張永麗，魏　雷

(西北師范大學 商學院，甘肅 蘭州，730070)

?

農(nóng)戶勞動力資源配置的微觀決策

張永麗，魏雷

(西北師范大學 商學院，甘肅 蘭州，730070)

摘要：對甘肅10個樣本村入戶調查資料的統(tǒng)計分析顯示，目前農(nóng)村勞動力資源配置呈現(xiàn)出兩個基本特征：一是農(nóng)戶家庭普遍采取兼業(yè)化模式，二是個體勞動力有明顯的專業(yè)化趨勢。針對這一特征，建立農(nóng)戶家庭勞動力兼業(yè)化配置模型和個體專業(yè)化配置模型以理論解釋，并通過計量實證考察了農(nóng)戶家庭與個體在勞動力配置決策中的影響因素。研究表明：目前農(nóng)戶勞動力資源配置是基于邊際勞動價值、預期收入、風險和就業(yè)轉移成本等因素的理性決策。對農(nóng)村勞動力進行技能與教育投資，建立并完善農(nóng)村信貸和保險市場，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和城市部門就業(yè)風險，是加快推進家庭專業(yè)化的政策重點。

關鍵詞：農(nóng)戶勞動力；資源配置；家庭兼業(yè)化；個體專業(yè)化；家庭專業(yè)化

一、引言

在當今中國，經(jīng)濟和社會的巨大變革已極大地改變了農(nóng)戶的資源配置方式，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不斷推進及勞動力市場不斷發(fā)展，農(nóng)戶家庭資源配置決策的可能集不斷擴大，農(nóng)業(yè)僅僅成為多種可能的謀生方式之一，務農(nóng)在農(nóng)村家庭經(jīng)濟活動或者收入來源中的重要性大大降低。農(nóng)村勞動力流動就業(yè)的常態(tài)化是農(nóng)戶勞動力資源配置方式轉變的重要標志之一。

對農(nóng)民經(jīng)濟的研究是從研究資源配置方式和家庭決策開始的，資源配置方式和家庭決策取決于農(nóng)戶的動機。在學術界，一般根據(jù)農(nóng)戶動機不同將農(nóng)民分為三類：勞苦規(guī)避型農(nóng)民、追求利潤型農(nóng)民和風險規(guī)避型農(nóng)民。俄國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟學家恰亞諾夫[1]首先分析了農(nóng)民家庭行為，通過研究農(nóng)民在工作與閑暇之間時間分配行為，提出了“勞動—消費均衡”理論，認為農(nóng)戶在追求效用最大化上選擇了避免勞苦和獲得收入之間的均衡，該農(nóng)戶被稱為“勞苦規(guī)避型農(nóng)戶”。舒爾茨[2]則認為農(nóng)戶是理性的，農(nóng)戶的經(jīng)濟行為會理性地考慮邊際收益和邊際成本，進而把其所能支配的生產(chǎn)要素配置到最佳，被稱為“利潤最大化”農(nóng)戶。Bromley and Chavas[3]從農(nóng)戶的風險態(tài)度入手，認為大多數(shù)農(nóng)戶家庭抵御風險的能力有限，屬于典型的風險規(guī)避型，在不確定性及不完善信息條件下，農(nóng)戶將通過資源配置的多樣化來獲得真正最優(yōu)的“自我保險”，該農(nóng)戶被稱為“風險規(guī)避型農(nóng)戶”。恰亞諾夫的理論過分依賴勞動的辛苦與消費的滿足等難以測定的主觀感知，并假定家庭農(nóng)場與市場經(jīng)濟完全隔絕，與當代中國農(nóng)戶家庭的決策動機不符。而綜合舒爾茨與Bromley and Chavas的理論，基于追求利潤最大化和規(guī)避風險的研究指向，對于分析目前中國具有流動性特征的農(nóng)戶勞動力資源配置決策行為具有重要的指導意義。

對流動勞動力個體的研究，托達羅模型[4]占據(jù)了非常重要的位置。該模型指出工業(yè)化進程中農(nóng)村勞動力的遷移決策取決于潛在的遷移者對預期收入的估計，而這種估計同時依賴于在城市部門就業(yè)的概率與城市的工資水平。就中國改革開放30多年來農(nóng)村勞動力鄉(xiāng)—城遷移的實際進展來看，農(nóng)村勞動力遷移表現(xiàn)為長期的大規(guī)模的“候鳥式流動”，真正的定居遷移困難重重。對這一現(xiàn)狀可以從勞動力資源配置決策的角度進行審視，農(nóng)戶家庭基于收益最大化和規(guī)避風險目標，以部分勞動力或勞動時間參與非農(nóng)就業(yè)，可將這種行為稱之為“家庭兼業(yè)化”。就勞動力個體而言，其行為表現(xiàn)為在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門之間的就業(yè)選擇，可分為專職農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兼具(個體兼業(yè)化)、專職非農(nóng)業(yè)。同理，將勞動力個體的專職農(nóng)業(yè)與專職非農(nóng)就業(yè)行為稱之為“個體專業(yè)化”。從目前實際來看，有兩個十分顯著的特征值得關注，一是家庭兼業(yè)化十分普遍，二是個體專業(yè)化趨勢十分明顯，如何從理論上理解上述特征，進而深入探討形成這一特征背后的影響因素，將對準確把握目前中國農(nóng)村勞動力流動階段性質以及影響農(nóng)戶勞動力資源配置的主要因素(這一問題與目前的農(nóng)民工市民化極度關聯(lián))等問題大有裨益。

考察近期的相關研究成果可以發(fā)現(xiàn)，大多研究主要關注勞動力個體流動行為的基本特征與影響因素[5-7]，特別是張林秀等人[8]的研究注意到不同經(jīng)濟時期農(nóng)戶個體成員在選擇進入與退出非農(nóng)就業(yè)市場的機制問題。以農(nóng)戶家庭決策為主題的研究，部分是將其作為一個影響因素來研究個體的就業(yè)行為[9]，其他對農(nóng)戶家庭兼業(yè)的研究多為經(jīng)驗型描述[10-11]，此類研究通常著眼于描述農(nóng)戶的經(jīng)濟條件、地區(qū)發(fā)展水平、農(nóng)戶勞動力類型與農(nóng)戶家庭兼業(yè)化的關系，如李小建等[12]對我國農(nóng)戶兼業(yè)化的演變過程做了現(xiàn)象描述，祈峰[13]則通過與國外經(jīng)驗的比較分析了我國兼業(yè)化現(xiàn)象的原因。都陽[14]從家庭時間配置的角度，從農(nóng)戶家庭成員之間的不同效用函數(shù)假定出發(fā)，建立集體模型，對貧困地區(qū)的勞動供給模式進行了研究。賀振華[15]從成本收益的角度建立了一個理論分析框架，基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要的最低投入時間，對農(nóng)戶家庭兼業(yè)化的形成條件與影響因素進行了較為系統(tǒng)和全面的理論分析，得出工業(yè)工資、農(nóng)業(yè)收入和農(nóng)戶家庭特征都影響了農(nóng)戶就業(yè)選擇的結論，但就實地考察西北地區(qū)農(nóng)戶家庭情況來看，農(nóng)戶家庭決策的基本出發(fā)點并非農(nóng)業(yè)最低投入時間，而是基于收入與風險的權衡[16]。王春超[17]在對勞動力個體研究的基礎上，進一步探討現(xiàn)階段農(nóng)戶家庭勞動力流動決策的一般特征，認為農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的預期差異、農(nóng)村家庭撫養(yǎng)負擔對農(nóng)戶勞動力就業(yè)決策具有重要的影響。在借鑒以上研究的基礎上，就目前中國農(nóng)村勞動力配置決策的現(xiàn)實邏輯來看，農(nóng)戶家庭作為一個理性的“經(jīng)濟組織”，為了收入最大化與規(guī)避風險，會在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)間進行時間分配，而勞動力個體則在家庭最優(yōu)決策的基礎上，綜合勞動力的比較優(yōu)勢，基于預期收入差值與就業(yè)轉移成本折現(xiàn)值的比較，做出合理的個人就業(yè)選擇。

二、農(nóng)戶勞動力資源配置的基本特征

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2013年底到2014年初在甘肅農(nóng)村的調查。調查隨機選取了勞動力流動情況比較普遍的10個樣本村，并以面對面訪談記錄的形式完成問卷708份，其中有效問卷645份，涉及645個樣本農(nóng)戶的家庭人口2 957人，其中勞動力2 168人。

(二)農(nóng)戶勞動力資源配置的基本特征

為了更準確地把握現(xiàn)階段貧困地區(qū)農(nóng)戶勞動力資源配置的基本特征，整理并分析農(nóng)村社會調查資料，得出兩個最為顯著的特征。

第一，從樣本農(nóng)戶的家庭特征看，外出務工普遍且兼業(yè)化明顯。在調查的645個樣本農(nóng)戶中，純務農(nóng)、純務工、純個體經(jīng)營的樣本分別為46戶、8戶、1戶，僅占總戶數(shù)的8.5%。參與務工活動的家庭為580戶，兼業(yè)家庭戶數(shù)為590戶，占總戶數(shù)的91%。根據(jù)農(nóng)戶家庭在勞動力資源配置過程中的側重點不同，將樣本家庭分為五類：農(nóng)業(yè)為主型、務工為主型、個體經(jīng)營為主型、農(nóng)業(yè)和務工兼業(yè)型、農(nóng)業(yè)和個體兼業(yè)型。表1可見，土地和勞動力數(shù)量在農(nóng)戶勞動力資源配置過程中具有重要作用。以農(nóng)業(yè)為主的家庭平均擁有22.57畝土地，遠遠高于其他類型的農(nóng)戶家庭，特別是以務工和以個體為主的家庭。勞動力的多寡也是農(nóng)戶家庭參與非農(nóng)活動的重要決定因素，以農(nóng)業(yè)為主的家庭平均有勞動力2.76人，少于參與非農(nóng)活動家庭的勞動力數(shù)量。另外一個值得關注的問題是，務工為主的家庭所占比重的變化。此次調查統(tǒng)計中以務工為主的家庭約占33.64%；而在2007年相類似的農(nóng)村社會調查中[18]，以務工為主的家庭只占19.61%，這說明隨著國家經(jīng)濟社會結構的不斷轉型，越來越多的農(nóng)戶更加偏向將勞動力資源配置向非農(nóng)務工。

表1　樣本家庭類型劃分及其主要特征

第二，從農(nóng)戶勞動力個體特征看，專業(yè)化傾向明顯。調查資料顯示，目前農(nóng)村勞動力按就業(yè)類型可分專職務農(nóng)者、專職務工者、個體從業(yè)者、兼業(yè)者(農(nóng)業(yè)和務工)、兼業(yè)者(農(nóng)業(yè)和個體)、城市正式部門就業(yè)者六類。從比重上看，專業(yè)化傾向明顯，其中專職務農(nóng)者、專職務工者分別占到50.92%、20.02%。此外，絕大多數(shù)務工者及兼業(yè)務工者就業(yè)于城市非正式部門，如建筑、保安等體力勞動部門或技術要求較低的職業(yè)，而在城市正式部門就業(yè)者不到1%。

表2　個體勞動力的從業(yè)特征

三、農(nóng)戶勞動力資源配置模型

通過分析上述調研資料得出，農(nóng)戶家庭兼業(yè)化與個體勞動力的專業(yè)化傾向十分明顯。對這一現(xiàn)象的理解和解釋需要尋找農(nóng)戶家庭和勞動力個體對于其勞動力配置決策的機理及影響因素，以下將通過兩個勞動力配置的模型進行分析。

(一)農(nóng)戶家庭勞動力配置：兼業(yè)化配置模型

農(nóng)戶的經(jīng)濟行為是在特定環(huán)境約束下的理性反應，他們會在既定的條件下追求自身利益最大化[19]。為分析農(nóng)戶家庭勞動力配置的兼業(yè)化行為選擇機理，以下通過研究農(nóng)戶家庭規(guī)避風險和追求效用最大化的理性行為過程，建立農(nóng)戶家庭兼業(yè)化配置模型。

1.條件假設

(1)農(nóng)戶家庭是一個追求效用最大化的理性行為主體，家庭成員在農(nóng)村務農(nóng)還是從事非農(nóng)工作，都是在現(xiàn)行城鄉(xiāng)制度體系下追求家庭效用最大化的理性反應和選擇，這種選擇反映在家庭勞動時間的配置上。

(2)農(nóng)戶可支配的經(jīng)濟資源只有勞動力和土地，不存在土地市場；農(nóng)戶家庭能夠在農(nóng)業(yè)部門和城市非農(nóng)部門之間自由配置勞動力。

(3)對農(nóng)戶而言，不存在成熟的信貸市場和保險市場，農(nóng)戶配置資源時面臨著風險與不確定性。農(nóng)戶不僅時常面臨著自然災害、農(nóng)產(chǎn)品價格波動等風險，而且在勞動力流動過程中面臨著失業(yè)、收入難以保障等問題。

(4)農(nóng)產(chǎn)品市場和城市非農(nóng)部門勞動力市場都是完全競爭的。農(nóng)戶是農(nóng)產(chǎn)品市場價格的接受者；農(nóng)戶面臨的城市非農(nóng)部門勞動力市場沒有工會組織，只能接受市場工資率。

2.變量的選擇

(1)根據(jù)上面的假設，設A為該農(nóng)戶的土地稟賦，X為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的投入品(如種子、農(nóng)具、化肥等)，投入品的價格為PX，農(nóng)產(chǎn)品的市場價格為Pa,YR為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)凈產(chǎn)出價值。

(2)農(nóng)戶家庭的時間稟賦T分為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的時間投入Tf、非農(nóng)業(yè)部門的時間投入TO，對于中國的絕大部分農(nóng)戶來說，收入水平依然比較低，休閑過于奢侈，在此忽略這部分家庭時間，Y為農(nóng)戶家庭總收入。

(3)對于農(nóng)戶來講，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的風險常常是難以預防和估計的，用ε表示；非農(nóng)部門的風險主要指獲得城市部門工作的概率，用ρ表示，非農(nóng)工作的工資率為W，YU為農(nóng)戶在非農(nóng)部門的收入。

3.家庭總收入最大化的函數(shù)方程

則該農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的凈產(chǎn)出價值函數(shù)為：YR=Pa·F(A,X,Tf)-PX·X-ε

在非農(nóng)部門存在風險的情況下，農(nóng)戶以概率獲得非農(nóng)部門的收入：YU=ρ·W·TO

該農(nóng)戶家庭的總收入函數(shù)為：Y=YR+YU=Pa·F(A,X,Tf)-PX·X-ε+ρ·W·TO

問題轉換為農(nóng)戶家庭如何在農(nóng)業(yè)部門、非農(nóng)業(yè)部門之間配置時間，以達到家庭總收入最大化，即MaxY如何決定。解如下方程：

MaxY=Max(Tf,To)=Max[Pa·F(A,X,Tf)-PX·X-ε+ρ·W·TO]

S.T.T=Tf+TO

4.農(nóng)戶家庭部門間時間配置最優(yōu)決策

借助圖一來說明農(nóng)戶家庭時間分配的最優(yōu)決策。橫軸表示時間，點A代表農(nóng)戶家庭的時間稟賦T，縱軸代表收入，曲線AB代表勞動力投入到農(nóng)業(yè)部門的收入曲線，由A點沿曲線向B點移動即在農(nóng)業(yè)部門投入的勞動時間不斷增加，農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出以遞減的速率增加，故曲線凹向原點。假設農(nóng)戶獲得城市非正式部門工資的概率ρ固定，則直線AC表示農(nóng)戶家庭在非農(nóng)部門中配置的勞動力所面臨的收入線，斜率為ρ·W。根據(jù)假設農(nóng)戶家庭能夠以效用最大化為目標在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門之間自由配置勞動力，則農(nóng)戶家庭面臨的收入邊界是包括農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門收入邊界的組合曲線，兩部門邊際產(chǎn)出價值相等點為組合曲線的分界點。如圖AC的平行線A′C′與曲線AB相切于點D，D點則表示該農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門的邊際產(chǎn)出價值和非農(nóng)部門的邊際產(chǎn)出價值相等。此時，D點右側表示勞動力配置到農(nóng)業(yè)部門的邊際產(chǎn)出較非農(nóng)部門高，D點的左側表示勞動力配置到非農(nóng)部門會有更高的邊際產(chǎn)出，農(nóng)戶家庭在D點實現(xiàn)家庭勞動力流動的均衡，農(nóng)戶的最優(yōu)收入邊界為曲線ADC′。此時其最優(yōu)時間配置為Tf=AD′，TO=OD′。

圖1　農(nóng)戶家庭部門間時間配置最優(yōu)決策

在現(xiàn)實社會的工業(yè)化進程中，實現(xiàn)上述均衡的條件是總是隨著工業(yè)化程度的提高處于不斷的變化中，一方面隨著工業(yè)化的不斷推進，勞動力無限供給下的低水平均衡必然會被打破，伴隨著勞動力供給的相對短缺，即劉易斯第一拐點的到來，非農(nóng)就業(yè)的工資率將會不斷提高；另一方面在工業(yè)化的初中期，由于工業(yè)化技術向農(nóng)業(yè)的滲透及溢出效用不強，導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升較為緩慢。非農(nóng)就業(yè)工資率相對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的快速提高，將使得農(nóng)戶勞動力配置的均衡條件發(fā)生變化。如在上圖中，假定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率沒有發(fā)生顯著變化，即曲線AB仍為農(nóng)戶所面臨的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入曲線，而此時非農(nóng)就業(yè)的工資率有一定程度的提高，即由直線AC變?yōu)橹本€AE。直線AE的平行線A″E′與曲線AB相切于F點，農(nóng)戶家庭在F點重新實現(xiàn)家庭勞動力資源配置的均衡，此時最優(yōu)的時間配置為Tf=AF′，TO=OF′，農(nóng)戶的最優(yōu)收入邊界為曲線AFE′，相比之前，分配在非農(nóng)部門的時間增多。

實地微觀調查印證了這一趨勢，同樣回顧改革開放以來的農(nóng)村勞動力流動宏觀數(shù)據(jù)也遵循了這一規(guī)律。在1978—1983年的農(nóng)村勞動力流動初始階段，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為吸納農(nóng)村剩余勞動力的主體，約有74%的轉移勞動力是在農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)[20]，呈現(xiàn)出典型的“離土不離鄉(xiāng)”特征，即一些農(nóng)戶開始將部分勞動時間配置到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，且以兼業(yè)化為主。從1984年開始，因國家準許農(nóng)民自籌資金、自理口糧，進入城鎮(zhèn)務工和經(jīng)商，以及80年代中期的城市改革及不斷擴大的城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距為農(nóng)村勞動力跨城鄉(xiāng)、跨區(qū)域流動提供了條件和動力。在這一時期中“進廠又進城、離土又離鄉(xiāng)”的農(nóng)民工大量出現(xiàn)，每年以上百萬的規(guī)模向城市部門流動，到1999年，農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員達到1.6億人，已占農(nóng)村就業(yè)人口總數(shù)的33%，轉移到城鎮(zhèn)的勞動力比重由1984年的10.56%增長到1989年的14.65%。表明在這一階段，相當數(shù)量的農(nóng)村勞動力已參與非農(nóng)就業(yè)，農(nóng)戶的兼業(yè)化已成常態(tài)，部分農(nóng)戶的勞動力配置已開始向城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)傾斜，遠距離跨區(qū)域配置意味著農(nóng)戶勞動時間在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)上的增多，同時勞動力個體的專業(yè)化務工開始出現(xiàn)。2000年以來，隨著我國工業(yè)化、城市化的加速發(fā)展，及國家農(nóng)村勞動力流動就業(yè)政策的積極變化，農(nóng)村從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動力及農(nóng)民工的規(guī)模持續(xù)增長。 2000年，我國農(nóng)村勞動力資源總數(shù)為5.14億，其中從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的人數(shù)為1.52億，占勞動力總數(shù)的29.5%；外出務工的農(nóng)民工人數(shù)為7 849萬人，占從事非農(nóng)勞動力總數(shù)的51.6%。2005年，農(nóng)村勞動力資源總數(shù)達到最大值5.46億，其中從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的人數(shù)上升為2.04億，占勞動力總數(shù)的37.4%；外出務工的農(nóng)民工人數(shù)上升為1.26億，占從事非農(nóng)勞動力總數(shù)的61.8%。至2008年，農(nóng)村勞動力資源總數(shù)下降至5.05億，其中從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的人數(shù)為2.73億，占勞動力總數(shù)的54.1%；外出務工的農(nóng)民工人數(shù)上升為1.4億，占從事非農(nóng)勞動力總數(shù)的51.3%[21]。以上數(shù)據(jù)表明一個總體的趨勢，即隨著改革開放的不斷深入，特別是國家工業(yè)化、城市化進程的不斷加快，我國農(nóng)戶家庭的勞動力配置更多地偏向于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、特別是城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，越來越多的農(nóng)戶參與到兼業(yè)化之中，兼業(yè)化成為當代中國農(nóng)戶勞動力配置的最典型特征。

(二)農(nóng)戶個體勞動力配置：專業(yè)化配置模型

在農(nóng)戶家庭勞動力資源配置的最優(yōu)目標條件下，家庭成員會根據(jù)個體的勞動力資源稟賦，如受教育程度、年齡、技能等因素，以及勞動力市場的需求、工資、風險和非農(nóng)就業(yè)成本等實際狀況，對其個體所屬的勞動力資源進行配置。為了描述這一特征，建立以下農(nóng)戶個體勞動力資源配置模型。

1.條件假設

(1)勞動力個體在其家庭勞動力資源配置最優(yōu)的目標條件約束下，通過就業(yè)選擇追求預期收入最大化。

(2)勞動力個體在人力資本投入與否方面可以自主選擇，即家庭成員可以自由選擇早日外出務工還是繼續(xù)接受教育,因此勞動力個體的勞動技能水平和受教育水平存在顯著差異。

(3)勞動力個體對其勞動力資源配置時依然面臨著風險與不確定性。

2.農(nóng)戶個體勞動力專業(yè)化就業(yè)的函數(shù)方程

對農(nóng)戶個體勞動力來說，其對未來預期收入的折算現(xiàn)值可用下式表示：

3.農(nóng)戶個體勞動力最優(yōu)決策條件

ρw(E,N,S)-w(A)即為預期平均收入的差值，rC為選擇非農(nóng)就業(yè)的轉移成本的折現(xiàn)值。農(nóng)戶個體勞動力的農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門的就業(yè)選擇在于預期收入的差值與選擇非農(nóng)就業(yè)成本的折現(xiàn)值的比較。其中除了與勞動力的個體特征與擁有土地面積有關外，與獲得非農(nóng)就業(yè)的概率ρ有很大的關系。非農(nóng)部門就業(yè)所面臨的風險包括環(huán)境風險和因勞動力特征差異而引起的風險，稱為內部風險。環(huán)境風險主要與宏觀經(jīng)濟運行有關，例如經(jīng)濟增長狀況、產(chǎn)業(yè)結構的變動，這些對于農(nóng)戶都是外生變量；內部風險與勞動力的人力資本差異有關，所以引進受教育年限、年齡、技能三個變量來衡量人力資本。這三個變量不僅衡量了工資的高低，工作年限的長短，也決定了獲得非農(nóng)就業(yè)的概率。

4.農(nóng)戶家庭專業(yè)化的轉變

為了進一步分析農(nóng)戶家庭專業(yè)化到來的條件，在此考察兼業(yè)化類型的農(nóng)戶家庭，家庭中非農(nóng)就業(yè)勞動力的年收入總和為W(E,N,S)，所有農(nóng)業(yè)就業(yè)勞動力的年收入總和為W(A)，轉移總成本為C，其家庭對未來總收入的折算現(xiàn)值可以用下式表示：

通過以上條件方程的論證可以得出結論，在當前農(nóng)戶兼業(yè)化十分普遍的條件下，對農(nóng)村勞動力進行知識與技能投資，進而提高農(nóng)民工在非農(nóng)部門就業(yè)的工資水平，降低遷移成本，同時提高農(nóng)業(yè)的規(guī)模化、專業(yè)化水平，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，是促進農(nóng)戶家庭專業(yè)化進程的最重要手段。

將兩個模型統(tǒng)一來看，在經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)階段，在沒有完善的農(nóng)村信貸和保險市場，農(nóng)村土地流轉市場發(fā)展緩慢的情況下，農(nóng)戶家庭的最優(yōu)決策就是選擇兼業(yè)模式，而個體勞動力則為專職務農(nóng)或務工。在家庭和外遷者之間形成一種“自愿契約”*盧卡斯和斯塔克的研究結果表明，在家庭和外遷者之間存在著既互相依賴又互相獨立的關系，而兩者之間的匯款往來則可以視為一種“自愿契約”[22]。，具體來說，在遷移初期，通常是家庭向外出者提供資助，當外出者在城鎮(zhèn)非農(nóng)部門取得較為穩(wěn)定的職業(yè)和收入，外遷者就開始向家庭提供資助，農(nóng)村勞動力個體仍然無法割斷和農(nóng)業(yè)部門的經(jīng)濟聯(lián)系，農(nóng)民工的市民化與有序回流仍處于一種“混沌”狀態(tài)。盡管農(nóng)戶家庭兼業(yè)化與個體專業(yè)化走出了農(nóng)戶遷移的第一步，但還遠遠不夠。從社會發(fā)展的角度，若大部分農(nóng)戶家庭以全部勞動力參與非農(nóng)就業(yè)、一部分農(nóng)戶以全部勞動力規(guī)?；I(yè)化經(jīng)營農(nóng)業(yè)，可將這種行為稱之為“家庭專業(yè)化”，而這一狀況的普遍發(fā)生往往意味著農(nóng)村勞動力鄉(xiāng)—城遷移的較高級階段的發(fā)生。中國農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展有賴于農(nóng)村勞動力的真正遷移，而不是兼業(yè)，同樣社會的穩(wěn)定與經(jīng)濟的發(fā)展也需要轉移勞動力的有序回流與真正實現(xiàn)市民化。農(nóng)戶家庭專業(yè)化無疑是經(jīng)濟社會發(fā)展的必然趨勢，當前普遍存在的農(nóng)戶家庭兼業(yè)化只是一個過渡階段，隨著經(jīng)濟社會發(fā)展進程中農(nóng)戶勞動力個體專業(yè)化程度的不斷強化及隨時間過渡農(nóng)戶家庭的進一步“析戶”導致的小型化、核心化，農(nóng)戶的家庭專業(yè)化階段必將到來。

四、實證分析

(一)計量模型建立

在以上理論模型基礎上，建立計量經(jīng)濟學模型來考察農(nóng)戶家庭在多種勞動力配置方案中的影響因素。一般來講，在農(nóng)戶調查中，只有在農(nóng)戶參與某種給定活動k的情況下，才能夠觀察到這種活動的收入yk，即在yk>0的情況下才能觀察到。如果農(nóng)戶不參加這種活動，就觀察不到y(tǒng)k。農(nóng)戶家庭的收入直接關系到其效用的大小，因此收入最大化的問題等價于效用最大化的問題。如果選擇是按照效用最大化而進行的，則具有極限值的邏輯分布是較好的選擇。在這種情況下選擇Logistic回歸模型。模型中，被解釋變量為取值為0或1的虛擬變量，表示家庭是否參與某種生產(chǎn)活動。解釋變量為影響農(nóng)戶決策的所有因素的集合。農(nóng)戶對生產(chǎn)活動k的參與可用如下Logistic模型來估計：

預計農(nóng)戶家庭勞動力兼業(yè)配置更多的是一種家庭決策；而農(nóng)戶個體專業(yè)化配置更多的是個人決策的體現(xiàn)。所以具體的計量實證過程分兩個層次進行，首先基于農(nóng)戶家庭特征對影響家庭勞動力資源配置的各種影響因素進行分析，試圖證明家庭屬性如何決定農(nóng)戶家庭的最終選擇；然后基于個體勞動者的主要特征并結合其所屬家庭特征對決定個人職業(yè)選擇的各因素進行分析，一方面論證農(nóng)戶個體勞動力配置更多的是由個人特征決定的假設，另一方面分析農(nóng)戶個體勞動力配置過程中哪些因素起決定作用。

(二)變量設置

農(nóng)戶家庭最終選擇哪種勞動力配置方式取決于所有可能影響農(nóng)戶決策的因素。為此，在模型中引入解釋變量：

(1)家庭勞動力數(shù)量。將16歲及以上(排除在校學生及生活不能自理的老人)的家庭成員定義為勞動力。

(2)家中15歲及15歲以上成員的平均受教育年限。用此變量衡量家庭勞動力的人力資本存量。

(3)家庭中接受過專業(yè)或技能培訓的人的比重。培訓的內容包括農(nóng)業(yè)技術、駕駛、廚藝等。這些非正規(guī)教育能提高家庭成員的素質，有利于家庭從事非農(nóng)活動，有利于家庭成員的外出。

(4)家庭勞動力平均年齡。

(5)現(xiàn)有家庭住房投資額。住房通常是農(nóng)戶重要的家庭財產(chǎn)，現(xiàn)有住房的建設投資可以衡量家庭的財富水平。

(6)家庭擁有的耕地面積。對農(nóng)民而言，土地是最重要的生產(chǎn)資料，土地的匱乏通常是農(nóng)戶外出務工的重要動機。

(7)農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入。把家庭收入分為四類：家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入、工資性收入和轉移性收入，家庭經(jīng)營收入分為農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和非農(nóng)經(jīng)營收入兩部分。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，包括從農(nóng)業(yè)、畜牧業(yè)等生產(chǎn)活動中獲得的貨幣收入；非農(nóng)經(jīng)營收入，指農(nóng)戶在本地從事個體經(jīng)營活動所獲得的貨幣收入。在此選取農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入作為解釋變量，一方面因為農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入在一定程度上能夠體現(xiàn)農(nóng)戶家庭所面臨的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然風險，如氣候條件的優(yōu)劣；另一方面農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入也反映農(nóng)戶所面臨的市場風險，因為最終的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入同時取決于農(nóng)戶的產(chǎn)量和農(nóng)產(chǎn)品價格。

(三)回歸結果

表3為用二元Logistic模型估計的三類農(nóng)戶家庭的參與方程結果：回歸1針對只參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的家庭進行回歸；回歸2針對參與本地非農(nóng)經(jīng)營活動的家庭進行回歸；回歸3針對參與務工活動的家庭進行回歸。模型設定形式如下：

其中：Xi表示解釋變量，βi為各解釋變量的估計系數(shù)，含義是：某一自變量Xi改變1個單位時，因變量發(fā)生與不發(fā)生的概率之比的對數(shù)值為βi單位。

表3　基于家庭特征的Logistic 回歸結果

注：[]內為Z檢驗值?！?**”、“**”、“*”分別表示結果在1%、5%以及10%的水平下顯著。

表4為多項Logistic回歸結果。對專業(yè)務農(nóng)、專業(yè)務工、務工兼農(nóng)業(yè)、城市正式部門就業(yè)四類勞動力群體進行多項Logistic回歸，并將專業(yè)務農(nóng)組作為參照組。為了能夠直接比較組間差異及解釋變量對被解釋變量的影響程度，表4給出的是不同模型下的解釋變量的相對風險比(RRR，Relative Risk Ratio)。相對風險比等于回歸系數(shù)的自然指數(shù)，它表示只有變量Xk變化而其他所有變量不變時發(fā)生比變化的倍數(shù)，公式如下：

表4　基于勞動力個體特征的多項Logistic回歸結果(輸出風險比)

Log likelihood=-1324.1702，LR chi2(27)=1737.71，Prob > chi2=0.0000，Pseudo R2=0.3962，Observations =2007

注：系數(shù)為相對風險比(RRR)，[ ]內為Z檢驗值?！?**、”“**”、“*”分別表示結果在1%、5%以及10%的水平下顯著。

(四)回歸結果分析

1.基于家庭特征的回歸結果分析

①家庭勞動力資源作用

表3回歸結果表明，勞動力資源豐富的家庭向非農(nóng)部門轉移的概率較高。家庭勞動力數(shù)量對非農(nóng)經(jīng)營活動和務工活動的參與具有顯著的正向作用，而對參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動具有顯著的負向作用。長期以來，農(nóng)村地區(qū)存在著數(shù)量龐大的剩余勞動力，人口對土地的壓力是農(nóng)業(yè)勞動力轉向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的主要動因，特別是人多地少的家庭進行勞動力轉移的傾向更高。這種轉移意愿是農(nóng)戶家庭積極規(guī)避農(nóng)村風險的表現(xiàn)。

②受教育程度和技能培訓的作用

勞動力平均受教育年限和接受過專業(yè)或教育培訓的比重是一個反映家庭人力資本積累的變量。家庭勞動力平均受教育程度和技能培訓對家庭參與非農(nóng)就業(yè)的作用是正向的，而對參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的作用是顯著負向的。這說明現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與人力資本的關系不密切，而人力資本對非農(nóng)就業(yè)具有明顯的促進作用。

③家庭勞動力年齡

從表3的回歸結果看，勞動力平均年齡變量對家庭參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動具有顯著的正向作用，對家庭外出務工活動具有顯著的負向作用。該變量對家庭從事非農(nóng)經(jīng)營活動的影響不顯著，可能因為非農(nóng)經(jīng)營活動主要集中在小商店、小餐館、小旅館等對勞動力年齡要求不高的行業(yè)。

④現(xiàn)有住房投資

作為家庭財富代表的現(xiàn)有住房投資對非農(nóng)經(jīng)營活動的參與起著正向作用。但是對勞動力外出不起作用，對參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動起著負向作用。這一結論說明，富裕家庭在那些需要一定初始投入或啟動資金的家庭經(jīng)營活動中處于有利地位。

⑤家庭擁有土地面積

土地是農(nóng)戶最為重要的資源，從土地面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的正向作用與對外出務工的負向作用可以看出，土地資源的短缺是農(nóng)戶從事非農(nóng)活動的重要動因。另外，土地面積對家庭的非農(nóng)經(jīng)營活動作用不明顯，可能是因為本地非農(nóng)經(jīng)營和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)并不完全相互排斥，但對于外出務工活動，土地面積對其參與概率的作用是絕對負向的。

⑥農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入

農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入同時取決于農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量和農(nóng)產(chǎn)品價格。在一定程度上能夠體現(xiàn)農(nóng)戶家庭所面臨的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然風險和市場風險。另外，農(nóng)村中的土地基本上按人頭平均分配，數(shù)量相對固定的耕地上農(nóng)業(yè)收入的高低可以反映農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際生產(chǎn)力的高低。從表3回歸結果看，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對家庭參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有顯著的正向作用。

綜上，可以得出結論：第一，非農(nóng)活動的參與和家庭勞動力數(shù)量正相關。農(nóng)村剩余勞動力的存在造成了很強的農(nóng)民“離鄉(xiāng)”傾向；第二，人力資本存量高的家庭，對城市部門風險的抵御能力更強，從而更加傾向于在非農(nóng)部門配置更多的勞動力；第三，土地資源的匱乏是導致農(nóng)民從事非農(nóng)活動的重要原因。

2.基于勞動力個體特征的回歸結果分析

表4給出的回歸結果是以專業(yè)務農(nóng)樣本作為參照組，更能體現(xiàn)勞動力個體特征對職業(yè)選擇的影響。

①勞動者年齡越大越傾向于回鄉(xiāng)務農(nóng)

從表4中年齡變量的相對風險比可以看出，在其他條件不變的情況下，勞動者年齡每增加1個單位，個體勞動者傾向于專業(yè)務工對比傾向于專業(yè)務農(nóng)的發(fā)生比變化0.852單位，也就是說傾向于專業(yè)務工的概率降低14.8%。同樣可以看出，年齡的增加導致勞動力參與城市非正式部門兼務農(nóng)活動和城市正式部門就業(yè)的概率呈下降趨勢。由此可以推測，現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對年齡或體力的要求不高，而非農(nóng)部門的就業(yè)類型對勞動力年齡或體力有較嚴格的要求。

②男性非農(nóng)就業(yè)的概率高于女性

由表4性別變量的回歸結果可以看出，男性外出專業(yè)務工的概率對比男性專業(yè)務農(nóng)的發(fā)生比是女性相應發(fā)生比的3.814倍，即男性和女性相比，男性更傾向于外出務工。同時，相對于務農(nóng)，男性選擇兼業(yè)和城市正式部門就業(yè)的傾向遠遠高于女性。

③婚姻狀況

相對于專業(yè)務農(nóng)，在此次調查中，婚姻狀況對勞動者的就業(yè)選擇并沒有顯著的影響。

④受教育程度

在表4回歸結果中，受教育年限對勞動者的職業(yè)選擇具有顯著的影響。在其他條件不變的條件下，勞動者受教育年限每增加1個單位，個體勞動者傾向于專業(yè)務工對比傾向于專業(yè)務農(nóng)的發(fā)生比變化1.152單位，也就是傾向于專業(yè)務工的概率提高15.2%。對于參與兼業(yè)和城市正式部門就業(yè)的概率分別提高11.4%和178.6%。說明對于個體勞動者而言，受教育程度越高越傾向于外出務工，特別是城市正式部門就業(yè)對受教育程度有更高的要求。

⑤技能培訓情況

由表4回歸結果可以看出，有專業(yè)技能的勞動者更傾向于外出務工。有專業(yè)技能的勞動者外出專業(yè)務工的概率對比專業(yè)務農(nóng)的發(fā)生比是沒有專業(yè)技能的勞動者相應發(fā)生比的24.5倍。有專業(yè)技能的勞動者選擇兼業(yè)的概率對比他們選擇專業(yè)務農(nóng)的發(fā)生比是沒有專業(yè)技能的勞動者相應發(fā)生比的14.0倍。這說明，技能有助于勞動者走出農(nóng)村，脫離農(nóng)業(yè)。同時，是否有技能對勞動者在城市正式部門就業(yè)的影響不明顯，這也恰恰驗證了，目前農(nóng)村勞動力在城市正式部門就業(yè)的主要途徑是考上大學，留在城市就業(yè)，因為大學畢業(yè)生在城市正式部門就業(yè)主要依靠學歷，而不是技能。同時也能反映出，技術工人定居城市，成為城市市民的情況還不普遍。

五、結論與政策意義

通過以上模型及計量實證分析，可以得到以下簡要結論：一是在農(nóng)戶家庭層面，其勞動力配置決策通常是通過家庭勞動力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)勞動時間上的合理分配，以達到家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際勞動價值與在非農(nóng)業(yè)部門期望收入的均衡，進而達到家庭收益的最大化。從影響農(nóng)戶家庭決策的具體因素來看，所擁有的勞動力和土地資源數(shù)量、人力資本存量因素最為關鍵，特別是人多地少，人力資本存量高的家庭更傾向于將勞動力配置到非農(nóng)部門。二是在勞動力個體層面，其配置決策通常是在家庭最優(yōu)勞動時間分配決策的基礎上，結合個體比較優(yōu)勢，根據(jù)預期收入差值與轉移成本的折現(xiàn)值的比較，選擇農(nóng)業(yè)或非農(nóng)就業(yè)的專業(yè)化生產(chǎn)。就影響勞動力個體就業(yè)選擇的因素來看，年輕的男性勞動力更具有非農(nóng)就業(yè)的傾向，同時受教育程度越高、有一定專業(yè)技能的勞動力更傾向于非農(nóng)就業(yè)。三是從風險規(guī)避的角度，無論在農(nóng)戶家庭層面、還是勞動者個體層面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和城市就業(yè)風險都是影響其勞動力配置決策的重要因素，農(nóng)戶家庭的兼業(yè)化本質上就是規(guī)避農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風險和城市就業(yè)風險的權衡。

從勞動力供給視角的經(jīng)濟發(fā)展階段判斷，當前及今后一段時間我國經(jīng)濟發(fā)展已進入劉易斯第一轉折點，但達到第二轉折點可能還需一段時間，在此期間農(nóng)業(yè)與城市產(chǎn)業(yè)部門間的邊際生產(chǎn)力差距仍然較大，即農(nóng)業(yè)相對于城市現(xiàn)代部門的比較收益較低，在這一時期，由于農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)部門都存在較大的風險，農(nóng)戶基于風險最小化與收益最大化的理性行為自然是兼業(yè)化生產(chǎn)，亦即這一時期是農(nóng)村勞動力兼業(yè)化最為普遍的時期。同時，隨著國家工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的快速發(fā)展，這一時期也是通過國家政策導向加速促進兼業(yè)化向專業(yè)化轉變的良好時機。普遍的農(nóng)戶家庭兼業(yè)化孕育著更為廣泛的勞動者個體專業(yè)化，同時勞動者個體專業(yè)化正是推進家庭兼業(yè)化分化、向家庭專業(yè)化轉變主體力量，這點正是當今及未來的國家政策導向所在。其重點有二:一是對農(nóng)村勞動力進行技能與教育投資，提高農(nóng)民工在非農(nóng)部門就業(yè)的工資水平與對城市部門的風險抵御能力，降低遷移成本，加快推進勞動者個體專業(yè)化及家庭專業(yè)化。二是建立并完善農(nóng)村信貸和保險市場，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和城市部門就業(yè)的風險和波動，促進農(nóng)村剩余勞動力的有序轉移。

參考文獻：

[1]恰亞諾夫.農(nóng)民經(jīng)濟組織[M].蕭正洪，譯.北京：中央編譯出版社，1996:59-68.

[2]西奧多·舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M].梁小民，譯.北京：商務印書館，1999:132-147.

[3]BROMLEY D W，CHAVAS J. On Risk，Transactions and Economic Development in the Semiarid Tropics[J].Economic Development and Cultural Change，1989，37(4):719-736.

[4]托達羅.第三世界的經(jīng)濟發(fā)展[M].于同申，譯.北京：中國人民大學出版社，1988:142-156.

[5]盛來運.中國農(nóng)村勞動力外出的影響因素分析[J].中國農(nóng)村觀察，2007(3):2-15.

[6]ZHU N. The Impacts of Income Gaps on Migration Decisions in China[J]. China Economic Review，2002，13(2-3):213-230.

[7]喬俊果，金曉宸.中國農(nóng)村勞動力流動多因素動態(tài)關系分析——基于1983-2009數(shù)據(jù)的實證研究[J].湖南農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版)，2012，13(2):16-22.

[8]張林秀.經(jīng)濟波動中農(nóng)戶勞動力供給行為研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2000，21(5):7-15.

[9]史清華，程名望.中國農(nóng)村外出勞動力結構與收入水平關系研究[J].當代經(jīng)濟研究，2009(4):39-42.

[10]楊學成，趙瑞瑩.轉型時期農(nóng)民兼業(yè)化問題的實證研究[J].中國農(nóng)村觀察，1998(3):39-44.

[11]梅建明.轉型時期農(nóng)戶兼業(yè)經(jīng)營狀況分析[J].財經(jīng)研究，2003，29(8):69-75.

[12]李小建.欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的兼業(yè)演變及農(nóng)戶經(jīng)濟發(fā)展研究——基于河南省1000農(nóng)戶的調查分析[J].中州學刊，2003(5):58-61.

[13]祈峰.農(nóng)戶兼業(yè):中國與日本的比較研究[J].世界經(jīng)濟與政治論壇，2003(6):15-18.

[14]都陽.中國貧困地區(qū)農(nóng)戶勞動供給研究[M].北京：華文出版社，2001:90-101.

[15]賀振華.農(nóng)戶兼業(yè)的一個分析框架[J].中國農(nóng)村觀察，2005(1):2-9.

[16]張永麗，章忠明.風險和不確定性對農(nóng)戶勞動力資源配置的影響——基于西部地區(qū)8個樣本村的實證分析[J].華南農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版)，2010，9(4):11-19.

[17]王春超.收入波動中的中國農(nóng)戶就業(yè)決策——基于湖北省農(nóng)戶調查的實證研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2007(3):48-57.

[18]張永麗.農(nóng)戶勞動力資源配置及其對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響——我國西部地區(qū)8個樣本村的調查與分析[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2009(2):4-16.

[19]曹陽.外部環(huán)境約束農(nóng)戶“經(jīng)紀人”理性行為決策——中國大陸農(nóng)村千戶調查分析報告[M].北京：中國社會科學出版社，2003:274-295.

[20]牛若峰.發(fā)展模式、技術進步與農(nóng)業(yè)勞動力轉移[J]. 農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，1995(5):4-7.

[21]柳建平.中國農(nóng)村土地制度及改革研究——基于農(nóng)村勞動力流動及人口城市化視角的分析[J].中州學刊，2011(5):72-77.

[22]STARK O, LUCAS R. Migration, Remittances, and the Family[J]. Economic Development and Cultural Change,1988,36(3):456-481.

Micro Decision of the Rural Labor Resources Allocation

ZHANG Yong-li, WEI Lei

(College of Business, Northwest Normal University, Lanzhou 730070, China)

Abstract：Statistical analysis made on survey data from 10 villages in Gansu Province shows that there are two basic characteristics of rural labor resources allocation: one is that household allocation of labor resources generally adopts a part-time pattern; another is that the individual labor force has obvious specialized tendency. Accordingly, this paper theoretically explains the characteristics by establishing a model of part-time farming household and specialized individual labor and the influential factors in the labor allocation decision process. The study shows that the labor force allocation is based on the rational decision of marginal labor value, expected income, risk and the cost of employment transfer. The key to the policies to accelerate process of family specialization is to invest in education and skill, establish and improve the rural credit and insurance market, reduce the risk of agricultural production and urban employment.

Key Words：rural labor force; resources allocation; household sideline industry; individual labor specialization; rural household specialization

收稿日期:2016-04-23

DOI:10.7671/j.issn.1672-0202.2016.04.006

基金項目:國家自然科學基金應急管理項目(71541043)

作者簡介:張永麗(1966—)，女，甘肅會寧人，西北師范大學商學院教授，浙江大學農(nóng)業(yè)現(xiàn)代與農(nóng)村發(fā)展研究中心博士后，主要研究方向為農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展。E-mial:zhylljp@163.com

中圖分類號：F304.6

文獻標識碼：A

文章編號：1672-0202(2016)04-0052-13