農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移倒逼農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型了嗎？

曹子堅(jiān)，張銀燕

（蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅蘭州 730000）

一、引言

自實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來，我國農(nóng)村每年均有大量勞動(dòng)力外流，近年來農(nóng)村勞動(dòng)力更是以前所未有的規(guī)模向農(nóng)村內(nèi)部或外部的非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，這是農(nóng)業(yè)發(fā)展的結(jié)果，是我國實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化和現(xiàn)代化的必然要求，也符合人類經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的規(guī)律。黨的十八大以來，國家十分重視推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，保障國家糧食安全，確保“中國人的飯碗始終牢牢端在自己手上”。實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和農(nóng)業(yè)不斷的轉(zhuǎn)型升級(jí)，根本在人，在于農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)的提高。

農(nóng)村勞動(dòng)力的大量轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型具有怎樣的影響，是否倒逼了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型，如何確保在農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過程中獲得最大收益的同時(shí)最大程度減小負(fù)面影響，對(duì)這一問題的研究及認(rèn)識(shí)具有重要的理論和實(shí)踐意義。本文也擬通過對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型關(guān)系的實(shí)證分析得出相應(yīng)的結(jié)論，為理論研究及政策制定提供一點(diǎn)參考。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的涵義，根據(jù)研究視角的不同有不同的界定。

一種是將農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型視為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。寧夏（2019）[1]的研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型表現(xiàn)為從單純種植糧食到供給多樣化農(nóng)產(chǎn)品，再到滿足對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)、文化、社會(huì)功能的消費(fèi)的過程。陳航英（2020）[2]認(rèn)為農(nóng)地制度的演變、農(nóng)民群體的分化、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的興起等三個(gè)方面的變化正推動(dòng)著中國小農(nóng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系轉(zhuǎn)變。謝瑾嵐（2020）[3]認(rèn)為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展應(yīng)以居民消費(fèi)升級(jí)為導(dǎo)向，統(tǒng)籌推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理化、品種結(jié)構(gòu)優(yōu)質(zhì)化、生產(chǎn)方式綠色化和供應(yīng)鏈系統(tǒng)高效化。

另一種是將農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型視為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)形態(tài)的轉(zhuǎn)變。孫新華（2017）[4]指出農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型爭(zhēng)論的焦點(diǎn)主要集中在農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的方向上，即家庭農(nóng)業(yè)和資本主義農(nóng)業(yè)之間的博弈。陳靖和馮?。?019）[5]研究發(fā)現(xiàn)村社統(tǒng)籌機(jī)制推動(dòng)了以小農(nóng)戶家庭經(jīng)營為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)規(guī)?；l(fā)展和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型。陳義媛（2019）[6]認(rèn)為農(nóng)業(yè)的資本化并不一定伴隨著土地流轉(zhuǎn)和規(guī)?；?，自然條件的限制是小規(guī)模家庭農(nóng)業(yè)得以繼續(xù)存在的重要原因。吳存玉和梁棟（2020）[7]認(rèn)為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的過程有可能呈現(xiàn)出規(guī)模經(jīng)營和小農(nóng)經(jīng)營并存的局面，甚至小農(nóng)經(jīng)濟(jì)的社會(huì)特征在特定時(shí)空中會(huì)占主導(dǎo)地位。劉永強(qiáng)等（2020）[8]認(rèn)為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型是以市場(chǎng)需求為導(dǎo)向，由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，提高農(nóng)業(yè)的專業(yè)化、集約化和市場(chǎng)化水平。胡新艷等（2021）[9]通過案例分析表明資本下鄉(xiāng)重構(gòu)了原有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)系和市場(chǎng)關(guān)系，形成一個(gè)新型的農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系，推進(jìn)了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展。梁棟（2021）[10]認(rèn)為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的目標(biāo)應(yīng)該從規(guī)模化轉(zhuǎn)向服務(wù)化，并伴隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系的重塑。

農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響，主要是對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)形態(tài)的影響。圍繞農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，存在以下兩種相反的觀點(diǎn)。

一些研究認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用。鄭祥江和楊錦秀（2015）[11]提出農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù)量存在最佳規(guī)模，在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模達(dá)到一定程度之前，會(huì)增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的邊際生產(chǎn)率，并以西南地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析和驗(yàn)證。吳偉偉和劉耀彬（2017）[12]分析了非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制，結(jié)果表明：非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械、化肥和農(nóng)藥的投入均產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，對(duì)不同要素投入的影響程度具有區(qū)域異質(zhì)性。侯孟陽和姚順波（2018）[13]基于1978—2016年中國省際面板數(shù)據(jù)，測(cè)算了農(nóng)業(yè)生態(tài)效率，建立空間面板計(jì)量模型和面板門檻回歸模型，探討農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)效率影響的空間溢出效應(yīng)與門檻特征，研究結(jié)果顯示：農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移長(zhǎng)期來看，有助于提升農(nóng)業(yè)生態(tài)效率。孫學(xué)濤（2021）[14]基于2002—2017年1 682個(gè)縣域的數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)地效率具有正向促進(jìn)作用，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)地效率的影響具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地形方面的非均衡性。鄭晶和高孟菲（2021）[15]選取2007—2017年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板模型和中介效應(yīng)模型研究表明：農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移顯著促進(jìn)了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

另一些研究認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有負(fù)向抑制作用。張艷華（2016）[16]基于調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著負(fù)向作用。蘇昕和劉昊龍（2017）[17]基于2010—2014年的省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移逐漸對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生制約作用。林善浪等（2017）[18]采用2004—2012年中國25個(gè)省份種植業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，改進(jìn)了超越對(duì)數(shù)成本函數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移并不能顯著地提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。李士梅和尹希文（2017）[19]分別利用隨機(jī)效應(yīng)模型和動(dòng)態(tài)面板模型分析勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有區(qū)域異質(zhì)性，全國范圍來說，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移阻礙了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。曾龍和付振奇（2021）[20]基于2004—2018年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移顯著強(qiáng)化了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升的抑制作用。侯孟陽等（2021）[21]基于1987—2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間聯(lián)立方程模型，采用廣義空間三階段最小二乘法探討農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、化肥施用強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)生態(tài)效率間的雙向交互影響和空間溢出，研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)生態(tài)效率與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移存在顯著的負(fù)向交互影響，這種影響具有區(qū)域異質(zhì)性。

綜上，當(dāng)前學(xué)界對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的涵義以及農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用這兩個(gè)主題的觀點(diǎn)及認(rèn)識(shí)尚未達(dá)成一致。本文借鑒已有研究，以勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率作為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的衡量指標(biāo)，從理論上分析農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響，以省級(jí)面板數(shù)據(jù)建立靜態(tài)面板模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，最后根據(jù)研究結(jié)論提出政策建議。

三、理論分析

在理性人假設(shè)下，個(gè)體的任何選擇都是權(quán)衡成本與收益的結(jié)果，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移也不例外。然而對(duì)農(nóng)民個(gè)體有利，不意味著對(duì)整個(gè)農(nóng)業(yè)的發(fā)展轉(zhuǎn)型具有同等影響。因此，本文從要素替代效應(yīng)、人力資本效應(yīng)和收入效應(yīng)三個(gè)角度分析農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型產(chǎn)生的影響。

（一）要素替代效應(yīng)

一是機(jī)械化水平提高。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不僅使得家庭勞動(dòng)力資源重新配置，也促使生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)進(jìn)行重新組合，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)的投入產(chǎn)出效率。生產(chǎn)要素重配效應(yīng)的存在使得物質(zhì)要素投入與勞動(dòng)力逐漸表現(xiàn)出明顯的替代關(guān)系。隨著農(nóng)村勞動(dòng)力成本的上升，農(nóng)戶為避免減產(chǎn)，將會(huì)根據(jù)要素相對(duì)價(jià)格的變化而調(diào)整投入結(jié)構(gòu)，誘發(fā)農(nóng)戶產(chǎn)生了以機(jī)械服務(wù)替代勞動(dòng)力的強(qiáng)烈需求。同時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的發(fā)展提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率和資源利用率，一定程度上促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)?；l(fā)展和效率提升，又反過來加速了農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移，因而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素之間也存在交互影響。

二是廉價(jià)要素過度投入。隨著農(nóng)村高質(zhì)量勞動(dòng)力的流失，剩余勞動(dòng)力的生產(chǎn)率較低，為避免可能導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與效率的損失，大多數(shù)農(nóng)戶被迫選擇粗放式經(jīng)營，加大對(duì)農(nóng)藥、化肥等要素的密集型投入。而隨著城市工業(yè)部門迎來更多廉價(jià)勞動(dòng)力，農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)要素的價(jià)格也會(huì)不斷下降，進(jìn)一步助長(zhǎng)了農(nóng)民過量施用化肥的行為，雖然短時(shí)間內(nèi)提升了耕地生產(chǎn)力并提高了農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，但過量、低效率的化肥施用也造成農(nóng)業(yè)生態(tài)效率損失。

（二）人力資本效應(yīng)

一是有效勞動(dòng)力減少。大規(guī)模農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可能造成農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量短缺。當(dāng)前農(nóng)村轉(zhuǎn)移出的勞動(dòng)力已經(jīng)不僅是剩余勞動(dòng)力，而很可能是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)必需的勞動(dòng)力。當(dāng)農(nóng)業(yè)未能通過集約式經(jīng)營與發(fā)展來實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地的合理利用時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力的短缺將更不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升，農(nóng)村勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力質(zhì)量下降。農(nóng)業(yè)機(jī)械化與技術(shù)進(jìn)步需要有高質(zhì)量的勞動(dòng)力予以匹配，然而在農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過程中，由于高質(zhì)量勞動(dòng)力往往具備較多人力資本存量和更強(qiáng)的綜合能力而在轉(zhuǎn)移過程中具有優(yōu)勢(shì)，于是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移伴隨著農(nóng)業(yè)從業(yè)人員“平均素質(zhì)”的降低，進(jìn)一步阻礙農(nóng)業(yè)生產(chǎn)新技術(shù)、新方法的推廣和普及，阻礙農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，而造成農(nóng)業(yè)效率損失。

二是回遷勞動(dòng)力素質(zhì)提高。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后，往往是走向了更先進(jìn)的部門，就業(yè)過程中也會(huì)產(chǎn)生人力資本積累效應(yīng)，提高了自身的生產(chǎn)率，此時(shí)農(nóng)民工的兼業(yè)化及回遷行為能夠增加農(nóng)村勞動(dòng)力的人力資本累積，有利于農(nóng)業(yè)的集約化生產(chǎn)，同時(shí)可能帶來新的技術(shù)知識(shí)。尤其是農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)水平的提高，轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力通過購買農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)勞動(dòng)力體力和數(shù)量的依賴，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)跨空間操作的可能性，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率。

（三）收入效應(yīng)

一是兼業(yè)化加深。勞動(dòng)力價(jià)格上升時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本增加，而農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格長(zhǎng)期穩(wěn)定且處于較低水平，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效益將會(huì)降低；另一方面，農(nóng)戶的非農(nóng)收入水平越高，進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本也越高。為了獲得更高的收入，農(nóng)村勞動(dòng)力可能會(huì)選擇進(jìn)入城市尋求就業(yè)，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)淪為副業(yè)。如果農(nóng)地流轉(zhuǎn)機(jī)制不健全，極端情況下會(huì)放棄農(nóng)業(yè)耕種，即出現(xiàn)“撂荒”現(xiàn)象。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提高了農(nóng)民的非農(nóng)收入，使得城鄉(xiāng)比較利益差距日趨明顯，也抑制了農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)投資的積極性。

二是資金回流。轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力獲取到更多的工資性收入，緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資金約束，資本等投入要素更多進(jìn)入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，為農(nóng)業(yè)的資本深化提供了可能性，而且也可能強(qiáng)化農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金和技術(shù)的投入力度以及農(nóng)業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升。

根據(jù)以上分析，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移通過機(jī)械替代人工、轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力自身素質(zhì)提高以及資金回流對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型產(chǎn)生正向影響。但同時(shí)，通過廉價(jià)要素過度投入、有效勞動(dòng)力減少以及兼業(yè)化或土地撂荒對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型產(chǎn)生了不利影響。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的綜合效應(yīng)是正向還是負(fù)向影響，以上是理論分析，以下將進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取了2010—2020年除港澳臺(tái)地區(qū)全國31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型和農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)全部來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。關(guān)于截面選擇，由于西藏缺失大量農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)和鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)數(shù)據(jù)，新疆也缺失第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)和鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)數(shù)據(jù)，因此剔除掉西藏和新疆兩個(gè)地區(qū)的樣本，從分析邏輯角度看，這對(duì)本文實(shí)證結(jié)果的信度與效度影響不大。此外，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了一些處理，對(duì)少量的缺失數(shù)據(jù)用均值插補(bǔ)法進(jìn)行插補(bǔ)。最終，本文采用了全國29個(gè)省份11年間共189個(gè)觀測(cè)值作為樣本進(jìn)行了實(shí)證分析，相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）變量說明

1.核心解釋變量

模型的核心解釋變量為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，可界定為農(nóng)村勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)的勞動(dòng)力規(guī)模。該指標(biāo)有絕對(duì)規(guī)模和相對(duì)規(guī)模兩種界定，絕對(duì)規(guī)模是指農(nóng)村勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門的絕對(duì)數(shù)量，計(jì)算方式為鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)減去第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)；相對(duì)規(guī)模是指農(nóng)村勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門的絕對(duì)數(shù)量占農(nóng)村勞動(dòng)力的比例，計(jì)算方式為（鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)-第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)）/鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)。本文采用的衡量指標(biāo)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的相對(duì)規(guī)模。

2.被解釋變量

本文的研究對(duì)象是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型就是從粗放型到集約型的轉(zhuǎn)變過程，改變過去農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中高投入、低產(chǎn)出的經(jīng)營狀況，提高資源的利用效率和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益[22]。農(nóng)業(yè)發(fā)展的三要素是勞動(dòng)力、土地和資本，因此農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型也就是提高勞動(dòng)力、土地和資本的利用效率。同時(shí)為了避免將農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型界定為單一指標(biāo)的局限性，本文將勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率以及資本產(chǎn)出率作為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的衡量指標(biāo)。具體來說，勞動(dòng)產(chǎn)出率由第一產(chǎn)業(yè)增加值除以第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)得到；土地產(chǎn)出率由狹義的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（種植業(yè)產(chǎn)值）除以農(nóng)作物總播種面積得到；資本產(chǎn)出率由農(nóng)、林、牧、漁業(yè)增加值除以農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額得到。

3.控制變量

農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)是由一種狀態(tài)向另一種更高級(jí)狀態(tài)轉(zhuǎn)變的過程，推動(dòng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的因素有內(nèi)部力量，也有外部環(huán)境以及意外沖擊。內(nèi)部力量主要是人為因素形成，包括農(nóng)民主體行為、農(nóng)地制度變遷、社會(huì)資本投入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等，外部環(huán)境則主要指自然資源環(huán)境。（1）農(nóng)民主體行為是指農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的意愿和能力。農(nóng)民作為農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型的主體，其對(duì)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知和決策在很大程度決定了農(nóng)業(yè)發(fā)展的方向和速度。然而這一行為是相當(dāng)復(fù)雜不容易描述的，又考慮到這一變量與農(nóng)民受教育水平顯著相關(guān)，因此，以農(nóng)民受教育程度代表農(nóng)民主體行為，具體計(jì)算時(shí)用高等教育機(jī)構(gòu)在校生數(shù)占常住人口數(shù)的比重來測(cè)算。（2）農(nóng)地制度變遷是指農(nóng)用地的“三權(quán)”變遷，進(jìn)而通過土地流轉(zhuǎn)影響規(guī)模化經(jīng)營的可能性，目前已經(jīng)有很多學(xué)者針對(duì)土地制度或土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響做了研究?？疾焱恋亓鬓D(zhuǎn)所形成的土地集中現(xiàn)象所使用的指標(biāo)應(yīng)該為人均鄉(xiāng)村人口農(nóng)用地面積，但是由于農(nóng)用地面積數(shù)據(jù)大量缺失，所以使用鄉(xiāng)村人均耕地面積符合研究的需要，具體以耕地面積除以農(nóng)村常住人口數(shù)測(cè)算。（3）社會(huì)資本投入是農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的動(dòng)力機(jī)制包括自身動(dòng)力和外界干預(yù)，用政府財(cái)政支農(nóng)的力度代表社會(huì)資本投資，也能夠反映國家對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型的態(tài)度傾向與干預(yù)程度。具體以農(nóng)林水支出占一般公共預(yù)算支出的比重測(cè)算。（4）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)最基礎(chǔ)的環(huán)境，能夠支撐農(nóng)業(yè)發(fā)展所需的人力資本，也能為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步提供物質(zhì)條件，具體用人均GDP表示。（5）自然資源環(huán)境無疑是影響農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型的重要要素，地區(qū)間自然資源稟賦的差異往往是農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量差異的主要原因。農(nóng)業(yè)自然資源包括土地資源、水資源、生物資源、氣候資源等各要素相互聯(lián)系作用形成的整體，難以通過單一指標(biāo)衡量，因此本文選取農(nóng)作物受災(zāi)面積占總播種面積的比重作為自然資源環(huán)境的反向指標(biāo)，反映不可控的自然條件對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響，體現(xiàn)農(nóng)業(yè)的特殊性[23]。

（三）模型設(shè)定

在研究農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型時(shí)，本文使用勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率以及資本產(chǎn)出率作為被解釋變量，也就是衡量農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的指標(biāo)。使用農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移作為核心解釋變量。同時(shí)，考慮到其他因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響，選取具有代表性的相關(guān)外生變量作為控制變量。計(jì)量模型設(shè)定如下：

其中Yit代表i省份在t年的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型體系，具體包括勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率以及資本產(chǎn)出率。TORLit表示i地區(qū)在t年的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模；SBOPit、ALSCit、SCIit、EDLit、NRAEit是五個(gè)控制變量，分別表示i地區(qū)農(nóng)民主體行為、農(nóng)地制度變遷、社會(huì)資本投入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源環(huán)境在t年的值；C代表方程的截距項(xiàng)，ui表示各地區(qū)不可觀測(cè)的固定效應(yīng)，εit為隨個(gè)體與時(shí)間而改變的擾動(dòng)項(xiàng)。

五、實(shí)證分析

（一）模型選擇

在處理面板數(shù)據(jù)時(shí)，究竟使用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型是一個(gè)基本問題，為此進(jìn)行赫斯曼檢驗(yàn)。原假設(shè)為“個(gè)體的不可觀測(cè)效應(yīng)與所有解釋變量均不相關(guān)”（隨機(jī)效應(yīng)模型為正確模型）。無論原假設(shè)成立與否，固定效應(yīng)模型都是一致的。然而，如果原假設(shè)成立，則隨機(jī)效應(yīng)模型比固定效應(yīng)模型更有效。但如果假設(shè)不成立，則隨機(jī)效應(yīng)模型不一致。赫斯曼檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 赫斯曼檢驗(yàn)結(jié)果

表2顯示，對(duì)于以勞動(dòng)產(chǎn)出率為被解釋變量的模型，p值為0.0000，故強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。而對(duì)于以土地產(chǎn)出率或資本產(chǎn)出率為被解釋變量的模型，p值分別為0.5466和0.5157顯著異于零，不能拒絕原假設(shè)，應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)模型更有效。綜上，本文分別采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率進(jìn)行回歸，以便確保檢驗(yàn)結(jié)果的可信度。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

分別采用固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）逐一對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3。

1.農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用

表3顯示，無論是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，核心解釋變量農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)被解釋變量勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率的系數(shù)都為正，說明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型存在正向作用。從顯著性來看，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著，說明可信度相當(dāng)高，而對(duì)土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率的估計(jì)系數(shù)均不顯著，說明估計(jì)的可信度不夠。定量來看，模型1中，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的系數(shù)為2.4228，表示農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移每增加1個(gè)單位，能夠使勞動(dòng)產(chǎn)出率提高2.4228個(gè)單位，而模型2估計(jì)的系數(shù)稍小為1.8417，這也符合上文赫斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果，即估計(jì)對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的系數(shù)時(shí)，采用模型1更有效。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)資本產(chǎn)出率的估計(jì)系數(shù)最高，在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型下分別達(dá)到36.1842和42.8754，表示農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)資本產(chǎn)出率的提高有放大的效應(yīng)，然而在兩種模型下估計(jì)結(jié)果均不顯著。對(duì)于土地產(chǎn)出率的估計(jì)結(jié)果，系數(shù)較小，分別為0.0547和0.0348，且均不顯著，說明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)土地產(chǎn)出率的作用效果可能很微弱?？傮w來說，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型有正向的作用，其中，對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的作用最大而且可信度高，對(duì)資本產(chǎn)出率的提高具有放大效應(yīng)但是可信度難以保障，而對(duì)土地產(chǎn)出率作用很小且可信度低。

表3 全國范圍模型估計(jì)結(jié)果

2.控制因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用

總體來說，農(nóng)民主體行為、農(nóng)業(yè)制度變遷、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等三個(gè)因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用顯著性較高，自然資源環(huán)境次之，社會(huì)資本投入最弱。同時(shí)，可以明顯看出，除經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)資本產(chǎn)出率在隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)下的系數(shù)在10%的水平下顯著外，其余所有變量對(duì)資本產(chǎn)出率的作用均不顯著，而且因農(nóng)民主體行為和社會(huì)資本投入這兩個(gè)變量對(duì)資本產(chǎn)出率的系數(shù)為負(fù)而懷疑對(duì)資本產(chǎn)出率的衡量指標(biāo)是否有選取上的不科學(xué)性，如果不存在這種問題，那么是否有其他影響資本產(chǎn)出率的更為重要的因素沒有囊括進(jìn)模型。農(nóng)民主體行為、農(nóng)地制度變遷、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在兩種模型下，對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率和土地產(chǎn)出率的回歸系數(shù)都具有較高的顯著性。農(nóng)民的受教育程度越高、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，勞動(dòng)產(chǎn)出率也就越高。農(nóng)地制度變遷對(duì)土地產(chǎn)出率的系數(shù)為負(fù)，這也反映出了當(dāng)前很多學(xué)者提出的問題，即土地是否規(guī)?；潭仍礁咝试礁?，從這里的結(jié)果來看，答案應(yīng)該是否定的。此外，需要關(guān)注的是社會(huì)資本投入，在固定效應(yīng)模型下，社會(huì)資本投入對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的系數(shù)為負(fù)，通常來說這是不符合常理的，出現(xiàn)這樣的結(jié)果原因也可能是政府投入到農(nóng)林水事務(wù)中的資本沒有得到合理利用，甚至政府的不適當(dāng)干預(yù)阻礙了農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型的自身規(guī)律，因而導(dǎo)致勞動(dòng)產(chǎn)出率下降。自然資源環(huán)境是模型中唯一的負(fù)向指標(biāo)，代表了氣候、生物等自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響，此處的回歸結(jié)果也符合邏輯，系數(shù)全部為負(fù)，對(duì)土地產(chǎn)出率的影響最為顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步探究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的倒逼作用是否存在區(qū)域異質(zhì)性，同時(shí)對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，按照國家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)將樣本數(shù)據(jù)按照東、中、西三個(gè)區(qū)域進(jìn)行劃分（其中東部包括11個(gè)省份、中部8個(gè)省份、西部10個(gè)省份），并分別對(duì)其進(jìn)行固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型回歸。鑒于控制變量較多，考慮到本文的研究重點(diǎn)，表4僅列示核心解釋變量農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的估計(jì)系數(shù)，其中，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型仍然以勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率三個(gè)指標(biāo)共同衡量。

表4 分區(qū)域模型估計(jì)結(jié)果

從表4可以看出，基準(zhǔn)回歸結(jié)果中的結(jié)論總體上具有穩(wěn)健性。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率具有顯著的正向影響，而對(duì)土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率的影響不穩(wěn)定。在農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的回歸中，中部地區(qū)和西部地區(qū)的估計(jì)系數(shù)在5%的水平下顯著，而東部地區(qū)不顯著；從系數(shù)上來看，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在中部的邊際貢獻(xiàn)率最大且高于全國平均水平，這可能是由于中部農(nóng)村勞動(dòng)力能夠更多轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，因此相比東部和西部，取得了更多的轉(zhuǎn)移帶來的邊際收益。而西部地區(qū)盡管也有大量農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，但相應(yīng)的發(fā)展基礎(chǔ)與中部相比較弱，因此邊際收益也小于中部。而東部的原始發(fā)展水平較高，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移帶來的邊際效果也就不夠明顯。以上分析表明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。

六、結(jié)論與建議

本文選取2010—2020年全國29個(gè)省份的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型和農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移面板數(shù)據(jù)，分別建立固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，以勞動(dòng)產(chǎn)出率、土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率作為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型衡量指標(biāo)，以農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移為核心解釋變量，另外控制了農(nóng)民主體行為、農(nóng)地制度變遷、社會(huì)資本投入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和自然資源稟賦等五個(gè)變量對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響，進(jìn)而研究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用效果。

（一）研究結(jié)論

一是赫斯曼檢驗(yàn)表明，研究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的作用時(shí)，使用固定效應(yīng)模型所估計(jì)的結(jié)果更加準(zhǔn)確，而對(duì)土地產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率的估計(jì)應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)模型。

二是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型總體上具有正向作用，但影響較弱。其中，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率的提高作用最為顯著，并且具有放大效應(yīng)，即農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移增加一個(gè)單位能夠使勞動(dòng)產(chǎn)出率提高超過一個(gè)單位；其次是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)資本產(chǎn)出率有較高的放大效應(yīng)，但并不顯著，估計(jì)的可信度較低；最后是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)土地產(chǎn)出率既沒有放大效應(yīng)，而且也不顯著。

三是各控制因素對(duì)資本產(chǎn)出率的作用不顯著。其中，社會(huì)資本投入對(duì)其表現(xiàn)有負(fù)向作用，在隨機(jī)效應(yīng)模型下，農(nóng)民主體行為對(duì)資本產(chǎn)出率也具有較大的負(fù)向影響?？赡苁且?yàn)橘Y本產(chǎn)出率受眾多隱含因素的影響，在此模型中未能捕捉到。

四是在影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的諸多因素中，農(nóng)民主體行為、農(nóng)地制度變遷以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用最大，其次是自然資源環(huán)境，最后是社會(huì)資本投入。自然資源環(huán)境對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率和資本產(chǎn)出率的作用都較顯著，說明各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的差異很大程度上與自然稟賦有關(guān)。

五是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用存在區(qū)域異質(zhì)性，對(duì)中部地區(qū)的邊際貢獻(xiàn)最大，其次是西部，最后是東部。

（二）政策建議

農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移已經(jīng)成為一種不可逆轉(zhuǎn)的趨勢(shì)，相關(guān)政策制定者要正確認(rèn)識(shí)和處理農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移問題，權(quán)衡好農(nóng)民主體選擇與整個(gè)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的關(guān)系。

一是采取科學(xué)的措施推動(dòng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。要解決好以下問題：首先要明確農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的方向和目標(biāo)；其次是清楚地認(rèn)識(shí)有哪些因素可能對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生影響，通過什么途徑產(chǎn)生了怎樣的影響，哪些因素是可以改善或者避免的；最后是采取什么措施，如何統(tǒng)籌安排，精準(zhǔn)實(shí)現(xiàn)目標(biāo)。

二是提高農(nóng)民素質(zhì)，提升農(nóng)業(yè)科技化水平。推動(dòng)新型職業(yè)農(nóng)民培育，提高農(nóng)民專業(yè)技能。積極創(chuàng)造條件，引進(jìn)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展急需緊缺的農(nóng)業(yè)科技人才和創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)，引導(dǎo)在外優(yōu)秀人才返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。加大農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼力度，鞏固提升主要農(nóng)作物生產(chǎn)全程機(jī)械化水平。加強(qiáng)先進(jìn)適用設(shè)施裝備研發(fā)應(yīng)用，大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化、信息化、智能化，著力提高農(nóng)業(yè)設(shè)施裝備現(xiàn)代化水平。加強(qiáng)日光溫室、設(shè)施大棚等設(shè)施裝備的提升改造，鼓勵(lì)引進(jìn)高端智能、特色產(chǎn)業(yè)農(nóng)機(jī)裝備，推動(dòng)發(fā)展智慧農(nóng)業(yè)。

三是明確區(qū)域特色，改善農(nóng)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)。完善土地流轉(zhuǎn)制度，減少農(nóng)村土地非農(nóng)化的現(xiàn)象。加大對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的引導(dǎo)和支持力度，對(duì)具有一定規(guī)模的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提供技術(shù)支持以及相關(guān)咨詢服務(wù)，提供適當(dāng)財(cái)政補(bǔ)貼同時(shí)積極實(shí)施資金引進(jìn)以緩解資金約束。保護(hù)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境和自然資源，建立針對(duì)農(nóng)業(yè)的防災(zāi)救災(zāi)機(jī)制，減少農(nóng)業(yè)受災(zāi)損失。建立與鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展互惠機(jī)制，共享資源，共享收益，降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的邊際成本和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。