農村勞動力流動與水稻種植戶生產環節外包

劉魏 張應良 王燕

摘 要：伴隨著城市化的不斷推進，如何解決勞動力轉移之后的農村發展問題，使小農戶與現代農業有機銜接，農業服務規模經營成為當務之急。本文運用全國8省30村1 056個農戶樣本的微觀調查數據，并以水稻種植的勞動密集型環節和技術密集型環節外包為例，研究勞動力流動對水稻種植戶生產環節外包的影響，以及家庭要素配置的調節作用。研究結果表明：第一，勞動力流動顯著促進水稻整地環節外包，但對收割環節外包不顯著，同時顯著抑制水稻育秧和植保等技術密集型環節外包。第二，勞動力流動對水稻生產環節外包的影響也會通過家庭自有農業機械進行調節，對于勞動密集型環節來說，勞動力流動與家庭自有機械之間存在替代效應，主要原因在于家庭擁有自用農機時，會對整地、收割環節的勞動用量進行替代。對于技術密集型環節來說，勞動力流動與家庭自有機械投資之間替代效應較弱，主要原因在于育秧、植保環節存在的經營規模門檻較小，機械操作反而沒有勞動力作業規模經濟，同時也可能與育秧、植保社會化服務市場發育有關。第三，勞動力流動對水稻生產環節外包的影響也會通過家庭農地經營規模調節，對于勞動密集型環節來說，家庭農地經營規模擴大有助于強化勞動力流動對整地環節外包的正向效應，以緩解勞動力與農地匹配的結構性差異。

關鍵詞：勞動力流動;勞動密集型環節外包;技術密集型環節外包;自有機械;農地規模

中圖分類號：F324.6

文獻標識碼：A

文章編號：1000-5099（2021）03-0032-14

配第—克拉克定理表明，一國的產業結構演變遵循從農業經濟向工業經濟和現代服務業經濟轉變的規律。改革開放以來，我國的經濟迅速從農業經濟向工業經濟和服務業經濟轉變，經濟發展內在規律導致產值結構、就業結構、人口結構不斷變化，農業從業人員比例迅速下降，城市化進程快速推進。在城鄉巨大的工資差距誘惑下，大量農業剩余勞動力得以從“過密化”的困境中釋放出來。據全國農民工監測數據顯示，2018年全國農民工總數達到2.88億人，其中本地農民工數量為1.16億，外出農民工數量為1.72億（見圖1）。雖然農民工總量的增速有所放緩，越來越多的農民工選擇到本地非農就業，但勞動力從農村向城市轉移的步伐依然沒有停滯。

勞動力的鄉城轉移，為城市經濟發展做出了巨大貢獻。但與此同時，農村青壯年勞動力的流失也導致了如下問題：一是使農業勞動力結構趨于老齡化和女性化，農業勞動力供給質量下降，農業陷入生產要素匱乏和生產效率損失的雙重困境[1];二是使得“人地關系”松動，農業生產關系滯后于農村發展進程，農地拋荒撂荒現象頻繁發生;三是勞動力轉移抬高了農戶務農的機會成本，導致農業用工成本快速上漲[2]。上述問題直接導致了農村面臨“誰來種地”和“怎樣種地”的問題，尤其是對于占我國糧食總產量32.24%數據來源：2019年《中國統計年鑒》。http：//www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2019/indexch.htm。的第一大糧食作物稻谷而言，誰來種植水稻和怎樣種植水稻的問題，將關系到國家糧食產量穩定和糧食戰略安全。因此，機械替代勞動力進程不斷加快，尤其對于水稻等糧食作物來說，其機械化替代程度相對較高，可以緩解勞動力短缺和勞動力流動性約束。但從既有研究來看，機械替代勞動有兩種方式，一是農戶自購農用機械;二是生產環節外包2017年的中央一號文件明確將規模經營區分為“土地流轉型”和“服務帶動型”兩種模式，鼓勵發展“農業生產全程社會化服務，扶持培育農機作業、農田灌排、統防統治、烘干倉儲等經營性服務組織，引導規模經營健康發展”。。胡雯等[3]認為農戶自購農機具有成本大、門檻高、時間長等長期化特征，而生產環節外包則具有成本低、風險小、時效快等短期化特征。農業機械屬于專用性較強的設備，加之農業生產的季節性和農作物的生命節律，會造成農機具使用頻率較低[4]，如果單個農戶或家庭農場尚未達到足夠的農地經營規模，那么農戶將面臨投資鎖定和極高的沉沒成本，農機具并不能達到最優的利用狀態。因此，對于一個經營規模相對較小的理性農戶來說，他們更傾向于通過購買生產性服務或生產環節外包來替代直接購買農業機械，以此規避經營風險并降低交易成本，從而提高農業生產效率，從這個意義上說，勞動力流動有助于提高水稻種植戶生產過程中的環節外包概率。研究發現，在農機具使用過程中，選擇租用別人或公司（外包）的農戶占比達57.56%，遠遠高于自己購買的20.02%[5] 。

但我們也應注意到，農業生產性社會化服務的發展并不是一蹴而就的，它要求以匹配于農業生產性社會化服務供給主體的需求規模為前提，即只有多個農戶對服務外包需求的形成聚合并由此擴大社會化服務市場容量，才能誘使農業社會化服務供給主體的產生[6]。由于不同經營主體的種植結構有所差異，甚至同一種農作物還存在不同的作業環節，因此，農業經營主體對社會化服務需求的滿足程序并不徑相同。例如，糧食作物季節性較強、生產環節分工較充分，易于運用農機的跨區作業實現生產，因而其對社會化服務的需求也更大;而經濟作物（特別是多年生的木本經濟作物）大多屬于勞動密集型作物，勞動量投入較多、全年都需要勞動力投入，農機作業化率較低，相對糧食作物來說其社會化服務需求量小[7]。又如，同一種農作物中存在不同的生產環節，其對社會化服務的需求也有差異，以水稻為例，水稻作為我國的三大糧食作物，研究其生產環節外包也是研究社會化服務發育的重要內容。水稻生產環節，包括整地、育秧、移栽、灌溉、施肥、植保、收割等環節。其中，整地和收割環節勞動力需求較大，屬于勞動密集型環節;而育秧、植保等環節對技術要求較高，對勞動力的需求相對較少，屬于技術密集型環節;移栽等其他環節既需要一定的技術同時也需要一定的勞動力，屬于半勞動力半技術密集型環節[8]。當勞動力非農就業比例較高時，水稻不同生產環節的特性就決定了機械替代勞動力程度的差異。因此，本文將要研究的問題便是，伴隨著城鎮化的發展，勞動力轉移之后其對水稻種植將帶來的影響，是否催生了水稻生產各環節外包的發展？研究勞動力非農轉移所引致的水稻種植戶生產環節外包行為，對于解決“誰來種糧”以及“怎樣種糧”問題具有重要而深遠的意義。

一、文獻綜述

生產環節外包要能實現，其實就是水稻生產環節的社會化服務市場要能有效形成。而這個市場的形成取決于供給與需求的均衡。對需求而言，是基于分散的農戶，并且是勞動力鄉城轉移后老齡化的家庭勞動力，怎么產生對水稻農事活動服務外包的有效需求？對供給而言，需要達成一定的消費市場規模，才可能有社會化服務的供給，不然因交易成本太高而抑制該市場的形成和運行。

從需求層面來說，筆者認為，普通農戶對生產環節外包的需求將取決于家庭要素稟賦，主要包括家庭的勞動力稟賦、農地稟賦和資本稟賦。從勞動力稟賦來看，家庭的農業勞動力數越多，他在所有生產環節外包的可能性就越低[9];戶主年齡越大，通常意味著他積累的稻作經驗越豐富，能夠對育秧這類技術密集型環節產生替代效應，因而他將直接關系水稻產量的育秧環節外包出去的意愿就會大大降低[10];但也有研究認為，戶主年齡越大，意味著他更難以勝任勞動密集型的作業環節，因而增大了這些環節外包的概率[11];農戶的受教育程度對生產環節外包可能存在正反兩方面的效應，一方面受教育程度越高的農戶，能夠充分意識到外包的好處，因而會提高外包的概率，但另一方面受教育程度越高的農戶生產技能更嫻熟，完成各農事生產環節的時間更短，從而會降低外包的概率[12]。從農地稟賦來看，農戶經營規模越大，依靠家庭成員完成各農事環節的可能性就越小，在農作物生育期的約束下，水稻種植戶為了完成水稻種植的各個農事環節，就會增大生產環節外包的概率;農地細碎化也會影響農戶生產環節外包，主要通過“可行性效應”和“價格效應”降低農戶外包的概率，“可行性效應”表現為農地越細碎，田坎和地塊界線過多會增加機械作業的難度，從而使這些細碎地塊不適于進行生產環節外包，“價格效應”表現為地塊細碎增加了作業難度，外包的供給方就可能提高外包服務的價格，增加了農戶外包成本，進而降低農戶外包概率[13];另外，地塊具有極強的專用性特征，不會像其他生產資料那樣可以隨意挪動，如果村內的機耕路發達，則可以降低交易成本，促進生產環節外包，反之則可能抑制生產環節外包[14]。從資本稟賦來看，農業機械設備具有資產專用性強的特征，要求相匹配的農地經營規模為前提，一旦農戶選擇購入農業機械，為了避免投資鎖定并最大限度地利用農機具的作業功能，他傾向于在所有生產環節上使用機械，因而很多生產環節的農事活動都將由家庭內部完成，降低其對外部社會化服務的需求[15-16]。

從供給層面來說，這類研究主要是從外部社會化服務市場的發育角度進行考察，隨著規模經濟逐漸從農地規模經濟轉向服務規模經濟，以及伴社會化服務市場容量的擴大，在規模經濟的利潤誘惑下，種養大戶、家庭農場、專業化服務隊以及農業專業合作社等現代農業經營主體也萌發了農業社會化服務供給激勵[17];另外，政府的補貼政策也會影響到外包市場的供給，生產性補貼顯著降低了農戶生產環節外包，如對農機具進行補貼會增加農戶購置農機的概率，而生產環節補貼則對農戶生產環節外包有積極影響，如對育秧、移栽等農事活動環節進行補貼，則降低了外包價格，增加農戶外包的概率[18]。

上述研究從各個維度剖析了水稻生產環節外包的影響因素及作用機制，但仍有一定的改進空間：一是專門探究勞動力流動對水稻生產環節外包的影響及其機制的文獻較少，很多研究僅僅是將勞動力流動作為一個控制變量一筆帶過，得出勞動力非農轉移有助于農戶生產環節外包的結論[8-9，19]。顯然，這種將勞動力流動作為控制變量而得出的結論，忽視了家庭的決策機理，中國農民從事農業生產或非農業生產活動大多是以家庭為單位的[20]，家庭勞動力的流動通常是家庭勞動力要素配置，其生產環節外包決策，通常是家庭要素配置的結果。家庭內的機械和農地稟賦往往決定了其外包決策，而既有研究忽視了家庭稟賦差異所引致的生產環節外包決策傾向。二是既有研究的側重點主要在于從生產環節中的勞動力密集環節分析農戶的外包決策，而對技術密集型環節的分析較為薄弱。育秧、植保這些技術密集型環節往往對水稻產量具有決定性作用，也是實現農業生產專業化、規模化的關鍵環節，如果采用勞動力替代資本的方法，則可能面臨效率低、技術復雜等問題，而如果采用外包方式，則可能面臨經營風險大、監督成本高等問題，這種兩難處境也會影響到農戶的外包決策。三是既有研究在分析水稻種植戶生產環節外包的影響因素時，主要采用Logit和Probit兩種模型。農戶選擇水稻生產外包的環節通常不只一個，而不同環節之間往往是相互影響的，這會產生內生性問題[21]。例如，水稻生產中的技術密集型環節會受到經營風險、不確定性等不可觀測因素影響，進一步傳導進勞動密集型環節，從而導致模型估計的偏誤。

本文將嘗試從如下方面進行突破：一是基于農戶行為理論，從家庭資源配置視角，分析勞動力流動對水稻生產環節外包的傳導機理;二是將農事生產環節中的技術密集型環節考慮在內，分析水稻生產勞動密集型環節和技術密集型環節外包決策的個體響應模型;三是利用2018年的實地調研大樣本數據，采用多元Probit模型（Multivariate probit）對理論進行實證檢驗。

二、機理分析

隨著戶籍制度的松動，勞動力的非農轉移已經成為越來越普遍的現象，當家庭的勞動力在農業部門和非農部門配置時，相應地會引起資本、土地等其他農業生產要素的重新配置，并改變傳統農村業已形成的差序格局和農戶業已習得的價值規范。具體來說，勞動力流動除了直接影響種植戶水稻生產環節外包外，還會對農戶的農業投資、農地流轉等要素配置行為產生影響，并最終影響種植戶的水稻生產環節外包決策。我們將從以下幾個維度分析勞動力流動影響水稻種植戶生產環節外包的理論機制。

（一）勞動力流動對水稻生產環節外包決策的直接影響

按照現代微觀經濟學的觀點，價格的變動會產生收入效應和替代效應。農戶家庭勞動力非農轉移行為作為非農工資率與農業生產邊際收益率比價的個體響應，無疑也會產生收入效應與替代效應。已有研究大多認為勞動力非農就業能夠顯著提高農戶生產的勞動密集型環節外包的概率[22-24]。其主要原因在于，勞動力非農就業的收入效應大于替代效應，勞動力外出非農就業增加了其工資性收入，在家庭部門配置中，這部分非農工資性收入往往會匯給家庭留守人員，從而增加家庭的總收入。家庭總收入的增加使農業生產可能性邊界擴展，降低了家庭在外包購買中的資金約束，并提高了留守人員對外包購買的支付能力，留守人員有充足的資金購買外包服務，從而使農戶外包購買成為現實。但學術界對勞動力流動是否能夠提高植保、育秧等技術密集型環節外包的概率卻無定論。陳品等[25]認為播種、收割屬于機械對勞動力短缺替代較好的環節，但治蟲、植保等則屬于其他要素替代勞動力的瓶頸環節，這些環節對勞動力的需求較為緊迫，如果不加論證地實行外包，則可能對糧食生產產生負面效應。

基于上述分析，我們提出本文的研究假設1：

H1：勞動力流動有助于勞動密集型環節外包，但對技術密集型環節外包的影響效應則不確定。

（二）勞動力流動對水稻生產環節外包決策的間接影響：基于農業機械投資的調節效應

由前面的分析可知，勞動力的非農轉移導致農業生產的勞動力供給減少，農戶的要素投入結構發生調整，農戶在農業生產過程中會越來越多地使用資本替代勞動，而資本替代勞動則包括農戶自己購買農用機械和農戶將生產環節外包兩種方式。可見，不僅勞動力與資本間存在替代效應，而且在農業資本的配置過程中，也存在自購機械和生產環節外包的替代效應，即如果農戶家庭將更多的非農收入用于購買農業機械，那么就會相應減少對生產環節外包的需求，反之亦然。

對于農戶使用機械和生產環節外包這兩種資本配置方式的替代效應，需要從水稻生產環節的勞動用量強度進行分析。對于整地、收割、移栽等勞動密集型環節，其作業的季節性強、作業時間短但單次作業連續性強、勞動力用工強度大，老齡勞動力通常無法勝任這類強度大的田間作業如果使用老齡勞動力進行作業，將面臨極高的邊際成本。。一個農戶理性的決策往往是使用資本替代勞動，但這并不意味著農戶對外包需求的增大，還取決于農戶家庭農業機械投資的水平，如果家庭將非農收入更多地用于購買農業機械，則會減少對生產環節外包的需求，反之，則會增加對生產環節外包的需求。

而對于育秧、植保這類技術密集型環節，其特點是作業的重復性、單次作業強度很小、作業的經驗要求高、對作業者的能動性要求高，資本替代能力較弱[26]，老齡勞動力的水稻種植經驗較豐富，往往能夠勝任這類作業環節，以降低水稻生產的邊際成本。農戶家庭往往傾向于自己作業，對機械作業（無論是自有還是外包）需求較低。

由此提出如下假設：

H2：對于勞動密集型環節來說，當家庭自有機械數量較多時，勞動力非農轉移不利于農戶生產環節外包，反之則有利于生產環節外包;對于技術密集型環節來說，由于這類環節對機械需求較低，勞動力非農轉移對農戶生產環節外包的影響并不受到農業資本的調節作用。

（三）勞動力流動對水稻生產環節外包決策的間接影響：基于農地經營規模的調節效應

勞動力的非農轉移除了會引起資本替代勞動力外，也會引起土地資源的重新配置，勞動力資源作為一種可變要素，土地資源作為一種固定生產要素，兩者間必須有一個適當的配合比例，才能使生產要素發揮最大功效，否則將導致過多或過少的勞動力聚集于土地。諸多研究均表明，作為一個追求利潤最大化的農戶，家庭成員的流動狀況會對家庭的農地流轉決策產生重要影響[27-29]，而土地資源的變化則可能進一步影響農戶家庭的生產環節外包決策[30]。對農戶來說，一份穩定的非農工作以及穩定的非農就業收入，可以為農戶家庭提供良好的生活保障，并增加他們在城市生活的意愿;而不穩定的非農工作以及不穩定的非農收入來源，則削弱了他們在城市生活工作的意愿。為了區分這兩種非農就業狀況對農地流轉決策的影響，并最終影響到農戶的外包決策，我們需要考察不同的勞動力流動對農地流轉的決策機理[31]。

當農戶非農就業狀況比較穩定或非農就業率比較高時，農戶的非農工資率高于農業生產的邊際收益率，農戶的收入來源主要以非農就業收入為主。在這種情況下，農戶可能更傾向于在城市生活工作，這將激勵他的農地轉出行為。主要原因在于：第一，農戶的非農就業狀況越穩定，農業經營收入在家庭收入結構中的重要性將降低，農戶的收入來源將多元化，有利于降低農業生產經營風險;第二，城鄉收入差距的存在，會使很多農戶向往城市生活，而穩定的非農工作則增強了這種預期。可見，非農就業狀況越穩定，農戶的農業生產重要性越低，農戶越傾向于農地轉出，農戶的農事活動頻率也將降低，因而也會減少對生產環節外包的需求。

當農戶非農就業狀況不穩定或非農就業率比較低時，農戶的非農工資率低于農業生產的邊際收益率，此時農戶非農就業的收入流不穩定，農戶還將高度依賴農業生產，家庭將出現青壯年務工、老人務農的分工格局。在這種情況下，非農就業可能會阻礙農地轉出，表現在：第一，家庭留守成員往往能夠高效率地經營農地，而不愿將農地轉出給其他人;第二，非農就業不穩定意味著家庭收入來源的風險增大，為規避風險，家庭成員不愿意轉出土地。這是因為城市留不下來，他們希望將來回到農村，以便在非農就業極不穩定時可以回家經營農業。值得注意的是，從理論上來說，這些家庭可以在短期內轉出他們的土地，但研究表明，流轉合約期限過短或經營期限的不確定性都可能引致承租者在農業生產上的短期機會主義行為，易形成掠奪式經營，造成農地質量的下降[32-33]，而且農地流轉合約的簽訂使農戶回鄉時并不能輕易地收回其轉讓的農地。事實上，在農村有關短期農地租賃合約糾紛屢見不鮮。因此，當面臨不穩定的就業機會時，農戶及其家庭通常有動機保留土地或將土地出租給親戚朋友，作為與城市生活有關的各種風險的保險。亦即非農就業不穩定不利于農地轉出，具有務農比較優勢的老年人將在家里進行農業生產，當家庭農地經營規模越大，依靠家庭勞動力難以完成全部農事活動時，就傾向于生產環節外包以提高農業生產效率。

由此提出如下假設：

H3：隨著農地轉入導致農地規模擴大，勞動力非農轉移有利于生產環節外包;隨著農地轉出導致農地規模減小，勞動力非農轉移抑制農戶生產環節外包。

三、數據來源、模型選擇與變量說明

（一）數據來源

本文使用的數據來源于2018年7月至9月的水稻種植戶調查數據，調查區域包括貴州、江蘇、江西、云南、四川、湖南、湖北、重慶等省市，覆蓋18個區縣、30個村，共計發放調查問卷1 200份，其中收回有效問卷達1 056份，問卷有效率為88%。本調查主要以家庭小農經營的水稻種植戶為調研對象，了解水稻種植戶的基本特征、生產經營條件、土地經營和流轉、非農就業、社會化服務意愿以及社會參與等方面的現狀。在抽樣方法上采用多階段、多層次與勞動力規模成比例的概率抽樣方式。首先，劃分東、中、西部三個樣本框，并從每個樣本框中隨機選擇1～4個省份作為調研省份。其次，在每個樣本框中，按照GDP高低對所選省份的區縣進行排序，隨機起點，依據勞動力規模進行等距抽樣，抽取區縣;再次，從抽取的區縣中，依據村莊人均純收入高低進行降序排列，隨機選擇抽樣起點，依據勞動力規模進行等距抽樣，抽取村莊樣本;最后，隨機抽取樣本村莊5～10戶家庭，在數據獲取方式上，本調查采用問卷發放與訪談調查相結合的方法獲取數據。通過以上的數據調查方式，本文所獲取的樣本具有較好的代表性、覆蓋區域廣，能夠反映出當前農戶生產環節外包現狀。

農業機械化被認為是農業現代化和服務規模經營的重要標志，從樣本農戶的機械擁有情況來看，在1 056個有效樣本中，擁有農業機械的樣本為269戶，機械擁有率為25.47%，其中擁有兩臺及以上的農戶樣本為108戶，占全體樣本的10.23%，調研數據表明，水稻種植戶的機械自有率還不是很高，水稻種植戶具有生產環節外包的動機。而從機械生產性服務供給情況來看，在擁有農業機械的農戶中，生產性農業機械主要用于自用，平均自用天數為15.43天，而服務他人天數平均為3.55天，反映出樣本區域的農業生產性服務發展潛力還不足，農戶購買農業機械主要用于自用。

（二）模型選擇

為了估計勞動力流動對水稻種植戶生產環節外包（整地、育秧、植保、收割）的影響，本文構建如下基準回歸模型，表達式如下：

ZDi/YYi/ZBi/SGi=α0+α1NONFARMi+∑n=1α2nXni+μi（1）

式（1）中，ZDi/YYi/ZBi/SGi表示農戶i是否在整地、育秧、植保和收割等環節進行生產環節外包，其中整地和收割代表需要投入勞動力更多的勞動密集型環節，育秧和植保代表需要投入更多農業生產技術的技術密集型環節;NONFARMi表示農戶i所在家庭勞動力流動情況;Xni表示一系列控制變量，主要是反映家庭成員教育、健康、是否村干部、家庭生產以及外包特征等相關變量;α0表示回歸模型的截矩項，α1表示家庭勞動力流動對生產環節外包影響的回歸系數，α2n表示控制變量的回歸系數;μi表示隨機誤差項，并假定其服從正態分布。由于被解釋變量水稻種植戶生產環節外包（整地、育秧、植保、收割）均為離散二值變量，且殘差服從正態分布，因此，回歸模型將采用二元Probit模型進行估計。

在（1）的基礎上，本文在上述模型的基礎上加入交叉項來識別勞動力流動如何通過要素配置對水稻種植戶生產環節外包產生影響，表達式如下：

ZDi/YYi/ZBi/SGi=α0+α1NONFARMi+α2MACHINEi+α3NONFARMi×MACHINEi+∑n=1α4nXni+μi（2）

ZDi/YYi/ZBi/SGi=α0+α1NONFARMi+α2NDZRi/NDZCi+α3NONFARMi×NDZRi/NDZCi+∑n=1α4nXni+μi（3）

（2）-（3）式分別表示加入家庭是否擁有農業機械、家庭是否農地轉入、家庭是否農地轉出與勞動力非農轉移的交互項后，得到的回歸估計模型。MACHINEi表示農戶i所在家庭是否擁有生產性農業機械，反映家庭的資本配置，以檢驗假設2;NDZRi、NDZCi表示農戶i所在家庭的農地轉入和農地轉出情況，反映家庭的農地資源配置，以檢驗假設3。其余參數的含義與（1）式相同。

（三）變量設置與說明

根據上一部分的理論分析，參考相關文獻，引入如下變量：

1.被解釋變量——水稻種植戶生產環節外包

由于水稻生產過程包括很多環節，每個環節對勞動力、資本和技術的需求也不盡相同，如整地、收割需要的勞動力眾多，屬于勞動密集型環節;育秧、植保需要勞動力豐富的種植經驗，屬于技術密集型環節。本文將被解釋變量細分為勞動密集型和技術密集型兩類環節，而勞動密集型環節包括整地、收割環節，技術密集型環節包括育秧、植保環節當然，除了這四類環節外，還有灌溉、施肥、噴藥等環節，這些環節屬于半勞動力半技術密集型環節。。從樣本統計來看，整地環節56.6%、收割環節69.9%的水稻種植戶采用了外包機械作業，育秧45.5%、植保28.7%的水稻種植戶采用了外包機械作業。很顯然，相比技術密集型環節來說，勞動密集型環節的機械替代率更高。

2.核心解釋變量——勞動力流動

本文的核心解釋變量為農村勞動力流動，其度量指標采用家庭外出務工人數占家庭總勞動力的比重進行表征[34]。

3.中介變量——資本配置、土地配置

一方面，本文直接分析勞動力流動對水稻種植戶生產環節外包的影響;另一方面，我們還分析農戶家庭如何通過家庭結構、資本配置和土地配置改變這種直接效應。因此，為了檢驗前文提出的理論假設，我們加入了3個中介變量。對于資本配置，我們使用家庭是否擁有生產性農用機械來表征;對于土地配置，我們使用家庭轉入的農地面積和轉出的農地面積來表征。

4.控制變量

一是農戶特征變量，一般來說，農戶的受教育水平、健康狀況、是否參加農業生產培訓與農業生產環節外包的關聯度較高;二是家庭特征變量，包括家庭的種植業收入、農業經營主體類型、地塊數量、家庭中是否有人擔任村干部、家庭經營的農地面積;三是外部環境變量，主要是影響農村外包服務發育的一些因素，包括是否與外包服務供給主體簽訂合約、家庭獲取外包服務的難易程度、對外包服務供給主體工作的監督難易程度。各變量的定義及描述見表1。

四、實證結果與分析

（一）勞動力流動對水稻種植戶生產環節外包的直接效應估計

我們對式（1）進行估計，以探究勞動力流動對水稻種植戶生產環節外包的直接效應。模型估計的方法主要是Probit方法，選擇Probit方法進行估計的原因在于，本文的被解釋變量為二元離散選擇變量。表2報告了勞動力流動對農戶生產環節外包影響的回歸結果，回歸結果發現，對勞動密集型環節來說，勞動力流動的系數均為正，表明勞動力流動有助于提高農戶整地、收割等環節外包的概率，但就顯著水平來說，勞動力流動在1%水平上顯著正向影響水稻整地環節外包，但對收割環節外包的影響不顯著。這是由于整地、收割屬于勞動密集型環節，當勞動力從農業部門流向非農部時，資本替代勞動成為這類環節的必然趨勢，從而促使了外包服務的發育，但需注意的是，整地、收割環節在農業機械替代的過程中，其各自到達的最佳生產效率點卻有所不同，整地環節往往需要投入大型農機具，與之匹配的則是較大的土地規模，而收割環節的農機具通常屬于小型農機具，土地規模不需要太大即可達到效率最優，且農戶有自購小型農機具的意愿和能力，因而其外包意愿不及整地環節那樣強烈，故勞動力流動對整地環節外包影響顯著、對收割環節外包影響不顯著[35]。

對技術密集型環節來說，勞動力流動的系數均為負，反映出勞動力流動不利于提高育秧、植保等環節的外包概率，從顯著性來說，勞動力流動在1%水平上顯著負向影響植保環節外包，但對育秧環節外包的影響不顯著。這主要是由于植保環節只需要在很小的規模上便可達到效率最優，對農業機械的作業需求很小農業生產的規模報酬遞增主要來源于龐巴維克的“迂回生產”，而“迂回生產”的先決條件便是生產作業半徑和土地規模的大小。植保環節最優效率點所需的規模較小，無法實現外包服務的規模經營，因而農戶購買外包的動機也較弱。，農戶購買外包服務面臨較高的成本，因而造成勞動力流動顯著負向影響植保環節外包。而對于育秧環節來說，其最優效率點所需的經營規模相對較大，農戶購買外包服務的成本相對較低，農戶有購買外包服務的動機;但另一方面，隨著拋秧技術的發展，育秧環節的人工作業效率反而更高，能夠替代農戶對插秧機械作業的需求;此外，育秧環節中秧苗的行間距及植株高低對水稻產量有關鍵的影響，機械插播往往無法滿足需求，因而上述兩種效應造成勞動力流動對育秧環節外包影響不顯著的結果。

（二）內生性檢驗

值得注意的是，如果同時存在影響勞動力流動和農業生產環節外包的因素，但在模型中可能由于數據搜集困難等因素而未將這些因素加入控制變量中，就會出現隨機誤差項與解釋變量存在相關性的問題，此時模型將出現內生性問題。例如，農戶的社會網絡會促進農戶的勞動力非農轉移，同時也會增加農戶生產環節外包的積極性，但由于數據限制，本文未能將農戶社會網絡納入控制變量，其效應將被放入隨機誤差項，因而導致解釋變量勞動力流動與隨機誤差項相關，產生內生性問題。因此，重視和解決內生性問題，也能更加準確地判斷家庭勞動力流動對農業生產環節外包的作用機制和影響路徑。為克服內生性問題，本文選取了“村莊內除農戶家庭外其他農戶家庭的勞動力流動比例的平均值”作為農戶勞動力流動的工具變量。選取該指標的緣由在于：一是該工具變量與解釋變量具有相關性，通常平均勞動力流動率較高的村莊，其所屬農戶的勞動力流動率也較高;二是工具變量與隨機誤差項不直接相關，村莊層面的農戶平均勞動力流動率已經剔除了農戶i的信息，該變量外生于農戶的生產環節外包決策。在上述分析和處理的基礎上，本文將采用工具變量的離散二元選擇模型（ivprobit兩步法）進行估計。

表3結果表明，對于整地和收割兩類勞動密集型環節來說，其Wald內生性檢驗p值分別為0.221 8和0.922 9，不拒絕不存在內生變量的原假設，表明這兩個模型中勞動力流動不是內生變量;而對于育秧和植保兩類技術密集型環節來說，其Wald內生性檢驗p值均為0.000 0，故可在1%顯著水平上認為勞動力流動為內生變量。在這種情況下，不存在內生性問題的模型的一般回歸結果要優于兩階段ivprobit估計的回歸結果[36]。因此，對于勞動密集型環節的兩個模型應以基準回歸模型為主，技術密集型環節的兩個模型應以ivprobit兩步法的回歸結果為主。回歸結果表明，對于技術密集型環節來說，在考慮內生性問題后，勞動力流動均顯著負向不利于農戶在育秧和植保環節的外包。出現這種情況的原因與前述分析一致，主要在于育秧和植保等技術密集型環節要求匹配其作業半徑的經營規模相對較小，當農戶自身勞動作業或其自有農機作業能夠滿足這類環節的經營規模時，農戶便不會引入農機社會化服務來完成農事活動。由此，本文的假設1得到驗證。

（三）農業自有機械對水稻種植戶生產環節外包的調節效應檢驗

表4匯報了引入勞動力流動與農業機械投資交互項的回歸結果。結果表明，對于勞動密集型環節來說，勞動力流動與家庭自有機械投資的交互項對整地和收割環節外包有顯著負向影響，即勞動力流動與家庭自有機械之間存在替代效應，表明家庭擁有農業機械時，勞動力流動顯著不利于整體和收割環節外包，驗證了假設2的前半句。其可能原因在于家庭擁有自用農機時，會對整地、收割環節的勞動用量進行替代，農戶使用自家農機即可完成勞動作業。對于技術密集型環節來說，勞動力流動與家庭自有機械投資的交互項對育秧和植保環節外包影響不顯著，即兩者之間既不存在替代效應，也不存在互補效應，表明家庭擁有農業機械時，勞動力流動對育秧和植保環節影響不顯著，驗證了假設2的后半句。其可能原因在于：一是育秧、植保環節存在的經營規模門檻較小，機械操作反而沒有勞動力作業規模經濟;二是家庭購買的機械更多的可能是能夠替代勞動密集型環節用工的機械，而非技術密集型環節的機械;三是技術密集型環節對勞動力種植經驗要求較高，機械化作業并不能滿足這一要求。可見，對于技術密集型環節來說，由于這類環節對機械需求較低，勞動力流動對農戶生產環節外包的影響并不受到家庭自有機械的調節。

（四）農地經營規模對水稻種植戶生產環節外包的調節效應檢驗

表5匯報了引入勞動力流動與農地轉入交互項的回歸結果。結果表明，對于勞動密集型環節來說，勞動力流動與農地轉入的交互項對整地環節外包有顯著正向效應，即兩者之間存在互補效應，表明隨著家庭農地規模擴大，勞動力流動有利于整地環節外包。其中的原因也不難理解，在家庭勞動力非農流動的過程中，如果留守勞動力擴大農地規模，那么擴大規模后農事活動的復雜性與多樣性也隨之而來，超出留守勞動力田間作業能力，導致勞動力與農地要素匹配的結構性矛盾。同時，整地的作業季節正處于春節之后的農歷三四月，這個季節正好是勞動力流動的階段，不利于勞動力返鄉作業，便會增加對外包服務的需求。因此，留守農戶有動機選擇購買社會化服務，或將生產環節外包。但兩者的交互項對收割環節外包影響不顯著，一個可能的解釋是，雖然勞動力流動后，農地經營規模也會導致要素匹配的結構性矛盾，但水稻主產區主要在我國的南方，水稻收割季正是我國南方臺風、水澇頻發的季節，易引起水稻倒伏，甚至積水過多影響收割機作業[2]，農戶家庭此時可能選擇雇工經營，或者將外出非農就業的農戶臨時召回進行收割作業。農業生產的季節性和時效性較強，收割環節的“搶收”給農民帶來的心理效用更大，外出農戶便可在此時返鄉為農業生產提供季節性勞動力，減少對外包服務的需求。

對于技術密集型環節來說，勞動力流動與農地轉入的交互項對育秧環節外包有顯著正向效應，對植保環節外包影響不顯著，其主要原因還是在植保環節作業的時效性很強[37]，使得它不像整地和收割環節那樣大規模地采用機械化服務，而最有可能的是采用小范圍雇工服務，但小規模雇工服務也存在監督困難和雇工機會主義行為，導致事前的逆向選擇或事后的道德風險問題[38]。因此，理性的農戶對植保環節的外包需求并不強烈。

表6匯報了引入勞動力流動與農地轉出交互項的回歸結果。結果表明，對于勞動密集型環節來說，勞動力流動與農地轉出的交互項對收割環節外包有顯著負向效應，即兩者之間存在替代效應，表明隨著家庭農地規模縮小，勞動力流動抑制收割環節外包，但兩者的交互項對整地環節外包影響不顯著。其原因在于整地環節所需要的經營規模臨界點較高，當農地轉出導致農地規模減小時，整地作業完全能夠依靠家庭內部成員完成或購置小型農機具，反而依靠外包服務則可能導致規模不經濟[39]。對于技術密集型環節來說，勞動力流動與農地轉出的交互項對植保環節外包有顯著負向影響，即兩者之間存在替代效應，但兩者的交互項對育秧環節外包影響不顯著。可能原因在于，勞動力流動與農地轉出相互促進，導致農地規模不斷減小，農業生產的重要性不斷降低;也可能在于農地規模較小，在家務農成員完全可以依靠拋秧技術提高作業效率，從而減少對外包的需求。

五、結論與討論

本文運用全國8省30村1 056個農戶樣本的微觀調查數據，并以水稻種植的勞動密集型環節和技術密集型環節外包為例，研究勞動力流動對水稻種植戶生產環節外包的影響，以及家庭要素配置的調節作用。研究結果表明：第一，勞動力流動顯著促進水稻整地環節外包，但對收割環節外包不顯著，同時顯著抑制水稻育秧和植保等技術密集型環節外包。可能原因在于整地環節其他生產要素對勞動力的替代較強，而其他環節要素對勞動力的替代性則較弱。第二，勞動力流動對水稻生產環節外包的影響也會通過家庭自有農業機械進行調節，對于勞動密集型環節來說，勞動力流動與家庭自有機械之間存在替代效應，表明家庭擁有農業機械時，勞動力流動顯著不利于整體和收割環節外包，主要原因在于家庭擁有自用農機時，會對整地、收割環節的勞動用量進行替代，農戶使用自家農機即可完成勞動作業。對于技術密集型環節來說，勞動力流動與家庭自有機械投資的交互項對育秧和植保環節外包影響不顯著，即兩者之間既不存在替代效應，也不存在互補效應，主要原因在于：一是育秧、植保環節存在的經營規模門檻較小，機械操作反而沒有勞動力作業規模經濟;二是家庭購買的機械更多的可能是能夠替代勞動密集型環節用工的機械，而非技術密集型環節的機械;三是技術密集型環節對勞動力種植經驗要求較高，機械化作業并不能滿足這一要求。第三，勞動力流動對水稻生產環節外包的影響也會通過家庭農地經營規模調節，對于勞動密集型環節來說，家庭農地經營規模擴大有助于強化勞動力流動對整地環節外包的正向效應，而家庭農地經營規模縮小則強化了勞動力流動對收割環節外包的抑制效應，主要原因在于水稻主產區主要在我國的南方，水稻收割季正是我國南方臺風、水澇頻發的季節，易引起水稻倒伏，積水過多也會影響收割機作業。對于技術密集型環節來說，農地經營規模擴大強化了勞動力流動對育秧環節的正向效應，而農地經營規模縮小則強化了勞動力流動對植保環節的抑制效應，主要原因在于植保環節作業的時效性很強，不能大規模地采用機械化服務，而最有可能的是采用小范圍雇工服務，但小規模雇工服務則易引致事前的逆向選擇或事后的道德風險問題。

伴隨著城市化的不斷推進，勞動力的城鄉非農轉移已經成為常態，農業勞動力成本不斷上升，農業勞動力弱質化趨勢凸顯。如何解決勞動力轉移之后的農村發展問題，使小農戶與現代農業有機銜接，成為當前的一個熱門課題，在實行多年的農地規模經營政策后，我國的農地流轉率依然未有顯著提高，深植農村的小農經營業態依然未發生根本改變。在這樣的背景下，學術界創新性地提出了服務規模經營戰略，在不改變小農分散經營的格局下，通過社會化服務促進農業生產各環節的服務規模經營，以有效解決農村留守勞動力數量和質量不斷下滑的問題。本文的研究發現，在勞動力非農就業轉移過程中，存在其他農業生產要素對勞動力要素的替代強弱差異，因而導致勞動力流動對農業生產環節外包影響的結構性差異，社會化服務的發展有助于解決農業經營規模較大環節（如整地等勞動密集型環節）的勞動力替代問題，而不利于經營規模較小環節（如育秧、植保等技術密集型環節）的勞動力替代問題。這種替代程度的強弱，既與不同環節社會化服務市場的發育和供給有關，也與水稻種植的季節性和時效性有關，更與農戶家庭要素配置有關，如農戶家庭收入類型、家庭自有機械持有、家庭農地經營規模的大小。因此，我們在分析不同環節社會化服務的供給與需求匹配度時，首先，要考慮家庭的收入結構，如果存在農業收入占比較大的兼業格局時，我們就應該重視生產環節的外包問題，反之，如果非農收入占比較高，農業重要性降低，為防止因人口流失而導致的拋荒撂荒問題，就應該重視農地的流轉問題，通過土地規模經營與服務規模經營的相互促進，改變我國農業規模經營格局;其次，要重視社會化服務市場的發育狀況，考慮不同的生產環節的季節性和時效性。例如，技術密集型環節受制于經營規模的限制，收割環節的時效性和季節性較強，其大規模社會化服務的發育可能較困難，那么我們可以轉變觀念，發展小規模雇工服務，使雇工服務和留守勞動力自己作業成為外包服務的有益補充。

參考文獻：

[1]趙祥云，趙曉峰.資本下鄉真的能促進“三農”發展嗎？[J].西北農林科技大學學報（社會科學版），2016，16（4）：17-22.

[2]陳江華，羅明忠，黃曉彤.水稻勞動密集型生產環節外包方式選擇的影響因素：基于土地資源稟賦視角[J].農業經濟與管理，2019（1）：61-71.

[3]胡雯，張錦華，陳昭玖.農地產權、要素配置與農戶投資激勵：“短期化”抑或“長期化”？[J].財經研究，2020，46（2）：111-128.

[4]羅必良.農地確權、交易含義與農業經營方式轉型：科斯定理拓展與案例研究[J].中國農村經濟，2016（11）：2-16.

[5]劉魏，張應良，李國珍，等.工商資本下鄉、要素配置與農業生產效率[J].農業技術經濟，2018（9）：4-19.

[6]羅必良，鄒寶玲，何一鳴.農地租約期限的“逆向選擇”：基于9省份農戶問卷的實證分析[J].農業技術經濟，2017（1）：4-17.

[7]鐘甫寧，陸五一，徐志剛.農村勞動力外出務工不利于糧食生產嗎？對農戶要素替代與種植結構調整行為及約束條件的解析[J].中國農村經濟，2016（7）：36-47.

[8]陳江華，羅明忠.農地確權對水稻勞動密集型生產環節外包的影響：基于農機投資的中介效應[J].廣東財經大學學報，2018，33（4）：98-111.

[9]王志剛，申紅芳，廖西元.農業規模經營：從生產環節外包開始：以水稻為例[J].中國農村經濟，2011（9）：4-12.

[10]蔡榮，蔡書凱.農業生產環節外包實證研究：基于安徽省水稻主產區的調查[J].農業技術經濟，2014（4）：34-42.

[11]胡雪枝，鐘甫寧.農村人口老齡化對糧食生產的影響：基于農村固定觀察點數據的分析[J].中國農村經濟，2012（7）：29-39.

[12]GILLESPIE J M，NEHRING R，SANDRETTO C L，et al.Forage Outsourcing in the Dairy Sector： the Extent of Use and Impact on Farm Profitability[J].Agricultural and Resource Economics Review，2010，39（3）： 399-414.

[13]展進濤，張燕媛，張忠軍.土地細碎化是否阻礙了水稻生產性環節外包服務的發展？[J].南京農業大學學報（社會科學版），2016，16（2）：117-124.

[14]陳思羽，李尚蒲.農戶生產環節外包的影響因素：基于威廉姆森分析范式的實證研究[J].南方經濟，2014（12）：105-110.

[15]胡新艷，朱文玨，羅錦濤. 農業規模經營方式創新： 從土地邏輯到分工邏輯[J]. 江海學刊，2015（ 2） ： 75-82+238.

[16]陳江華，羅明忠，張雪麗. 稟賦特征、外部環境與農業生產環節外包：基于水稻種植戶的考察[J]. 新疆農墾經濟，2016（11） ： 1-11.

[17]廖西元，申紅芳，王志剛.中國特色農業規模經營三步走戰略：從生產環節流轉到經營權流轉再到承包權流轉.農業經濟問題，2011（ 12） ： 15-22.

[18]申紅芳，陳超，廖西元，等.稻農生產環節外包行為分析：基于7省21縣的調查[J].中國農村經濟，2015（5）：44-57.

[19]王建英，陳志鋼，黃祖輝，等.轉型時期土地生產率與農戶經營規模關系再考察[J].管理世界，2015（9）：65-81.

[20]劉魏，張應良.非農就業與農戶收入差距研究：基于“離土”和“離鄉”的異質性分析[J].華中農業大學學報（社會科學版），2018（3）：56-64.

[21]段培，王禮力，羅劍朝.種植業技術密集環節外包的個體響應及影響因素研究：以河南和山西631戶小麥種植戶為例[J].中國農村經濟，2017（8）：29-44.

[22]GARTAULA H.Shifting Perceptions of Food Security and Land in the Context of Labor Out-migration in Rural Nepal[J].Food Security，2012，4（2）：181-194.

[23]史常亮，李赟，朱俊峰.勞動力轉移、化肥過度使用與面源污染[J].中國農業大學學報，2016，21（5）：169-180.

[24]張燕媛，張忠軍.農戶生產環節外包需求意愿與選擇行為的偏差分析：基于江蘇、江西兩省水稻生產數據的實證[J].華中農業大學學報（社會科學版），2016（2）：9-14.

[25]陳品，孫頂強，鐘甫寧.勞動力短缺背景下農時延誤、產量損失與外包服務利用影響[J].現代經濟探討，2018（8）：112-118.

[26]陸岐楠，張崇尚，仇煥廣.農業勞動力老齡化、非農勞動力兼業化對農業生產環節外包的影響[J].農業經濟問題，2017（10）：27-34.

[27]KUNG K S.Off-Farm Labor Markets and the Emergence of Land Rental Markets in Rural China[J].Journal of Comparative Economics，2002，30（2）：395-414.

[28]HUANG J ，GAO L ，ROZELLE S.The Effect of Off-farm Employment on the Decisions of Households to Rent Out and Rent In Cultivated Land in China[J].China Agricultural Economic Review，2012，4（1）：5-17.

[29]Che Y. Off-farm Employments and Land Rental Behavior： evidence from Rural China[J]. China Agricultural Economic Review， 2016， 8（1）：37-54.

[30]錢靜斐，陳志鋼，MATEUSZ F ，等.耕地經營規模及其質量稟賦對農戶生產環節外包行為的影響：基于中國廣西水稻種植農戶的調研數據[J].中國農業大學學報，2017，22（9）：164-173.

[31]SU B，LI Y，LI L，et al.How does Nonfarm Employment Stability Influence Farmers' Farmland Transfer Decisions？ Implications for Chinas Land Use Policy[J].Land Use Policy，2017，74（74）： 66-72.

[32]姚洋.農地制度與農業績效的實證研究[J].中國農村觀察，1998（6）：3-12.

[33]羅必良.論服務規模經營：從縱向分工到橫向分工及連片專業化[J].中國農村經濟，2017（ 11） ： 2-16.

[34]JANVRY A D ，EMERICK K ，GONZALEZ-NAVARRO M ，et al.Delinking Land Rights from Land Use： certification and Migration in Mexico[J].American Economic Review，2015，105（10）.

[35]劉晗，王燕，王釗.社會化分工能否提高農戶經營效益：來自種植業農戶的多維檢驗[J].農業技術經濟，2018（12）：53-63.

[36]WOOLDRIDGE J M.Introductory Econometrics： a Modern Approach[M].Cincinnati：South-Western College Pub，2015.

[37]紀月清，劉亞洲，陳奕山.統防統治：農民兼業與農藥施用[J].南京農業大學學報（社會科學版），2015，15（6）：61-67.

[38]蔡鍵，劉文勇.農業社會化服務與機會主義行為：以農機手作業服務為例[J].改革，2019（3）：18-29.

[39]劉靜，李容.中國農業生產環節外包研究進展與展望[J].農林經濟管理學報，2019，18（1）：63-71.

（責任編輯：楊 洋）

收稿日期：2021-02-23

基金項目：國家社會科學基金青年項目“渝鄂湘黔邊區相對貧困識別及長效治理機制研究”（20CGL050）;國家社會科學基金重點項目“深入實施藏糧于地;藏糧于技戰略的路徑與政策研究”（21AZD032）;宜昌市軟科學研究計劃項目“宜昌市科技創業扶貧機制創新研究”（A19-303-10）;重慶工商大學科研啟動金項目“人格化農地流轉與我國糧食生產研究”（950319135）。

作者簡介：劉 魏，男，土家族，湖北利川人，博士，重慶工商大學經濟學院講師。研究方向：農村經濟組織與制度、收入和不平等。

張應良，男，重慶潼南人，博士，西南大學經濟管理學院教授，博士生導師。研究方向：農業農村經濟發展中的重大現實問題。

王 燕，女，吉林長春人，博士、管理學博士后，重慶工商大學教授、碩士生導師、MBA學業導師。研究方向：區域創新與區域經濟發展。