姚增福，劉　欣

(桂林航天工業(yè)學院，廣西桂林　541004)

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·三農(nóng)問題·

農(nóng)村勞動力質量對規(guī)模農(nóng)戶生產(chǎn)效率影響研究*

姚增福，劉欣※

(桂林航天工業(yè)學院，廣西桂林541004)

摘要隨著我國工業(yè)化與城鎮(zhèn)化加速推進，農(nóng)村領域大量勞動力以不同速度流向了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)村勞動力要素稟賦質量發(fā)生了巨大變化，農(nóng)村勞動力要素稟賦質量的異質性對規(guī)模農(nóng)戶糧食生產(chǎn)效率的提高產(chǎn)生了深刻的影響。文章基于460戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Q型聚類方法將勞動力質量類型分為男性經(jīng)驗豐富型、女性經(jīng)驗豐富型、男性經(jīng)驗欠缺型、女性經(jīng)驗欠缺型四種類型，并利用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，計量檢驗了不同勞動力質量類型、勞動態(tài)度及勞動力市場發(fā)育等變量對家庭生產(chǎn)效率的影響。研究結果表明：男性經(jīng)驗豐富型與女性經(jīng)驗豐富型對家庭經(jīng)濟增長效率提升產(chǎn)生了顯著的正效應，效應值分別為0.290、0.170，而男性經(jīng)驗欠缺型與女性經(jīng)驗欠缺型對生產(chǎn)效率提升產(chǎn)生了明顯的負向影響，效應值分別為-0.110、-0.153，勞動態(tài)度、勞動力市場發(fā)育變量與家庭生產(chǎn)效率提升呈現(xiàn)了較強正、負相關性，效應值分別為0.590、-6.738。

關鍵詞農(nóng)村勞動力質量生產(chǎn)效率規(guī)模農(nóng)戶隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)

0引言

國家的人力資源開發(fā)程度與人力資源質量最終決定著其經(jīng)濟、社會發(fā)展水平及發(fā)達程度，是這個國家財富的最終基礎。中國是一個發(fā)展中的農(nóng)業(yè)大國，大量農(nóng)業(yè)人口滯留在農(nóng)業(yè)領域作為農(nóng)業(yè)發(fā)展活的生產(chǎn)要素投入，農(nóng)業(yè)勞動力具有很強的異質性，投入勞動力的質量決定著農(nóng)業(yè)發(fā)展的綜合水平與效率，對農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻差異較大。隨著工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的推進，農(nóng)村出現(xiàn)了“老人農(nóng)業(yè)”、“空心村”等現(xiàn)象，在資源、制度及氣候變化等外部約束下，規(guī)模農(nóng)戶(種糧大戶)如何配置勞動力要素，將會對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響。因此，對種糧大戶投入的勞動力質量進行分類并實證分析不同勞動力質量類型對家庭生產(chǎn)效率的影響程度，微觀上有利于指導種糧大戶勞動力質量配置行為，提高糧食生產(chǎn)效率，宏觀上有利于進一步釋放勞動力要素的潛能，穩(wěn)定國家的糧食生產(chǎn)，更能為城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展、農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供有益的政策指導與借鑒。

國外對勞動力投入的研究主要集中在2個方面：(1)測量勞動投入方法的研究，代表性有Christensen et al.(1973)提出總勞動投入具有超越對數(shù)(translog form)形式[1]； Diewert(1976)證明了測量勞動投入的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是精確的，此方法被廣泛接受并在研究中應用[2]； (2)提出了勞動力投入質量測量的問題，代表性有Denison(1962)在研究美國經(jīng)濟的勞動投入的核算中首次考慮勞動投入的不同質性，并將勞動投入按就業(yè)、年齡、性別及教育程度等屬性進行分類，推導出了勞動投入指數(shù)，對勞動力投入進行測量，并認為具有更高生產(chǎn)力的勞動者的工作時的比例增長能夠促進勞動投入的增長[3]，Jorgenson and Griliches(1967)把Denison在研究中的闡述的這部分勞動投入的增長確認為勞動質量[4]。在此基礎上，國內(nèi)外學者開始對國家層面上不同年份間勞動力的投入及其質量改善等問題進行研究，如Chinloy(1980)與Jorgenson et al.(1987)分別對美國不同年份間勞動力投入進行了測算并總結了勞動力投入計算的方法論[5]。國內(nèi)相關研究主要集中在勞動力質量投入對經(jīng)濟增長的貢獻測量上，如陳平(1996)在部門水平上建立了用性別、年齡、文化程度、職業(yè)及行業(yè)等5個特征值較全面反映勞動力資源狀況的勞動投入數(shù)據(jù)庫，并在34個部門中分析了勞動投入與生產(chǎn)率之間的關系[6]； 朱瑋(2008)運用時間序列模型檢驗了勞動力成本與勞動力質量對服務業(yè)利用FDI的影響[7]； 林宇坤與任若恩(2005)采用超越對數(shù)的指數(shù)方法，對我國在1987～2000年間的勞動投入增長率進行了實證分析[8]； 岳希明與任若恩(2008)利用能夠反映勞動力質量變化的勞動力投入指數(shù)測算了我國1982～2000年勞動力質量變化對勞動力投入增長的貢獻[9]。

已有文獻對勞動力質量的研究多局限在宏觀總量上質量變化貢獻度的分析上，很少有文獻從微觀農(nóng)戶角度，利用更為精確的調(diào)查數(shù)據(jù)將農(nóng)村勞動力質量進行分類，系統(tǒng)分析不同勞動力質量類型對家庭經(jīng)濟增長的影響程度。所以，該文基于460戶種糧大戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Q型聚類方法將勞動力質量類型進行區(qū)分，同時利用超越對數(shù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)準確測量不同勞動力質量類型對家庭生產(chǎn)效率的影響。

1數(shù)據(jù)來源說明

該文獲取數(shù)據(jù)的調(diào)查范圍包括黑龍江省13個行政市27各鄉(xiāng)(鎮(zhèn))(七臺河市、雙鴨山市、佳木斯市、牡丹江市、哈爾濱市、齊齊哈爾市、大慶市、黑河市、五常市、富錦市、鶴崗市、伊春市、綏化市)，以及紅興隆農(nóng)墾分局(雙鴨山農(nóng)場、853農(nóng)場及友誼農(nóng)場)、建三江農(nóng)墾分局(七星農(nóng)場、青龍山農(nóng)場及859農(nóng)場)，調(diào)查對象為經(jīng)營耕地面積在6.67hm2以上的種糧大戶，調(diào)查中共發(fā)放問卷490份，取得的有效問卷為460份。

2勞動力質量數(shù)據(jù)庫的建立

不同國家學者在編制勞動力投入指數(shù)時，考慮的勞動力屬性不同，如美國學者Chinloy(1980)與Ho and Jorgenson(1999)共同考慮的是從業(yè)人員的性別、年齡、學歷、就業(yè)身份，個別還考慮了行業(yè)屬性與從業(yè)人員的職業(yè)屬性[10]-[11]； 但國內(nèi)學者，如張國初(1990)在研究中指出，勞動人口按行業(yè)(34類)，性別(2類)，職業(yè)(4類)，教育程度(5類)及年齡(7類)等5個特征進行五維交叉分類建立一個勞動力構成表的時間序列表，每張表是個包含9520(34×2×4×5×7)個元素的五維交叉分類的矩陣，但現(xiàn)有的統(tǒng)計數(shù)據(jù)不能夠完全滿足要求，要通過多比例擬合迭代法對多維交叉分類的數(shù)據(jù)進行調(diào)整[12]。岳希明與任若恩(2008)在測量1982～2000年中國經(jīng)濟勞動投入時根據(jù)性別、年齡、教育程度以及行業(yè)等4個屬性對從業(yè)人員進行交叉分組，并通過如下公式對不同分組的人員進行加總，以此來測量勞動力投入的質量變化[9]。

(1)

式中，L表示勞動投入，Li與Lj表示i組與j從業(yè)人員數(shù)，α與β為待估參數(shù)。

該文根據(jù)以上文獻的啟示，首先，把種糧大戶投入的勞動力按照性別(1=男； 2=女)、年齡(1=30歲及以下； 2=31～44歲； 3=45歲及以上)、文化程度(1=小學及初中； 2=高中及中專； 3=大專及以上)及從業(yè)經(jīng)驗(1=5年及以下； 2=5～10年； 3=10年以上)等4個屬性特征(表1)建立四維交叉分類的勞動力構成表，每張表包含54(2×3×3×3)個元素的矩陣。其次，利用Q型分層聚類方法對54種勞動力質量類型進行聚類，主要目的是降低維度，把勞動力質量類型歸類，最后，利用聚類后的勞動力質量類型研究對家庭經(jīng)濟效率增長的影響。

表1　勞動力投入屬性分類

變 量描 述性別1=男;2=女年齡1=30歲及以下;2=31～45歲;3=46歲以上文化程度1=初中,小學及以下;2=大專及技校;3=大學及以上從事此工作的經(jīng)驗1=5年及以下;2=5～10年;3=10年及以上

分層聚類分析有2種形式：(1)對樣本進行分類，成為Q型聚類； (2)對研究對象的觀察變量進行分類，稱為R聚類。該文利用的是Q型聚類對54種勞動力質量類型進行聚類，把具有共同特點的樣本聚集在一起，然后利用最長距離法(Furthest Neighbor)聚類以及歐氏距離平方方法測量樣本之間的距離，判斷樣本間的相似程度進行分類。

2個樣本之間的歐氏距離平方是個樣本每個變量值之差的平方和，計算公式如下：

(2)

式中，k表示每個樣本有k個變量；xi表示第1個樣本在第i個變量上的取值；yi表示第2個樣本在第i個變量上的取值。

勞動力質量投入類型聚類結果見表2。

表2　勞動力投入類型聚類分析結果

類 型名 稱聚類內(nèi)容(性別s,年齡a,學歷d,經(jīng)驗e)類型Ⅰ男性經(jīng)驗欠缺型(s=1;a=1,2,3;d=1,2,3;e=1)類型Ⅱ男性經(jīng)驗豐富型(s=1;a=1,2,3;d=1,2,3;e=2,3)類型Ⅲ女性經(jīng)驗欠缺型(s=2;a=1,2,3;d=1,2,3;e=1)類型Ⅳ女性經(jīng)驗豐富型(s=2;a=1,2,3;d=1,2,3;e=2,3)

從勞動力質量聚類結果看，從事農(nóng)業(yè)工作經(jīng)驗在5年以下的男性與女性勞動力各歸為一類，工作經(jīng)驗在5～10年與10年以上的男性與女性各歸為一類，性別與學歷是一類屬性的變量，年齡與經(jīng)驗是一類屬性變量。該文在2種不同類型屬性變量中選擇性別與經(jīng)驗屬性變量代表不同方面的質量，命名為男性經(jīng)驗欠缺型、男性經(jīng)驗豐富型、女性經(jīng)驗欠缺型、女性經(jīng)驗豐富型。從具體類型看，經(jīng)驗與性別是最重要的兩類代表勞動力質量屬性的變量，從事此工作經(jīng)驗在5年以下為經(jīng)驗欠缺型，這種類型中既包括了不同年齡段與不同學歷層次的勞動力，雖然年齡與經(jīng)驗是一類屬性變量，但實證分析表明年齡與勞動經(jīng)驗間呈弱相關。一般來看，勞動者文化程度越高，其掌握現(xiàn)代科學技術知識增多，勞動經(jīng)驗積累越多，但該文實證分析不能證明這一點。知識轉化為生產(chǎn)力是與農(nóng)村經(jīng)濟條件聯(lián)系在一起的，在農(nóng)村現(xiàn)有生產(chǎn)方式與農(nóng)民較低學歷層次下，較高學歷層次的勞動力生產(chǎn)潛能無法得到充分釋放，勞動經(jīng)驗、科技及技能大都從“邊干邊學”、“干中學、學中干”的傳統(tǒng)模式中獲得，主要是源于長期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐，因此，勞動經(jīng)驗與學歷層次呈弱相關，而同從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐的時間呈強相關，對經(jīng)濟增長效率影響效應微弱。但勞動力性別間身體素質的差異是存在的，尤其在以體力勞動為前提的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上體現(xiàn)更加明顯，所以，具體分為男性經(jīng)驗欠缺型與女性經(jīng)驗欠缺型。5～10年與10年以上為經(jīng)驗豐富型，具體分為男性經(jīng)驗豐富型與女性經(jīng)驗豐富型。

3隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型及指標體系構建

前沿生產(chǎn)函數(shù)模型最早由Aigner and Chu(1968)[13]提出，Aigner et al.(1977)[14]、Meeusen et al.(1977)[15]等2篇文獻標志著隨機前沿分析(Stochastic Frontier Analysis)技術的誕生，模型基本表達式為：

(3)

在測量勞動力投入方法時，Christensen et al.(1973)提出，總勞動投入具有超越對數(shù)形式為：

(4)

在模型估計方法選擇上，Battese與Coelli(1995)[16]在前人研究基礎上，在估計方法上克服了兩階段估計方法的偏差問題，提出如下模型形式為：

(5)

根據(jù)以上模型闡述，該文構建的具體超越對數(shù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)形式為：

(6)

式中，i表示樣本農(nóng)戶的序號，MI表示家庭全年經(jīng)營性收入；CI表示資本投入，這里主要指流動資本、固定資本投入及獲得土地所產(chǎn)生的資本投入總和；LI表示勞動力投入，即勞動力投入=總用工量(人)×雇傭工時(d)×用工價(元/d)；Vi是隨機擾動變量；Ui表示技術效率損失變量；ρ0→ρ5為待估計參數(shù)。

該文構建的家庭經(jīng)濟效率增長影響因素分析模型為：

Ui=δ1MEi+δ2MnEi+δ3FEi+δ4FnEi+δ5LAi+δ6E1i+δ7A1+δ8A2

(7)

式中，Ui表示經(jīng)濟非效率函數(shù)，i表示樣本農(nóng)戶的序號，δ1→δ8為待估參數(shù)，ME表示投入勞動力質量類型Ⅰ，即男性經(jīng)驗豐富型；MnE為類型Ⅱ，即男性經(jīng)驗欠缺型；FE為類型Ⅲ，即女性經(jīng)驗豐富型；FnE為類型Ⅳ，即女性經(jīng)驗欠缺型；LA表示勞動者勞動態(tài)度，此處用勞動力來源來表示， 1代表來自于本村， 2代表來自于周邊臨近村鎮(zhèn)， 3代表來自于城鎮(zhèn)及城鎮(zhèn)郊區(qū)；E1=勞動力成本投入/資本投入總成本，用來衡量勞動力市場發(fā)育狀況，表示在勞動力市場上獲得勞動力的難易程度，即E1值越大說明想獲得同等勞動力付出的成本越高，勞動力市場越不健全，反之，則代表勞動力市場發(fā)育較健全；A1表示黑龍江地方地區(qū)虛擬變量，A2表示黑龍江墾區(qū)地區(qū)虛擬變量。

4勞動力質量類型對家庭生產(chǎn)效率的影響

4.1數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

勞動力質量投入包括家庭勞動力投入與外雇勞動力投入等2個部分，家庭勞動力投入主要是戶主勞動投入(其子女從事糧食生產(chǎn)的很少)，對家庭生產(chǎn)效率的影響主要體現(xiàn)在戶主自身稟賦特征上*參見姚增福，劉欣.種糧大戶糧食生產(chǎn)技術效率及影響因素實證分析.科技與經(jīng)濟， 2012， 25(146)： 60～64，該文主要分析種糧大戶雇傭勞動力質量的4種類型、勞動態(tài)度以及勞動力市場發(fā)育等變量對家庭經(jīng)濟增長效率的影響。

表3　勞動力質量各變量數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

變量樣本數(shù)最小值最大值平均值標準差男性經(jīng)驗欠缺型46001803.7812.02男性經(jīng)驗豐富型46001607.2916.44女性經(jīng)驗欠缺型46001201.947.42女性經(jīng)驗豐富型46001806.0316.81勞動態(tài)度460131.520.60勞動力市場發(fā)育46000.660.090.11

從表3中可知，種糧大戶投入的男性經(jīng)驗豐富型與女性經(jīng)驗豐富型勞動力均值較大，分別為7.29與6.03，遠遠高于男性經(jīng)驗欠缺型與女性經(jīng)驗欠缺型勞動力投入均值(分別為3.78與1.94)，男性經(jīng)驗欠缺型變量均值(3.78)大于女性經(jīng)驗欠缺型變量均值(1.94)，男性經(jīng)驗豐富型變量均值(7.29)大于女性經(jīng)驗豐富型變量均值(6.03)，可以看出，種糧大戶勞動力投入考慮最多的因素是勞動經(jīng)驗(包括科技與技能等科技素質)，其次是勞動力的身體素質(即勞動力的性別)。勞動態(tài)度變量均值為1.52，說明種糧大戶投入的勞動力多來自與本村與周邊臨近村鎮(zhèn)，勞動力市場發(fā)育變量均值為0.09，表示種糧大戶勞動力投入成本大約占投入總成本的10%，在一定程度上說明，我國農(nóng)村勞動力市場還不夠完善。

4.2模型估計與結果分析

表4　勞動力質量對家庭生產(chǎn)效率損失的影響

變 量參數(shù)估計值標準誤差t檢驗值常數(shù)項-5.130***1.459-3.517勞動力質量類型男性經(jīng)驗欠缺型(MnE)0.110***0.0333.363男性經(jīng)驗豐富型(ME)-0.290**0.013-2.251女性經(jīng)驗欠缺型(FnE)0.153***0.0433.534女性經(jīng)驗豐富型(FE)-0.170*0.014-1.376勞動態(tài)度(LA)-0.590**0.297-1.989勞動力市場發(fā)育(E1)6.738***1.6064.196A1-7.092***1.479-4.794A21.962***0.7532.607LR單邊檢驗誤差312.220全樣本數(shù)460 注:“***”、“**”、“*”分別表示該系數(shù)達到0.01、0.05、0.1的顯著性水平

(1)男性經(jīng)驗欠缺型(MnE)與女性經(jīng)驗欠缺型(FnE)變量在1%水平上顯著，且都對家庭生產(chǎn)效率產(chǎn)生了較大的負向影響。男性經(jīng)驗豐富型(ME)與女性經(jīng)驗豐富型(FE)變量分別在5%與10%水平上顯著，且有較強的正向作用效應(表4)。

以上實證分析結果顯示：我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依然還沒有改變依靠勞動者的體力與勞動經(jīng)驗的局面。從勞動性別角度看，社會學者認為以家庭制度為核心的社會結構中，家庭與社會互動作用確立了勞動性別分工，即男女在家庭與社會的角色地位。性別間的比較利益是調(diào)整勞動性別分工的準則。在現(xiàn)有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平與農(nóng)村居民意識形態(tài)的影響下，婦女更多地受到家庭角色與制度性因素的束縛，向婦女配置的社會資源要遠遠低于男性，性別比較利益不平等的格局沒有改變。該文同時也證明了在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領域存在著勞動性別之間的差異，家庭生產(chǎn)效率與勞動者的體力具有較強的正相關關系。種糧大戶投入不同性別的勞動力對生產(chǎn)效率的影響存在明顯的差異，男性經(jīng)驗欠缺型與女性經(jīng)驗欠缺型勞動力的投入對家庭經(jīng)濟增長效率產(chǎn)生了顯著的負效應，效應值分別為0.110與0.153，種糧大戶投入的女性經(jīng)驗欠缺型勞動力對生產(chǎn)效率損失的影響要明顯強于男性經(jīng)驗欠缺型勞動力。而男性經(jīng)驗豐富型與女性經(jīng)驗豐富型勞動力的投入對家庭生產(chǎn)效率產(chǎn)生了顯著的正效應，效應值分別為0.290與0.170，在同等勞動經(jīng)驗積累下，男性勞動力對生產(chǎn)效率提升的影響效應要明顯強于女性。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動性別差異除家庭角色與社會制度的約束之外，突出地表現(xiàn)為性別間體力等自身素質上的差異。

從勞動經(jīng)驗角度看，勞動經(jīng)驗既是一種積累又是一種勞動技能轉化的能力，這正是新型農(nóng)民高素質全新的詮釋，農(nóng)民素質的高低直接決定著農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的快慢。勞動者既是勞務的提供者，又是勞動積累的投資者，勞動力或勞動的投入不僅能得到豐富物化勞動成果，還能使勞動積累轉化到勞動者自身上，勞動者在長期勞動過程中，不斷從“邊干邊學”、“干中學、學中干”這種傳統(tǒng)模式中獲得豐富的勞動經(jīng)驗、科技及技能，極大地增強了自身的“造血功能”，使自身實現(xiàn)從“農(nóng)業(yè)人”向“技術人”與“知識信息人”等現(xiàn)代人格的轉化與升級[17]。實證結果得知(表4)，家庭生產(chǎn)效率與勞動經(jīng)驗呈較強的相關性，即男性經(jīng)驗豐富型與女性經(jīng)驗豐富型勞動力質量類型都在10%水平上有顯著的正向作用效應，男性經(jīng)驗欠缺型與女性經(jīng)驗欠缺型勞動力質量類型具有顯著的負方向的作用效應，這充分證明，對家庭生產(chǎn)效率影響效應方向與投入勞動力的學歷、年齡及性別相關性很弱(只是存在作用效應大小的差異)，而勞動力的勞動經(jīng)驗(從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間)決定著不同勞動力質量類型對家庭生產(chǎn)效率的高低。

(2)勞動態(tài)度(LA)變量在5%水平上顯著且對家庭生產(chǎn)效率有較大的正向影響，這與該文上述假設一致。大量來自本村或者相鄰鄉(xiāng)鎮(zhèn)的用工勞動力勞動態(tài)度認真，能極大地促進種糧大戶家庭生產(chǎn)效率的提升。在現(xiàn)有生產(chǎn)力狀況下，勞動仍然是勞動者謀生的唯一途徑，而沒有成為生活的必需內(nèi)容，因此，只有勞動才能體現(xiàn)勞動者的幸福與快樂，這是人的本質。但對于兼業(yè)的農(nóng)民來說，勞動環(huán)境與從事的職業(yè)不同給他們帶來的幸福感是截然不同的，農(nóng)民在城鎮(zhèn)勞動與幸福是相背離的[18]，也偏離了勞動倫理的訴求目標。高素質的勞動力選擇在農(nóng)業(yè)領域兼業(yè)，與種糧大戶之間容易構建較為和諧的雇傭與被雇傭勞動關系，在這種勞動環(huán)境下，被雇傭的勞動者更容易感到人格上的平等，精神上也得到了滿足，體面的勞動正是他們追求幸福生活的心理訴求，相反，來自城鎮(zhèn)的勞動者不容易在農(nóng)業(yè)領域找到幸福。同時被雇傭的勞動者會進行自我道德意識的調(diào)整，即在勞動中的一種“自律”，在勞動中他們會自覺地約束與選擇自己的行為方式達到社會認可的倫理道德標準。實證結果顯示，來自本村或者是臨近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的勞動者勞動態(tài)度要比來自城鎮(zhèn)的勞動者更加認真。

(3)勞動力市場發(fā)育(E1)變量估計參數(shù)為6.738且通過了1%顯著性水平檢驗，對家庭生產(chǎn)效率有較強的正效應。一方面，勞動力市場發(fā)育程度不僅影響勞動力的資源配置狀況，也影響著勞動力配置的優(yōu)化路徑與速度，同時勞動力資源配置的變化與優(yōu)化又必然會影響勞動力生產(chǎn)率的變化[19]。糧食生產(chǎn)與對勞動力的需求都具有很強的季節(jié)性，農(nóng)忙時節(jié)勞動需求強度最高，勞動力的供給與需求間會產(chǎn)生矛盾，如果勞動力市場發(fā)育狀況良好，高素質的兼業(yè)勞動力會在產(chǎn)業(yè)間與地區(qū)間流動[20-21]，種糧大戶可以優(yōu)化配置需要的勞動力資源，降低勞動用工成本，相反如果勞動力市場發(fā)育狀況差，會大大增加種糧大戶勞動用工的成本投入，會減緩勞動力資源優(yōu)化配置的速度，造成勞動生產(chǎn)率大幅度下降。另一方面，農(nóng)業(yè)是一個結構偏離度為負值的產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)勞動力市場發(fā)育度也很低，兩者之間呈顯著的正相關[22]，勞動力市場發(fā)育度低、產(chǎn)業(yè)結構偏離度為負值，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重大于增加值比重，即農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率較低且有大量剩余勞動力需要轉移出去，造成了產(chǎn)業(yè)對勞動力較強的“擠出效應”，會使大量高素質的農(nóng)業(yè)勞動力被擠出到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)外去兼業(yè)，最終會導致農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的下降。

(4)地區(qū)虛擬變量A1與A2參數(shù)通過了1%顯著性水平檢驗，分別對家庭生產(chǎn)效率產(chǎn)生了較強的正向與負向沖擊。充分說明“老人農(nóng)業(yè)”與“農(nóng)業(yè)女性化”等現(xiàn)象對墾區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生了較強的負向沖擊，可能原因主要是墾區(qū)基本實現(xiàn)農(nóng)業(yè)機械化，資本與機械對勞動力產(chǎn)生了較強的“替代效應”，但在較封閉的管理制度下，勞動力市場發(fā)育程度很低，缺少高素質勞動力的補充，資本對勞動力的“擠出效應”大于“替代效應”，而在地方隨著勞動力的持續(xù)轉移，“資本深化”不斷加速，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率釋放空間增大。

5結論及啟示

該文基于460戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Q型聚類方法對樣本數(shù)據(jù)進行聚類分析，建立了男性經(jīng)驗豐富型、女性經(jīng)驗豐富型、男性經(jīng)驗欠缺型、女性經(jīng)驗欠缺型等4種類型勞動力質量數(shù)據(jù)庫，同時將勞動態(tài)度和勞動力市場發(fā)育變量引入隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，檢驗結果顯示，男性經(jīng)驗豐富型與女性經(jīng)驗豐富型對家庭經(jīng)濟增長效率提升產(chǎn)生了顯著的正效應，而男性經(jīng)驗欠缺型與女性經(jīng)驗欠缺型對生產(chǎn)效率產(chǎn)生了明顯的負向影響，勞動態(tài)度、勞動力市場發(fā)育變量與家庭生產(chǎn)效率呈現(xiàn)了較強正、負相關性。

以上實證分析結論，表明的政策啟示很明確：(1)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在著勞動性別分工，而且性別對家庭經(jīng)濟增長效率的影響效應存在著較明顯的大小差異。農(nóng)業(yè)領域出現(xiàn)了“農(nóng)業(yè)女性化”的趨勢，從經(jīng)濟學角度看存在著效率損失問題[23]，迫切需要政府盡快健全種糧大戶培育機制，鼓勵農(nóng)民工返鄉(xiāng)從事糧食生產(chǎn)，并將適合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的男性與女性青壯年勞動力留在農(nóng)業(yè)領域； (2)農(nóng)民培訓是當代農(nóng)民經(jīng)驗技能提高的主要來源，政府應該根據(jù)當?shù)厍闆r加大人力資本投入力度，同時應將大部分投入放在農(nóng)民的培訓上，解決農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的實際問題，切實找準資金投入與政策扶持的方向； (3)勞動態(tài)度在一定程度上決定了勞動力生產(chǎn)效率的提升，政府部門應該注意加強對農(nóng)業(yè)從業(yè)者勞動價值培訓與教育，營造良好的農(nóng)業(yè)勞動社會認同氛圍，讓更多的從業(yè)者愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，得到社會更多的尊重與認可； (4)農(nóng)村勞動力市場發(fā)育決定了農(nóng)業(yè)勞動力在產(chǎn)業(yè)與地區(qū)間配置結構、配置優(yōu)化速度及用工成本。在城鎮(zhèn)化大的背景下，政府要加快建立統(tǒng)一、完善的跨區(qū)域城鄉(xiāng)勞動力市場，讓高質量的勞動力不僅能夠在當?shù)爻青l(xiāng)間自由流動，而且能夠跨地區(qū)在鄉(xiāng)與鄉(xiāng)之間流動，更好地解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中高素質勞動力供求在時間、區(qū)間及結構上的矛盾。

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RESEARCH ON THE IMPACT OF RURAL LABOR FORCE QUALITY ON PRODUCTION EFFICIENCY OF LARGE-SCALE GRAIN-PRODUCTION HOUSEHOLDS

Yao Zengfu,Liu xin※

(Guilin University of Aerospace Technology, Guilin, Guangxi 541004, China)

AbstractWith the rapid development of industrialization and urbanization in China, great quantities of the rural labor have flowed into non-agricultural industries, and the quality of surplus rural labor force has significant influence on grain production efficiency of scale farmers. Based on a survey data of 460 Large-Scale Grain-production households, this paper classified the quality of rural labor force into 4 types, i.e., experienced male, experienced female, less experienced male and less experienced female, using Q clustering method. It analyzed the impact of rural labor force quality type, attitude towards labor, and the development of labor market on family production efficiency using Stochastic Frontier Production Function Model. The results showed that experienced male and female types had positive influence on family production efficiency, and the effect value were 0.290 and 0.170, respectively. While the less experienced types had negative impacts, and the effect value were -0.110 and -0.153, respectively. The attitude towards labor and the development of labor market had strong positive and negative effects on family production efficiency with the effect values 0.590 and -6.738, respectively.

Key wordsrural labor force quality; production efficiency; large-scale grain-production household; stochastic frontier production function

doi:10.7621/cjarrp.1005-9121.20160323

收稿日期：2014-10-15

作者簡介：姚增福(1978—)，男，黑龍江湯原縣人，副教授。研究方向：農(nóng)村區(qū)域發(fā)展及農(nóng)戶行為經(jīng)濟學?！ㄓ嵶髡撸簞⑿?1979—)，女，遼寧懷仁人，農(nóng)藝師。研究方向：農(nóng)業(yè)政策及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟學。Email:yongydx1979@163.com *資助項目：國家社科基金一般項目“西部農(nóng)戶農(nóng)業(yè)環(huán)境效率、要素配置效率及其提升機制研究”(15BGL131)； 教育部人文社會科學研究青年項目“外部性約束下種糧大戶響應行為績效提升研究：基于政府培育和市場邊界視角”(13YJC630206)

中圖分類號：F325.22； F325.14

文獻標識碼：A

文章編號：1005-9121[2016]03-0135-08