周利平，昝祺祺，翁貞林

（1.江西農業(yè)大學人文與公共管理學院，江西 南昌 330045；2.江西農業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330045）

種植結構調整事關我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，糧食作物種植更是事關我國農業(yè)的可持續(xù)發(fā)展和十幾億人口的口糧安全，2020 年中央“一號文件”再次強調穩(wěn)定糧食生產是治國理政的頭等大事，因而，調整種植結構、保障糧食生產成為當前我國農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要任務。當前，“半工半耕”已成為我國農民的普遍狀態(tài)，農戶兼業(yè)在提高家庭非農收入的同時，也影響了農戶種植結構調整[1]。學術界就農戶兼業(yè)對農業(yè)種植結構的影響展開了大量研究，但未取得較為一致結論。一方面，絕大多數(shù)學者認為農戶兼業(yè)正向促進種植結構“趨糧化”[2-3]，他們認為農戶兼業(yè)使得農村務農勞動力數(shù)量下降，務農機會成本上升，理性的農戶為最小化農業(yè)生產成本將會改變種植結構，選擇種植勞動投入較少的糧食作物[4-6]；另一方面，也有為數(shù)不少的學者對農戶兼業(yè)給種植結構調整帶來的影響表示擔憂，劉慧和翁貞林[7]基于江西省種植戶調研研究發(fā)現(xiàn)，兼業(yè)對農戶擴大糧食種植規(guī)模具有反向影響。另外，薛慶根等[8]對江蘇省的農戶研究表明，家庭中勞動力外出、家庭總收入及外出收入的增長不會導致農戶種植業(yè)結構調整。王翌秋和陳玉珠[9]認為，兼業(yè)農戶會將務工收入用于機械投資，能緩解兼業(yè)導致的勞動力約束，并不會顯著影響糧食作物的種植概率和種植比重。

目前，農戶兼業(yè)帶來大規(guī)模勞動力轉移，通過農業(yè)生產環(huán)節(jié)外包實現(xiàn)對勞動力“質”和“量”的彌補是農業(yè)發(fā)展的必由之路，也是支撐勞動力非農轉移的必然選擇[10]。生產環(huán)節(jié)外包與農業(yè)種植結構調整之間的密切關聯(lián)已得到學者的關注，其中生產環(huán)節(jié)外包與種植結構“趨糧化”是學者研究的熱門話題。如楊萬江和李琪[11]基于全國11 省1 646 戶農戶調研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，生產環(huán)節(jié)外包有助于緩解勞動力流失對水稻種植的負面影響，不會造成種植結構向“非糧化”轉移。賴良玉[12]以江西和廣東兩省的農戶為研究對象研究得出，農業(yè)生產環(huán)節(jié)外包對農戶種植結構調整具有促進作用。因而，隨著農業(yè)生產性服務體系不斷完善，生產環(huán)節(jié)外包帶來的種植結構調整效應需要引起高度重視。

除此之外，趙培芳和王玉斌[13]、羅必良等[14]發(fā)現(xiàn)，農戶兼業(yè)對生產環(huán)節(jié)外包具有顯著正向影響。從理論上來看，農民為緩解勞動力外流造成的勞動力約束會在農業(yè)生產過程中選擇生產外包服務[15]。與此同時，兼業(yè)帶來的收益要高于務農收入，為獲取更大收益，農民更傾向于外包農業(yè)生產活動以節(jié)省出更多勞動力參與非農生產[16]。因此，研究農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包對我國種植結構“趨糧化”的綜合作用，對于保障糧食安全具有重要意義。

縱觀以往學者的研究，大多數(shù)的研究只是簡單關注農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包單個因素對農業(yè)種植結構“趨糧化”的影響，鮮有文獻專門將農戶兼業(yè)與生產環(huán)節(jié)外包相結合起來研究其對種植結構調整的作用機制，并且這些研究忽略了農戶兼業(yè)與生產環(huán)節(jié)外包二者之間的作用關系，這導致估計結果存在顯著偏誤。因此，本文試圖利用全國9省樣本數(shù)據(jù)，引入中介效應檢驗模型，實證分析農戶兼業(yè)是否可以通過生產環(huán)節(jié)外包來促進農戶種植糧食作物。這不僅能夠量化農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包對種植結構“趨糧化”的影響，也能夠進一步探究農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包之間可能存在的作用機制，在有效彌補已有文獻不足的基礎上，為穩(wěn)定農村糧食生產、保障糧食安全提供更明確的政策建議。

1 研究方法

1.1 模型構建

1.1.1 農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包對種植結構“趨糧化”的影響 由于種植結構“趨糧化”屬于二分類變量，本文在分析農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包和種植結構“趨糧化”三者之間的相互作用機制及因果關系時，采用二元Porbit 模型進行分析。具體模型如下：

式中：P(Di=1|Xi)表示農戶種植糧食作物的概率，Φ(Xi)表示標準正態(tài)的積累分布函數(shù)，α表示常數(shù)項，Ci表示農戶兼業(yè)，Oi為生產環(huán)節(jié)外包，Zi為控制變量，βi、γi、λi為回歸系數(shù)，εi為干擾項。

1.1.2 中介效應檢驗 本研究驗證中介效應顯著性采用的是Baron 和Kenny[17]提出的逐步回歸方法，并參考借鑒溫忠麟和葉寶娟[18]提出的中介效應檢驗步驟，構建如下中介效應檢驗模型：

式中：c表示X對Y的總效應，c′表示在控制變量Z的影響后，X對Y的直接效應，e1、e2、e3皆表示回歸殘差項。當自變量X對因變量Y產生影響的過程中，倘若出現(xiàn)X通過影響Z對Y產生影響，那么變量Z就是中介變量。當模型中待估系數(shù)a、b、c均顯著時，則存在中介效應，(2)式中的a與(3)式中的b的乘積表示的是經(jīng)過中介變量Z 的間接效應。若待估系數(shù)c不顯著，則中介變量發(fā)揮“完全的”中介作用，否則發(fā)揮“部分的”中介作用。

1.2 理論假設與變量選擇

農業(yè)種植結構調整受到人口特征、家庭特征以及村莊特征等多個因素的影響，在此過程中，農戶兼業(yè)作為重要的影響因素，對種植結構“趨糧化”產生直接影響；另外，農戶兼業(yè)還通過影響生產環(huán)節(jié)外包對種植結構“趨糧化”產生間接影響?；谝延形墨I研究，本文重點探討農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包對種植結構“趨糧化”的作用機制（見圖1）

1.2.1 直接作用機制 依據(jù)帕累托最優(yōu)原則，農戶為獲取最大收益，將會評估所做選擇，選取最佳方案。當前，隨著農戶兼業(yè)程度的加深，農村務農勞動力逐漸減少，一方面會造成農村勞動力“老齡化”、“女性化”趨勢加強，他們會選擇種植勞動投入較少的糧食作物[19]；另一方面可能會帶來務農的機會成本上升，為最小化務農生產成本，農戶會選擇種植勞動力投入較少、機械化程度高的糧食作物；此外，兼業(yè)改變了家庭收入僅靠農業(yè)的單一局勢，農戶會放棄種植高風險的經(jīng)濟作物，選擇種植有最低收購價保障的種植風險較低的糧食作物[1]。綜上所述，農戶兼業(yè)對種植結構“趨糧化”的直接影響可能表現(xiàn)為促進作用。

1.2.2 間接作用機制 為緩解兼業(yè)帶來的勞動力短缺，農戶在農業(yè)生產過程中可能會選擇外包服務，由于農機作業(yè)具有專用性與不可分性，這將誘導農戶傾向于選擇機械化替代程度高的糧食作物[20]；與此同時，生產環(huán)節(jié)外包帶來先進的技術和機械，提高糧食生產效率，增加農業(yè)收入，因而農戶更愿種植糧食作物[21]；最后，農戶兼業(yè)往往會造成土地流轉，農戶通過交換、流轉等方式將土地集中，規(guī)模化的土地有助于降低外包費用，因糧食作物在服務外包上具有比較優(yōu)勢，農戶會傾向種植結構“趨糧化”。基于以上分析，本文認為農戶兼業(yè)也可以通過生產環(huán)節(jié)外包這一中介變量促使種植結構“趨糧化”。

1.2.3 變量選擇 依據(jù)以上理論分析與研究假設，本文選取以下變量進行分析。

1）解釋變量：種植結構“趨糧化”。農業(yè)種植結構調整事關國家糧食安全，與已有成果保持一致[3]，本文選取農戶是否種植糧食作物來刻畫種植結構“趨糧化”，在本文中，當農戶種植糧食作物則賦值為1，否則賦值為0。

2）核心變量：農戶兼業(yè)。通過上文分析可以得出農戶兼業(yè)很大程度上影響種植結構“趨糧化”。本文選取農戶兼業(yè)作為核心解釋變量，在參照趙培芳和王玉斌[13]的做法后，本文選取家庭兼業(yè)勞動力人數(shù)占家庭總勞動力人數(shù)的比重來測算農戶兼業(yè)化程度，家庭中兼業(yè)勞動力人數(shù)越多，農戶兼業(yè)化程度越高。

3）中介變量：生產環(huán)節(jié)外包。對于生產環(huán)節(jié)外包，學者們往往采用虛擬變量來量化分析[22-23]。本文借鑒已有研究，采用同樣的處理方式，即如果農戶在農業(yè)生產過程中有任一環(huán)節(jié)存在外包行為，則該變量賦值為1，否則賦值為0。

4）其他控制變量。為使分析結果更加穩(wěn)健，避免因遺漏變量導致估計結果不準確的問題，在參照田文勇等[24]、錢龍等[25]成果的基礎上，本文主要引入農戶個人特征、家庭特征以及村莊特征等多個維度的控制變量。個人特征是影響種植結構調整的關鍵因素，本文引入被訪農戶的性別、年齡、文化程度3 個變量來控制個體特征。家庭特征對農戶種植結構“趨糧化”也有較大影響，本文引入家庭總收入和家庭成員接受農業(yè)技術培訓這2 個變量來控制這一層面因素的影響。另外，已有成果顯示，村莊特征也有可能影響種植結構[26]，本文引入村莊的地形和交通條件對這一維度進行有效控制。表1對上述變量進行了定義和描述性統(tǒng)計分析。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于2015 年對遼寧、江蘇、廣東、山西、河南、江西、寧夏、四川和貴州9 省2 704位農戶的實地問卷調研，調研地點共涵蓋9 省54個縣（區(qū)）、288 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、576 個村，通過采用分層聚類方法對農戶進行了抽樣問卷調查。樣本具體分布情況見表2。

2 模型估計與結果分析

2.1 種植結構“趨糧化”的影響因素分析

本文采用二元probit 模型探究農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包對種植結構“趨糧化”的影響。盡管已有大多數(shù)研究認為農戶兼業(yè)會造成種植結構“非糧化”，但通過表3 回歸結果可見，農戶兼業(yè)對種植結構“趨糧化”在1%的水平上有顯著正向影響，這說明農戶兼業(yè)不必然會對糧食安全有負面影響。出現(xiàn)這種結果的原因可能是由于農戶兼業(yè)會使得農戶農業(yè)生產勞動力的短缺，農戶更傾向于參與勞動較不密集的糧食生產，而降低參與勞動相對密集的經(jīng)濟作物的生產，這與前文的理論分析與研究假設達成了一致。另外，生產環(huán)節(jié)外包的系數(shù)為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，這意味著農戶購買生產環(huán)節(jié)外包能通過提升糧食種植比例，有助于保障我國糧食安全。

表1 變量定義、賦值及描述性統(tǒng)計分析Table 1 Variable definitions,assignments and descriptive statistics

表2 樣本分布狀況Table 2 Distribution of the samples

表3 農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包與種植結構“趨糧化”的回歸結果Table 3 Estimation results of part-time farming and production outsourcing on “grain-oriented planting structure”

在控制變量中，首先，個人特征中的被訪者性別顯著負向影響種植結構“趨糧化”，這可能由于女性往往體力和實際作業(yè)經(jīng)驗不如男性，不愿種植糧食作物導致的；被訪者年齡在5%顯著水平下正向影響種植結構調整，之所以如此，可能是由于糧食作物需要投入勞動少且老年勞動力非農務工機會較少、勞動報酬低，老年人會更傾向于種植糧食作物[27]。其次，家庭特征中的家庭總收入顯著負向影響種植結構“趨糧化”，當農戶的家庭總收入越多，往往會將精力轉移到收入占比更大的非農就業(yè)中，對農業(yè)生產重視程度越低，越不會選擇種植糧食作物；而農戶是否接受農業(yè)技術培訓和文化程度都沒有通過顯著性檢驗，這說明二者并不是影響種植結構調整的決定性因素。第三，村莊特征中的村莊地形和交通條件均負向影響種植結構“趨糧化”，這表明當前平原和交通條件較好的地區(qū)距離市場較近，農民可能更多會選擇外出務工將農地“棄耕”或種植收益較高的經(jīng)濟作物，農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包對糧食生產具有抑制作用。

2.2 不同地區(qū)異質性檢驗

為驗證農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包對農戶種植結構影響存在地域差異，本文將9 個樣本省份依據(jù)中國地理分區(qū)劃分為東部（遼寧、江蘇和廣東）、中部（山西、河南和江西）和西部（寧夏、四川和貴州），并進行相應穩(wěn)定性檢驗。

通過表4 可以看出，不同地區(qū)農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包均在1%水平下顯著正向影響農業(yè)種植結構“趨糧化”，這說明本文估計結果是相對穩(wěn)健的，但不同地區(qū)之間還是存在差異。首先，農戶兼業(yè)變量對東中西部農業(yè)種植結構影響的彈性系數(shù)分別為0.724、0.883 和0.813，這說明東部地區(qū)農戶兼業(yè)對農業(yè)種植結構“趨糧化”的影響效果最小。其原因可能是東部相對中西部地區(qū)而言經(jīng)濟較為發(fā)達，勞動力非農就業(yè)機會多，農村勞動力外出務工距離較近，而中西部地區(qū)可能仍存在較多勞動力流出到東部發(fā)達地區(qū)，務工距離較遠，勞動力剛性約束增大，從而決定了農戶種植糧食作物的可能性越大[20]。其次，從生產環(huán)節(jié)外包變量的表現(xiàn)來看，東部地區(qū)生產環(huán)節(jié)外包對農業(yè)種植結構“趨糧化”的影響效果最大。東部地區(qū)經(jīng)濟、科技發(fā)達，生產外包市場發(fā)育完善，顯然，隨著非農收入占比的上升，東部地區(qū)農戶更可能在農業(yè)生產過程中尋求外包服務來降低勞動成本，因糧食作物在外包時具有相對優(yōu)勢，農民會據(jù)此調整農業(yè)種植結構。另外，中部地區(qū)農戶的性別、年齡、是否接受農業(yè)技術培訓和村莊交通條件顯著影響種植結構，而這幾個變量對于東西部地區(qū)種植結構的影響卻不顯著；東部地區(qū)農戶的家庭總收入對農業(yè)種植結構“趨糧化”有抑制作用。

2.3 中介效應檢驗

表5 進一步檢驗了農戶兼業(yè)對種植結構“趨糧化”的影響過程中生產環(huán)節(jié)外包是否具有中介效應。通過表5 的回歸結果可知，當農戶兼業(yè)分別與生產環(huán)節(jié)外包和種植結構“趨糧化”進行單獨回歸時，農戶兼業(yè)對生產環(huán)節(jié)外包和種糧決策均有顯著正向影響。在將生產環(huán)節(jié)外包和農戶兼業(yè)放入同一模型中回歸時，農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包均在1%水平下對種植結構“趨糧化”有顯著正向影響，這說明在控制農戶兼業(yè)這一變量后，生產環(huán)節(jié)外包這一中介變量依然顯著正向影響種植結構“趨糧化”，并且生產環(huán)節(jié)外包在此過程中發(fā)揮了“部分地”中介效應，且中介效應占總效應的比重為14%。

表5 生產環(huán)節(jié)外包中介效應檢驗Table 5 Test on the intermediary effect of production outsourcing

3 結論

本文基于全國9 省樣本調研數(shù)據(jù)，利用二元Probit 模型深入揭示了農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包對種植結構“趨糧化”的影響，進而通過中介效應模型探究農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包對種植結構調整的作用路徑。結果表明：

1）總體來看，農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包均對糧食作物種植具有顯著正向影響。具體而言，農戶兼業(yè)程度越高，越偏向擴大糧食作物的種植面積；農戶種植糧食作物的比重隨生產外包比例增高而擴大。

2）農戶兼業(yè)既可以直接作用于種植結構調整，也可以通過生產環(huán)節(jié)外包間接的刺激農戶種植糧食作物，生產環(huán)節(jié)外包在此過程中發(fā)揮14%的間接作用。這充分表明農戶兼業(yè)在引導種植結構“趨糧化”的過程中，需要以生產環(huán)節(jié)外包為依托。

3）在控制變量中，被訪者性別、家庭總收入、村莊地形和交通設施均會顯著負向影響農戶糧食種植結構，而被訪者的年齡對種植結構“趨糧化”發(fā)揮積極作用。

4）農戶兼業(yè)、生產環(huán)節(jié)外包對農戶種植結構影響存在一定的地域差異，東部地區(qū)農戶兼業(yè)對農業(yè)種植結構“趨糧化”的影響效果最小，反之，東部地區(qū)生產環(huán)節(jié)外包對農業(yè)種植結構“趨糧化”的影響效果最大。

4 政策建議

依據(jù)本文研究結論，為引導農戶種植結構“趨糧化”，提出以下建議：

1）要辯證的看待農戶兼業(yè)對農業(yè)生產帶來的影響，充分發(fā)揮農戶兼業(yè)對保障糧食安全的積極作用，有關部門要加大對兼業(yè)農戶的扶持，為農村轉移勞動力提供更加穩(wěn)定的非農就業(yè)機會，消除農村勞動力轉移的制度障礙，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，推動農村剩余勞動力外流。

2）由于生產環(huán)節(jié)外包可以緩解農戶兼業(yè)帶來的勞動力約束，因而，在城鎮(zhèn)化進程中，政府要大力推廣生產外包服務，引導農戶向現(xiàn)代化生產方式轉變，同時，要完善生產服務體系建設，加大財政補貼，降低農戶購買服務成本，提高農業(yè)生產過程中的外包服務率，滿足農戶生產過程中多元化的外包服務需求；另外，要引導農民跟上農業(yè)現(xiàn)代化的步伐，實現(xiàn)糧食作物向規(guī)?；F(xiàn)代化生產經(jīng)營方式轉變。

3）由于東、中、西部地區(qū)農戶兼業(yè)和生產環(huán)節(jié)外包對種植結構調整的影響存在差異，有關部門有必要在考察各地區(qū)兼業(yè)和外包的情況下，因地制宜的采取針對性的對策，推動中西部地區(qū)生產環(huán)節(jié)外包服務市場的完善，緩解農戶兼業(yè)對東部地區(qū)種植結構調整帶來的消極影響。

4）在農戶兼業(yè)程度不斷深化的背景下，糧食最低收購價政策通過基本的“托底”功能保障種糧農戶的基本利益，保障農戶種糧積極性,有助于穩(wěn)定糧食生產，因而政府要制定合理的種糧補貼政策，保障農戶收入，引導種植結構“趨糧化”，保障國家糧食安全。