市場環境對勞動力轉移影響農戶技術效率具有調節效應嗎？

楊宇++高靜

摘要：新勞動力遷移理論認為，在不同的市場環境下，要素流動對農業生產會產生不同的影響，勞動力轉移的農業生產效應將存在差異。以水稻生產為例，利用對中國東部江、浙、粵和西部川、渝、黔六省市的抽樣調查的農戶數據，實證檢驗市場化水平對勞動力轉移影響農戶技術效率的調節效應，分析表明：勞動力轉移帶來的農業勞動力減少造成了農戶水稻生產技術效率的損失，務工匯款并不能幫助農戶改善水稻生產技術效率；市場化水平的提高沒有改變務工匯款與農戶技術效率的關系，但顯著抑制了勞動力流失產生的消極影響。因此，市場環境的差別會導致勞動力轉移效應的差異。各地政府應該致力于改善市場環境，提高市場化水平，促進農業生產效率提升。

關鍵詞：勞動力轉移；農戶技術效率；市場環境；市場化水平；務工匯款；農業生產效率；調節效應

中圖分類號：F241.22；F323.5 文獻標志碼：A文章編號：16748131（2016）04003008

一、引言

關于勞動力轉移效應的經驗結論一直存在較大的差異，尤其是在勞動力轉移對農業生產效率（比如農業技術效率）會產生何種作用上，學者們的分歧更為明顯。對這種差異和分歧的形成主要有兩種解釋：一是勞動力轉移程度不同會導致其對農戶技術效率的差異性影響。農戶將家庭剩余勞動力轉移到非農產業中可以避免使用勞動力彌補技術不足的行為，從而提高農業技術效率（梁義成，2011；李勛來 等，2005）；但我國農村勞動力已經呈現過度轉移狀態，這可能引起農業勞動力短缺，農戶會通過粗放經營來應對勞動力的不足，從而制約農業技術效率的改善（Scott et al，1999；李谷成，2008；Mochebelele et al，2000；Abdulai et al，2001）；同時，轉移勞動力外出務工后給家里的匯款（以下簡稱務工匯款）可以解除農戶的資金約束，農戶使用先進要素可以部分抵消勞動力流失所產生的負效應（Scott et al，1999）。二是勞動力轉移對農業生產效率的影響往往會通過一些環境變量進行傳導（錢文榮 等，2011），農戶的資源稟賦以及地區的經濟特征（如農戶家庭生命周期、農戶的資產存量、村莊的農業基礎設施以及當地的經濟發展水平）都可能改變勞動力轉移與農業生產間的關系。后一種觀點更能準確解釋勞動力轉移效應在地區和農戶間的差異，但這方面的實證研究相對欠缺。

新勞動力遷移理論（NELM）強調市場環境與勞動力轉移效應的關系，認為發展中國家市場不完善會導致勞動力減少對農業生產消極影響，而務工匯款可以幫助農戶采取資金替代勞動力策略，部分抵消勞動力不足的負向作用（Stark，1991）。該觀點隱含了另外一層含義，即如果在市場較為完善的條件下，勞動力轉移對農業生產效率的影響可能會降低。這也就意味著市場化水平不同，勞動力轉移對農戶生產效率的影響也就存在差異。然而這種差異并未得到實證檢驗，市場完善程度提高是否能夠降低勞動力轉移對農業生產效率的消極影響是不明確的。由于漸進式改革的持續推進，我國市場化進程在不同地區存在明顯差別，這為對這一觀點的實證研究提供了條件。本文試圖對新勞動力遷移理論的上述觀點進行實證檢驗，從而進一步厘清勞動力轉移效應產生差異的原因，以利于正確理解要素變動影響農業生產的機理，并對我國勞動力轉移現實背景下改善農戶技術效率提供政策參考。

二、理論分析與研究假設

處于小農經濟轉型期的農戶行為是比較復雜的，農戶的生產、消費和勞動力供給等決策和行為除受農戶自身食物需求約束以及農戶本身的資源限制（如勞動力和資本）外，還受社會經濟環境和政府政策的影響（張林秀 等，1996）。目前，我國農村中滿足自身需要、依據家庭要素稟賦進行農業生產的小農特點仍然存在，而傳統農業改造過程中市場對小農生產的沖擊也日趨顯著。另一方面，農戶對技術效率的改善還取決于其生產態度和管理水平的提升以及先進要素的投入（Mochebelele et al，2000）。農戶的技術效率水平是農戶家庭要素稟賦以及所處的市場條件共同作用的結果，而勞動力轉移通過改變農戶的資源稟賦和生產態度等對其技術效率產生影響，這種影響又受到市場環境的調節。

楊宇，高靜：市場環境對勞動力轉移影響農戶技術效率具有調節效應嗎？

借鑒新勞動力遷移理論中市場約束條件下農戶資源稟賦變化對農戶生產決策影響的機理分析，可以發現勞動力轉移、市場環境和農戶技術效率的內在關系。如圖1所示，假設農戶家庭擁有要素稟賦為T，可以進行低效率和高效率兩種農業技術投資，兩種投資的產出分別為Q0和Q1。F代表了一組農戶家庭特征變量，它和農戶家庭的要素稟賦一起決定著農戶在各產品上的生產力。生產可能性前沿（PPF）用生產線PP表示，其產出函數為Q*=f0（T，F）。由于發展中國家的市場機制運行不暢，農戶在進行高效率技術投資時往往會受到一系列約束，如勞動力、資金或風險約束，而且在不同的市場約束條件下農戶的生產函數存在不同。比如生產線PP為市場約束較低時農戶的生產前沿線，生產函數為Q*=f1（T，F）；在同等的資源條件下，市場約束越低，農戶的生產效率越高，農戶的生產線會逐漸與X軸平行。如果市場是完善的，即土地可以不受限制地出租或者租入，農戶可以從資本市場上方便地獲取資金，勞動要素可以自由地提供給市場，也很容易從市場上獲得，同時產品價格能夠按照市場供求規律變化。此時農戶在生產中會以效率為導向進行資源配置和技術投資，在圖中表現為其生產的點為最高點Q*，農戶的生產線會完全平行于X軸，這種情況下農戶不會受到自身資源稟賦的約束，而是將生產效率最大化以獲得最大化利潤，但這一理想狀態在發展中國家幾乎是不存在的。

假設農戶原有的資源稟賦為T（0），此時不同市場約束條件下農戶的生產點可能就有差異，在圖中表現為a點和b點，生產效率分別為Ya=（Q1T（0）+Q0T（0））/T和Yb=（Q1T（0）+Q0′T（0））/T。勞動力轉移改變了農戶的勞動力、資金等要素稟賦，勞動力的數量和質量的下降會降低農戶對農業生產的管理能力，尤其是對各種要素的投入以及技術采用（掌握）的程度，從而降低農戶的技術效率。但轉移者的務工匯款可以幫助農戶采取資金替代勞動力的策略，因而兼業戶會傾向于高效率的技術投資。另外由于在主要的生產要素投向、家庭的經濟實力、農業生產經營目標上存在不同，同時受制于農戶勞動時間總量，兩種類型的農戶在農業生產的行為方式和決策上存在很大的差別。所以，最終生產經營目的的不同和自身資源條件的限制會使得兼業戶和純農戶在農業生產方式上產生差異（陳超 等，2004），這些差異表現為兼業農戶的生產點會發生移動。由于不清楚勞動力轉移和務工匯款的影響大小，生產點可能會向上，也可能會向下移動。如果勞動力減少T1，資源稟賦向下移動到T（1），在市場條件不變的情況下，兼業戶會在c點生產，其生產效率為Yc=（Q1T（1）+Q0T（1））/（T-T1）；如果市場約束降低，兼業戶會在d點生產，其生產效率為Yd=（Q1T（1）+Q0′T（1））/（T-T1）。endprint

也就意味著市場化水平提高會降低勞動力減少對農戶技術效率的消極影響。同樣道理也可以證明，市場化水平提高會減弱匯款對農戶技術效率的積極作用。市場越完善，農戶越能方便地獲取各種技術服務，比如農機社會化服務的迅猛發展，種子、化肥、農藥等農業物資投入以及信息咨詢服務的改善，這些便利均可以彌補農戶人力資本水平不足帶來的技術效率下降。同時，由于農戶很容易從市場獲取資金，務工匯款放松資金約束的作用也可能會減弱。完善的市場通過彌補農戶自身要素的不足從而放松要素稟賦對技術效率的約束，勞動力轉移帶來的消極作用可能下降，而務工匯款帶來的積極影響也會由于市場環境的改善而被降低。市場化機制更多的是在農戶依據自身稟賦進行決策時提供一種調節和補充。正因為如此，由于我國不同地區市場化進程不同，勞動力轉移對農戶的農業生產技術效率的影響會呈現出明顯的地區差異。

基于上述分析，本文提出待檢驗的研究假設：在市場化水平較低的條件下，勞動力轉移帶來的農業勞動力減少會使得農戶降低技術效率，而務工匯款的流入則有助于農戶改善技術效率；隨著市場化水平的提高，農業勞動力減少對農戶技術效率的消極作用會逐漸消失，而務工匯款對農戶技術效率的積極作用也會減小。

三、研究設計與數據說明

1.農戶水稻生產技術效率的測算

本文采用數據包絡分析法（DEA）來測算農戶的技術效率。作為一種面向數據的非參數估計方法，DEA不需要確定投入產出間的函數關系，避免了函數形式的不準確而帶來的估計偏差；同時，DEA注重測量個體而非觀測量的平均值，因此在對個體的差異尤其是決策單元效率的考察方面有著獨特的優勢；另外，DEA將投入產出指標的權重作為變量，無需事先確定各個指標的權重，可以有效避免在權重分配時評價結果受到評價者主觀意愿的影響（魏權齡，2004）。這些優勢使得DEA方法得到了普遍的應用。

由于我國農戶的市場環境并非完全競爭，其規模收益是可變的，因而選擇基于投入角度的規模收益可變條件下的BCC模型更為恰當。模型中的產出指標是農戶的水稻產量，投入指標包括土地（水稻種植面積）、勞動力、種子、化肥、農藥以及農機服務費用和畜力費用，DEA的測算結果為既定產出條件下對投入利用的相對有效程度的純技術效率。

2.勞動力轉移影響農戶技術效率的回歸模型

考慮到農戶技術效率具有刪截性質，在因變量受限的情況下，OLS是有偏估計（伍德里奇，2007）。所以本文采用Tobit模型進行估計，該模型可以將不在這個區間段的因變量值截取掉，從而得到一致性和漸進正態性的數據模擬效果，最終保證估計結果的無偏性。

M為農戶家庭勞動力外出務工時間（月），該變量反映了勞動力轉移引起的農業勞動力減少的數量?？紤]到勞動力外出務工時間很可能是內生變量，本文從遷移網絡中尋找工具變量來解決變量的內生性問題（Zhao，2001），選取親戚中外出務工人數和本村外出務工人數作為工具變量。采用務工匯款的滯后變量，即上一年外出務工者寄回家的匯款R（-1）來考察匯款對農戶技術效率的影響。控制變量XT主要包括戶主的特征（年齡、性別和受教育程度）以及農戶的家庭特征（家庭勞動力人數、離集市的距離、除水稻以外其他作物經營面積和地勢條件），以反映影響農戶技術效率的其他因素。

3.市場環境對勞動力轉移影響農戶技術效率的調節效應分析

調節效應分析一般有兩種方法：一是按照調節變量進行分組回歸，比較分組回歸系數的差異來判斷調節效應的顯著性；二是將調節變量與自變量的乘積項放入回歸模型，通過乘積項系數來識別調節作用顯著與否（溫忠麟 等，2005）。本文中各地區的市場化水平是連續變量，因而適宜采用第二種方法，即將市場化水平的代表變量Z及其與勞動力外出務工時間和務工匯款的乘積項放入回歸模型（3）中形成模型（4）。乘積項系數的顯著與否反映了市場化水平對勞動力轉移影響農戶技術效率的調節作用的顯著性，如果存在明顯的調節效應，那么市場化水平不同會導致勞動力轉移對農戶技術效率的影響也不同。

Z為市場化水平變量，本文選用樊綱等（2010）對基于中國各地市場化進程測算出的市場化指數來衡量。該指標從政府與市場的關系、非國有經濟發展、產品市場發育程度、要素市場發育程度和中介組織發育與法律等5 方面來刻畫各地區市場化水平，同時可以反映出市場在農戶生產中的決定作用大小以及資本（技術）、勞動力等要素的流動及其市場可獲得性在不同地區的相對差異。從2009年測算的結果來看，我國各地區市場化水平差異較大，東部地區的市場化指數較高（江蘇為11.54，浙江為11.8，廣東為10.42），而西部地區的市場化進程較為緩慢（四川為7.56，重慶為8.14，貴州僅為5.56）。

4.樣本與數據

本文實證分析所用樣本數據來源于課題組于2014年2月組織的農戶問卷調查?？紤]到需要檢驗在市場化水平不同的地區勞動力轉移對水稻生產技術效率影響的差異，此次調查對樣本農戶的分布區域進行了精心安排。首先，在市場化進程較快的東部地區選擇了江蘇、浙江、廣東三個省份，在市場化水平較低的西部地區選擇了重慶、四川和貴州三個省市。其次，在六個省市抽選水稻生產較為集中的區域，因而樣本地區的地勢條件均為平原和淺丘。最后，在抽中的區域中隨機抽選調查村，并在調查村中按照等距抽樣的方式抽選樣本農戶。課題組采用入戶調查的方式采集數據，調查主要圍繞農戶的戶主特征和家庭特征、農戶家庭勞動力外出務工情況以及農戶水稻生產的投入產出指標展開。此次調查總共訪問了900戶農戶，剔除掉不完整以及數據有明顯矛盾的問卷，最后確認了787份有效問卷（江、浙、粵308份，川、渝、黔479份），有效問

卷比例達到了87%。

調查數據表明，2013年樣本農戶中70%以上的家庭有外出務工的勞動力，平均每戶有外出勞動力1.98人，每個外出勞動力平均務工9.66個月，外出勞動力寄回（帶回）家的匯款平均每戶達到3.78萬元（2012年）。樣本地區農戶的水稻種植規模偏小，2013年樣本農戶戶均種植水稻2.94畝，平均畝產420.20公斤。表1展示了樣本農戶2013年水稻生產投入產出的情況。endprint

四、實證分析結果

1.農戶水稻生產的技術效率

表2列示了DEAP 2.1測算的六省市樣本農戶水稻生產技術效率。農戶的技術效率平均為0.69，其中純農戶的平均技術效率為0.68，效率較高（0.8以上）的農戶只占了28.45%；兼業農戶平均技術效率為0.69，效率較高的農戶也僅有28.90%。從測算結果來看，農戶水稻生產技術效率的損失比較明顯。

2.勞動力轉移對農戶水稻生產技術效率的影響

為了判斷選取的工具變量是否恰當，首先將內生變量（外出務工時間）與工具變量（親戚中外出務工人數和本村外出務工人數）和模型中的控制變量進行OLS回歸。

回歸結果如表3所示，親戚中外出務工人數對農戶家庭勞動力外出務工時間影響非常顯著，農戶的勞動力外出務工時間隨著親戚中外出務工人數的增加而顯著增加，表明勞動力轉移決策中遷移網絡起著重要作用。然后將親戚中外出務工人數與農戶水稻生產技術效率進行相關性分析，沒有發現二者有明顯的相關關系。所以選用親戚中外出務工人數作為勞動力外出務工時間的工具變量是較為合適的。

為了檢驗外出務工時間的內生性，分別對（3）式進行Ivtobit回歸和Tobit回歸。Ivtobit回歸是將外出務工時間與工具變量和控制變量的OLS回歸擬合值（外出務工時間擬合值）與水稻生產技術效率進行的回歸分析，Tobit回歸是在不使用工具變量的情況下直接將實際的外出務工時間與水稻生產技術效率進行回歸。將兩次回歸結果進行Hausman檢驗，其卡方統計值顯著，說明兩種估計結果存在明顯差異，因而勞動力外出務工時間應該是內生變量，意味著農戶同時對勞動力外出務工和水稻生產進行決策，因此采用Ivtobit進行估計的結果才是無偏和一致的。

Ivtobit回歸結果顯示勞動力外出務工時間的回歸系數顯著為負，說明農業勞動力減少對農戶水稻生產技術效率產生了消極影響。這與新勞動力遷移理論的觀點保持一致，即農業勞動力的流失的確導致了農業生產的粗放經營。務工匯款有助于提高水稻生產的技術效率，但作用不明顯，這一結果并不支持新勞動力遷移理論的觀點。戶主的特征以及家庭離集市的距離對農戶技術效率沒有顯著作用；家庭勞動力人數較少和其他作物經營面積較小的農戶更愿意提高水稻生產技術效率；地勢條件的優越性在水稻生產上表現得非常明顯，平原地區的技術效率顯著高于丘陵地區的技術效率。

3.市場化水平對勞動力轉移影響農戶水稻生產技術效率的調節效應

根據表5的回歸結果可以發現，市場化水平不同的地區水稻生產技術效率存在差異，市場化指數越高，農戶的水稻生產技術效率損失越低。并且市場化指數對農戶外出務工時間與農戶技術效率的關系產生了正向調節，即在市場化水平較高的地區，勞動力流失對農戶技術效率的消極較小，但是市場化水平的變化并沒有改變務工匯款對農戶技術效率的作用。事實上，我國農戶外出務工的匯款主要用于消費，與農業生產的關系比較微弱，市場化水平的差異并不能改變農戶對務工匯款的用途。結合兩方面的作用，可以認為研究假設基本得到驗證，即不同的市場化水平下勞動力轉移對農戶技術效率的影響的確存在差異。

五、結論與啟示

本文采用我國東、西部六省市調查數據的實證分析表明，農戶外出務工帶來的農業勞動力減少會導致農戶水稻生產技術效率損失，而務工匯款的流入并不能幫助農戶改善技術效率；雖然市場化水平的變化對務工匯款流入與農戶技術效率的關系沒有產生影響，但是市場化水平提高會降低勞動力減少對技術效率帶來的消極影響。因此，在不同的市場環境（市場化水平）下，勞動力轉移對農戶農業生產技術效率的影響是存在差異的。

本文將勞動力轉移和農業生產技術效率選擇視為農戶家庭的同時共同決策，考慮勞動力轉移的內生性有利于正確解釋勞動力轉移帶來的效應差異；同時，重點關注外在條件（市場化水平）對二者關系的調節作用，而不僅僅停留在對勞動力轉移效應的簡單分析上；更重要的是，基于市場環境角度解釋勞動力轉移效應的差異為要素變化條件下提高農業生產效率提供了新的思路。依據本文的研究結論，為了降低要素變動對農業生產技術效率帶來損害，政府應該致力于改善市場環境，提高市場化水平，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用。對農業發展而言，應該減少政府的直接干預，放開農產品和農業生產要素市場，讓農民享受更充分的經營自主權，構建一個有利于農戶依據經濟利益來提高效率從而發展生產的市場環境；為農業生產創造更好的條件和服務，尤其需要降低農業生產成本，同時提供各種技術的社會化服務，將農業生產引向標準化的軌道，并逐漸向市場化發展。這才是勞動力轉移背景下促進農業生產效率提升的有效路徑。

參考文獻：

陳超，沈榮海，展進濤.2014.農戶兼業視角下的水稻生產行為及效率研究[J].江蘇農業科學，42（5）：404407.

樊綱，王小魯，朱恒鵬. 2010.中國市場化指數（ 2010） [M].北京： 經濟科學出版社.

李勛來，李國平.2005.經濟增長中的農村富余勞動力轉移效應研究[J].經濟科學（3）：3943.

李谷成.2008.家庭稟賦對農戶家庭經營技術效率的影響沖擊[J].統計研究（1）：542.

梁義成.2011.非農參與對農業技術效率的影響：農戶層面的新解釋[J].軟科學（5）：102107.

錢文榮，鄭黎義.2011.勞動力外出務工對農戶農業生產的影響——研究現狀與展望[J].中國農村觀察（1）：3138.

魏權齡.2004.數據包絡分析[M].北京：科學出版社.

溫忠麟，侯杰泰，張雷.2005.調節效應與中介效應的比較和應用[J].心理學報，37（2）：268274.

伍德里奇.2007.橫截面與面板數據的經濟計量分析[M].北京：中國人民大學出版社.

張林秀，徐曉明. 1996.農戶生產在不同政策環境下行為研究——農戶系統模型的應用[J].農業技術經濟（4）：2732.endprint