鄭祥江，楊錦秀

(四川農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 雅安625014)

一、引言

農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力大規(guī)模轉(zhuǎn)移是中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要現(xiàn)象，有效促進(jìn)了農(nóng)民增收和農(nóng)村、城市的發(fā)展。但是，在勞動(dòng)力大量轉(zhuǎn)移、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力素質(zhì)逐漸下降、空心村大量出現(xiàn)的背景下，“誰(shuí)來(lái)養(yǎng)豬，誰(shuí)來(lái)種地”、如何保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和糧食安全已經(jīng)是不可回避的問(wèn)題。鑒于此，2014年的中央一號(hào)文件提出了鼓勵(lì)培育專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)和合作社等農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，從制度上明確了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所依賴的“人”(組織)的問(wèn)題;2015年中央一號(hào)文件突出強(qiáng)調(diào)了“糧食安全”，提出“增加農(nóng)民收入，必須促進(jìn)農(nóng)民轉(zhuǎn)移就業(yè)和創(chuàng)業(yè)”，再次聚焦現(xiàn)實(shí)條件下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體基本作用，將深化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本主體改革作為勞動(dòng)力大量轉(zhuǎn)移背景下確保糧食安全的重要手段。縱觀現(xiàn)有研究，從不同角度對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)二者之間的關(guān)系進(jìn)行了深入分析。

大部分研究認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移促進(jìn)了農(nóng)村社會(huì)發(fā)展，如劉易斯、費(fèi)景漢和拉尼斯等認(rèn)為，剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響不大，而且滯留在農(nóng)村會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，不利于農(nóng)民增收［1－3］。吳敬璉［4］認(rèn)為，要在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)環(huán)境中優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，必須加快農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。趙樹(shù)凱、都陽(yáng)、馬忠東等認(rèn)為農(nóng)村資源要素通過(guò)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可達(dá)到合理配置，農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)提高，農(nóng)民收入增加，促進(jìn)農(nóng)村社會(huì)穩(wěn)定［5－7］。龍翠紅［8］實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)1985－2005年間我國(guó)農(nóng)村人力資本存量對(duì)農(nóng)村產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率較低。賴明勇等［9］研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門(mén)的資源配置效應(yīng)為0．90%，對(duì)總量勞動(dòng)力生產(chǎn)率和GDP 增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)分別達(dá)到了7． 85%和10．93%，顯著推動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。劉洪銀［10］指出農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后，土地的實(shí)際耕種面積并沒(méi)有大幅減少，農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)沒(méi)有對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出造成不良影響。李勛來(lái)［11］研究了農(nóng)村人力資本與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，認(rèn)為農(nóng)村人力資本投入的貢獻(xiàn)率大于物質(zhì)資本投入的貢獻(xiàn)率。

也有學(xué)者認(rèn)為過(guò)度轉(zhuǎn)移會(huì)制約農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，如曾邵陽(yáng)等［12］認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)后土地?zé)o人耕種，有忽視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)象出現(xiàn)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力多以老人和婦女為主，整體素質(zhì)下降。司增綽等［13］研究表明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力過(guò)度流出對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有消極作用，導(dǎo)致資本外流和農(nóng)技推廣困難等問(wèn)題。王秀芝［14－15］研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系顯著為負(fù)，且農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量每增加1%，將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出減少0．369%。楊帆、夏海勇［16］利用1995 ～2009 省際面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)力投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行了研究，認(rèn)為“劉易斯拐點(diǎn)”到來(lái)時(shí)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力作為生產(chǎn)要素，其稀缺性、邊際產(chǎn)出價(jià)值逐步體現(xiàn)，對(duì)農(nóng)業(yè)貢獻(xiàn)開(kāi)始凸顯。范東君、朱有志［17］認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力外流雖然有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣，但土地撂荒、無(wú)人種地等情況增多后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受到影響。

綜上，許多學(xué)者應(yīng)用不同方法在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響方面進(jìn)行研究和驗(yàn)證，一般是從國(guó)家或某區(qū)域整體層面對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移進(jìn)行研究，對(duì)省域研究還較少，詳細(xì)研究某省農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)該省農(nóng)業(yè)產(chǎn)生的影響還不多見(jiàn)，對(duì)于合理控制勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模缺乏理論和實(shí)證依據(jù)。文章以四川省為研究對(duì)象，從勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)系為研究視角，分析合理的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移水平。

二、理論分析

根據(jù)程名望［18］的勞動(dòng)力產(chǎn)出效益模型，提出設(shè)定條件:經(jīng)濟(jì)中存在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)和現(xiàn)代非農(nóng)兩部門(mén)，投入要素和技術(shù)決定各自產(chǎn)出;勞動(dòng)力和資本等要素可自由流動(dòng)，兩部門(mén)產(chǎn)出的規(guī)模報(bào)酬不變;農(nóng)業(yè)部門(mén)投入要素含勞動(dòng)力TLa、技術(shù)Aa和土地，且假設(shè)土地供給數(shù)量不變;非農(nóng)部門(mén)投入要素包括勞動(dòng)力TLu、技術(shù)Au和資本，且假設(shè)資本供給數(shù)量不變;技術(shù)水平外生給定。

在上述條件下，分別推導(dǎo)農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力數(shù)量(即可提供給非農(nóng)部門(mén)的勞動(dòng)力數(shù)量)LS和非農(nóng)部門(mén)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的需求量LD。當(dāng)LS= LD，即達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí)，推導(dǎo)出均衡狀態(tài)下的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M，構(gòu)建出模型(1):

其中，TLa:農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力總量;TLu:非農(nóng)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)力總量;Aa:農(nóng)業(yè)部門(mén)的技術(shù)水平;Au:非農(nóng)業(yè)部門(mén)的技術(shù)水平;Ya:農(nóng)業(yè)部門(mén)的產(chǎn)出水平;Yu:非農(nóng)業(yè)部門(mén)的產(chǎn)出水平;α:農(nóng)業(yè)部門(mén)的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性;ra:土地租金;ru:資本價(jià)格。

由(2)式，可將農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響分解為“直接效應(yīng)”和“間接效應(yīng)”［19］。“直接效應(yīng)”表現(xiàn)為單純就公式來(lái)看，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M 與農(nóng)業(yè)部門(mén)產(chǎn)出Ya成反比，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Ya是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M 的減函數(shù)。但另一方面，由于Aa與Ya成正比，而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M 與農(nóng)業(yè)部門(mén)的技術(shù)水平Aa也存在正比關(guān)系，則“間接效應(yīng)”表現(xiàn)為由M 變化帶來(lái)Aa的變化，此時(shí)M 與Ya通過(guò)Aa這一中間變量間接成正比?！伴g接效應(yīng)”的產(chǎn)生可能是由于一方面轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力帶來(lái)了資金，從改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料、增加人力資本投資等方面促進(jìn)了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步;另一方面轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力帶來(lái)了技術(shù)，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)管理技術(shù)經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)經(jīng)營(yíng)水平的提升。

因此，從“直接效應(yīng)”和“間接效應(yīng)”可以看出，M 從“一正一反”兩方面對(duì)Ya產(chǎn)生影響，不存在兩者間絕對(duì)的正比或反比關(guān)系，應(yīng)從實(shí)際情況加以分析。

三、實(shí)證分析

(一)觀點(diǎn)及假設(shè)

由前面理論分析得出，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移存在合理規(guī)模，即轉(zhuǎn)移量M 增加到一定程度，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出出現(xiàn)最佳值。此后，如果M 再增加，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率會(huì)下降，產(chǎn)出增加值減少。因此，要分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受四川農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模的影響，需假設(shè)某個(gè)年度為轉(zhuǎn)移規(guī)模對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的轉(zhuǎn)折年，從而研究合理轉(zhuǎn)移規(guī)模問(wèn)題。具體需要找到體現(xiàn)某地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)出水平P 的數(shù)據(jù)，以及務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)的數(shù)量水平M，以觀察隨著轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù)量M 的不斷增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出P 的變化情況。

假設(shè):2004年是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生影響的轉(zhuǎn)折年。

該假設(shè)基于兩點(diǎn)提出:一是根據(jù)蔡昉“轉(zhuǎn)折點(diǎn)定義、與轉(zhuǎn)折點(diǎn)相關(guān)并相伴而生的變化，以及其中所體現(xiàn)的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯”［20］的觀點(diǎn)，把2004年作為轉(zhuǎn)折點(diǎn)分析相關(guān)指標(biāo)。原因是自2004年以來(lái)我國(guó)非農(nóng)勞動(dòng)力供求關(guān)系開(kāi)始出現(xiàn)明顯變化，以2004年為分界點(diǎn)，對(duì)1995 ～2003 和2004 ～2011 兩個(gè)時(shí)間段分別進(jìn)行實(shí)證研究，以考查2004年“劉易斯拐點(diǎn)”出現(xiàn)后農(nóng)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)力投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。且四川省農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù)占全國(guó)比例高，人口基數(shù)大，具備總體轉(zhuǎn)移特點(diǎn)，因此可以提出2004年作為四川農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移“轉(zhuǎn)折點(diǎn)”的假設(shè)。

二是從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)率來(lái)看，也是從2004年出現(xiàn)了“轉(zhuǎn)折”。為消除價(jià)格因素的影響，借用第一產(chǎn)業(yè)GDP 指數(shù)，使用《2014 四川省統(tǒng)計(jì)年鑒》中第一產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)(按1978 =100)，計(jì)算從1992年至2013年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)每年度增加值P，計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表1。從圖1 可直觀看出，2004年開(kāi)始，四川農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)年度增加值P 基本呈現(xiàn)逐年下降的趨勢(shì)(除了2012年度略微提高，其他年度都低于2004年)。

(二)數(shù)據(jù)采集

1．農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平數(shù)據(jù)可由前述方法得到。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)增加值P 的變化情況見(jiàn)圖1。

2．農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M 的采集計(jì)算是難點(diǎn)。王檢貴、丁守海［21］曾分析了三種估算剩余勞動(dòng)力的方法，認(rèn)為剩余勞動(dòng)力數(shù)量應(yīng)是在轉(zhuǎn)移后農(nóng)業(yè)產(chǎn)量不受影響的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力人數(shù)，即古典經(jīng)濟(jì)學(xué)估算法更為合理。本文側(cè)重某地區(qū)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后對(duì)農(nóng)業(yè)的影響，需要從實(shí)際轉(zhuǎn)移人數(shù)結(jié)果加以分析，以“廣義剩余勞動(dòng)力”進(jìn)行采集計(jì)算。具體使用陸學(xué)藝［22］的測(cè)算方法:“勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M = (城鎮(zhèn)從業(yè)人數(shù)－ 城鎮(zhèn)職工人數(shù))+ (鄉(xiāng)村從業(yè)人數(shù)－ 農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù))”

計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表1 第5 欄，轉(zhuǎn)移數(shù)量M 的變化情況見(jiàn)圖2。

圖1 四川省1992年至2013年度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)增加值P 的變化情況

圖2 四川省1992年至2013年度勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M 的變化情況

表1 1992 ～2013年四川農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移量M及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)增加值P 等統(tǒng)計(jì)值

(三)建模與數(shù)據(jù)分析

為檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出受農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響，采用多元線性對(duì)數(shù)方程構(gòu)建模型(2):

各數(shù)據(jù)摘錄及計(jì)算結(jié)果詳見(jiàn)表1。具體數(shù)據(jù)來(lái)源:農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Ya和四川農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量M 的計(jì)算如前述;TLa農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力總數(shù)，即表1 第4 欄“農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)TLa”。

(四)回歸結(jié)果

1．1992 ～2003年

使用SPSS13．0 統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)模型作普通最小二乘(OLS)估計(jì)，有:

首先，分析解釋變量的符號(hào)。M 的回歸系數(shù)雖為負(fù)，但很小，說(shuō)明該時(shí)期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移多少對(duì)農(nóng)業(yè)影響不大;變量TLa的符號(hào)為正，說(shuō)明該時(shí)期勞動(dòng)力數(shù)量還是這一時(shí)期農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加的相對(duì)主要因素。其次，分析統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果。方程R2為0．891，F(xiàn) 值較大，回歸較好;M 的t 值小，未通過(guò)檢驗(yàn);TLa的t 值較大，說(shuō)明Ya與TLa關(guān)系較強(qiáng)。最后，分析方程的計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。方程顯示，解釋變量不存在共線性;D．W 值為1．732 接近2，說(shuō)明無(wú)自相關(guān);時(shí)間序列數(shù)據(jù)不存在異方差性。模型符合計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)要求。

2．2004 ～2013年

使用SPSS13．0 統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)模型作普通最小二乘(OLS)估計(jì)，有:

首先，分析解釋變量的符號(hào)。M 的符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出成反比;TLa的符號(hào)為正，說(shuō)明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出成正比，且相對(duì)1992 ～2003 期間其影響程度較大。其次，分析統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果。方程R2為0．891，F(xiàn) 值較大，回歸較好;M 的t 值大，通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明Ya與M 顯著負(fù)相關(guān);但變量TLa的t 檢驗(yàn)值很小，未通過(guò)檢驗(yàn)。最后，分析方程的計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。方程顯示，解釋變量不存在共線性;D．W 值為1．991，接近2，說(shuō)明無(wú)自相關(guān);時(shí)間序列數(shù)據(jù)不存在異方差性。模型符合計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)要求。

(五)主要結(jié)果及討論

在1992 至2003年間，轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù)量M 的回歸系數(shù)－0．0108 為負(fù)數(shù)，但值很小，說(shuō)明這一時(shí)期四川農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移人數(shù)雖然增加幅度很大，對(duì)農(nóng)業(yè)有負(fù)面影響，但影響程度不大;勞動(dòng)力總數(shù)TLa的回歸系數(shù)0．131，雖為正值但較小。可見(jiàn)，該時(shí)期M 和TLa對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Ya影響都不大。該時(shí)期四川農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力外出務(wù)工人數(shù)激增，一方面農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)效率逐步提高，勞動(dòng)力邊際生產(chǎn)率下降，出現(xiàn)了更多農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力，“推”的效果逐步顯現(xiàn);另一方面，隨著二、三產(chǎn)業(yè)大力發(fā)展以及農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工政策逐步放開(kāi)，“拉”的作用也逐步加大。結(jié)果導(dǎo)致了該時(shí)期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大量涌入城市，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)出繼續(xù)增加的同時(shí)，城市二三產(chǎn)業(yè)得到了快速發(fā)展。

在2004 ～2013年間，回歸結(jié)果顯示變量M 的系數(shù)為－0．271，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系顯著為負(fù)，這與理論分析相符。勞動(dòng)力總數(shù)TLa的回歸系數(shù)0．302，值較大。2004年之后，國(guó)家加大了“三農(nóng)”扶持力度，各地也陸續(xù)出臺(tái)了一系列惠農(nóng)政策，省際間勞動(dòng)力流動(dòng)的波動(dòng)增大。隨著農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力大量轉(zhuǎn)移，尤其是青壯年、高素質(zhì)勞動(dòng)力的大量轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)力總數(shù)TLa的影響加大，部分年度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)增加值P 不但沒(méi)有增加，反而是負(fù)數(shù)。剔除其他因素影響，如2008年汶川特大地震、各年度四川氣象災(zāi)害等，增加值P 普遍低于2004年;不論是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力M 還是勞動(dòng)力總數(shù)TLa，由于回歸系數(shù)均相對(duì)較大，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Ya的影響較之2004年前更加顯著。

四、結(jié)論及政策建議

由前述分析可得2004年是四川勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模轉(zhuǎn)折點(diǎn)，已達(dá)到了合理水平，此后繼續(xù)增加轉(zhuǎn)移量對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生了負(fù)面影響，表明四川農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模在現(xiàn)階段之后應(yīng)得到合理控制，在保證糧食安全、農(nóng)業(yè)穩(wěn)定的前提下通過(guò)促進(jìn)勞動(dòng)力有序流動(dòng)，改革農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)體制，積極利用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技等措施彌補(bǔ)勞動(dòng)力流失帶來(lái)的影響，具體政策建議包括:

1．加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化，促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)模式轉(zhuǎn)變

推進(jìn)城鎮(zhèn)化過(guò)程中要改變目前轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力盲目流動(dòng)、唯大城市和中心城市流動(dòng)的模式，促進(jìn)大城市健康發(fā)展，減輕大城市壓力。同時(shí)大力促進(jìn)中小城市和縣、鄉(xiāng)發(fā)展，協(xié)調(diào)有序推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，杜絕“城鎮(zhèn)化”演變?yōu)椤暗禺a(chǎn)化”，讓小城鎮(zhèn)吸納更多剩余勞動(dòng)力，使農(nóng)民工“就地市民化”或“就近市民化”，實(shí)現(xiàn)“市民夢(mèng)”“創(chuàng)業(yè)夢(mèng)”和“安居夢(mèng)”。一方面，要在科學(xué)統(tǒng)籌前提下加快推進(jìn)中小城市和縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使這些城市具備吸納轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的生活基礎(chǔ)和條件保障，充分發(fā)揮“政府推動(dòng)”和“市場(chǎng)拉動(dòng)”的城鎮(zhèn)化建設(shè)雙重動(dòng)力機(jī)制。另一方面，努力轉(zhuǎn)變流動(dòng)模式，使農(nóng)民與土地的聯(lián)結(jié)足夠弱化，引導(dǎo)農(nóng)民工有序合理流動(dòng)，有序“回歸”四川，實(shí)現(xiàn)在四川縣域“市民化”，掃除農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的身份障礙，排解他們從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的后顧之憂，避免候鳥(niǎo)式的大范圍“遷徙”和非家庭遷移帶來(lái)的諸如“留守兒童”問(wèn)題等巨大的社會(huì)成本，從而激發(fā)勞動(dòng)力資源活力，提高資源配置效率。

2．加快培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，加強(qiáng)職業(yè)農(nóng)民培訓(xùn)力度

要解決大量剩余勞動(dòng)力尤其是青壯年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后四川農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可持續(xù)性的問(wèn)題，必須進(jìn)一步完善農(nóng)村要素市場(chǎng)，讓生產(chǎn)要素尤其是土地得到合理流轉(zhuǎn)，更大程度發(fā)揮市場(chǎng)作用，優(yōu)化資源配置，為農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?、集約化生產(chǎn)創(chuàng)造條件。加大對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)、專業(yè)大戶、合作社等新型農(nóng)業(yè)主體的扶持力度，“推進(jìn)家庭經(jīng)營(yíng)、集體經(jīng)營(yíng)、合作經(jīng)營(yíng)、企業(yè)經(jīng)營(yíng)等共同發(fā)展的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式創(chuàng)新?！保?3］同時(shí)，加快職業(yè)農(nóng)民的培育力度，使留在農(nóng)村的勞動(dòng)力能更高效地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，使已經(jīng)轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)力能夠通過(guò)參加培訓(xùn)增強(qiáng)在農(nóng)村創(chuàng)收致富的本領(lǐng)，吸引他們又回到農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，彌補(bǔ)大量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移給農(nóng)村帶來(lái)的負(fù)面影響。

3．促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)保障

不斷提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；绞墙鉀Q今后四川農(nóng)村勞動(dòng)力資源不足的重要途徑之一，對(duì)于四川省這一勞務(wù)輸出大省，專業(yè)化和集中化經(jīng)營(yíng)勢(shì)在必行。應(yīng)通過(guò)加大土地流轉(zhuǎn)力度，降低土地細(xì)碎化，引入農(nóng)業(yè)大戶等措施，把有限資源集約整合，開(kāi)展規(guī)?；?jīng)營(yíng)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。同時(shí)，繼續(xù)重視普通農(nóng)戶的生產(chǎn)發(fā)展，提高種地規(guī)?；s經(jīng)營(yíng)水平，使農(nóng)民在機(jī)耕、播種、排灌、植保、收割、運(yùn)輸?shù)冗^(guò)程中實(shí)現(xiàn)社會(huì)化服務(wù)體系，不斷創(chuàng)新購(gòu)買服務(wù)的機(jī)制，大力扶持經(jīng)營(yíng)性服務(wù)組織的發(fā)展。

4．強(qiáng)化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)

應(yīng)將農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新作為轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式的重要支撐和強(qiáng)化公共服務(wù)的重要內(nèi)容，立足農(nóng)業(yè)發(fā)展實(shí)際，有針對(duì)性地加大科技創(chuàng)新力度。抓住2015年中央一號(hào)文件提出的“繼續(xù)實(shí)施種子工程，推進(jìn)海南、甘肅、四川三大國(guó)家級(jí)育種制種基地建設(shè)”這一重要機(jī)遇，特別重視在生物育種、智能農(nóng)業(yè)、農(nóng)機(jī)裝備、生態(tài)環(huán)保等領(lǐng)域研究。切實(shí)推進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化，建立健全農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化推廣體系，加大科技經(jīng)費(fèi)的支撐重點(diǎn)，整合金融資源，發(fā)展優(yōu)勢(shì)特色產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化。加強(qiáng)農(nóng)技服務(wù)推廣體系建設(shè)，進(jìn)一步整合優(yōu)化現(xiàn)有農(nóng)林教育培訓(xùn)資源，建立農(nóng)業(yè)、科技部門(mén)主導(dǎo)、農(nóng)科教結(jié)合、社會(huì)廣泛參與、資源合理配置的推廣服務(wù)體系，依托省內(nèi)高等院校、涉農(nóng)科研所、農(nóng)業(yè)科技專家大院、農(nóng)業(yè)科技園區(qū)等服務(wù)機(jī)構(gòu)，整合技術(shù)力量及農(nóng)業(yè)科技資源，組建農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)區(qū)域服務(wù)平臺(tái)。

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