農業技術進步對我國農村勞動力轉移的影響

董 舟，田千喜

（湖南農業大學經濟學院，湖南 長沙 410128）

1 農業技術進步的內涵及方式

農業技術進步的內涵有狹義與廣義之分。在早期，研究者對農業技術進步的理解和界定大都是狹義的，進入20世紀80年代中后期，廣義的農業技術進步概念已為絕大多數研究者所接受。按狹義觀點，農業技術進步是指生產技能和技巧的提高及其應用于生產中的過程，而廣義觀點認為，農業技術進步是指在生產中得以應用的所有能導致生產效率提高的方法和手段，即指除了包括上述硬技術外，還包括管理技術、決策技術、經營技術等軟技術及其應用。

農業技術進步的方式是多種多樣的，如品種改良，新品種開發，栽培方式改進，化肥、農業機械等農業生產資料的投入增加，農業經營組織制度創新等。關于農業技術進步方式問題亦存在兩種觀點。一種觀點認為，農業技術可以分為三類：（1）技能性技術。即農業生產者在生物的生命過程中按照自身的某一目的進行活動的技能或能力，它與勞動者自身教育水平、專業訓練和經驗積累有著直接的關系；（2）勞動手段使用性技術。即勞動者通過使用新的勞動手段，如使用農業機械等提高勞動生產率的技術；（3）集技能性技術和手段使用性技術于一身的組織性技術。即在農業生產經營過程中，通過農業經營組織革新等方式來提高總體生產率水平的技術。另一種觀點認為，農業技術進步方式基本上可以分為兩大類：（1）生物化學性技術進步。一般指種子、化肥、農藥等流動性生產資料的開發及栽培、飼養方法的改善，它最明顯的效果是能提高土地生產率，穩定生產水平；（2）機械性技術進步。通常表現為農業機械、農業生產設施等固定生產資料的開發改良，它的顯著效果是縮短單位生產物的勞動時間，能夠大幅度提高勞動生產率。當然，生物化學性技術進步和機械性技術進步并不是獨立進行的。

2 農業技術進步對農村勞動力轉移影響的理論推導

研究農村剩余勞動力轉移問題的理論很多，如托達羅模型、拉尼斯-費景漢模型、“推-拉”理論等，但最經典的還是Lewis的二元經濟理論。

本文采用Lewis的基本模型，首先做如下假設：（1）按照Lewis二元經濟理論，社會僅僅存在傳統農業部門和現代工業部門，并進一步假設農業部門全部位于農村，工業部門全部位于城鎮；（2）勞動力和資本等生產要素可以自由地在農業和工業兩個部門之間流動；（3）農業部門采用土地Ga和勞動La生產農產品，其中土地是固定的；（4）工業部門采用資本Ki和勞動Li生產工業品，其中資本是固定的；（5）農業部門和工業部門的技術系數Aa和Ai是外生變量；（6）農業和工業生產的規模報酬均不變。用Ya，Yi分別表示農業部門和工業部門的產出。

按照Lewis二元經濟理論，農業部門由眾多的農業生產企業組成，工業部門由工業生產企業組成，農業生產企業與工業生產企業都以利潤最大化來組織生產的。按照上文的假設條件，兩部門的柯布-道格拉斯生產函數分別可以表示為:

用Pa表示農產品價格，Wa表示農業工資水平，Ra表示土地的租金，用Pi表示工業品的價格，Wi表示工業工資水平，Ri表示資本的價格，即利率。則兩部門的利潤函數分別為：

就（3）式對勞動和土地投入分別求一階導，就（4）式分別對勞動和資本求一階導，得：

利潤最大化條件下，（5）、（6）、（7）、（8） 式均等于0，則可求得：

令（10）式除以（9）式，（12）式除以（11）式，解之可得：

La和Li是分別為利潤最大化均衡時農業部門、工業部門的勞動投入量和勞動需求量。假設農村勞動力總量為TLa，則農村剩余勞動力數量Ls就是

假設城鎮勞動力總量TLi，則現代工業部門對農村勞動力的需求量LD是：

上述分析了農村勞動力的供給和需求問題，而最終有多少農村勞動力能得到轉移，既不僅僅取決于需求，也不僅僅取決于供給，而是取決于供求相等時的均衡狀態。在均衡點，有 LD=Ls＝L，Wa=Wi＝W，則由（17）、（18）式得：

不失一般性（特別是因為我們這里并不討論要素彈性系數對勞動力轉移的影響），為了求解的方便，我們假設α=β，也就是假設傳統農業部門和現代工業部門的要素彈性是相同的。求解（19）可得：

3 農業技術進步對我國農村勞動力轉移影響的實證分析

通過以上模型的推導及結論，發現農村勞動力轉移的數量與農業技術進步因素有關。采用中國1989～2008年的數據，對該問題進行實證分析。

根據定性分析和統計資料的可獲取性，筆者用非農產業勞動力就業比重（%）來反映農村勞動力轉移的情況，作為被解釋變量，記作Y。作為解釋變量，用農用機械總動力來反映機械性農業技術進步，記作X1，有效灌溉面積以及化肥、農用塑料薄膜、農藥的使用量來反映生物化學性農業技術進步，分別記作 X2、X3、X4、X5。

數據采用中國1989～2008年的縱截面數據，來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》與《中國農業年鑒》，但由于各年的農藥施用量與自然災害的影響很大，為了避免出現較大的出入，應對數據進行平滑處理，因此各年農藥施用量數據采取了當年農藥施用量與下年農藥施用量兩者之和的平均數。

通過Eviews6.0軟件對數據進行OLS分析得到回歸結果如下：

從計量結果看，修正的可決系數R軍2高達0.986 756，說明模型對數據的擬合程度很好；F值都很大，說明模型在整體上線性關系是顯著的；在5%的顯著性水平上，解釋變量系數的t統計值是顯著的。模型通過了計量經濟學檢驗，該模型不存在異方差、序列自相關和多層共線性等問題，模型統計性質良好，可以作為進一步分析的工具。

通過對變量的分析可以發現，在所考察的5個解釋變量中，反映機械性技術進步的農用機械總動力對農村勞動力非農就業存在影響，影響系數為0.002 753，系數符號為正值，表明農用機械總動力每增加1億瓦，農村勞動力非農就業比重就增加0.002 753個百分點，農用機械總動力的提高可以促使更多的農村勞動力轉移到城市第二三產業。農業機械化作為現代農業生產手段和先進農業技術推廣應用的載體，提高了農業勞動生產率，農業勞動生產率的不斷提高，單位面積所使用的勞動力減少，置換出大批農村勞動力，，對農村勞動力轉移形成了“推力”。

代表生物化學性技術進步的有效灌溉面積、農用塑料薄膜以及農藥等變量對農村勞動力轉移的影響系數為負，表明其導致了農村勞動力的非農化步伐放慢，在當前表現為一種“反推力”。其原因主要是化學生物性農業技術進步最明顯的效果是能提高土地生產率，穩定生產水平，提高農業生產的收入效應。例如，據遼寧省撫順市推廣地膜覆蓋栽培技術的實踐證明，在玉米地覆蓋地膜可以是播種期提前10～20 d，平均每畝可增收200～250 kg，效益十分顯著。而我國農村中表現為大量中年農民過剩，他們對土地有很大的眷戀，只要農業收入稍有提高，他們就愿意留在農村。農業收入的提高，增加了對勞動力的吸引力，也增加了勞動力轉移的機會成本，從而降低了農村勞動力轉移的動力，對農村勞動力的轉移形成了“反推力”。而生物化學性農業技術進步之一的化肥施用量的影響系數為正0.014 952，說明化肥施用量每增加1萬t，農村勞動力非農就業比重就增加0.014 952個百分點。化肥施用量的增加對農村勞動力轉移的作用主要表現在兩方面，一方面，化肥的施用提高了土地生產率，能夠帶來與有效灌溉面積、農膜和農藥等三者相類似的收入效應，但另一方面，由于我國在大規模使用化肥之前，農業技術落后，農業生產的肥料供給主要依賴農家肥、漚肥等，其施用的工作強度很大，基本得使用青壯年勞動力，且肥效不及化肥。隨著我國近年來，化肥的大面積施用，極大的釋放了農村青壯年勞動力，施肥工作甚至可以由婦女和老人來承擔，從而促進了我國農村勞動力的非農就業，在農村勞動力轉移過程中表現為一種“推力”。

就總體而言，生物化學性技術進步對農村勞動力轉移的影響度相比機械性技術進步要高的多，目前農業機械對我國農村勞動力轉移的推動力不足，農業機械對勞動力的替代效應并不明顯，而生物化學性農業技術進步主要表現為一種“反推力”。

4 討論與結論

技術進步是我國經濟持續發展的動力，農村剩余勞動力轉移是我國急需解決的最嚴重社會問題之一，二者都是國家致力追求的目標，是當前我國兩大戰略選擇。本文從農業技術進步的內涵及方式入手，運用Lewis的二元經濟結構模型，從理論上推導出農業技術進步是農村勞動力轉移的推動力，并實證分析了農業技術進步對我國農村勞動力轉移產生的影響，我國當前機械性農業技術進步推力不足，生物化學性農業技術進步主要表現為一種“反推力”。

政府應積極承擔和組織水土資源開發的重任，為充分發揮農業生物化學性技術的潛力創造良好的環境，落實“十二五”規劃中大力發展農村水利的戰略。改革土地制度，實行規模化經營，發揮大中型農業機械的作用，提高農業機械化水平。考慮到中國農村勞動力轉移的巨大壓力和中年勞動力大量過剩的特點，現階段的農業應提高集約化經營程度，增加農業內部對勞動力的吸納能力，使得農村勞動力轉移建立在農業的發展之上，走可持續發展的道路。增加農業研究投資，深化開發勞動節約型的生物化學性農業技術，同時，大力發展化肥、農藥、地膜等農業化學性要素的農用工業，以降低其價格，滿足農業生產者對農業現代化要素的有效需求。

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