農村勞動力轉移對農業生產性服務業發展影響機制研究

■楊增旭 博士 胡應得（、棗莊學院 山東棗莊 7760 、浙江工業大學 杭州 3003）

理論分析與研究假設

（一）理論分析框架

當前有關生產性服務業發展的研究表明，生產性服務由“內部化”向“外部化”演進規律和專業化分工理論是分析生產性服務業發展的兩個重要理論。

生產性服務由“內部化”向“外部化”演進規律最早是由Ochel etal.（1987）、格魯伯（1989）提出的，主要是指隨著經濟發展和市場體制的完善，經濟組織會更傾向于通過“外部化”市場獲取所需的生產性服務而不是由“內部化”自身來提供，其原因在于經濟組織對一項生產性服務是選擇“內部化”還是“外部化”取決于兩者成本的對比，經濟發展和市場體制完善使得“外部化”成本低于“內部化”成本，促使經濟組織選擇從外部市場購買生產性服務。

專業化分工理論秉承于亞當·斯密的觀點，即分工和專業化是促進經濟發展的關鍵性因素。楊格（1928）進一步的研究表明，促進產業間專業化分工需要發展間接或迂回生產方式，楊小凱（2003）基于新興古典經濟學理論的分析也表明，經濟體專業化水平越高，越需要外部的迂回生產方式，即從外部市場購買生產性服務。這些理論為本文分析農村勞動力流轉對農業生產性服務業發展的影響機制提供了重要啟示。

（二）研究假設

1.農村勞動力轉移與生產性服務由“內部化”向“外部化”演進規律。一般認為，農戶的生產決策是以利潤最大化為目標的。在傳統農業中，農戶自給自足，農業生產全過程主要是由農戶完成的；在傳統農業向現代農業轉變的過程中，城鄉收入差距促使農戶家庭為增加非農業收入、獲取更大的收益而在農業和非農業生產之間重新配置勞動力，農村勞動力的轉移使得農戶完成全部農業生產過程的組織管理成本越來越高，同時，市場機制不斷完善降低了外部化的生產費用與交易費用。當農戶完成某些農業生產環節的“內部化”成本大于“外部化”成本時，農戶就會將這些生產環節交給農戶家庭以外的服務組織完成。即，農村勞動力轉移因農戶非農業收入的提高而增加了農戶對農業生產性服務業的需求。因此，本文提出以下研究假設：

假設1：農戶非農業收入增長與農業生產性服務業的發展具有同方向變化關系。

2.農業勞動力流動與生產專業化分工。隨著工業化和城鎮化的加快，我國農業生產經營者因農業勞動力流動而逐漸分化為傳統農戶、專業型農戶、半工半農型農戶和非農農戶等類型（黃祖輝、俞寧，2010）。推動半工半農型農戶向專業型農戶轉變有利于提高農業生產專業化水平，從而推動農業生產性服務業的發展。楊小凱（2003）對不同類型生產模式的經濟體選擇行為的研究表明，市場交易效率和勞動生產率越高是促進經濟體采用專業化生產模式的重要原因。速水佑次郎等（2003）的研究表明，農業勞動生產率取決于土地產出率和土地勞動比。鑒于人力資本水平是報酬遞增的源泉（舒爾茨，1999），較高的農業人力資本水平會提高農業的土地產出率。而土地勞動比實際上反映了農戶耕地面積的變化。因此，本文提出以下兩個研究假設：

假設2：農業勞動力人力資本水平與農業生產性服務業發展水平呈現同方向變化關系。

假設3：農戶耕地面積與農業生產性服務業發展水平呈同方向變化關系。

3.農村勞動力轉移與市場交易效率。以上的分析還表明，提高市場交易效率有利于農業生產性服務業的發展。城鎮化是指農村勞動力向城鎮轉移而從事非農業生產活動的過程（郝愛民，2013），城鎮自身擁有便捷的交通、通訊和信息網絡條件，推進城鎮化的進程可以把分散、封閉的農村市場納入到以城市為中心的統一、開放的市場體系中，這不僅有利于實現農業生產要素的自由流動，還可以使農戶能夠方便地獲得農業生產技術、市場的信息與服務，從而提高市場交易效率。因此，本文提出以下研究假設：

表1 變量的描述性統計

表2 勞動力流動對農業生產性服務影響估計結果

假設4：城鎮化的發展與農業生產性服務業的發展具有同方向關系。

變量設定和模型選擇

（一）變量設定

農業生產性服務業發展水平。生產性服務業發展水平衡量指標的選擇因數據來源的不同而不同。以投入產出表數據進行的研究通常采用生產性服務投入率指標，即生產性服務投入占全部投入的比重（汪建豐、劉俊威，2011；韓堅、尹國俊，2006），而采用時間序列數據或者面板數據進行的研究通常以生產性服務投入量占經濟總產出的比重作為替代變量（王輝，20410；程大中，2008）。鑒于本文采用面板數據，因此，本文選擇農業生產性服務支出占農林牧漁業總產值的比重，即農林牧漁業中農業生產性服務的中間投入率作為農業生產性服務發展水平的衡量指標。

農戶非農業收入。借鑒王波等（2012）的研究，本文以各省農村居民人均工資性收入表示農戶非農業收入，并利用農村居民消費價格指數進行平減。

農戶耕地面積。本文以戶均耕地面積，即各省農業耕地面積與各省農村農戶數的比值表示。

農業勞動力人力資本水平。本文中農業勞動力人力資本水平的測算參照李谷成（2009）的研究，以人力資本擴展型勞動力變量Hi度量農業勞動力人力資本水平。其基本思路是：假定一省內部農業人力資本擴展型勞動力Hi表示為：示接受Ei年正規教育勞動力的生產效率；eΦ(Ei)表示教育收益率，是指多接受一年正規教育使勞動者生產效率提高的比例；Li表示農林牧漁總勞動力數量。農村居民受教育程度在統計上劃分為文盲及半文盲、小學、初中、高中、中專、大專及以上六類，相應的受教育年數為0年、6年、9年、12年、12年和15.5年，根據相關研究確定教育年數在0-6年間的教育收益率為0.18，6-12年間為0.134，12年以上為0.151。據此計算出各省區農業勞動力平均人力資本水平。

城鎮化水平。本文以各省城鎮常駐人口數量占各省全部人口總量的比值來衡量城鎮化水平。

各變量的描述性統計結果如表1所示。

本文各變量的原始數據來源于1996-2010年的《中國統計年鑒》，《中國農村統計年鑒》和《新中國60年統計資料匯編》。鑒于20世紀90年代中期以后農村勞動力工資收入快速增長的事實，以及2010年以后《中國農村統計年鑒》不再提供分省的農業生產性服務投入量數據，本文實證分析的時間范圍選擇為1996-2010年。由于在此期間，西藏和重慶的數據存在較多的缺失，因此，在本文所采用的省級面板數據中未包括重慶和西藏的數據。

（二）模型選擇

本文采用以下的面板數據模型來分析勞動力流動對農業生產性服務業發展的影響：

其中，i代表截面單位（各省級單位），t代表不同的時期。a1為截距項，bi為待估計參數向量。因變量Y為農業生產性服務業的發展水平；解釋變量X1表示農戶非農業收入，X2表示農戶耕地面積，X3表示農業勞動力的人力資本水平，X4表示城鎮化水平。ε為模型誤差項。

計量結果及分析

（一）計量結果分析

本研究計量分析采用stata12統計軟件。混合回歸模型和固定效應模型的比較表明，本研究采用固定效應模型顯著優于混合回歸模型；固定效應模型和隨機效應模型比較的Hausman檢驗的p值為0.5832，這表明，本研究采用隨機效應模型顯著優于固定效應模型。因此，本研究選擇隨機效應模型。為保證回歸結果的穩健性，隨機效應模型采用了聚類穩健性標準差，同時采用FGLS和MLS兩種方法進行隨機效應模型研究。具體結果如表2所示。

從模型估計結果來看，隨機效應模型（FGLS）的Wald chi2（5）值為64.99，總體顯著性水平為0.0000，隨機效應模型（MLS）的LR chi2（5）值為209.83，總體顯著性水平為0.0000，這說明隨機效應模型總體擬合效果較好。各解釋變量的計量結果具體分析如下：

首先，農戶非農業收入在1%顯著水平上與農業生產性服務業發展水平具有正向關系，這與假設1具有一致性。農業機械化服務是農業生產性服務的重要內容，王波（2012）針對農村居民非農業收入對農戶采用農業機械決策的影響因素分析也證實了這一點。這說明，農村勞動力轉移通過增加農戶非農業收入可以促進農業生產性服務業的發展。同時，農戶非農業收入的平方在1%顯著水平上與農業生產性服務發展水平具有反向關系，即，農戶非農業收入的增長從長期來看無法促進農業生產性服務業的發展。導致這一結果可能的原因，一是農戶非農業收入水平的增長隱含著農戶從以農業為主的兼業經營向以非農業為主的兼業經營的轉變，當農戶非農業收入成為農戶收入的主要來源時，農戶會將更多的資源投入到非農業生產，可能不會繼續增加農業生產性服務的支出；二是農戶因其勞動力大量向非農業轉移會產生雇工需求，當農業雇工工資因農村勞動力的非農業工資水平上升而上升時（陳會廣，2010），農戶家庭為保持正常的農業收益也可能不會繼續增加農業生產性服務的支出。

其次，農村勞動力人力資本水平在5%的顯著水平上與農業生產性服務業的發展具有正向關系。這說明，農村勞動力人力資本水平的提高有利于促進農業生產性服務業的發展，這與假設2具有一致性。

再次，農戶耕地面積在5%的顯著性水平上與農業生產性服務業的發展具有正向關系。這說明，農戶耕地面積的增加有利于促進農業生產性服務業的發展，這與假設3具有一致性。

最后，城鎮化水平在10%的顯著性水平上與農業生產性服務業的發展具有正向關系。這說明城鎮化水平的提高有利于促進農業生產性服務業的發展。這與假設4具有一致性。

（二）進一步的討論

20世紀90年代以來，我國農村勞動力轉移規模不斷擴大，全國人口普查的數據顯示，其數量從1990年“四普”時的4241.86萬人增加到2010年“六普”時的15339.69萬人。大量農村勞動力轉移一方面降低了農業勞動力的人力資本水平，這是因為我國農村勞動力轉移的年齡分布主要集中在15-49歲，同時，這個年齡段的農村勞動力的受教育水平也是相對較高的（見表3）；另一方面是并沒有因此出現農地的大規模流轉，2008年17省農村調研數據表明（葉劍平等，2010），69.5%的樣本農戶未進行土地流轉，且農地流轉中79.2%發生在本村，這可能與我國農村勞動力非農化成本高、農地的非生產性效益大和農地流轉成本高有關（錢忠好，2008）。

由此表明，農村勞動力大量向城鎮和第二、三產業轉移降低了農村勞動力的人力資本水平，以及并未因此形成農地較大規模流轉，農戶仍然以小規模的經營為主，這些顯然抑制了農業生產性服務業的發展。

表3 農村勞動力流動年齡和受教育水平特征 （單位：%）

結論與啟示

農業生產性服務業的發展對于推動我國農業現代化具有重要意義。本文根據生產性服務業發展的相關理論，從理論上分析了農業勞動力非農化轉移對農業生產性服務業發展的影響機制，并利用1996-2010年的省級面板數據進行了實證檢驗。研究結果表明：農戶非農業收入、人力資本水平、農戶耕地面積和城鎮化水平與農業生產性服務業的發展具有同方向變化關系，但從長期趨勢上，農戶非農收入的增加并不能促進農業生產性服務業的發展。農村勞動力轉移因農戶非農業收入的增加和城鎮化水平提高而促進了農業生產性服務業的發展，但是進一步分析表明，農村勞動力轉移因降低了農村勞動力人力資本水平和并未提高農戶經營規模而不利于農業生產性服務業的發展。

本研究具有以下政策啟示：一是我國十八屆三中全會確定的有關促進農地流轉的政策措施，例如，“賦予農民對承包地占有、使用、收益、流轉及承包經營權抵押、擔保權能，允許農民以承包經營權入股發展農業產業化經營”等政策，因可以提升農業生產的專業化水平，而有利于推動農業生產性服務業的發展。二是向農村勞動力提供農業技術培訓服務因可以提升農村勞動力人力資本水平而有利于推動農業生產性服務業的發展。三是加快小城鎮建設，提升我國城鎮化水平因可以提高市場交易效率而有利于推動農業生產性服務業的發展。

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