范東君,劉艷文

(湖南社科院農(nóng)村發(fā)展研究中心 農(nóng)發(fā)所,湖南 長(zhǎng)沙 410003)

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面板數(shù)據(jù)視角下農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)的影響

范東君,劉艷文

(湖南社科院農(nóng)村發(fā)展研究中心 農(nóng)發(fā)所,湖南 長(zhǎng)沙 410003)

[摘要]基于2001—2012年年鑒數(shù)據(jù)，利用面板數(shù)據(jù)模型，從糧食主銷(xiāo)區(qū)、主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)省級(jí)層面分析我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力流出對(duì)糧食生產(chǎn)的影響。研究結(jié)果表明：糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力依然過(guò)剩，糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入與糧食產(chǎn)出呈負(fù)相關(guān)，說(shuō)明這兩個(gè)區(qū)域農(nóng)村剩余勞動(dòng)力外流對(duì)促進(jìn)其糧食生產(chǎn)發(fā)展有利；糧食主銷(xiāo)區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力出現(xiàn)短缺，糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入量與糧食產(chǎn)出呈正相關(guān)，說(shuō)明糧食主銷(xiāo)區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力繼續(xù)外流不利于其糧食生產(chǎn)的發(fā)展；就全國(guó)整體而言，農(nóng)村勞動(dòng)力依然過(guò)剩，說(shuō)明加快農(nóng)村勞動(dòng)力外流有利于糧食生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)村勞動(dòng)力外流；糧食生產(chǎn)；面板數(shù)據(jù)

20世紀(jì)80年代以來(lái)，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的加劇，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移速度的不斷加快，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了巨大影響。農(nóng)業(yè)作為整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，已經(jīng)成為不可替代的戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)。其中，糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定性是人類(lèi)生存需求的重要保證。隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)，大量高素質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力外流，農(nóng)業(yè)必要?jiǎng)趧?dòng)力已經(jīng)逐漸從“過(guò)?！毕颉岸倘薄鞭D(zhuǎn)變，農(nóng)村勞動(dòng)力剩余與優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力不足的矛盾日益凸顯。這使得加快建立健全農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的長(zhǎng)效機(jī)制以確保國(guó)家糧食安全成為目前亟需解決的問(wèn)題。

針對(duì)這個(gè)問(wèn)題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從正反兩個(gè)方面進(jìn)行了分析。一些學(xué)者認(rèn)為：農(nóng)村剩余勞動(dòng)力外流對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、推進(jìn)耕地規(guī)?；鳌⑻岣呒Z食生產(chǎn)率等具有積極作用(Koppel and Hawkins 1991[1]；李實(shí)1999[2]；何代欣2011[3]；毛飛、孔祥智2012[4])；另一些學(xué)者認(rèn)為：大量農(nóng)村勞動(dòng)力從事非農(nóng)工作將造成糧食生產(chǎn)的勞動(dòng)力短缺，農(nóng)業(yè)老齡化將加劇，使先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣應(yīng)用受阻，從而引起糧食產(chǎn)量下降(Lipton1980[5]；Chinn1997[6]；劉懷宇等2008[7]；姜明倫等2012[8])；還有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)的影響到底是正面的還是負(fù)面的并不是非常顯著(杜鷹、白南生1997[9]；蒲艷萍2011[10])。

基于以上研究，我們認(rèn)為：農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響研究已取得了許多有價(jià)值的成果，但從勞動(dòng)力外流區(qū)域差異性，以及對(duì)不同糧食生產(chǎn)區(qū)域的糧食生產(chǎn)影響的省際面板數(shù)據(jù)研究還比較少。因此，本文根據(jù)糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷(xiāo)區(qū)和糧食生產(chǎn)平衡區(qū)的省際有關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析不同地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)其糧食生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的影響，分析其存在問(wèn)題及產(chǎn)生原因，并就農(nóng)村勞動(dòng)力流出的區(qū)域性差別及其對(duì)不同糧食產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的影響程度差異給出相關(guān)的啟示建議。

一研究假說(shuō)與模型框架

(一)研究假說(shuō)

基于我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在的二元現(xiàn)象，我們?yōu)槔碚撃Ｐ吞岢鲆韵聨讉€(gè)基本研究假說(shuō)的前提條件：

1.經(jīng)濟(jì)中存在著農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)業(yè)部門(mén)，這兩個(gè)部門(mén)的產(chǎn)出量分別由其投入的生產(chǎn)要素投入量以及各自的技術(shù)水平來(lái)決定；

2.城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展已處于相對(duì)飽和的狀態(tài)，非農(nóng)業(yè)部門(mén)自身的資本供給不變以及城市自身可供勞動(dòng)力不變；

3.農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)業(yè)部門(mén)的規(guī)模報(bào)酬基本處于不變狀態(tài)；

4.各種生產(chǎn)投入要素在農(nóng)業(yè)部門(mén)與非農(nóng)業(yè)部門(mén)間流動(dòng)不受約束，同時(shí)，鄉(xiāng)村全部勞動(dòng)力在城鎮(zhèn)可以尋找到自己的就業(yè)崗位，從而變?yōu)楝F(xiàn)代部門(mén)的工人。

(二)模型框架

基于上面的研究假說(shuō)，再根據(jù)影響農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)業(yè)部門(mén)總產(chǎn)出的因素，設(shè)定農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)業(yè)部門(mén)的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

Q(t)1=F[A(t)1,L(t)1,I(t)1]=

(1)

Q(t)2=F[A(t)2,L(t)2,I(t)2]=

(2)

其中，Q(t)1表示農(nóng)業(yè)部門(mén)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量，Q(t)2表示非農(nóng)部門(mén)總產(chǎn)出量；L(t)1表示農(nóng)業(yè)部門(mén)中原有勞動(dòng)力總量，L(t)2表示非農(nóng)部門(mén)中原有勞動(dòng)力總量；I(t)1表示農(nóng)業(yè)部門(mén)中現(xiàn)有資本總投入量，I(t)2表示非農(nóng)部門(mén)資本總投入量；A(t)1表示農(nóng)業(yè)部門(mén)現(xiàn)有技術(shù)狀況，A(t)2表示非農(nóng)部門(mén)目前技術(shù)水平；α、β則分別表示農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)部門(mén)勞動(dòng)力投入的彈性系數(shù)。從而可以得到農(nóng)業(yè)部門(mén)的生產(chǎn)利潤(rùn)關(guān)系式為：

(3)

(4)

(5)

(6)

與此同時(shí)，我們可得到非農(nóng)部門(mén)的勞動(dòng)力數(shù)量為：

(7)

(8)

當(dāng)供需處于平衡時(shí)，則有L(t)3=L(t)4。由(6)式和(8)式可得：

(9)

為了使公式更為簡(jiǎn)化，假定α=β?；?9)式，從而得到均衡工資：

W=

(10)

在均衡狀態(tài)之下，會(huì)有L(t)3=L(t)4=Ld，Ld是農(nóng)村轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)力總量。將式(10)代入式(6)可得：

(11)

根據(jù)(11)式可求出農(nóng)業(yè)部門(mén)產(chǎn)出與農(nóng)村勞動(dòng)力流出的關(guān)系式：

(12)

(13)

基于式(13)可以看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出跟其勞動(dòng)力使用數(shù)量有著正相關(guān)的關(guān)系，即：勞動(dòng)力使用愈多，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)也愈多，也就是說(shuō)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力外流越多，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出下降越多。究其原因：一是農(nóng)村勞動(dòng)力大量外流，使得可用的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大大減少，進(jìn)而造成耕地撂荒現(xiàn)象不斷增多，使得農(nóng)作物實(shí)際播種面積下降，在其他條件不變情形下，農(nóng)作物播種面積下降將會(huì)帶來(lái)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量減少；二是農(nóng)村流出的主要是素質(zhì)相對(duì)較高的勞動(dòng)力，而留守農(nóng)村的基本上是婦女、兒童和老人，造成農(nóng)業(yè)所需必要?jiǎng)趧?dòng)力的缺乏，從而使先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)難以得到有效應(yīng)用，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)出下降；三是農(nóng)村勞動(dòng)力流出往往使其家庭總收入出現(xiàn)增長(zhǎng)，根據(jù)個(gè)人勞動(dòng)供給曲線的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，收入的增加將會(huì)帶來(lái)家庭留守勞動(dòng)力消費(fèi)更多的閑暇以替代更多的勞動(dòng)時(shí)間，留守勞動(dòng)力農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間減少無(wú)疑會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量下降。

二研究方法與數(shù)據(jù)

(一)實(shí)證模型構(gòu)建

經(jīng)濟(jì)問(wèn)題中的投入與產(chǎn)出，通常可借助柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來(lái)研究。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)可知，影響糧食產(chǎn)出的主要投入要素是資本(農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力)、勞動(dòng)力、土地、化肥(速水佑次郎、神門(mén)善久，2003[11])。為有效闡釋勞動(dòng)力外流對(duì)糧食產(chǎn)出的影響，我們根據(jù)速水佑次郎和神門(mén)善久(2003)提出的影響糧食生產(chǎn)的四大常規(guī)因素構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù)如下：

Y=(L)λ1(S)λ2(P)λ3(F)λ4

(14)

為了消除各變量之間部分異方差的影響，我們對(duì)(14)式取對(duì)數(shù)：

Ln(Y)=λ1Ln(L)+λ2Ln(S)+λ3Ln(P)+λ4Ln(F)+ε

(15)

其中，Y表示糧食總產(chǎn)量，L表示糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入量，S表示糧食播種面積，P表示機(jī)械總動(dòng)力，F(xiàn)表示農(nóng)業(yè)化肥使用總量，ε表示計(jì)量模型中的隨機(jī)因素。

(二)計(jì)量模型確定

通常情況下，我們?cè)趯?shí)施面板數(shù)據(jù)分析前，必須選擇一個(gè)適合的模型來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。一般來(lái)說(shuō)，變系數(shù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ屠玫姆浅Ｉ?Greene,1994)，因而從齊次線性參數(shù)與變截距兩個(gè)模型中選擇一個(gè)來(lái)進(jìn)行研究。從模型檢驗(yàn)結(jié)果可知：三十個(gè)省市、糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷(xiāo)區(qū)和糧食平衡區(qū)的F檢驗(yàn)值分別為191.7、77.1、47.6和108.6，因而拒絕齊次線性參數(shù)原假設(shè)。所以，我們利用變截距檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛠?lái)研究。但變截距檢驗(yàn)?zāi)Ｐ陀址譃殡S機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)，因而我們對(duì)變截距檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?shí)施再選擇是必要的?；诟鼮楹侠淼姆椒ǔ霭l(fā)，確定選取隨機(jī)效應(yīng)還是固定效應(yīng)，實(shí)施Hausman檢驗(yàn)是必要的。當(dāng)檢驗(yàn)其原假設(shè)沒(méi)有被拒絕時(shí)，我們選取隨機(jī)效應(yīng)，反之選取固定效應(yīng)，本文Hausman檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1　Hausman檢驗(yàn)

從表1可看出，30個(gè)省市和糧食主產(chǎn)區(qū)選取固定效應(yīng)模型實(shí)施實(shí)證檢驗(yàn)比較合適，而糧食主銷(xiāo)區(qū)和糧食平衡區(qū)選擇隨機(jī)效應(yīng)的模型實(shí)施檢驗(yàn)比較合適。

(三)數(shù)據(jù)

基于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)不同空間區(qū)域糧食產(chǎn)出的影響差異性，我們選擇30個(gè)省市(因西藏有些年度數(shù)據(jù)缺少，所以沒(méi)有選擇) ，通過(guò)使用省際面板數(shù)據(jù)(Panel data)，把它們劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)(黑龍江、遼寧、吉林、內(nèi)蒙古、河北、山東、河南、安徽、江西、湖北、湖南、四川、江蘇等13省)、糧食主銷(xiāo)區(qū)(北京、上海、天津、廣東、浙江、福建、海南等7省市)、糧食產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)(云南、貴州、廣西、重慶、山西、甘肅、寧夏、青海等8省)來(lái)研究農(nóng)村勞動(dòng)力流出對(duì)這些區(qū)域糧食生產(chǎn)的影響及其差異。由于有些數(shù)據(jù)難以獲得，因此我們選取2001—2012年相關(guān)省市的省際數(shù)據(jù)。

現(xiàn)實(shí)中，糧食生產(chǎn)實(shí)際從業(yè)者的數(shù)據(jù)無(wú)法獲得，為得到糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入估計(jì)量，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入量按照糧食總產(chǎn)出除以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的價(jià)值份額來(lái)進(jìn)行估算。本文的糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入量(L)通過(guò)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)×農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值×糧食播種面積/農(nóng)作物播種面積計(jì)算得來(lái)。各省市糧食總產(chǎn)量(Y)、糧食播種面積(S)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(P)和化肥施用量(F)直接來(lái)源于各年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)就業(yè)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》。

三實(shí)證研究

(一)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

基于2001—2012年30個(gè)省市的省際數(shù)據(jù)，我們對(duì)糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)化肥施用量、糧食種植面積等投入要素指標(biāo)與糧食總產(chǎn)出之間的關(guān)系分別進(jìn)行檢驗(yàn)。為避免檢驗(yàn)過(guò)程中出現(xiàn)“偽回歸”，首先必須在面板數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)前實(shí)施單位根檢驗(yàn)。而面板模型單位根檢驗(yàn)有異質(zhì)性假設(shè)與同質(zhì)性假設(shè)之分。同質(zhì)性面板模型假設(shè)各截面序列單位根過(guò)程是相同的，主要的檢驗(yàn)方法有LLC；異質(zhì)性假設(shè)面板模型則允許各截面序列單位根過(guò)程有相異性，主要檢驗(yàn)方法有ADF-Fisher、IPS、PP-Fisher三種。在檢驗(yàn)過(guò)程中為了保障其結(jié)論的平穩(wěn)性，我們分別運(yùn)用LLC、ADF-Fisher、IPS、PP-Fisher檢驗(yàn)對(duì)各投入要素實(shí)施單位根檢驗(yàn)。遵循服從多數(shù)原則，在檢驗(yàn)過(guò)程中如果超過(guò)2種方法通過(guò)，就可以認(rèn)為檢驗(yàn)是穩(wěn)健的，假如僅2種或2種以下方法通過(guò)檢驗(yàn)則認(rèn)為不具有穩(wěn)健性。

檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表2)表明，全國(guó)和各個(gè)糧食區(qū)域的Ln(S)都有單位根，糧食主銷(xiāo)區(qū)的Ln(Y)和Ln(F)也存在單位根，每一區(qū)域其他5變量都通過(guò)ADF、LLC、PP、IPS的單位根檢驗(yàn)。從全國(guó)整體來(lái)看，Ln(Y)、Ln(L)、Ln(P)、Ln(F)沒(méi)有拒絕存在單位根的原假設(shè)；而從糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷(xiāo)區(qū)和糧食平衡區(qū)部各區(qū)域來(lái)看，糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)的Ln(Y)、Ln(L)、Ln(P)、Ln(F)沒(méi)有拒絕存在單位根的原假設(shè)；糧食主銷(xiāo)區(qū)的Ln(L)和Ln(P)也沒(méi)有拒絕存在單位根的原假設(shè)。說(shuō)明這些區(qū)域以上變量都是不平穩(wěn)的，需要進(jìn)行差分處理。然而這些變量在進(jìn)行一階差分處理后都沒(méi)有通過(guò)單位根原假設(shè)，因而其一階差分變量具有穩(wěn)健性。根據(jù)表2可知，所有變量具有一階單整I(1)，從而對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)可以直接實(shí)施面板模型檢驗(yàn)。

表2　Panel data單位根檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表2

區(qū)域變量單位根檢驗(yàn)方法LLCADF-FisherIPSPP-Fisher平穩(wěn)性糧食主產(chǎn)區(qū)Ln(Y)2.170588.116943.8059010.1207否ΔLn(Y)-15.1827***123.259***-9.11511***139.609***是Ln(L)-2.29135**22.9606-1.0754829.7927否ΔLn(L)-2.09267**46.4596***-6.23877***53.4695***是Ln(P)-2.00605**15.89824.1699421.9894否ΔLn(P)-7.08523***60.4263***-3.53524***58.8661***是Ln(F)-2.18399**12.74002.8385910.8913否ΔLn(F)-12.4674***89.7022***-6.39715***107.749***是Ln(S)-4.44529***46.1339***-1.51821*46.0372***是ΔLn(S)-20.8422***96.1055***-7.78665***74.6635***是糧食主銷(xiāo)區(qū)Ln(Y)-1.80581**28.8018**-2.30142**32.3886***是ΔLn(Y)-9.06562***59.1434***-6.37210***46.5607***是Ln(L)-2.89870***13.98580.2597225.2259**否ΔLn(L)-4.67287***30.6870***-2.48814***28.8577**是Ln(P)-0.703609.308811.979816.18639否ΔLn(P)-6.21910***33.4528***-2.79559***29.5544***是Ln(F)-2.96405***21.7038*-1.56507*29.0070**是ΔLn(F)-6.08903***33.6055***-2.91870***36.0746***是Ln(S)-3.87636***22.7761*-1.75998**23.7534**是ΔLn(S)-26.8677***48.3109***-8.61714***42.9694***是糧食平衡區(qū)Ln(Y)-0.0172823.25590.8751426.8448否ΔLn(Y)-11.5160***80.0221***-6.42041***102.415***是Ln(L)-1.62101*25.17930.5499922.7256否ΔLn(L)-4.82670***35.8192**-2.03390**45.1899***是Ln(P)7.391527.373028.6622314.2329否ΔLn(P)-3.32628***36.6226**-0.7243065.2171***是Ln(F)1.083964.868984.8713518.9871否ΔLn(F)-9.30021***66.5890***-5.30918***77.0661***是Ln(S)-3.58598***30.6148*-1.31404*31.1303*是ΔLn(S)-10.9222***63.7780***-4.95737***65.1311***是

注：***、** 、* 分別表示在1%、5%和10%水平上接受原假設(shè)。

(二)實(shí)證結(jié)果

1.估計(jì)模型選擇。使用Eviews6.0軟件，我們采用固定效應(yīng)模型對(duì)全國(guó)和糧食主產(chǎn)區(qū)13個(gè)省的糧食產(chǎn)量影響因素進(jìn)行估計(jì)，而糧食主銷(xiāo)區(qū)7省市和糧食生產(chǎn)平衡區(qū)10省市則選用隨機(jī)效應(yīng)來(lái)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，所有區(qū)域的變量調(diào)整后的擬合優(yōu)度都在0.6以上，同時(shí)全部相關(guān)變量都在10%顯著水平下通過(guò)了假設(shè)檢驗(yàn)，因而面板數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較好。解釋變量糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力(L)因素。近些年來(lái)，隨著我國(guó)糧食購(gòu)銷(xiāo)市場(chǎng)化改革，農(nóng)戶(hù)對(duì)土地的依賴(lài)性大大降低，再加上鄉(xiāng)村公共服務(wù)供給的滯后，產(chǎn)生了勞動(dòng)力外流的推力；城鄉(xiāng)報(bào)酬差距的不斷拉大，再加上城市完善的公共服務(wù)供給，又產(chǎn)生了農(nóng)村勞動(dòng)力外流的拉力。近些年，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力大量外流符合巴格內(nèi)(D.J.Bagne)提出的人口流動(dòng)“推—拉”理論狀況。但從表2可以看出，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)不同區(qū)域糧食生產(chǎn)帶來(lái)的影響是有差異的。首先，農(nóng)村勞動(dòng)力流出從各個(gè)區(qū)域來(lái)看都比較顯著地影響著糧食生產(chǎn)。但從全國(guó)層面、糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食平衡區(qū)來(lái)看，勞動(dòng)力投入對(duì)糧食產(chǎn)出影響的彈性系數(shù)都為負(fù)，說(shuō)明在這些區(qū)域增加糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入會(huì)降低糧食生產(chǎn)效率，帶來(lái)糧食產(chǎn)量的下降，也就是說(shuō)在這些區(qū)域存在糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力過(guò)密化問(wèn)題。因此，目前從全國(guó)來(lái)看，農(nóng)村勞動(dòng)力整體還處于過(guò)剩狀態(tài)，對(duì)提高糧食生產(chǎn)的邊際效率不利。加快農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移仍然有利于我國(guó)糧食生產(chǎn)發(fā)展。從糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)來(lái)看，勞動(dòng)力對(duì)糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)分別為-0.353、-0.223，表明糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)影響可能要大于糧食平衡區(qū)。但兩個(gè)區(qū)域農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)影響是一致的，存在糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力依然過(guò)剩，即促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力有效外流對(duì)促進(jìn)這兩個(gè)區(qū)域糧食生產(chǎn)發(fā)展是有積極意義的。糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食生產(chǎn)平衡區(qū)仍然表現(xiàn)出農(nóng)村勞動(dòng)力過(guò)剩狀態(tài)，可能的原因是這兩個(gè)區(qū)域的糧食生產(chǎn)主要地區(qū)整體上經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)相對(duì)較少，尤其是農(nóng)村本地就業(yè)的機(jī)會(huì)更少，這在一定程度上抑制了農(nóng)村勞動(dòng)力外流，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移滯后不利于耕地流轉(zhuǎn)，在一定程度會(huì)抑制糧食規(guī)模化生產(chǎn)。從糧食主銷(xiāo)區(qū)來(lái)看，糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力增加有利于提高其糧食產(chǎn)量，也就是說(shuō)農(nóng)村勞動(dòng)力的繼續(xù)外流不利于糧食增產(chǎn)，甚至可能會(huì)影響到糧食的可持續(xù)發(fā)展，而增加糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入有利于提升糧食邊際生產(chǎn)效率。農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)影響在糧食主銷(xiāo)區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食平衡區(qū)出現(xiàn)相反的情形，其原因可能是糧食主銷(xiāo)區(qū)基本處于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東南沿海，糧食主產(chǎn)區(qū)的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化水平相對(duì)比較高，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快，給本地農(nóng)村勞動(dòng)力從事非農(nóng)工作提供了極大便利，發(fā)達(dá)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主銷(xiāo)區(qū)的農(nóng)民提供了更為廣泛的創(chuàng)收渠道，促使農(nóng)民收入增加較快，而糧食價(jià)格彈性較低，因而從事糧食生產(chǎn)增收非常有限，無(wú)疑帶來(lái)從事糧食生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本增大，以至糧食主銷(xiāo)區(qū)大量農(nóng)村勞動(dòng)力放棄糧食生產(chǎn)。從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力快速流失，無(wú)疑增大了糧食主銷(xiāo)區(qū)農(nóng)業(yè)必要?jiǎng)趧?dòng)力的缺口，不管是勞動(dòng)力數(shù)量還是其質(zhì)量都很難適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的要求。當(dāng)然，從比較利益原則來(lái)看，糧食主銷(xiāo)區(qū)這一現(xiàn)象未必會(huì)影響糧食生產(chǎn)安全。

表3　回歸結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示顯著水平為10%、5%、1%；數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)就業(yè)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》。

2.估計(jì)結(jié)果分析。解釋變量P無(wú)論從全國(guó)層面還是區(qū)域?qū)用妫瑢?duì)糧食產(chǎn)出影響均不顯著，說(shuō)明機(jī)械化到底能帶來(lái)糧食多大程度增產(chǎn)還不是很明顯。究其原因：一是在糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)由于農(nóng)村勞動(dòng)力過(guò)密，阻礙了農(nóng)業(yè)機(jī)械化的普遍推廣；二是主銷(xiāo)區(qū)由于糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力短缺，尤其是農(nóng)業(yè)人力資本緊缺，再加上這一區(qū)域耕地資源相對(duì)稀缺，糧食規(guī)模化生產(chǎn)難以實(shí)施，在一定程度上抑制了糧食生產(chǎn)機(jī)械化的推廣應(yīng)用，使得機(jī)械化對(duì)糧食生產(chǎn)貢獻(xiàn)不明顯?？傊?，說(shuō)明我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)主要依靠人力投入糧食生產(chǎn)是不爭(zhēng)的事實(shí)，也說(shuō)明今后注重糧食生產(chǎn)機(jī)械化設(shè)備投入對(duì)糧食增產(chǎn)具有較大空間。

解釋變量F無(wú)論從全國(guó)層面還是分區(qū)域，對(duì)糧食產(chǎn)出影響是正向的，說(shuō)明施用化肥對(duì)糧食增產(chǎn)具有一定的積極作用。但在糧食主產(chǎn)區(qū)化肥使用對(duì)糧食增產(chǎn)并不顯著。說(shuō)明在糧食主產(chǎn)區(qū)化肥使用對(duì)糧食增產(chǎn)貢獻(xiàn)不明顯，這可能的原因是糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)收入水平較低，而近些年化肥價(jià)格不斷上漲，在一定程度上抑制了農(nóng)戶(hù)增加對(duì)化肥的使用。

解釋變量S無(wú)論從全國(guó)層面還是分區(qū)域，對(duì)糧食產(chǎn)出都有著顯著的正向影響。可見(jiàn)，糧食播種面積對(duì)糧食增產(chǎn)具有非常重要的作用。說(shuō)明擴(kuò)大耕地面積，保障我國(guó)耕地面積紅線不被突破，對(duì)確保我國(guó)糧食安全非常重要。

四結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

1.21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力依然處于過(guò)剩狀態(tài)。也就是說(shuō)增加我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)提高糧食生產(chǎn)勞動(dòng)邊際效率是有利的，有利于推動(dòng)糧食可持續(xù)發(fā)展，因此有必要繼續(xù)鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。

2.糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力存在過(guò)密化。當(dāng)農(nóng)村存在過(guò)剩勞動(dòng)力時(shí)，往往不利于推動(dòng)農(nóng)地的順利流轉(zhuǎn)，導(dǎo)致耕地細(xì)碎化依然比較普遍，進(jìn)而提高了機(jī)械化耕作成本，阻礙了糧食規(guī)?；?jīng)營(yíng)的推進(jìn)，制約了糧食生產(chǎn)的發(fā)展。因此，加快糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村過(guò)剩勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有利于促進(jìn)其糧食生產(chǎn)發(fā)展。

3.糧食主銷(xiāo)區(qū)糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力已出現(xiàn)短缺。因此，有必要加快推進(jìn)主銷(xiāo)區(qū)糧食規(guī)?；?jīng)營(yíng)，防止耕地大量拋荒或利用不足，合理引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力外流或?qū)嵤耙靥娲睂?duì)主銷(xiāo)區(qū)糧食生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展意義重大。

(二)啟示

1.農(nóng)村勞動(dòng)力不斷外流是經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化進(jìn)程中的一種不可避免的趨勢(shì)，要確保有足夠的勞動(dòng)力從事糧食生產(chǎn)，必須從各個(gè)區(qū)域?qū)嶋H狀況出發(fā)，加快糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力外流步伐，以提高糧食生產(chǎn)效率。

2.基于我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力外流的空間差異性特征，在制定相關(guān)干預(yù)政策時(shí)不能搞“一刀切”，必須基于各個(gè)區(qū)域的實(shí)際，因地制宜規(guī)劃引導(dǎo)與干預(yù)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。糧食主銷(xiāo)區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模過(guò)大、轉(zhuǎn)移速度太快，造成主銷(xiāo)區(qū)糧食發(fā)展缺乏必要的勞動(dòng)力，因此政府大幅度增加糧食發(fā)展投入勢(shì)在必行，加快推進(jìn)糧食適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食平衡區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移速度較慢，關(guān)鍵要加快其城鎮(zhèn)化進(jìn)程步伐，加速現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展，為本地農(nóng)村勞動(dòng)力提供更多非農(nóng)工作機(jī)會(huì)。與此同時(shí)，還要加快提高這兩個(gè)區(qū)域農(nóng)村勞動(dòng)力的文化水平，大力推進(jìn)適合農(nóng)民的技能培訓(xùn)，提升農(nóng)村勞動(dòng)力的就業(yè)能力和就業(yè)預(yù)期。

3.對(duì)于我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)，要充分發(fā)揮政府和市場(chǎng)的作用，尤其要發(fā)揮“看不見(jiàn)的手”的功能。政府要做的是為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提供良好條件，并為市場(chǎng)機(jī)制的有效運(yùn)轉(zhuǎn)提供一個(gè)好的平臺(tái)和機(jī)制，以保障農(nóng)村勞動(dòng)力順利轉(zhuǎn)移，進(jìn)而加速糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。

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責(zé)任編輯：徐蓓

The Effect of Rural Labor Outflow on Grain Production based on Panel Data

FAN Dongjun, LIU Yanwen

(Institute of Agriculture Development, Rural Development Research Center of Hunan Academy of Social Sciences, Changsha 410003, China)

Abstract：From 2001 to 2012 yearbook and panel data model, the effects of rural labor outflow on grain production was analyzed from provincial level of the main grain sales and distribution as well as balanced areas. The research showed the following results: there are still superfluous rural labor in major grain producing areas and the balance areas, where grain production labor and grain yield was negative correlated, indicating rural labor outflow is favorable to the long-term grain production in the two areas. There are lacking rural labor in major food sales, where grain production labor and grain yield was positively correlated, indicating rural labor outflow is not conducive to the long-term grain production in major food sales areas. As for the whole country, there is still superfluous rural labor, which showed that speeding up the rural labor migration is conducive to sustainable grain development.Key words：rural labor outflow；grain production；panel data

[中圖分類(lèi)號(hào)]F326.11

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1674-117X(2016)01-0025-07

作者簡(jiǎn)介：范東君(1978-)，男，湖南隆回人，湖南社科院農(nóng)村發(fā)展研究中心副研究員，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)政策與糧食安全研究；劉艷文(1982-)，女，湖南衡山人，湖南省社科院社會(huì)學(xué)研究所助理研究員，研究方向?yàn)檗r(nóng)村社會(huì)治理。

基金項(xiàng)目：湖南省自科基金項(xiàng)目(14JJ3150)

收稿日期：2015-10-08

doi:10.3969/j.issn.1674-117X.2016.01.005