地區(qū)畝均勞動(dòng)投入量作為單位土地糧食勞動(dòng)投入的代理變量。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比為某區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量與某區(qū)域總農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)量之比(14)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比為(農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)量-農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員)/農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)量。。參照唐瑩，穆懷中的研究，本文選擇地區(qū)農(nóng)業(yè)年末機(jī)械總動(dòng)力除以地區(qū)糧食播種面積即地區(qū)農(nóng)地畝均機(jī)械總動(dòng)力作為糧食生產(chǎn)的農(nóng)地機(jī)械化水平的代理變量(15)唐瑩，穆懷中：《中國(guó)耕地勞動(dòng)力承載量適度性檢驗(yàn)》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》，2016年第10期。。畝均化肥折純量為地區(qū)使用化肥折純量除以播種面積，畝均農(nóng)藥使用量為地區(qū)農(nóng)藥使用量除以播種面積(公斤/畝)，畝均薄膜使用量為地區(qū)農(nóng)膜使用量除以播種面積(公斤/畝)，還有有效灌溉面積率和受災(zāi)面積率，本文數(shù)據(jù)根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到。

表1 變量名稱及說明

計(jì)量模型中經(jīng)過線性化變換后，用來衡量農(nóng)地生產(chǎn)效率的被解釋變量則為畝均糧食產(chǎn)量對(duì)數(shù)ln_lagrv，本文的核心解釋變量為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比Transfor、畝均勞動(dòng)力對(duì)數(shù)值ln_labor和畝均機(jī)械總動(dòng)力對(duì)數(shù)值ln_mechan。另外，還加入了影響農(nóng)地生產(chǎn)效率的其他控制變量，分別是畝均化肥折純量ln_fertilizer、畝均農(nóng)藥使用量ln_pesticide、有效灌溉面積率irrigate、畝均薄膜使用量ln_agrimembrane和受災(zāi)面積比例disaster。從理論上來講，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中這些中間投入的資本要素會(huì)提高單位土地的糧食產(chǎn)量，即前四個(gè)指標(biāo)的作用為正，受災(zāi)面積率對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來負(fù)面影響。當(dāng)然這需要經(jīng)過后文驗(yàn)證。

除此之外，還利用30省份(西藏除外)虛擬變量捕捉那些不隨時(shí)間變化的地區(qū)固定效應(yīng)(比如地區(qū)特有的自然稟賦：地勢(shì)地形、土壤質(zhì)量、降雨量、溫度等不可觀測(cè)的因素)及時(shí)間固定效應(yīng)(隨著時(shí)間變化發(fā)生的影響農(nóng)地生產(chǎn)效率的不可觀測(cè)的因素)。

本文根據(jù)單位土地集約C-D生產(chǎn)函數(shù)分別取對(duì)數(shù)后利用雙向固定效應(yīng)回歸作為基本模型:

1n_lagrvi,t=α1Transforit+β11n_labori,t+β21n_mechani,t+β31n_fertizeri,t+β41n_pesticidei,t+β5disaateri,t+β61n_agrimembranei,t+β7irrigate+yeart+γi+εit

(4)

加上農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力比與單位農(nóng)地機(jī)械化水平交互項(xiàng)后的模型為式(5)：

1n_lagrvi,t=α1Transforit+β11n_labori,t+β21n_mechani,t+β31n_fertizeri,t+β41n_pesticidei,t+β5disaateri,t+β61n_agrimembranei,t+β7irrigate+α2Transforit1n_mechanit+yeart+γi+εit

(5)

加入單位土地勞動(dòng)投入與單位農(nóng)地機(jī)械化水平交互項(xiàng)后的模型為式(6)：

1n_lagrvi,t=α1Transforit+β11n_labori,t+β21n_mechani,t+α31n_labori,t1n_mechani,t+β31n_fertizeri,t+β41n_pesticidei,t+β5disaateri,t+β61n_agrimembranei,t+β7irrigate+yeart+γi+εi,t

(6)

其中，畝均糧食產(chǎn)量對(duì)數(shù)代表農(nóng)地糧食生產(chǎn)效率，即1n_lagrvit為被解釋變量，Transforit為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比，1n_labori,t為單位農(nóng)地從業(yè)人員數(shù)對(duì)數(shù)，1n_mechani,t為單位農(nóng)地機(jī)械總動(dòng)力對(duì)數(shù)代表農(nóng)地機(jī)械化水平，這三種變量為核心解釋變量，i表示省份，t(t=2000,2001……2020)表示年份。畝均化肥折純量對(duì)數(shù)ln_fertilizer、畝均農(nóng)藥使用量對(duì)數(shù)ln_pesticide、受災(zāi)面積比例disaster、畝均薄膜使用量對(duì)數(shù)ln_agrimembrane分別為控制變量，β1，β2，β3，β4,β6表示農(nóng)地對(duì)應(yīng)生產(chǎn)要素的投入彈性，β5,β7，為受災(zāi)面積比例和有效灌溉率的邊際效益，εit表示誤差項(xiàng)。為了解決時(shí)間跨度大引致的可能出現(xiàn)人為回歸和模型本身可能存在的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步采取了工具變量回歸方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(二)計(jì)量結(jié)果與分析

1.全國(guó)樣本實(shí)證分析

本文利用stata16.0，利用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行初步的回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表2中。在回歸中，本文采用逐步加入解釋變量的策略。模型(1)首先加入了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比、單位農(nóng)地勞動(dòng)力對(duì)數(shù)、單位農(nóng)地機(jī)械化總動(dòng)力對(duì)數(shù)、畝均化肥折純量、畝均薄膜使用量對(duì)數(shù)、畝均農(nóng)藥使用量對(duì)數(shù)這幾個(gè)變量，模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上加上農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比與單位農(nóng)地機(jī)械化水平交互項(xiàng)；模型(3)在模型(1)的基礎(chǔ)上加上單位農(nóng)地勞動(dòng)投入對(duì)數(shù)和農(nóng)地機(jī)械化水平對(duì)數(shù)的交乘項(xiàng)，模型(4)進(jìn)一步加入了有效灌溉面積比率和成災(zāi)面積比率這兩個(gè)控制變量，模型(5)和(6)在模型(4)基礎(chǔ)上分別加上勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比與機(jī)械化水平的交互項(xiàng)、單位農(nóng)地勞動(dòng)投入對(duì)數(shù)和農(nóng)地機(jī)械化水平對(duì)數(shù)的交互項(xiàng)。

表2 雙向固定效應(yīng)的回歸結(jié)果

觀察計(jì)量結(jié)果(2)可以發(fā)現(xiàn)，在控制了其他變量之后，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比、畝均機(jī)械總動(dòng)力和畝均勞動(dòng)力均在1%的水平上顯著為正，這說明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比、勞動(dòng)力投入和機(jī)械化水平與糧食畝產(chǎn)高度正相關(guān)。在模型(1)、(4)中，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比每提高一個(gè)百分點(diǎn)，糧食畝產(chǎn)量分別提高0.313，0.308個(gè)百分點(diǎn)；單位農(nóng)地機(jī)械總動(dòng)力每增加1%，糧食單產(chǎn)增加幅度分別是0.689%和0.650%。這說明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和機(jī)械化水平對(duì)糧食畝產(chǎn)量影響很大。畝均勞動(dòng)力每增加1%，糧食畝產(chǎn)增加幅度分別是0.255%和0.253%，模型(4)與模型(1)相比，三個(gè)核心解釋變量的系數(shù)稍微變小，這說明新加入的控制變量對(duì)農(nóng)地生產(chǎn)效率總體上具有正效應(yīng)。

進(jìn)一步地，考察加入交互項(xiàng)的計(jì)量模型(2)(3)(5)和(6)，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比與機(jī)械化水平的交互項(xiàng)系數(shù)為正，勞動(dòng)力投入和機(jī)械化水平的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，在 1%水平上顯著相關(guān)，這說明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和機(jī)械化投入二者是互相促進(jìn)的，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有助于機(jī)械化水平的推廣和使用。勞動(dòng)投入和機(jī)械化水平二者對(duì)糧食畝產(chǎn)的影響是相互削弱。但又發(fā)現(xiàn)，加入交互項(xiàng)后與之前相比，勞動(dòng)力投入彈性變大，而機(jī)械化水平彈性變小，這也就意味著，勞動(dòng)投入對(duì)機(jī)械化水平發(fā)展制約的作用更大，也就是說我國(guó)糧食生產(chǎn)中勞動(dòng)力投入進(jìn)一步制約了農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高。

在控制變量中，畝均化肥折純量在1%的水平上顯著、畝均薄膜使用量和農(nóng)藥使用量在5%的水平上顯著為正，說明化肥和薄膜等技術(shù)的運(yùn)用能夠較明顯地提高糧食的畝產(chǎn)量。灌溉率對(duì)糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)顯著正影響，但系數(shù)較小，成災(zāi)率對(duì)糧食生產(chǎn)率不顯著，表明了我國(guó)農(nóng)業(yè)抗災(zāi)能力很強(qiáng)。

考慮到基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能受到內(nèi)生性的影響，因此本文使用工具變量法解決內(nèi)生性問題，利用兩階段最小二乘法第一階段回歸檢驗(yàn)工具變量的有效性(表3后9行)。本文重點(diǎn)關(guān)注的是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比、機(jī)械化水平對(duì)糧食畝產(chǎn)的影響以及當(dāng)前勞動(dòng)力投入對(duì)機(jī)械化發(fā)展的影響，因此，主要尋找農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比和農(nóng)業(yè)機(jī)械化的工具變量。文中選擇勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比的滯后一期(Transfor-1)作為當(dāng)期勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比的工具變量，因?yàn)?，上一年度的勞?dòng)力轉(zhuǎn)移并不影響當(dāng)期糧食生產(chǎn)的勞動(dòng)投入，但影響當(dāng)期的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。在已有相關(guān)文獻(xiàn)中，作為農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的工具變量使用較多的有三種變量：一是農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼(16)周振等：《農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民收入:來自農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼政策的證據(jù)》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》，2016年第2期。；二是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施(17)李谷成等：《農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率》，《中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)》，2015年第1期。；三是財(cái)政農(nóng)林水務(wù)支出。從已有研究成果來看，農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼是農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的最優(yōu)工具變量，其不直接對(duì)農(nóng)地生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響，但直接促進(jìn)了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械的購買，可是農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼這一數(shù)據(jù)不公開極難獲得，退而求其次，文中選擇公路網(wǎng)(transportion)和財(cái)政農(nóng)林水務(wù)支出(agrfinexp)作為農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的工具變量。理論上，鄉(xiāng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施和縣級(jí)及以上公路建設(shè)對(duì)農(nóng)地生產(chǎn)不直接產(chǎn)生影響，但良好的交通道路建設(shè)特別是鄉(xiāng)級(jí)公路，會(huì)有利于農(nóng)機(jī)特別是大型機(jī)械的使用，符合工具變量的要求。鑒于不同區(qū)域面積差異較大，本文使用交通里程數(shù)除以區(qū)域面積和農(nóng)林水務(wù)支出占GDP比重作為機(jī)械化水平的工具變量進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表3。同樣，在所有的回歸中控制了時(shí)間固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)。

表3 最小二乘法工具變量回歸結(jié)果

首先，我們來看工具變量有效性檢驗(yàn)結(jié)果。第一階段回歸中三個(gè)工具變量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比滯后一期、財(cái)政農(nóng)林水務(wù)支出和交通基礎(chǔ)設(shè)施公路網(wǎng)的估計(jì)值和t值，三個(gè)工具變量的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，說明本論文使用的三個(gè)工具變量與對(duì)應(yīng)的解釋變量顯著正相關(guān)，特別是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比滯后一期和財(cái)政農(nóng)林水務(wù)支出的系數(shù)超過0.8和0.7，說明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比滯后一期對(duì)當(dāng)期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比影響顯著正相關(guān)，且相關(guān)度較高；財(cái)政農(nóng)林水務(wù)支出對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的影響顯著正相關(guān)。Cragg-Donald Wald F值和過度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果的P值也表明本論文所選取的工具變量是適當(dāng)?shù)摹?/p>

勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比和畝均勞動(dòng)力投入在5%的水平上顯著為正，畝均機(jī)械總動(dòng)力(ln_mechan)均在1%的水平上顯著為正，但其系數(shù)較小且在控制所有變量后變更小了，說明與機(jī)械化水平相比，勞動(dòng)力投入彈性較小(表3)。這也進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的理論邏輯。在采取工具變量回歸后，其他控制變量也和基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果類似，在此不再詳述。

2.分糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)樣本實(shí)證分析

由于機(jī)械替代勞動(dòng)的難易程度在不同區(qū)域和不同作物之間存在差異，那么有理由相信在糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)，勞動(dòng)力、機(jī)械化及二者的交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)地效率的影響可能會(huì)有所不同。首先剔除其他省市樣本，只保留糧食主產(chǎn)區(qū)樣本：遼寧、吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、河北、山東、安徽、江蘇、江西、河南、湖南、四川和湖北等13個(gè)省份(18)本文采用2001年國(guó)務(wù)院《關(guān)于進(jìn)一步深化糧食流通體制改革的意見》中的劃分方法，糧食主產(chǎn)區(qū)特指遼寧、吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、河北、山東、安徽、江蘇、江西、河南、湖南、四川、湖北等13個(gè)省(區(qū))。，余下的樣本為非糧食主產(chǎn)區(qū)。兩類樣本回歸結(jié)果見表4。

表4 糧食主產(chǎn)區(qū)與非主產(chǎn)區(qū)回歸結(jié)果

糧食主產(chǎn)區(qū)樣本回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比、機(jī)械化水平對(duì)糧食畝產(chǎn)的彈性變大了，但勞動(dòng)力投入彈性系數(shù)發(fā)生了符號(hào)改變，變?yōu)榱素?fù)彈性，在加入所有控制變量和交互項(xiàng)后，勞動(dòng)力的彈性系數(shù)絕對(duì)值增大且在5%的水平上顯著，再進(jìn)一步看交互項(xiàng)的系數(shù)，在模型(2)中，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與機(jī)械化水平交互項(xiàng)系數(shù)為0.378且在1%的水平上顯著，機(jī)械化水平和勞動(dòng)力投入的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，在1%水平上顯著，說明機(jī)械化水平和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移相互增強(qiáng)的效應(yīng)，勞動(dòng)力投入和機(jī)械化水平互相抑制，結(jié)合兩個(gè)核心解釋變量各自的系數(shù)變化，可能的解釋是，在糧食主產(chǎn)區(qū)勞動(dòng)力投入過于冗余，機(jī)械化水平滯后，這也和前文一些文獻(xiàn)不謀而合，糧食作物機(jī)械替代勞動(dòng)的彈性較大，機(jī)械化發(fā)展空間很廣闊，應(yīng)加大農(nóng)業(yè)機(jī)械化的推廣，將冗余的勞動(dòng)力激活。其他控制變量也和我們的預(yù)期基本一致，化肥、農(nóng)膜、有效灌溉率對(duì)糧食生產(chǎn)具有正效應(yīng)，農(nóng)藥使用則對(duì)其產(chǎn)生負(fù)的影響。

進(jìn)一步考察非糧食主產(chǎn)區(qū)的回歸結(jié)果。與全國(guó)樣本和糧食主產(chǎn)區(qū)樣本相比，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和機(jī)械化水平的顯著性降低了，勞動(dòng)力投入的顯著性幾乎一致，說明機(jī)械化水平在非糧食主產(chǎn)區(qū)對(duì)糧食生產(chǎn)效率的影響比較弱，而勞動(dòng)力投入的彈性系數(shù)變大。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比與機(jī)械化水平的交互項(xiàng)系數(shù)和顯著性均降低，勞動(dòng)投入和機(jī)械化水平的交互項(xiàng)不顯著。可能的解釋是在非糧食主產(chǎn)區(qū)，一方面由于糧食作物比重低，經(jīng)濟(jì)類作物的機(jī)械化替代勞動(dòng)彈性較小，另一方面也存在地形地勢(shì)的因素使得機(jī)械替代勞動(dòng)難度較大，所以需要較多的勞動(dòng)力投入，而這些地方偏偏又是幅員遼闊、土地開墾不充分的區(qū)域。其他控制變量和前文基本保持一致。

三、結(jié)論及建議

本文利用2000-2020年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應(yīng)模型研究了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響。第一，全國(guó)來看，勞動(dòng)投入、機(jī)械化水平對(duì)土地的糧食生產(chǎn)率具有顯著的正效應(yīng)，但從交互項(xiàng)來看，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比和機(jī)械化水平的交互項(xiàng)系數(shù)為正，勞動(dòng)投入和機(jī)械化水平的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，也就是說勞動(dòng)力投入對(duì)機(jī)械化推廣起到阻礙作用，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有助于提高糧食生產(chǎn)的機(jī)械化水平，進(jìn)而提高糧食生產(chǎn)率。第二，糧食主產(chǎn)區(qū)，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比、機(jī)械化水平正效應(yīng)變大，勞動(dòng)投入對(duì)糧食生產(chǎn)效率影響為負(fù)，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比與機(jī)械化水平的交互效應(yīng)為正，勞動(dòng)投入和機(jī)械化水平交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明在糧食主產(chǎn)區(qū)，較適合推廣機(jī)械化技術(shù)，提高勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移量有助于加大機(jī)械化推廣，能有效提高勞動(dòng)的彈性。第三，非糧食主產(chǎn)區(qū)與全國(guó)樣本和糧食主產(chǎn)區(qū)樣本相比，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和機(jī)械化水平的顯著性降低，而勞動(dòng)力投入的彈性系數(shù)變大。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比與機(jī)械化水平的交互項(xiàng)系數(shù)和顯著性均降低，勞動(dòng)投入和機(jī)械化水平的交互項(xiàng)不顯著，說明非糧食主產(chǎn)區(qū)機(jī)械替代勞動(dòng)彈性小。因此，應(yīng)分區(qū)域采取措施提高農(nóng)地的糧食生產(chǎn)率。

第一，政府應(yīng)大力推進(jìn)農(nóng)地制度改革和積極引導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營(yíng)是農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的前提，而農(nóng)地流轉(zhuǎn)又是促進(jìn)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的前提，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)和承包權(quán)的長(zhǎng)期有效是解決農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力徹底遷移的重要制度保障，同時(shí)也促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)的積極性，真正解決農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的后顧之憂。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的規(guī)范化能激勵(lì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)大戶對(duì)農(nóng)地的長(zhǎng)期投資，進(jìn)而保障糧食生產(chǎn)的長(zhǎng)期性；第二，在現(xiàn)有財(cái)政約束下，要健全農(nóng)業(yè)支持保護(hù)制度，優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)政策，提高農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼支出，助推農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提高。持續(xù)增加對(duì)農(nóng)村道路、農(nóng)業(yè)大型水利基礎(chǔ)設(shè)施投資，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化使用率，進(jìn)而促進(jìn)糧食畝產(chǎn)的提高。第三，積極引導(dǎo)農(nóng)業(yè)剩余人口向非農(nóng)轉(zhuǎn)移。由于糧食主產(chǎn)區(qū)機(jī)械替代勞動(dòng)彈性較大，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力較多。因此，在糧食主產(chǎn)區(qū)，除了加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和加大對(duì)農(nóng)戶的種糧補(bǔ)貼，還應(yīng)加快推動(dòng)土地、勞動(dòng)力等要素市場(chǎng)化改革和戶籍制度改革，促進(jìn)城鄉(xiāng)要素平等交換、雙向流動(dòng)。繼續(xù)促進(jìn)農(nóng)業(yè)剩余人口轉(zhuǎn)移緩解人地矛盾，推動(dòng)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)和機(jī)械化實(shí)施。第四，厘清稟賦異質(zhì)性小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的銜接機(jī)制。要鞏固和完善農(nóng)村基本經(jīng)營(yíng)制度，完善承包地“三權(quán)分置”制度，發(fā)展適度規(guī)模的多種經(jīng)營(yíng)形式，對(duì)小農(nóng)戶進(jìn)行適應(yīng)性改造，建構(gòu)小農(nóng)戶與大市場(chǎng)的雙向回應(yīng)機(jī)制。