農民組織化經營會降低農村勞動力轉移的選擇性嗎？

文華 蔣選

摘?要：在農村勞動力數量和質量“雙重剩余”的情況下，非農部門的高質量發展可能引發農村勞動力非農轉移產生對高技能勞動力的選擇性，不利于農業部門的人力資本積累。基于技能—崗位匹配模型的分析表明，在技能—崗位正向排序匹配條件下，農民組織化經營可以通過提高農業部門的崗位復雜度為原本“技能剩余”的農村勞動提供有效的技能—崗位匹配，進而緩解高技能農村勞動力的過度流失，降低農村勞動力非農轉移的選擇性。采用2012、2014和2016年“中國勞動力動態調查”數據的分析顯示，目前中國農村勞動力非農轉移確實存在對高技能勞動力的選擇性，而農民合作社的組建也確實能通過提升高技能勞動力在農業部門內部的技能—崗位匹配效率抑制其非農轉移行為，進而降低農村勞動力非農轉移的選擇性。因此，在非農部門向高質量發展轉型的同時，農業部門也應通過組織化經營等途徑實現高質量發展。在促進農民合作社發展過程中，應注意適度提高崗位復雜度，并保障技能—崗位的正向排序匹配和匹配效率報酬的實現，以有效降低農村勞動力非農轉移的選擇性，促進農村人力資本的積累和結構優化。

關鍵詞：農村勞動力轉移;技能—崗位匹配;崗位復雜度;人力資本積累;農民組織化經營;農民合作社

中圖分類號：F323.6;F325.12??文獻標志碼：A??文章編號：1674-8131（2020）04-0069-15

一、引言

在工業化和城鎮化進程中，農村（農業）剩余勞動力必然向城市（非農產業）轉移?①，進而必然對農村和城市的人力資本積累產生重要影響。當前，中國經濟正轉向高質量發展，新型工業化和新型城市化要求統籌城鄉發展，要求在繁榮城市的同時振興鄉村。要實現鄉村振興，同樣需要高質量的人力資本，但當前中國農村勞動力呈現剩余與流失并存的現象（秦曉娟 等，2015）[1]。對比改革開放初期，農村就業人口占總就業人口比例已顯著下降（許慶 等，2017）[2];但對比高收入國家，仍需至少再降15.7個百分點（蔡昉，2018）[3]。因此，農村勞動力剩余問題依然是當前中國經濟社會發展面臨的重大課題。然而，由于非農部門有選擇地優先吸收高技能勞動力，使得農業部門在剩余勞動力未全部轉移的情況下又面臨因高技能勞動力流失帶來的人力資本積累困境（郭劍雄 等，2009;郭劍雄 2011;蔡昉，2017）[4-6]，農村剩余勞動力轉移與人力資本流失間的矛盾變得日益突出。

在經典的劉易斯—費景漢—拉尼斯二元經濟模型中，工業部門不斷擴張并吸收農村剩余勞動力直至農村勞動力變為短缺資源，使得農業部門產生勞動節約型技術需求以及與之相匹配的高素質技能勞動力需求，進而實現農業發展動力由“物質資本—技術”轉化為“人力資本—技術”。然而，該理論成立的前提是農村勞動力轉移只是數量上的減少，不伴隨質量上的降低（劉星 等，2012）[7]，而現實中的農村勞動力轉移往往會存在被“擇優吸收”的問題。對此，郭劍雄（2009）放松了農村勞動力轉移的同質性假設，在異質性前提下進行拓展研究，認為當人力資本積累內生于勞動力選擇性轉移過程中，且農業部門平均人力資本積累率大于非農業部門平均人力資本積累率時，該模型機制依然成立[8]。但是，在當前中國經濟實踐中，農業部門平均人力資本積累率通常是低于非農業部門的。也就是說，農村勞動力剩余與流失并存雖然可能對工業化和城市化的影響不大，但會阻礙農業現代化和農村發展，并加深城鄉二元結構。那么，如何在農村剩余勞動力繼續轉移的同時，減少或防止農村人力資本的過度流失，是當前需要引起重視和深入研究的重要課題。

從理論機制層面解釋農村剩余勞動力轉移的文獻非常多，但大多研究的是同質性轉移，鮮有研究探討農村剩余勞動力的異質性轉移行為及其對農村人力資本積累的影響。對于不同人力資本水平勞動力的異質性轉移，已有研究主要從技能—崗位匹配視角進行解釋。比如，Costinot和Vogel（2010）利用技能—崗位匹配模型對不同國家間的技能勞動力轉移行為進行分析[9]，彭國華（2015）借鑒其模型對中國改革開放后東西部地區的技能勞動力流轉行為進行研究[10]。但相關研究更多的是探討非農部門間的勞動力轉移問題，而忽視對農業部門勞動力非農轉移的研究。根據勞動力崗位—技能匹配理論，勞動力的工作崗位與其技能之間存在正向匹配（彭國華，2015）[10]。傳統農業的崗位復雜程度低于非農產業，因此在均衡狀態的傳統農業部門中，較低技能勞動力崗位配置的效率相對更高;隨著工業化進程推進，非農部門產生更多的技能型工作崗位，其對應的匹配效率報酬會更多地吸引農村較高技能勞動力。在農村剩余勞動力轉移過程中，農村較高人力資本勞動力的流失是非農部門不斷擴張和勞動力基于崗位—技能匹配進行“自選擇”雙重作用的結果。因此，如果在農業部門內部能夠提供與農村較高技能勞動力相匹配的崗位及相應報酬，則有可能減少較高技能勞動力的轉移，使農村剩余勞動力轉移不再具有選擇性（轉移勞動力中較高技能勞動力的比例相對較高）。

當前，中國正在積極實施鄉村振興戰略，隨著農業現代化的推進，農業生產方式也不斷轉型升級。農業生產方式的現代化，從農業生產經營主體（即農村勞動力）上看，主要體現為農民組織化經營。組織是指由諸多要素按照一定方式相互聯系起來的系統，要求成員具有共同的目標以及行為準則;農民組織化就是通過一定的原則和機制將分散的傳統農民聯合起來成為有組織的社會集體。其中，以提高農業生產經營效率和收益為主要目的的農民組織化就會產生農民組織化經營，即小規模、低效率分散從事低收益農業生產經營的農民聯合起來形成一定的組織形式，進而集中從事更大規模、更高效率和更高收益的農業生產經營 目前，學界對農民組織化經營的內涵還沒有形成一個清楚的、統一的認識，并存在多個相關概念，如農業組織化經營、農業產業化經營以及農民專業化經營等，這些概念的內涵指向是存在差異的，但不少文獻將其混用。本文選用“農民組織化經營”是基于本文研究內容的考慮，即農民的組織化將對農村勞動力的就業和生產行為產生直接的影響。此外，準確地講應是“農民組織化生產經營”，為表述的方便本文將其簡化為“農民組織化經營”。 。農民組織化經營是對傳統小農經營模式的變革（郭凱明，2017）[11]，不僅影響農業生產經營效率，同時還對農村勞動力的就業產生影響。相關研究主要從農業生產效率、益貧、增收等角度探討農民組織化經營的效益，而對農民組織化經營對農村剩余勞動力轉移的影響研究不足。雖然有研究分析農民組織化經營模式下的勞動力就業問題（常明明，2018）[12]，也有研究注意到中國農村勞動力的選擇性轉移現象（Kanbur et al，2005;郭劍雄，2009;劉星 等，2012;Yan et al，2014;蘇昕 等，2017）[13][4][7][14][15]，但均未將農業生產經營模式的變革與農村勞動力的選擇性轉移聯系起來。沈鷺等（2017）雖然對農民組織化經營與農村勞動力非農就業的關系進行了探討，但并未對農民組織化經營下的異質性農村勞動力的轉移選擇進行探討[16]。

實際上，農民組織化經營通常會提高農業部門的崗位復雜度，使農業崗位也具有技能“門檻”，而崗位復雜度與勞動力技能的匹配性又會對異質性農村勞動力的轉移行為產生影響，進而影響農業部門的平均人力資本積累。因此，以農民組織化經營為代表的農業生產經營現代化能夠對因在農業部門內部技能—崗位無法有效匹配而向非農部門轉移的高技能勞動者的轉移行為起到抑制作用，緩解農業部門高人力資本勞動力的流失，進而提高農業部門平均人力資本積累水平。基于此，本文利用技能—崗位匹配模型從理論上分析農民組織化經營對農業部門異質性勞動力非農轉移可能產生的影響，并采用“中國勞動力動態調查”（CLDS）2012、2014和2016年的數據檢驗中國農村勞動力非農轉移是否存在選擇性，進而運用重復橫截面雙重差分法及基于傾向得分匹配的雙重差分法檢驗農民組織化經營能否抑制農村勞動力非農轉移的選擇性及其作用機制，以期為在解決農村勞動力“雙重剩余”過程中有效避免高技能勞動力過度流失提供政策啟示。

二、理論模型

本文基于Costinot和 Vogel（2010）以及彭國華（2015）的技能—崗位匹配模型構建理論框架[9-10]，其有三個核心定理：一是勞動力的技能水平與崗位復雜度之間存在不同的匹配效率，相對于低技能勞動者，高技能勞動者與其崗位復雜度具有更高的匹配效率，且這種匹配優勢會隨著崗位復雜度提高而增強;二是勞動者技能水平與崗位復雜度滿足正向排序規律，均衡狀態下，勞動者會根據自己的技能水平尋找最優匹配崗位以使全社會的就業效率最優;三是工資增長率與匹配效率增長率存在線性關系。

本文假定：第一，經濟系統由農業與非農業兩部門組成，勞動力為唯一生產要素，每單位勞動力提供1單位勞動供給。第二，兩部門勞動力存在技能異質性，其技能分布取值范圍為Hag[h?agL，h?agH]和Hna[h?naL，h?naH]，且滿足Hag?Hna。第三，兩部門崗位復雜度存在異質性，其崗位復雜度分布取值范圍為Iag[i?agL，i?agH]和Ina[i?naL，i?naH]，且滿足Iag?Ina。第四，市場均衡服從正向排序定理，即高技能勞動者匹配高復雜度崗位，低技能勞動者匹配低復雜度崗位。

1.勞動力不能跨部門轉移條件下的技能—崗位匹配

圖1刻畫了在勞動力不能跨部門轉移條件下農業和非農業部門的技能—崗位匹配狀況。其中，橫軸表示勞動力技能水平，農業部門勞動力技能水平包含于非農部門中;縱軸表示崗位復雜度，農業部門崗位復雜度包含于非農部門中。m（h）ag為均衡狀態下的農業部門技能—崗位匹配曲線。由于農業部門崗位復雜度分布范圍較窄，因此總能找到技能水平∈Hag，使得h?agL≤h≤，則技能水平為h的勞動力雖然也有工作崗位與之相匹配，但其技能水平高于崗位復雜度的要求，進而產生“技能剩余”（即其可以匹配更高復雜度的崗位）。m（h）na表示均衡狀態下的非農業部門技能—崗位匹配曲線。相對于農業部門，非農部門具有更寬的崗位復雜度分布范圍，在勞動力技能—崗位正向排序匹配的作用下，不同技能勞動力與其對應復雜度的崗位相匹配，因而其技能—崗位匹配曲線相對于農業部門更加陡峭且平滑。

隨著工業化的推進，非農部門出現大量不同復雜度的工作崗位，而農業部門依然依賴傳統的小農經營生產方式，其崗位復雜度并未發生實質性的變動。這使得農業部門的勞動力存在兩個層面的剩余：一是典型的“劉易斯剩余”，即由于勞動力數量過多的“數量剩余”;二是“質量剩余”（本文也稱之為“技能剩余”），即勞動力技能水平的供給大于現有崗位對勞動力技能水平的需求，使得勞動力的部分技能沒有得到相應的回報。在農業與非農業部門相互封閉的二元經濟中，農業部門勞動力存在數量和質量上的“雙重剩余”，但由于兩部門間勞動力無法自由轉移，使得勞動力資源配置扭曲，而這種勞動力資源分配的扭曲將進一步強化二元經濟結構。

2.勞動力跨部門轉移條件下的技能—崗位匹配

圖2刻畫了在勞動力跨部門轉移條件下的農業與非農業部門技能—崗位匹配狀況。由于農業部門勞動力可以向非農部門轉移，使得非農部門技能方程從原來的m（h）na變為m（h）′na。為滿足m（h）′na=m（h）ag的技能水平，在左側，m（h）′na>m（h）ag。對于農業部門“技能剩余”的勞動力（hB

在勞動力跨部門轉移條件下，農業部門勞動力數量因非農轉移而減少，而其質量的變化則取決于高技能勞動力轉移量與低技能勞動力轉移量的相對比例。如果低技能勞動力轉移比高技能勞動力轉移相對更多，那么農村勞動力的平均技能水平就有所提高;反之則相反。在20世紀80年代初，中國工業部門以粗加工的勞動密集型產業為主，對勞動力的技能要求不高，因此農村低技能勞動力大量向非農部門轉移，農業部門勞動力的平均技能水平并未明顯降低。而隨著工業化進程的推進，產業升級導致非農部門崗位所要求的勞動力技能水平提高，進而表現為對農業部門高技能勞動力的選擇性吸納，使得農業部門勞動力的平均技能水平有所下降。

3.農民組織化經營對勞動力技能—崗位匹配的影響

相對于傳統小農經濟，農民組織化經營提高了農業部門內部的崗位復雜度（李賓 等，2014）[17]。隨著農民組織化經營模式的不斷成熟，農業部門內部產生了新的職業需求，傳統農民向職業農民轉化（羅明忠 等，2018）[18]。基于理性人假設，任何組織的形成都以其行為主體追求利益最大化為前提，農民組織化經營可以看作農民追求利益最大化行為（郭紅東 等;2004;鄧衡山 等，2011）[19-20]。然而，組織化經營對勞動力素質是有一定要求的，只有具有一定技能水平的勞動力才能在組織化經營中獲得潛在最大利益（周應恒 等;2016）[21]。因此，農民組織化經營對不同技能水平的勞動力就業行為有異質性影響。當組織化經營提高農業部門內部崗位復雜度后，將降低農業部門勞動力的“技能剩余”。這時，原“技能剩余”的勞動力可能在農業部門內部找到與其技能水平相匹配的崗位，并能獲得與非農部門相同或更多的收益，那么其向非農部門轉移的動機和行為都會減少。

圖3刻畫了農民組織化經營對農業與非農業部門技能—崗位匹配的影響。當組織化經營使得農業部門最低技能水平由i?agL上升至i?ag'L、最高技能水平由i?agH上升至i?ag'H時，農業部門存在技能水平hC及hD，低技能水平（h?agL≤h

根據崗位—技能匹配理論，勞動力技能與工作崗位之間存在正向排序匹配。由于傳統農業崗位復雜程度低于非農產業，在勞動力不能在部門間轉移的均衡狀態中，農業部門的高技能勞動力無法在農業部門內部找到有效匹配的崗位，進而產生農業部門勞動力的數量和質量“雙重剩余”。工業化的推進使非農部門產生大量多層次的技術型工作崗位，其對應的匹配效率報酬吸引大量農業部門的“技能剩余”勞動力和低技能勞動力向非農部門轉移，從而緩解農業部門勞動力的“雙重剩余”;但非農部門的產業升級會導致其優先吸納對高技能勞動力的選擇性不斷增強，進而可能使農業部門勞動力平均技能水平降低，不利于農業部門的人力資本積累和結構優化。農民組織化經營使得農業部門內部的工作崗位同樣具備了一定“技能門檻”，使農業部門部分原“技能剩余”的勞動力可以通過農內轉移實現技能—崗位有效匹配，從而抑制“技能剩余”勞動力因技能—崗位無法有效匹配而向非農部門的轉移，進而緩解選擇性轉移對農業部門人力資本積累的不利影響。

基于上述分析，本文提出如下假設：農民組織化經營會提高農業部門內部崗位復雜度，使高技能勞動力可以通過農內轉移實現技能—崗位的有效匹配，進而對農村勞動力的選擇性非農轉移具有抑制作用。

三、實證方法與數據

1.檢驗模型設定

本文采用重復橫截面雙重差分法（Difference-in-difference using repeated cross sectional data）及基于傾向得分匹配的雙重差分法（PSM-DID）進行實證檢驗。雙重差分法（DID）被廣泛應用于政策效果評估，其主要思想為對比干預組（也稱為處理組）與對照組在政策實施前后的變化，能較好地規避遺漏變量及反向因果關系引起的內生性問題。重復橫截面雙重差分法要求截面數據集對應不同的時間段，進而對比干預組與對照組在不同時間段上的變化。使用重復橫截面雙重差分法的前提條件是每一個時間段的個體樣本是隨機產生的，此時前一個時間段的樣本可以作為后一個時間段對照組與干預組的對照。當只有兩個時間段時，其估計方程簡化為：

Yit=β0+β1Xit+β2Gi+β3Dt+β4W?kit+uit

其中，Yit表示個體i在t期的行為;Xit（=Gi*Dt）表示個體效應，Gi為個體是否受到干預的二元變量，Dt為個體是否處于受干預時間段的二元變量;W?kit表示控制變量。當個體效應Xit在控制變量W?kit的條件下隨機時，可用OLS估計模型，其系數β1體現個體效應。

首先，需要確定個體是否受干預的識別標準。進入21世紀以來，在政府引導和政策支持下，中國農民組織化經營組織發展迅速，其中，農民合作組織因惠農范圍廣而更是受到重點扶持（張連剛 等，2016;趙曉峰 等，2016）[22-23]，農民合作社在農業部門得到快速推廣。截至2017年11月底，在工商部門登記的農民專業合作社達到了199.9萬家，入社的農戶超過1億戶，約占全國農戶總數的46.8%[24]。因此，本文以樣本村是否已組建合作社作為個體是否受干預識別標準：如果個體所在村在調查年份已組建合作社，則其非農轉移行為受到農民組織化經營的影響;如果個體所在村在調查年份未組建合作社，則其非農轉移行為未受到農民組織化經營影響。

其次，需要確定是否受干預的時間節點。本文將受干預的時間節點選在2008年。2006年10月31日《中華人民共和國農民專業合作社法》頒布，并在2007年7月1日開始實施。由于CLDS實施調查的年份是在2008年以后，并且在調查中并未記錄樣本村組建合作社村的具體年份，因此其勞動力非農轉移行為的回顧式調查與樣本村是否已組建合作社的現時式調查之間出現沖突。但農民的非農轉移行為是權衡非農收益與務農收益之后的“自選擇”過程，政策變化會影響農村勞動力非農轉移行為，以2008年作為干預產生的時間節點一定程度上具有合理性。

此外，本文以樣本村是否組建合作社作為區分對照組及干預組的依據，然而不少研究發現農民組織化經營與村級特征具有相關性，因此在傳統DID估計的基礎上，進一步使用PSM-DID方法以驗證研究結果的穩健性。傾向得分匹配不依賴線性假定，而是依據干預組和對照組的近似程度給予不同權重，進而能更好地避免由控制變量差異引起的選擇性偏誤。首先將村級特征運用Logit模型進行估計并獲得傾向得分，然后運用落入共同區間的村級樣本重新匹配個體數據，平均處理效應測算方程為：

ATTPSM-DID=E[Y?T1-Y?T0X，D=1]-E[Y?C1-Y?C0X，D=0]

其中，Y?T1和Y?T0分別表示已組建合作社村2008年前后的農村勞動力非農轉移選擇，Y?C1和Y?C0分別表示未組建合作社村2008年前后的農村勞動力非農轉移選擇;D的取值為0和1，分別表示個體樣本所在的村是否已組建合作社;X為控制變量。

2.樣本選擇

本文采用“中國勞動力動態調查”（CLDS）2012、2014和2016年的數據進行實證檢驗。CLDS是目前唯一既統計勞動力流動又包含村合作社組建信息的大型調查數據，由中山大學社會科學調查中心每2年調研一次。根據研究目的，只選取農村人口，并刪除受干預前和受干預后年齡超過64歲及低于15歲的樣本。此外，由于CLDS對勞動力轉移信息采用回顧式調查，受訪者的轉移信息不隨調查年份而不同，因此對不同年份的重復樣本予以刪除，最終獲得44 268個樣本，其中2012、2014和2016年數據庫中分別為9 045、18 164和17 059個。

CLDS詢問了受訪者14歲以來是否遷移及是否有過外出務工經歷，因此將14歲后有過遷移以及有過外出務工經歷的個體都視為有非農轉移行為的樣本。樣本非農轉移發生的年份區間為1949—2016年，而農村勞動力轉移真正快速增長是在改革開放以后，因此只保留1979—2016年非農轉移的樣本，共計6 949個樣本，其中2012、2014和2016年數據庫中分別為2 177、2 260和2 512個樣本。結合總樣本，將1978—2008年非農轉移以及截至2008年15—64歲未轉移勞動力作為第一時期樣本（共22 676個），將2008—2016年非農轉移以及截至2016年15—64歲未轉移勞動力作為第二時期樣本（共21 592個）。

通過與個體數據相匹配，最終得到306個村樣本，其中，截至2016年已組建合作社的村有129個，未組建合作社的村有177個。由于合作社組建與否可能受村級特征影響，采用PSM-DID方法降低由村級特征差異引起的選擇性偏誤。通過近鄰匹配方法進行匹配后獲得230個村樣本，其中已組建合作社的村有110個，未組建合作社的村有120個。

3.數據分析

表1報告了樣本農村勞動力與非農轉移勞動力的學歷、性別及年齡結構變化的情況。從學歷結構看，農村勞動力與非農轉移勞動力間學歷為未上學、小學的占比差從-1.35%、4.72%下降為-9，86%、-4.57%，表明相對于農村勞動力，非農轉移勞動力中低學歷勞動力占比下降更明顯;與之相反，農村勞動力與非農轉移勞動力間學歷為初中、高中及以上的占比差從2.09%、-5.46%上升為8.48%、5.94%，表明非農轉移勞動力中高學歷勞動力占比上升更明顯。可見，從時間趨勢上看，非農轉移勞動力具有高技能化趨勢。從性別結構以及年齡結構看，非農轉移勞動力則表現為男性化和年輕化特征（詳見表1）。通過簡單對比可以認為，當前中國農村勞動力的非農轉移確實存在趨向高人力資本的選擇性。

由于本文采用重復橫截面雙重差分法估計，各變量需要滿足共同趨勢特征。表2和表3分別為本文控制變量的賦值方法和描述性統計。統計分析顯示，兩組樣本中的多數變量并未出現顯著的系統性差異，為了提高模型估計的準確性，在模型中對上述變量均予以控制。本文以樣本村有無組建合作社為是否受干預的依據，以2008年為干預前后的時間節點，采用重復橫截面雙重差分法分析農民組織化經營對農村勞動力非農轉移的影響。然而，樣本村是否組建合作社可能受其自身特征的影響，表2的t檢驗結果也顯示兩組樣本的村級特征確實存在系統性差異，因此同時采用PSM-DID對樣本進行估計，以驗證結論的穩健性。

四、檢驗結果

1.重復橫截面雙重差分估計結果

表4和 表5 分別報告了無控制變量和有控制變量的重復橫截面雙重差分估計結果，兩者估計系數的顯著性及正負方向并未發生改變，只有系數值的微小差異。對總樣本的分析無法捕捉到農村勞動力轉移行為的異質性變化，進一步將樣本按學歷、性別和年齡劃分不同樣本組進行估計。從表4來看（表5類似），在學歷為初中以上的樣本中，干預組與對照組在2008年前相差-0.8個百分點，在2008年后相差-3.0個百分點，差異為-2.2個百分點，且在5%的顯著性水平上顯著;在男性樣本中，干預組與對照組在2008年前相差0.3個百分點，在2008年后相差-2.9個百分點，差異為-3.2個百分點，且在1%的顯著性水平上顯著;在年輕樣本中，干預組與對照組在2008年前相差-0.6個百分點，在2008年后相差-3.8個百分點，差異為-3.3個百分點，且在1%的顯著性水平上顯著。而在女性樣本中，干預組與對照組在2008年前相差-0.5個百分點，在2008年后相差-0.7個百分點，差異為-0.2個百分點，但不具有顯著性;在年老樣本中，DID估計結果也不顯著。從上述分析表明：農村勞動力的非農轉移在數量上整體呈現下降趨勢，然而，相對于未受農民組織化經營影響的樣本而言，受農民組織化經營影響的樣本中學歷較高、男性及年輕的非農轉移勞動力數量下降更加明顯，而其正是選擇性轉移的主要群體。由此可見，相對于傳統農業經營，在農民組織化經營的影響下“優質”勞動力的非農轉移行為受到一定抑制。

2.PSM-DID估計結果

使用PSM-DID估計方法，需要滿足平衡性及共同支撐的前提假設。平衡性假設要求干預組和對照組在匹配后其村級特征不存在顯著差異。表6是平衡性假設檢驗結果，匹配后干預組與對照組變量的差異減少，接受兩組間無差異的原假設，表明匹配后村級特征變量在對照組與干預組間沒有顯著差異，符合平衡性假設。共同支撐假設要求匹配的傾向得分核密度有足夠的重疊。圖4給出了干預組與對照組匹配前后的傾向得分核密度分布，匹配后干預組與對照組傾向得分重疊部分有了明顯的改善，說明匹配后的樣本滿足共同支撐假設。通過近鄰匹配法進行匹配后，對未落入共同區域（Common Support）的村樣本予以刪除，再將其與個體數據進行匹配。表7報告了PSM-DID估計結果，與表4和表5的估計結果基本一致，說明本文的分析結論是穩健的。

3.影響機制檢驗

根據崗位—技能匹配理論，當農業部門對勞動力技能的需求提高時，原本存在“技能剩余”的勞動力可能會因在農業部門內部可以實現崗位—技能的有效匹配而減少向非農部門轉移;而農民組織化經營對勞動力的素質以及技能水平提出了更高的要求，同時也提高了農民對農業生產潛在收益的預期，進而可以抑制農村勞動力向非農部門的選擇性轉移。為進一步驗證上述作用機制的現實存在性，本文依據CLDS對個體的詢問事項，將“能力與技能發揮評價”“外出務工評價”“農業生產評價”“農村生活評價”及“外出務工預期評價”作為技能—崗位匹配效率及農民對農業生產潛在收益預期的替代變量，以其測評值為被解釋變量，以樣本村“是否組建合作社”為核心解釋變量（農民組織化經營實施與否的替代變量），并對樣本的個體特征、家庭特征及村級特征予以控制，進而檢驗農民組織化經營能否對農村勞動力的技能—崗位匹配及其農業生產潛在收益預期產生顯著影響。

表8為運用Logit模型分析的結果。其中，M1以“能力與技能發揮的滿意度”作為技能—崗位匹配效率的替代變量 將滿意度為“非常滿意”“比較滿意”視為技能—崗位匹配樣本，并賦值1;將“一般”“不太滿意”“非常不滿意”視為技能—崗位未匹配樣本，并賦值0。 ，“是否組建合作社”的系數在1%水平上顯著為正，表明農民組織化經營對農村勞動力的技能—崗位匹配效率具有促進作用。M2、M3及M4分別以“外出打工比在家務農好”“農業生產越來越不重要”以及“越來越不適應農村生活”作為農業生產潛在收益預期的替代變量 贊同和比較贊同“外出打工比在家務農好”“農業生產越來越不重要”“越來越不適應農村生活”的賦值為1，無所謂、不贊同和非常不贊同的賦值為0。 ，“是否組建合作社”的系數均在1%水平上顯著為負，表明農民組織化經營有利于農村勞動力對農業生產潛在收益預期的提高。技能—崗位匹配效率及農業生產潛在收益預期的作用最終都會反映在農村勞動力非農轉移的意愿上，基于此，M5以“外出打算”作為農村勞動力非農轉移意愿的替代變量 “未來打算外出或者準備外出”的賦值為1，否則賦值為0。 ，“是否組建合作社”的系數在5%水平上顯著為負，表明農民組織化經營對農村勞動力外出意愿具有抑制作用。綜上所述，農民組織化經營會通過影響農村勞動力的技能—崗位匹配效率、農業生產潛在收益預期及非農轉移意愿來影響其非農轉移行為，緩解農村剩余勞動力的選擇性非農轉移，進而有利于農村人力資本的積累和結構優化。

五、結論及啟示

與發達國家相比，中國農村仍存在較多剩余勞動力有待轉移，而二元經濟結構下農業農村發展的相對滯后又使農業部門的崗位復雜度相對較低，導致部分高技能農村勞動力在農業部門內部的技能—崗位匹配出現“技能剩余”，進而形成農村勞動力數量和質量的“雙重剩余”。同時，非農部門的轉型升級使其崗位復雜度進一步提升并選擇性吸納高技能勞動力，這為農村“技能剩余”勞動力尋求有效的技能—崗位匹配提供了機遇和條件，進而使農村勞動力的非農轉移產生高技能勞動力相對較多的選擇性。農村勞動力非農轉移的選擇性有利于消除農村勞動力的“雙重剩余”，但也不利于農村人力資本數量的積累和結構的優化。對此，提高農業部門內部的崗位復雜度是有效的解決途徑之一。

當前，中國正大力實施鄉村振興戰略，積極推進農業現代化，無疑有助于農業部門崗位復雜度的提高，進而弱化農村勞動力非農轉移的選擇性。其中，農民組織化經營通過提高崗位復雜度使原本“技能剩余”的農村勞動力能夠在農業部門內部實現技能—崗位有效匹配，直接影響其就業意愿和行為，進而降低農村勞動力非農轉移的選擇性。本文采用“中國勞動力動態調查”數據的分析表明，目前中國的農村勞動力非農轉移確實存在對高技能勞動力的選擇性，而農民合作社的建立也確實可以通過提升高技能農村勞動力在農業部門內部的技能—崗位匹配效率抑制其非農轉移行為，進而降低農村勞動力非農轉移的選擇性。可見，農民組織化經營不但能夠促進農業生產經營效率和收益的提高，也有利于農業部門平均人力資本水平的提高和結構的優化。

中國經濟正向高質量發展轉型，農民組織化經營是促進農村經濟高質量發展的重要途徑，也是新型工業化和城鎮化發展的重要保障。組織化經營是傳統農業生產方式現代化轉型的主要路徑，農民組織化經營通過崗位復雜度的提高改進農村勞動力的技能—崗位匹配效率，有利于勞動力資源在城鄉間的合理配置，并改善農業部門的人力資源狀況。中國農民組織化經營仍處于發展初期，在發展過程中應注意崗位復雜度的適度提升，并保障技能—崗位的正向排序匹配及其匹配效率報酬的實現，以強化對城鄉勞動力資源合理配置的作用。對此，政府應鼓勵農業生產經營多元主體間的組織化、產業化、合作化行為，引導農村勞動力積極參與組織化經營，為傳統小農生產向組織化經營轉變提供適宜環境;要培育一批新型職業農民，提高農民對組織化經營的認識和認同，加強農民組織化經營的經營能力與管理能力，以充分挖掘農村人力資源的潛能;要構建和完善農村勞動力農內轉移的利益保障體系，切實保障留農勞動力的合法利益，尤其應使高技能農村勞動力在農內轉移中獲得相應的收益，在提升農業生產經營效率，消化農村勞動力技能剩余的同時提高農民收入，促進鄉村振興。

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