曹子坚，张银燕

（兰州大学经济学院，甘肃兰州 730000）

一、引言

自实行家庭联产承包责任制以来，我国农村每年均有大量劳动力外流，近年来农村劳动力更是以前所未有的规模向农村内部或外部的非农部门转移，这是农业发展的结果，是我国实现城镇化和现代化的必然要求，也符合人类经济社会发展的规律。党的十八大以来，国家十分重视推进农业高质量发展，保障国家粮食安全，确保“中国人的饭碗始终牢牢端在自己手上”。实现农业高质量发展和农业不断的转型升级，根本在人，在于农村劳动力素质的提高。

农村劳动力的大量转移对农业发展转型具有怎样的影响，是否倒逼了农业转型，如何确保在农村劳动力转移过程中获得最大收益的同时最大程度减小负面影响，对这一问题的研究及认识具有重要的理论和实践意义。本文也拟通过对农村劳动力转移与农业转型关系的实证分析得出相应的结论，为理论研究及政策制定提供一点参考。

二、文献综述

关于农业转型的涵义，根据研究视角的不同有不同的界定。

一种是将农业转型视为农业生产结构的转变。宁夏（2019）[1]的研究认为，农业转型表现为从单纯种植粮食到供给多样化农产品，再到满足对农业生态、文化、社会功能的消费的过程。陈航英（2020）[2]认为农地制度的演变、农民群体的分化、新型农业经营主体的兴起等三个方面的变化正推动着中国小农农业经营体系向新型农业经营体系转变。谢瑾岚（2020）[3]认为农业转型发展应以居民消费升级为导向，统筹推进农业生产结构合理化、品种结构优质化、生产方式绿色化和供应链系统高效化。

另一种是将农业转型视为农业生产形态的转变。孙新华（2017）[4]指出农业转型争论的焦点主要集中在农业转型的方向上，即家庭农业和资本主义农业之间的博弈。陈靖和冯小（2019）[5]研究发现村社统筹机制推动了以小农户家庭经营为基础的农业规模化发展和农业转型。陈义媛（2019）[6]认为农业的资本化并不一定伴随着土地流转和规模化，自然条件的限制是小规模家庭农业得以继续存在的重要原因。吴存玉和梁栋（2020）[7]认为农业转型的过程有可能呈现出规模经营和小农经营并存的局面，甚至小农经济的社会特征在特定时空中会占主导地位。刘永强等（2020）[8]认为农业转型是以市场需求为导向，由传统农业向现代农业转变，提高农业的专业化、集约化和市场化水平。胡新艳等（2021）[9]通过案例分析表明资本下乡重构了原有农业生产关系和市场关系，形成一个新型的农业经营体系，推进了农业转型发展。梁栋（2021）[10]认为农业转型的目标应该从规模化转向服务化，并伴随着农业经营体系的重塑。

农村劳动力转移对农业转型的影响，主要是对农业生产结构和生产形态的影响。围绕农村劳动力转移对农业发展的影响，存在以下两种相反的观点。

一些研究认为农村劳动力转移对农业发展具有正向的促进作用。郑祥江和杨锦秀（2015）[11]提出农村转移劳动力数量存在最佳规模，在劳动力转移规模达到一定程度之前，会增加农业劳动力的边际生产率，并以西南地区数据进行了分析和验证。吴伟伟和刘耀彬（2017）[12]分析了非农收入对农业要素投入结构的影响机制，结果表明：非农收入对农业机械、化肥和农药的投入均产生了显著的促进作用，对不同要素投入的影响程度具有区域异质性。侯孟阳和姚顺波（2018）[13]基于1978—2016年中国省际面板数据，测算了农业生态效率，建立空间面板计量模型和面板门槛回归模型，探讨农村劳动力转移对农业生态效率影响的空间溢出效应与门槛特征，研究结果显示：农村劳动力转移长期来看，有助于提升农业生态效率。孙学涛（2021）[14]基于2002—2017年1 682个县域的数据，采用空间计量模型研究发现：农村劳动力转移对农地效率具有正向促进作用，农村劳动力转移对农地效率的影响具有经济发展水平和地形方面的非均衡性。郑晶和高孟菲（2021）[15]选取2007—2017年的省级面板数据，运用面板模型和中介效应模型研究表明：农村劳动力转移显著促进了农业全要素生产率的增长。

另一些研究认为农村劳动力转移对农业发展具有负向抑制作用。张艳华（2016）[16]基于调查数据，发现农村劳动力转移对农业生产具有显著负向作用。苏昕和刘昊龙（2017）[17]基于2010—2014年的省际面板数据研究发现，当前农村劳动力转移逐渐对农业生产效率产生制约作用。林善浪等（2017）[18]采用2004—2012年中国25个省份种植业的投入产出数据，改进了超越对数成本函数模型进行实证检验，结果表明农村劳动力转移并不能显著地提高农业机械化水平。李士梅和尹希文（2017）[19]分别利用随机效应模型和动态面板模型分析劳动力转移对农业全要素生产率的影响，结果表明农业劳动力转移对农业全要素生产率的影响具有区域异质性，全国范围来说，劳动力转移阻碍了农业全要素生产率的提高。曾龙和付振奇（2021）[20]基于2004—2018年省级面板数据进行实证研究，发现农村劳动力转移显著强化了城乡收入差距对农业生产率提升的抑制作用。侯孟阳等（2021）[21]基于1987—2017年省级面板数据，构建空间联立方程模型，采用广义空间三阶段最小二乘法探讨农村劳动力转移、化肥施用强度与农业生态效率间的双向交互影响和空间溢出，研究发现：农业生态效率与农村劳动力转移存在显著的负向交互影响，这种影响具有区域异质性。

综上，当前学界对农业转型的涵义以及农村劳动力转移对农业转型的作用这两个主题的观点及认识尚未达成一致。本文借鉴已有研究，以劳动产出率、土地产出率和资本产出率作为农业转型的衡量指标，从理论上分析农村劳动力转移对农业转型的影响，以省级面板数据建立静态面板模型进行实证检验，最后根据研究结论提出政策建议。

三、理论分析

在理性人假设下，个体的任何选择都是权衡成本与收益的结果，农村劳动力转移也不例外。然而对农民个体有利，不意味着对整个农业的发展转型具有同等影响。因此，本文从要素替代效应、人力资本效应和收入效应三个角度分析农村劳动力转移对农业发展转型产生的影响。

（一）要素替代效应

一是机械化水平提高。农村劳动力转移不仅使得家庭劳动力资源重新配置，也促使生产要素投入结构进行重新组合，进而影响农业的投入产出效率。生产要素重配效应的存在使得物质要素投入与劳动力逐渐表现出明显的替代关系。随着农村劳动力成本的上升，农户为避免减产，将会根据要素相对价格的变化而调整投入结构，诱发农户产生了以机械服务替代劳动力的强烈需求。同时，农业机械化水平的发展提高了劳动生产率和资源利用率，一定程度上促进了农业生产的规模化发展和效率提升，又反过来加速了农村劳动力的非农转移，因而农业生产要素之间也存在交互影响。

二是廉价要素过度投入。随着农村高质量劳动力的流失，剩余劳动力的生产率较低，为避免可能导致的农业产出与效率的损失，大多数农户被迫选择粗放式经营，加大对农药、化肥等要素的密集型投入。而随着城市工业部门迎来更多廉价劳动力，农药、化肥等生产要素的价格也会不断下降，进一步助长了农民过量施用化肥的行为，虽然短时间内提升了耕地生产力并提高了农产品产量，但过量、低效率的化肥施用也造成农业生态效率损失。

（二）人力资本效应

一是有效劳动力减少。大规模农村劳动力转移可能造成农业劳动力数量短缺。当前农村转移出的劳动力已经不仅是剩余劳动力，而很可能是农业生产必需的劳动力。当农业未能通过集约式经营与发展来实现农村土地的合理利用时，农村劳动力的短缺将更不利于农业生产率提升，农村劳动力选择性转移导致农业劳动力质量下降。农业机械化与技术进步需要有高质量的劳动力予以匹配，然而在农村劳动力转移过程中，由于高质量劳动力往往具备较多人力资本存量和更强的综合能力而在转移过程中具有优势，于是农村劳动力转移伴随着农业从业人员“平均素质”的降低，进一步阻碍农业生产新技术、新方法的推广和普及，阻碍农业技术进步，而造成农业效率损失。

二是回迁劳动力素质提高。农村劳动力转移后，往往是走向了更先进的部门，就业过程中也会产生人力资本积累效应，提高了自身的生产率，此时农民工的兼业化及回迁行为能够增加农村劳动力的人力资本累积，有利于农业的集约化生产，同时可能带来新的技术知识。尤其是农业社会化服务水平的提高，转移劳动力通过购买农业社会化服务降低了农业生产对劳动力体力和数量的依赖，实现农业生产跨空间操作的可能性，进而提高农业生产的技术效率。

（三）收入效应

一是兼业化加深。劳动力价格上升时，农业生产的机会成本增加，而农产品价格长期稳定且处于较低水平，农业生产的效益将会降低；另一方面，农户的非农收入水平越高，进行农业生产的机会成本也越高。为了获得更高的收入，农村劳动力可能会选择进入城市寻求就业，而农业生产沦为副业。如果农地流转机制不健全，极端情况下会放弃农业耕种，即出现“撂荒”现象。农村劳动力转移提高了农民的非农收入，使得城乡比较利益差距日趋明显，也抑制了农民对农业投资的积极性。

二是资金回流。转移的农村劳动力获取到更多的工资性收入，缓解农业生产的资金约束，资本等投入要素更多进入农业生产，为农业的资本深化提供了可能性，而且也可能强化农民对农业生产资金和技术的投入力度以及农业抗风险能力，进而促进农业生产率的提升。

根据以上分析，农村劳动力转移通过机械替代人工、转移劳动力自身素质提高以及资金回流对农业发展转型产生正向影响。但同时，通过廉价要素过度投入、有效劳动力减少以及兼业化或土地撂荒对农业发展转型产生了不利影响。农村劳动力转移对农业转型的综合效应是正向还是负向影响，以上是理论分析，以下将进行实证检验。

四、研究设计

（一）数据来源

本文选取了2010—2020年除港澳台地区全国31个省、自治区、直辖市的农业转型和农村劳动力转移面板数据。数据全部来自于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》以及各省份统计年鉴。关于截面选择，由于西藏缺失大量农林牧渔业固定资产投资额数据、第一产业就业人员数和乡村就业人员数数据，新疆也缺失第一产业就业人员数和乡村就业人员数数据，因此剔除掉西藏和新疆两个地区的样本，从分析逻辑角度看，这对本文实证结果的信度与效度影响不大。此外，本文对原始数据进行了一些处理，对少量的缺失数据用均值插补法进行插补。最终，本文采用了全国29个省份11年间共189个观测值作为样本进行了实证分析，相关变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

（二）变量说明

1.核心解释变量

模型的核心解释变量为农村劳动力转移，可界定为农村劳动力由农业部门转移到非农业部门就业的劳动力规模。该指标有绝对规模和相对规模两种界定，绝对规模是指农村劳动力由农业部门转向非农业部门的绝对数量，计算方式为乡村就业人员数减去第一产业就业人员数；相对规模是指农村劳动力由农业部门转向非农业部门的绝对数量占农村劳动力的比例，计算方式为（乡村就业人员数-第一产业就业人员数）/乡村就业人员数。本文采用的衡量指标为农村劳动力转移的相对规模。

2.被解释变量

本文的研究对象是农业转型。农业转型就是从粗放型到集约型的转变过程，改变过去农业发展过程中高投入、低产出的经营状况，提高资源的利用效率和农业生产效益[22]。农业发展的三要素是劳动力、土地和资本，因此农业转型也就是提高劳动力、土地和资本的利用效率。同时为了避免将农业转型界定为单一指标的局限性，本文将劳动产出率、土地产出率以及资本产出率作为农业转型的衡量指标。具体来说，劳动产出率由第一产业增加值除以第一产业就业人员数得到；土地产出率由狭义的农业总产值（种植业产值）除以农作物总播种面积得到；资本产出率由农、林、牧、渔业增加值除以农业固定资产投资额得到。

3.控制变量

农业转型升级是由一种状态向另一种更高级状态转变的过程，推动农业转型的因素有内部力量，也有外部环境以及意外冲击。内部力量主要是人为因素形成，包括农民主体行为、农地制度变迁、社会资本投入、经济发展水平等，外部环境则主要指自然资源环境。（1）农民主体行为是指农民对农业转型的意愿和能力。农民作为农业发展转型的主体，其对农业的认知和决策在很大程度决定了农业发展的方向和速度。然而这一行为是相当复杂不容易描述的，又考虑到这一变量与农民受教育水平显著相关，因此，以农民受教育程度代表农民主体行为，具体计算时用高等教育机构在校生数占常住人口数的比重来测算。（2）农地制度变迁是指农用地的“三权”变迁，进而通过土地流转影响规模化经营的可能性，目前已经有很多学者针对土地制度或土地流转对农业转型的影响做了研究。考察土地流转所形成的土地集中现象所使用的指标应该为人均乡村人口农用地面积，但是由于农用地面积数据大量缺失，所以使用乡村人均耕地面积符合研究的需要，具体以耕地面积除以农村常住人口数测算。（3）社会资本投入是农业发展转型的关键环节。农业转型的动力机制包括自身动力和外界干预，用政府财政支农的力度代表社会资本投资，也能够反映国家对农业发展转型的态度倾向与干预程度。具体以农林水支出占一般公共预算支出的比重测算。（4）经济发展水平是农业转型升级最基础的环境，能够支撑农业发展所需的人力资本，也能为农业技术进步提供物质条件，具体用人均GDP表示。（5）自然资源环境无疑是影响农业发展转型的重要要素，地区间自然资源禀赋的差异往往是农业发展质量差异的主要原因。农业自然资源包括土地资源、水资源、生物资源、气候资源等各要素相互联系作用形成的整体，难以通过单一指标衡量，因此本文选取农作物受灾面积占总播种面积的比重作为自然资源环境的反向指标，反映不可控的自然条件对农业转型升级的影响，体现农业的特殊性[23]。

（三）模型设定

在研究农业发展转型时，本文使用劳动产出率、土地产出率以及资本产出率作为被解释变量，也就是衡量农业转型发展的指标。使用农村劳动力转移作为核心解释变量。同时，考虑到其他因素对农业转型的影响，选取具有代表性的相关外生变量作为控制变量。计量模型设定如下：

其中Yit代表i省份在t年的农业转型体系，具体包括劳动产出率、土地产出率以及资本产出率。TORLit表示i地区在t年的农村劳动力转移规模；SBOPit、ALSCit、SCIit、EDLit、NRAEit是五个控制变量，分别表示i地区农民主体行为、农地制度变迁、社会资本投入、经济发展水平、自然资源环境在t年的值；C代表方程的截距项，ui表示各地区不可观测的固定效应，εit为随个体与时间而改变的扰动项。

五、实证分析

（一）模型选择

在处理面板数据时，究竟使用固定效应还是随机效应模型是一个基本问题，为此进行赫斯曼检验。原假设为“个体的不可观测效应与所有解释变量均不相关”（随机效应模型为正确模型）。无论原假设成立与否，固定效应模型都是一致的。然而，如果原假设成立，则随机效应模型比固定效应模型更有效。但如果假设不成立，则随机效应模型不一致。赫斯曼检验结果如表2。

表2 赫斯曼检验结果

表2显示，对于以劳动产出率为被解释变量的模型，p值为0.0000，故强烈拒绝原假设，认为应该使用固定效应模型。而对于以土地产出率或资本产出率为被解释变量的模型，p值分别为0.5466和0.5157显著异于零，不能拒绝原假设，应该使用随机效应模型更有效。综上，本文分别采用固定效应模型和随机效应模型对劳动产出率、土地产出率和资本产出率进行回归，以便确保检验结果的可信度。

（二）基准回归结果

分别采用固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE）逐一对劳动产出率、土地产出率和资本产出率进行回归，结果如表3。

1.农村劳动力转移对农业转型的作用

表3显示，无论是固定效应模型还是随机效应模型，核心解释变量农村劳动力转移对被解释变量劳动产出率、土地产出率和资本产出率的系数都为正，说明农村劳动力转移对农业转型存在正向作用。从显著性来看，农村劳动力转移对劳动产出率的估计系数在1%的水平下显著，说明可信度相当高，而对土地产出率和资本产出率的估计系数均不显著，说明估计的可信度不够。定量来看，模型1中，农村劳动力转移对劳动产出率的系数为2.4228，表示农村劳动力转移每增加1个单位，能够使劳动产出率提高2.4228个单位，而模型2估计的系数稍小为1.8417，这也符合上文赫斯曼检验的结果，即估计对劳动产出率的系数时，采用模型1更有效。农村劳动力转移对资本产出率的估计系数最高，在固定效应模型和随机效应模型下分别达到36.1842和42.8754，表示农村劳动力转移对资本产出率的提高有放大的效应，然而在两种模型下估计结果均不显著。对于土地产出率的估计结果，系数较小，分别为0.0547和0.0348，且均不显著，说明农村劳动力转移对土地产出率的作用效果可能很微弱。总体来说，农村劳动力转移对农业转型有正向的作用，其中，对劳动产出率的作用最大而且可信度高，对资本产出率的提高具有放大效应但是可信度难以保障，而对土地产出率作用很小且可信度低。

表3 全国范围模型估计结果

2.控制因素对农业转型的作用

总体来说，农民主体行为、农业制度变迁、经济发展水平等三个因素对农业转型的作用显著性较高，自然资源环境次之，社会资本投入最弱。同时，可以明显看出，除经济发展水平对资本产出率在随机效应模型估计下的系数在10%的水平下显著外，其余所有变量对资本产出率的作用均不显著，而且因农民主体行为和社会资本投入这两个变量对资本产出率的系数为负而怀疑对资本产出率的衡量指标是否有选取上的不科学性，如果不存在这种问题，那么是否有其他影响资本产出率的更为重要的因素没有囊括进模型。农民主体行为、农地制度变迁、经济发展水平在两种模型下，对劳动产出率和土地产出率的回归系数都具有较高的显著性。农民的受教育程度越高、经济发展水平越高，劳动产出率也就越高。农地制度变迁对土地产出率的系数为负，这也反映出了当前很多学者提出的问题，即土地是否规模化程度越高效率越高，从这里的结果来看，答案应该是否定的。此外，需要关注的是社会资本投入，在固定效应模型下，社会资本投入对劳动产出率的系数为负，通常来说这是不符合常理的，出现这样的结果原因也可能是政府投入到农林水事务中的资本没有得到合理利用，甚至政府的不适当干预阻碍了农业发展转型的自身规律，因而导致劳动产出率下降。自然资源环境是模型中唯一的负向指标，代表了气候、生物等自然灾害对农业转型的影响，此处的回归结果也符合逻辑，系数全部为负，对土地产出率的影响最为显著。

（三）稳健性检验

为了进一步探究农村劳动力转移对农业转型的倒逼作用是否存在区域异质性，同时对回归结果进行稳健性检验，按照国家统计局的划分标准将样本数据按照东、中、西三个区域进行划分（其中东部包括11个省份、中部8个省份、西部10个省份），并分别对其进行固定效应模型和随机效应模型回归。鉴于控制变量较多，考虑到本文的研究重点，表4仅列示核心解释变量农村劳动力转移对农业转型的估计系数，其中，农业转型仍然以劳动产出率、土地产出率和资本产出率三个指标共同衡量。

表4 分区域模型估计结果

从表4可以看出，基准回归结果中的结论总体上具有稳健性。农村劳动力转移对劳动产出率具有显著的正向影响，而对土地产出率和资本产出率的影响不稳定。在农村劳动力转移对劳动产出率的回归中，中部地区和西部地区的估计系数在5%的水平下显著，而东部地区不显著；从系数上来看，农村劳动力转移在中部的边际贡献率最大且高于全国平均水平，这可能是由于中部农村劳动力能够更多转移到经济更为发达的东部地区，因此相比东部和西部，取得了更多的转移带来的边际收益。而西部地区尽管也有大量农村劳动力转移，但相应的发展基础与中部相比较弱，因此边际收益也小于中部。而东部的原始发展水平较高，农村劳动力转移带来的边际效果也就不够明显。以上分析表明农村劳动力转移对农业转型的作用存在明显的区域异质性。

六、结论与建议

本文选取2010—2020年全国29个省份的农业转型和农村劳动力转移面板数据，分别建立固定效应模型和随机效应模型，以劳动产出率、土地产出率和资本产出率作为农业转型衡量指标，以农村劳动力转移为核心解释变量，另外控制了农民主体行为、农地制度变迁、社会资本投入、经济发展水平和自然资源禀赋等五个变量对农业转型的影响，进而研究农村劳动力转移对农业转型的作用效果。

（一）研究结论

一是赫斯曼检验表明，研究农村劳动力转移对劳动产出率的作用时，使用固定效应模型所估计的结果更加准确，而对土地产出率和资本产出率的估计应该使用随机效应模型。

二是农村劳动力转移对农业转型总体上具有正向作用，但影响较弱。其中，农村劳动力转移对劳动产出率的提高作用最为显著，并且具有放大效应，即农村劳动力转移增加一个单位能够使劳动产出率提高超过一个单位；其次是农村劳动力转移对资本产出率有较高的放大效应，但并不显著，估计的可信度较低；最后是农村劳动力转移对土地产出率既没有放大效应，而且也不显著。

三是各控制因素对资本产出率的作用不显著。其中，社会资本投入对其表现有负向作用，在随机效应模型下，农民主体行为对资本产出率也具有较大的负向影响。可能是因为资本产出率受众多隐含因素的影响，在此模型中未能捕捉到。

四是在影响农业转型的诸多因素中，农民主体行为、农地制度变迁以及经济发展水平对农业转型的作用最大，其次是自然资源环境，最后是社会资本投入。自然资源环境对劳动产出率和资本产出率的作用都较显著，说明各地区农业发展的差异很大程度上与自然禀赋有关。

五是农村劳动力转移对农业转型的作用存在区域异质性，对中部地区的边际贡献最大，其次是西部，最后是东部。

（二）政策建议

农村劳动力转移已经成为一种不可逆转的趋势，相关政策制定者要正确认识和处理农村劳动力转移问题，权衡好农民主体选择与整个农业农村发展的关系。

一是采取科学的措施推动农业转型升级。要解决好以下问题：首先要明确农业转型的方向和目标；其次是清楚地认识有哪些因素可能对农业转型产生影响，通过什么途径产生了怎样的影响，哪些因素是可以改善或者避免的；最后是采取什么措施，如何统筹安排，精准实现目标。

二是提高农民素质，提升农业科技化水平。推动新型职业农民培育，提高农民专业技能。积极创造条件，引进主导产业发展急需紧缺的农业科技人才和创新团队，引导在外优秀人才返乡创业。加大农机购置补贴力度，巩固提升主要农作物生产全程机械化水平。加强先进适用设施装备研发应用，大力推进农业机械化、信息化、智能化，着力提高农业设施装备现代化水平。加强日光温室、设施大棚等设施装备的提升改造，鼓励引进高端智能、特色产业农机装备，推动发展智慧农业。

三是明确区域特色，改善农业发展基础。完善土地流转制度，减少农村土地非农化的现象。加大对农业转型的引导和支持力度，对具有一定规模的农业经营主体提供技术支持以及相关咨询服务，提供适当财政补贴同时积极实施资金引进以缓解资金约束。保护当地生态环境和自然资源，建立针对农业的防灾救灾机制，减少农业受灾损失。建立与邻近地区的农业发展互惠机制，共享资源，共享收益，降低农业转型的边际成本和经营风险。