農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的糧食生產(chǎn)效應(yīng)研究

李德洗

農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的糧食生產(chǎn)效應(yīng)研究

李德洗

用2010年河南農(nóng)村住戶調(diào)查和農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)方程，從耕地資源視角實證分析非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn):耕地規(guī)模較小農(nóng)戶的本地非農(nóng)就業(yè)使糧食種植面積下降，外出務(wù)工則有利于糧食種植面積的擴(kuò)大，二者對糧食畝均產(chǎn)出的影響均為負(fù)，但本地非農(nóng)就業(yè)的影響不僅程度深而且很顯著，外出務(wù)工的影響很小也不顯著;耕地規(guī)模較大農(nóng)戶的本地非農(nóng)就業(yè)使小麥和玉米種植比重和糧食畝均產(chǎn)出均顯著提高，外出務(wù)工使糧食種植面積顯著下降。從中我們得到的啟示是，為提高糧食產(chǎn)量，政府應(yīng)加大糧食生產(chǎn)補(bǔ)貼力度，特別是對種糧大戶的糧食補(bǔ)貼;大力發(fā)展本地非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)村勞動力提供就近非農(nóng)就業(yè)機(jī)會;規(guī)范農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)市場的健康發(fā)展。

非農(nóng)就業(yè);耕地規(guī)模;糧食生產(chǎn);SUR模型

非農(nóng)就業(yè)已成為當(dāng)前我國農(nóng)村地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的典型特征，它有力地促進(jìn)了農(nóng)戶收入增長，然而也給其糧食生產(chǎn)帶來了不可忽視的影響。非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響主要通過生產(chǎn)要素市場實現(xiàn)，因此研究者常從要素投入的角度來考察其對糧食生產(chǎn)的影響。如Harry X.Wu and Xin Meng(1997)等通過構(gòu)建農(nóng)戶糧食生產(chǎn)函數(shù)，并利用1993—1994年在中國5個省份的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行估計的研究結(jié)果表明，只要農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)出沒有造成具有豐富農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗勞動力的大量減少，就不會影響糧食生產(chǎn)。Rozelle等(1999)的研究則認(rèn)為，非農(nóng)收入帶來的投資效應(yīng)并不能完全彌補(bǔ)勞動力投入減少引起的損失，從而導(dǎo)致中國農(nóng)戶玉米畝均產(chǎn)出下降。錢文榮、鄭黎義(2010)基于2009年江西省的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)匯款收入提高了農(nóng)戶在水稻生產(chǎn)中的化肥和農(nóng)藥投入，但使田間管理較為粗放，降低了水稻產(chǎn)量。以上研究為我們觀察非農(nóng)就業(yè)對糧食生產(chǎn)的影響提供了思路。另外，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要集中于研究非農(nóng)就業(yè)對某種糧食種植(如Rozelle，1999;錢文榮、鄭黎義，2010)或糧食總產(chǎn)量(Harry X.Wu and Xin meng，1997)的影響，而沒有系統(tǒng)分析非農(nóng)就業(yè)對糧食種植面積、結(jié)構(gòu)和畝均產(chǎn)出的影響。本文以耕地資源稟賦為觀察視角，實證分析非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的影響，將能在一定程度上深化非農(nóng)就業(yè)對糧食生產(chǎn)影響的認(rèn)識。

一、理論框架與模型變量

在英國國際發(fā)展署(Department for International Development，DF ID)(1998)提出的可持續(xù)生計框架(Sustainable Livelihood Framework，SLF)下，資產(chǎn)稟賦是農(nóng)戶生計策略形成的基礎(chǔ)，其目的在于通過尋求各種生計活動，將家庭資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為積極的生計結(jié)果。由Stark，O.＆Bloom(1985)發(fā)展的新勞動力流動經(jīng)濟(jì)學(xué)(new economics of labor migration，NELM)把非農(nóng)就業(yè)看成農(nóng)戶實施的一種可計算的策略而不是一種絕望的行動或無邊界的最優(yōu)化行為。首先，由家庭集體決策，讓部分家庭成員轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門就業(yè)，然后，轉(zhuǎn)出者把非農(nóng)收入寄回原家庭，以提供流動資金和保險的方式，改變了農(nóng)戶家庭的資源稟賦，為農(nóng)戶生計策略的進(jìn)一步調(diào)整提供了條件。SLF為觀察農(nóng)戶如何利用家庭資產(chǎn)構(gòu)建生計策略提供了理論指導(dǎo)，而新勞動力流動經(jīng)濟(jì)學(xué)則為分析農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對其家庭資產(chǎn)的改變提供了支持。結(jié)合以上兩種理論，則為我們分析非農(nóng)就業(yè)如何通過改變農(nóng)戶家庭資源稟賦，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供了思路。

農(nóng)村勞動力外出務(wù)工或者在本地從事非農(nóng)活動，一方面增加了農(nóng)戶的非農(nóng)收入，為增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入提供了資金支持，但也在一定程度上減少了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力投入，從而使其用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資源稟賦發(fā)生改變，進(jìn)而使其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為發(fā)生改變。糧食種植作為糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的一項主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，也必然在其非農(nóng)就業(yè)時間不斷增加和非農(nóng)收入不斷提高的過程中受到影響。而耕地作為從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的一項基礎(chǔ)性資源，直接決定著參與非農(nóng)就業(yè)農(nóng)戶對其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化調(diào)整的方向和空間。與此同時，農(nóng)戶的其他資源、家庭特征及其所在區(qū)域的地理經(jīng)濟(jì)特征也在一定程度上影響著非農(nóng)就業(yè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，因而也作為控制變量引入模型。根據(jù)以上分析，模型形式如(1)

其中，Y代表糧食生產(chǎn)特征向量，Χin代表非農(nóng)就業(yè)向量，下標(biāo)N=1，2分別表示外出務(wù)工時間變量和本地非農(nóng)就業(yè)時間變量，Χin*F表示農(nóng)戶家庭耕地面積和非農(nóng)就業(yè)的交互項，其待估參數(shù)則表示βiNF交互項對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的影響程度，εi表示誤差項;Ζic代表控制向量，下標(biāo)C表示各個控制變量。β 為模型待估參數(shù)，其中 βio、βim、βiN和 βic分別為截距項、非農(nóng)就業(yè)和控制向量的待估參數(shù)。下標(biāo)i=1，2，3，分別表示農(nóng)戶糧食種植面積、小麥和玉米種植比重與糧食畝均產(chǎn)出方程。

表1 變量說明及樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

二、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計特征

本文使用數(shù)據(jù)源于2010年國家統(tǒng)計局河南調(diào)查總隊實施的河南農(nóng)村住戶調(diào)查和農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查，這兩項調(diào)查分別以反映河南農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活和非農(nóng)就業(yè)為目的。農(nóng)村住戶調(diào)查是以農(nóng)戶為基本調(diào)查單元，著重收集農(nóng)戶的收入和支出數(shù)據(jù)，該項調(diào)查在河南41個縣420個村抽取了4200個農(nóng)戶;農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查以農(nóng)村住戶調(diào)查點為基礎(chǔ)，收集反映農(nóng)戶家庭成員就業(yè)狀況的數(shù)據(jù)。本文根據(jù)共同的樣本標(biāo)識，把農(nóng)村住戶調(diào)查和農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)合并，共得到4200個農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)、糧食生產(chǎn)和家庭特征數(shù)據(jù)。河南既是全國重要的糧食主產(chǎn)區(qū)，常年糧食產(chǎn)量占全國總產(chǎn)量的10%左右，小麥產(chǎn)量占全國總產(chǎn)量的近30%，又是農(nóng)村勞動力輸出大省。因此用該數(shù)據(jù)研究非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的影響具有較好的適用性。表2是模型變量說明及樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計特征。

被調(diào)查農(nóng)戶戶主平均年齡50.43歲，受教育年限8.85年，家庭勞動人數(shù)平均2.87人，期初農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)6917元，戶均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)費用支出2930元。戶均農(nóng)業(yè)從業(yè)時間9.64個月，本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工時間分別為0.72個月和0.78個月，農(nóng)業(yè)仍是農(nóng)村勞動力從事的主要生產(chǎn)活動。農(nóng)戶平均耕地面積6.73畝，全年糧食播種面積10.91畝，小麥玉米種植面積占糧食播種面積的90.88%，農(nóng)戶一半以上耕地都是用來種植糧食，其中以小麥、玉米為主。

表2 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

三、模型估計策略及結(jié)果

為系統(tǒng)考察非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的影響，首先分別以農(nóng)戶的糧食種植面積、小麥和玉米種植面積比重和糧食畝均產(chǎn)出為因變量，農(nóng)戶家庭所有成員在本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工的時間作為主要自變量，以農(nóng)戶資源稟賦特征(耕地面積、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)存量、家庭勞動力人數(shù))、農(nóng)戶自身素質(zhì)特征(戶主年齡、性別、受教育年限)和村莊地理特征(村莊距最近縣城的距離、地勢)為控制變量，構(gòu)建了包含三個線性方程的結(jié)構(gòu)方程模型一。然后，在此基礎(chǔ)上，引入耕地面積分別與本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工時間的交互項構(gòu)建模型二，進(jìn)一步分析耕地資源不同農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對糧食生產(chǎn)的影響(為節(jié)省篇幅，具體模型形式不再列出)。

由于一些不可觀測變量會同時影響三個被解釋變量，其殘差項之間的協(xié)方差可能不為零，因而使用似不相關(guān)回歸(SUR)方法。通過利用其非零協(xié)方差以提高估計的漸進(jìn)效率(姚洋、鐘寧樺，2008)。模型一和模型二的SUR估計結(jié)果分別見表3和表4。

由模型一和二的殘差項協(xié)方差矩陣分別為

可知殘差之間的協(xié)方差均不為零，這意味著SUR模型確實能夠提高漸進(jìn)效率。糧食種植面積方程、小麥和玉米種植比重方程和糧食畝均產(chǎn)出方程調(diào)整后的 R 值分別為 0.67、0.16 和 0.059，說明模型中自變量能夠在一定程度上解釋因變量的變異，特別是在糧食種植面積方程中，自變量對因變量的解釋度達(dá)到67%。再加入本地非農(nóng)就業(yè)時間和外出務(wù)工非農(nóng)就業(yè)時間分別和耕地面積的交互項后，三個方程的調(diào)整后R值分別提高到0.672、0.17和0.059，說明加入該交互項能夠在一定程度上提高方程組的解釋力。

由模型一的估計結(jié)果(見表3)可知，兩種形式的非農(nóng)就業(yè)都使農(nóng)戶減少了糧食種植面積，提高了小麥玉米種植比重，但降低了糧食畝均產(chǎn)出。意味著非農(nóng)就業(yè)和糧食生產(chǎn)存在一定的競爭關(guān)系，但也存在著推動糧食作物結(jié)構(gòu)向小麥和玉米等高產(chǎn)勞動節(jié)約型作物調(diào)整的傾向。耕地資源和家庭勞動力人數(shù)多的農(nóng)戶都傾向于多種糧食。耕地規(guī)模較大的農(nóng)戶糧食畝均產(chǎn)出也較高，說明當(dāng)前河南農(nóng)戶糧食生產(chǎn)仍處于規(guī)模效益遞增階段。戶主較高的文化素質(zhì)不僅增加了小麥玉米種植比重也促進(jìn)了糧食畝均產(chǎn)出的提高，說明提高農(nóng)村勞動力受教育程度有利于糧食種植結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整和生產(chǎn)率提高。平原地區(qū)糧食的種植面積、小麥和玉米種植比重以及畝均產(chǎn)出水平顯著高于丘陵和山區(qū)，說明平原地區(qū)更適合種植糧食，特別是小麥和玉米。城鎮(zhèn)郊區(qū)糧食種植面積較大，且較低的小麥和玉米種植比重，意味著城鎮(zhèn)郊區(qū)農(nóng)戶的糧食種植可能主要是為了滿足城鎮(zhèn)居民糧食消費的多樣化需求。然而，農(nóng)業(yè)勞動時間投入越長，農(nóng)戶的糧食畝均產(chǎn)出反而更低，這似乎不符合常理，具體原因需要進(jìn)一步研究。

表3 SUR估計結(jié)果

加入耕地面積和兩種非農(nóng)就業(yè)時間的交互項后，僅非農(nóng)就業(yè)時間對糧食生產(chǎn)的影響發(fā)生了較大變化，其他變量參數(shù)并沒有發(fā)生本質(zhì)的改變(見表4)。

表4 SUR估計結(jié)果

從本地非農(nóng)就業(yè)的影響看。本地非農(nóng)就業(yè)時間對糧食播種面積的影響仍顯著為負(fù)，其與耕地面積交互項對糧食種植面積的影響不顯著，且參數(shù)值很小。從影響程度上看，本地非農(nóng)就業(yè)時間多一個月，將使農(nóng)戶糧食種植面積減少0.08畝，占河南農(nóng)戶戶均耕地面積的1.2%?？紤]到河南農(nóng)戶戶均耕地面積才6.7畝，以及耕地資源增加空間的有限性，這一影響的經(jīng)濟(jì)意義并不小。本地非農(nóng)就業(yè)時間對小麥和玉米種植面積比重的影響變?yōu)樨?fù)，但不顯著，其與耕地面積交互項的影響顯著為正，說明本地非農(nóng)就業(yè)對小麥玉米播種面積比重的積極影響主要源于耕地規(guī)模較大的農(nóng)戶，耕地規(guī)模越大，本地非農(nóng)就業(yè)時間越多越傾向于使農(nóng)戶的糧食種植結(jié)構(gòu)調(diào)向以小麥和玉米為主。本地非農(nóng)就業(yè)時間對糧食畝均產(chǎn)出的負(fù)面影響顯著加深，但與耕地面積的交互項對糧食畝均產(chǎn)出的影響顯著為正。說明耕地規(guī)模越小，本地非農(nóng)就業(yè)時間越多越容易使農(nóng)戶忽視糧食生產(chǎn)，導(dǎo)致糧食畝均產(chǎn)出下降;而耕地規(guī)模越大，則使農(nóng)戶更加關(guān)注糧食生產(chǎn)，并且因非農(nóng)收入的增加為加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入提供了資金支持，反而促進(jìn)了糧食畝均產(chǎn)出的提高。

從外出務(wù)工的影響看。外出務(wù)工時間對糧食種植面積的影響變?yōu)轱@著為正，其與耕地面積交互項的影響顯著為負(fù)。意味著耕地規(guī)模較大的農(nóng)戶，外出務(wù)工時間越多，越傾向于縮減糧食生產(chǎn)規(guī)模;而耕地規(guī)模較小的農(nóng)戶則傾向于增加糧食種植面積，這一點與本地非農(nóng)就業(yè)的影響顯著不同。外出務(wù)工時間及其與耕地面積的交互項對小麥和玉米播種面積比重的影響都為正，但均不顯著，結(jié)合模型一中外出務(wù)工時間對耕地面積的顯著正向影響。說明無論耕地規(guī)模大小，外出務(wù)工時間越多的農(nóng)戶，越傾向于種植更多的小麥和玉米。外出務(wù)工及其與耕地面積的交互項對糧食畝均產(chǎn)出的影響都為負(fù)，但都不顯著，結(jié)合模型一中外出務(wù)工對糧食畝均產(chǎn)出的顯著負(fù)影響，說明無論農(nóng)戶耕地規(guī)模大小，外出務(wù)工時間越多的農(nóng)戶，糧食畝均產(chǎn)出下降也越大。

四、主要結(jié)論與啟示

本文通過構(gòu)建一個包含本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工時間及其與耕地資源的交互項對農(nóng)戶糧食種植面積、小麥玉米種植比重和糧食畝均產(chǎn)出進(jìn)行回歸的結(jié)構(gòu)方程組，并利用似不相關(guān)方法估計，結(jié)果發(fā)現(xiàn):無論是本地非農(nóng)就業(yè)還是外出務(wù)工時間較多的農(nóng)戶都在不同程度上減少了糧食播種面積、增加了小麥玉米的種植比重，但卻使其糧食畝均產(chǎn)出下降了;本地非農(nóng)就業(yè)對糧食種植面積的負(fù)面影響小于外出務(wù)工，但對糧食畝均產(chǎn)出的影響明顯大于外出務(wù)工。進(jìn)一步地研究發(fā)現(xiàn)，耕地規(guī)模較小農(nóng)戶的本地非農(nóng)就業(yè)使糧食種植面積下降，外出務(wù)工則有利于糧食種植面積的擴(kuò)大，二者對糧食畝均產(chǎn)出的影響均為負(fù)，但本地非農(nóng)就業(yè)的影響不僅程度深而且很顯著，外出務(wù)工的影響很小也不顯著;耕地規(guī)模較大農(nóng)戶的本地非農(nóng)就業(yè)使小麥和玉米種植比重和糧食畝均產(chǎn)出均顯著提高，外出務(wù)工使糧食種植面積顯著下降。從中我們得到的啟示是，為提高糧食產(chǎn)量，政府應(yīng)做到以下幾點:

(一)加大糧食生產(chǎn)補(bǔ)貼力度，特別是對種糧大戶的糧食補(bǔ)貼。增加糧食大戶補(bǔ)貼，能夠促使土地向種糧能手集中，使其能夠較為方便地擴(kuò)大糧食種植面積，提高種糧的勞均收益，激發(fā)種糧積極性，進(jìn)而夯實國家糧食安全的微觀基礎(chǔ)。增加一般農(nóng)戶種糧補(bǔ)貼，能夠使以非農(nóng)就業(yè)為導(dǎo)向的兼業(yè)化經(jīng)營農(nóng)戶有更充實的資金購買田間管理服務(wù)，減緩勞動力非農(nóng)就業(yè)對糧食生產(chǎn)的不利影響，同時又有利于培育農(nóng)業(yè)田間管理需求市場，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務(wù)組織的發(fā)育。

(二)大力發(fā)展本地非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)村勞動力提供就近非農(nóng)就業(yè)機(jī)會。發(fā)展本地非農(nóng)產(chǎn)業(yè)能夠促進(jìn)農(nóng)村勞動力更多地在本地非農(nóng)就業(yè)，降低非農(nóng)就業(yè)對糧食種植面積的不利影響。同時，還能為以提供田間管理服務(wù)為主的勞動力提供農(nóng)閑時節(jié)的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，降低從事農(nóng)業(yè)田間管理服務(wù)的機(jī)會成本，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務(wù)組織的穩(wěn)定性。特別是在初創(chuàng)期和培育期，農(nóng)業(yè)田間管理服務(wù)市場需求規(guī)模還較小，比較收益相對較低，更需要季節(jié)性的本地非農(nóng)就業(yè)作為補(bǔ)充，以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動力資源的充分利用。

(三)規(guī)范農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)市場的健康發(fā)展。促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，不僅是催生種糧大戶，實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營，提高種糧規(guī)模收益率的重要前提，也是為具有非農(nóng)就業(yè)比較優(yōu)勢的農(nóng)戶提供逐步脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的重要途徑，進(jìn)而也是促進(jìn)不以犧牲農(nóng)業(yè)和糧食生產(chǎn)為代價的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展的重要條件。

［1］Harry X.Wu and Xin Meng.The direct of the relocation of farm labor on Chinese grain production［J］.China Econmic Review，Volume 7，Number 2，1997，7(2)105 －122.

［2］Rozelle，S.，Taylor，J.E.，＆ de Brauw，A.Migration，remittances and agricultural productivity in China［J］.American Economic Review，1999，89(2)，287 －291.

［3］錢文榮，鄭黎義.勞動力外出務(wù)工對農(nóng)戶水稻生產(chǎn)的影響［J］.中國人口科學(xué)，2010，(5)，58 －65.

［4］DF ID.Sustainable livelihoods guidance sheets［R］.Longdon，DF ID，1998.

［5］Stark，O.，＆ Bloom，E.The new economics of labor migration［J］.The American Economic Review，1985，75(2)，1973 －1978.

F325.15

A

1003—0751(2012)04—0059—05

2012—04—10

李德洗，男，浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院在讀博士生，國家統(tǒng)計局河南調(diào)查總隊主任科員(鄭州 450018)。

責(zé)任編輯:曉 立