農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化的影響

1、<p>　　農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化的影響</p><p>　　農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)是貫穿轉(zhuǎn)型中國的重要內(nèi)容，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式產(chǎn)生著深刻的影響。從上世紀90年代的“民工潮”再到始于2004年的“民工荒”，勞動力結(jié)構(gòu)性短缺成全年性常態(tài)現(xiàn)象，勞動力成本顯著地進入上升通道?！皠⒁姿构拯c”到來及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響成為理論探討與政策研究的熱點。在此背景下，農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的影響成為一個亟待驗證的問題。 &

2、lt;/p><p>　　一、文獻綜述與理論框架 </p><p>　　“二元經(jīng)濟理論”是研究轉(zhuǎn)型時期農(nóng)業(yè)機械化問題的理論基礎(chǔ)。劉易斯（1964）在二元經(jīng)濟理論的基礎(chǔ)上形成了著名的“劉易斯拐點”，從初步闡釋了農(nóng)村勞動流轉(zhuǎn)對工農(nóng)關(guān)系的影響。張培剛（1949）在《農(nóng)業(yè)與工業(yè)化》中通過論述傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)國工業(yè)化進程中的工農(nóng)關(guān)系提出了機械引入農(nóng)業(yè)的兩個必要條件，即農(nóng)產(chǎn)品價格保持較高、勞動力稀少而昂貴，為轉(zhuǎn)型時

3、期農(nóng)業(yè)機械化的發(fā)展進程作了總體判斷。?？怂梗?945）、速水佑次郎（1949）、林毅夫（1983）等從土地與勞動力稟賦出發(fā)發(fā)展了農(nóng)業(yè)技術(shù)誘致性變遷理論，為研究農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的動力機制提供了理論支撐。Hans Binswanger（1986）在對農(nóng)業(yè)機械化進程作歷史比較分析時，提出農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的速度與模式取決于土地與勞動的稟賦、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對勞動的需求、農(nóng)產(chǎn)品的社會需求，也受資本稀缺度、農(nóng)場規(guī)模、補貼等經(jīng)濟因素的影響。國內(nèi)學(xué)者對于農(nóng)業(yè)機械化

4、研究成果較多，陳升（1986）提出“戶辦、小型”的農(nóng)機經(jīng)營模式在經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)有著廣泛的適應(yīng)性。許錦英（2002）認為，農(nóng)機服務(wù)產(chǎn)業(yè)化能夠兼容不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模與經(jīng)營體制，能夠形成符合市場經(jīng)濟體制的農(nóng)機化發(fā)展機制。黃季錕（2002）、</p><p>　　根據(jù)現(xiàn)有研究，大部分文獻從不同角度論證了農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的正向激勵作用，農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)改變了農(nóng)村人地稟賦關(guān)系，提高了農(nóng)業(yè)勞動力的機會成本，有利于誘

5、致農(nóng)機作業(yè)替代人工勞動的技術(shù)變遷。實際上，從諸多田野調(diào)查來看，盡管國家出臺了不少惠農(nóng)政策，但由于農(nóng)業(yè)比較收益低，農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)使農(nóng)業(yè)的生存保障功能與經(jīng)濟效益功能不斷弱化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素追求報酬最大化而“脫農(nóng)”成為轉(zhuǎn)型時期的重要特征，表現(xiàn)為農(nóng)地非農(nóng)使用、農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)資非農(nóng)投入，不利于農(nóng)業(yè)機械化的發(fā)展?？傮w而言，農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展既有正向的激勵也有負面的影響，具體的作用方向有待于進一步的實證分析。 </p>&l

6、t;p>　　二、樣本數(shù)據(jù)與模型構(gòu)建 </p><p><b>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)來源 </b></p><p>　　按照全面性、簡潔性、可獲性原則，本文實證分析所采用的數(shù)據(jù)是除港、澳、臺及重慶、海南、西藏外的全國28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1985―2008年共24年間的相關(guān)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源包括2005―2009年《全國農(nóng)業(yè)機械化統(tǒng)計年報》、《國內(nèi)外農(nóng)業(yè)機械化統(tǒng)計資料（

7、1949―2004）》、《新中國60年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《改革開放三十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料匯編》、《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料匯編1949―2004》、《中國統(tǒng)計年鑒》等。 </p><p><b>　?。ǘ┳兞吭O(shè)置 </b></p><p><b>　　1、被解釋變量 </b></p><p>　　為了全面

8、度量不同年份、省區(qū)的農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展程度，本文選取耕種收綜合機械化水平、單位農(nóng)作物播種面積的農(nóng)機化經(jīng)營總收入作為被解釋變量。耕種收綜合機械化水平是機耕水平、機播（種）水平與機收水平的加權(quán)平均指數(shù)，加權(quán)因子分別為0.4、0.3、0.3，它是反映農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展水平的主要指標。單位農(nóng)作物播種面積的農(nóng)機化經(jīng)營總收入指各類農(nóng)機化生產(chǎn)經(jīng)營服務(wù)單位（含興辦實體）當(dāng)年的全部生產(chǎn)經(jīng)營服務(wù)收入和個體戶經(jīng)營農(nóng)機化服務(wù)的收入，它是反映農(nóng)機社會化服務(wù)發(fā)展水平的重要

9、指標，為削弱計量分析的共線性、異方差與非平穩(wěn)性等問題的影響取其對數(shù)形式。 </p><p><b>　　2、解釋變量 </b></p><p>　　本文選取農(nóng)業(yè)勞動力流轉(zhuǎn)率及其二次項、農(nóng)村居民家庭人均純收入、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP比重、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均產(chǎn)值、人均農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模、被解釋變量滯后項以及截面、時期固定效應(yīng)項作為解釋變量。本文設(shè)定農(nóng)業(yè)勞動力流轉(zhuǎn)率=（鄉(xiāng)村從業(yè)人員第

10、一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員）/鄉(xiāng)村從業(yè)人員，作為反映農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)程度的解釋變量。本文選取被解釋變量的滯后一期作為新的解釋變量，用以考察農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的路徑依賴效應(yīng)。為了反映不同地區(qū)、不同時期其他未知因素的時空特殊性及其衍生的異方差問題，本文設(shè)定截面固定效應(yīng)項與時期固定效應(yīng)項作為控制變量來解釋農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的地區(qū)異質(zhì)性與時期異質(zhì)性。此外，為削弱計量分析的共線性、異方差與非平穩(wěn)性等問題的影響，本文對第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均產(chǎn)值、農(nóng)村居民家庭人均純收入取對

11、數(shù)形式。 </p><p>　　為便于分析，本章對被解釋變量耕種收綜合機械化水平、單位農(nóng)作物播種面積的農(nóng)機化經(jīng)營總收入、單位農(nóng)作物播種面積的農(nóng)業(yè)機械總動力設(shè)定為Mach、Machs，對解釋變量非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP比重、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均產(chǎn)值、農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)業(yè)勞動力流轉(zhuǎn)率、人均農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模分別設(shè)定為Indus、Agri、Incom、Labor、Land。 </p><p><

12、b>　?。ㄈ┠Ｐ蜆?gòu)建 </b></p><p>　　根據(jù)上述理論分析與變量設(shè)定，本文利用面板數(shù)據(jù)構(gòu)建計量分析模型如下： </p><p>　　Machit=α0+αi+αt+Xitβ+γMach（-1）it+εit </p><p>　　Machsit=α0+αi+αt+Xitβ+γMach（-1）it+εit </p><p

13、>　　Xit=（Laborit，Labor2it，Indusit，Agriit，Incomit，Landit） </p><p>　　β=（β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7）T </p><p>　　i=1，2，3，…，28；t=1，2，3，…，24 </p><p>　　在上述模型中，αi是個體固定效應(yīng)項，包括隨個體變化而不隨時間變化的難以觀測的變量

14、的影響，表示對于本文研究的28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）存在28個不同的截距項，且其變化與Xit有關(guān)系；αt是時點固定效應(yīng)項，包括隨時點變化而不隨個體變化的難以觀測的變量的影響，表示對于本文研究的24個時期有24個不同的截距項，且其變化與與Xit有關(guān)系；εit是誤差項，滿足一般假設(shè)E（εit|Xit，αi，αt）=0。 　　三、模型估計與結(jié)果分析 </p><p>　?。ㄒ唬㎝ach面板數(shù)據(jù)模型估計與結(jié)果分析 &l

15、t;/p><p><b>　　1、模型估計 </b></p><p>　　通過梳理中國農(nóng)機化發(fā)展的制度變遷歷程，截至1995年，隨著農(nóng)用平價柴油供應(yīng)正常的取消，計劃經(jīng)濟體制下的農(nóng)業(yè)機械化優(yōu)惠政策全部廢止，而始于1996年河南省小麥跨區(qū)機收作業(yè)標志著中國農(nóng)機化發(fā)展從自給性的農(nóng)戶自營農(nóng)機模式向社會化的農(nóng)機作業(yè)市場模式轉(zhuǎn)變。因此本文以1996年為分界點對面板數(shù)據(jù)模型分兩時段予以

16、實證分析，利用Eviews6.0對模型予以運行，運行結(jié)果如下表1所示： </p><p><b>　　2、結(jié)果分析 </b></p><p>　　首先，根據(jù)表1的模型估計結(jié)果，在1996―2008年期間，Labor的系數(shù)符號為負且其二次項符號為正，其經(jīng)濟意義在于：農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)與農(nóng)機作業(yè)呈“U”型關(guān)系，當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動力流轉(zhuǎn)率在小于臨界值增加時，它對耕種收綜合農(nóng)機化水平存在

17、逐漸衰減的負向激勵。其中可能的解釋是，上世紀90年代中后期以來，農(nóng)村勞動力大規(guī)模流轉(zhuǎn)使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素“離農(nóng)”程度加劇，尤其是比較收益較低的糧食作物種植。 </p><p>　　其次，模型估計結(jié)果表明，在1996―2008年期間，Indus（非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP比重）對耕種收綜合農(nóng)機化水平在1%的顯著性水平上存在著正向激勵作用。需要指出的是，在改革開放初期，農(nóng)機化發(fā)展路徑依然沒有完全脫離計劃經(jīng)濟體制的影響，工業(yè)化進程的推

18、進（Indus）對農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的影響甚微，且是負向激勵作用，這與國家以重化工為主的工業(yè)化戰(zhàn)略以及計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌的特殊性有著緊密的關(guān)系。 </p><p>　　第三，Agri（第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均產(chǎn)值）是反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要指標。在整個觀測期內(nèi)，Agri的增加對提高耕種收綜合農(nóng)機化水平存在顯著的正向推動作用，與1985―1995年相比，1996―2008年時期Agri對耕種收綜合

19、農(nóng)機化水平的正向推動作用進一步強化。 </p><p>　　第四，模型估計結(jié)果表明，Incom（農(nóng)村居民家庭人均純收入）對耕種收綜合農(nóng)機化水平存在負向激勵作用。從經(jīng)濟現(xiàn)實而言，隨著改革開放推進，非農(nóng)收入成為農(nóng)民增收的主要來源，非農(nóng)收入的增長誘致農(nóng)戶資金逃離農(nóng)業(yè)與農(nóng)村，不利于農(nóng)戶采用農(nóng)機作業(yè)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式。 </p><p>　　第五，模型估計結(jié)果表明，在1996―2008年時期，Land（

20、人均農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模）的擴大有利于耕種收綜合農(nóng)機化水平的提高，在1985―1995年時期，Land對耕種收綜合農(nóng)機化水平的正向影響并不顯著。一個可能的解釋是，上世紀90年代中后期以來，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育以及農(nóng)地適當(dāng)規(guī)模經(jīng)營的開展誘致農(nóng)業(yè)機械化的發(fā)展。 </p><p>　?。ǘ㎝achs面板數(shù)據(jù)模型估計與結(jié)果分析 </p><p><b>　　1、模型估計 </b>

21、</p><p>　　Machs（單位農(nóng)作物播種面積的農(nóng)機化經(jīng)營總收入）是反映農(nóng)機社會化服務(wù)發(fā)展程度的重要指標，始于1996年的河南省跨區(qū)小麥機收是農(nóng)機社會化服務(wù)發(fā)展的嶄新階段。本文利用Eviews6.0對Machs面板數(shù)據(jù)模型予以運行，得到估計結(jié)果如下表2所示： </p><p><b>　　2、結(jié)果分析 </b></p><p>　　首先，

22、模型估計結(jié)果表明，在1985―1995年時期，Labor對農(nóng)機化經(jīng)營總收入的影響系數(shù)估計值為2.235，在1996―2008年時期，Labor對農(nóng)機化經(jīng)營總收入的影響系數(shù)估計值為0.899，其經(jīng)濟意義在于：在1996年前后，農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對農(nóng)機經(jīng)營的影響經(jīng)歷了從負向激勵到正向激勵的反轉(zhuǎn)，農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對自1996年以來的農(nóng)機社會化服務(wù)發(fā)展存在顯著的正向激勵作用。 </p><p>　　其次，模型估計結(jié)果表明，在1

23、996―2008年時期，Indus對農(nóng)機化經(jīng)營總收入的影響系數(shù)估計值為0.997，且在1%的顯著性水平上通過T檢驗，其經(jīng)濟意義：工業(yè)化進程的推進有利于促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)分工以及農(nóng)機社會化服務(wù)的發(fā)展。估計結(jié)果顯示，Agri對農(nóng)機化經(jīng)營總收入的影響系數(shù)估計值為0.169，且在1%的顯著性水平上通過T檢驗，其經(jīng)濟意義在于：農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展對農(nóng)機社會化服務(wù)的發(fā)展具有顯著地推動作用。 </p><p>　　第三

24、，模型估計結(jié)果表明，在1996―2008年時期，Land對農(nóng)機化經(jīng)營總收入的影響是負向的，與規(guī)模經(jīng)濟的一般理論判斷是相背離的，一個可能的解釋是：一個農(nóng)戶或者地區(qū)的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模越大，在農(nóng)機具購置補貼的政策扶持下，越有利于推動自行購置農(nóng)機具的自用型農(nóng)機模式發(fā)展，而農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模較小的農(nóng)戶或地區(qū)更容易接受市場化的農(nóng)機服務(wù)。 </p><p><b>　　四、結(jié)論 </b></p>&l

25、t;p>　　回顧工業(yè)化國家的轉(zhuǎn)型進程與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的一般規(guī)律，機械替代勞動是轉(zhuǎn)型時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式變遷與實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要內(nèi)容。自1978年改革開放以來，中國經(jīng)歷著從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)國到現(xiàn)代工業(yè)國、從計劃經(jīng)濟體制到市場經(jīng)濟體制、從城鄉(xiāng)二元分割到城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)的轉(zhuǎn)變。在此經(jīng)濟社會大轉(zhuǎn)型的背景下，本文利用全國省級面板數(shù)據(jù)實證分析農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展的影響。研究結(jié)果表明，農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)對耕種收綜合農(nóng)機化水平的提高存在著負向影響，對以農(nóng)機

26、社會化服務(wù)為典型特征的農(nóng)機經(jīng)營存在著正向激勵，但對農(nóng)機裝備投入的作用并不明顯。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　[1] Hans Binswanger Agricult- </p><p>　　ural Mechanization： A Comparative Historical Perspective

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