李 江，毛瑞男

（A.哈爾濱商業(yè)大學 學術理論研究部；B.哈爾濱商業(yè)大學 經濟學院，黑龍江 哈爾濱 150028）

一、引言

改革開放以來農村人口不斷向城鎮(zhèn)轉移，隨著十八大、十九大黨中央對城鎮(zhèn)化、市民化的深入部署，農村轉移人口的獲得感和幸福感日益增強，進一步強化了農村向城市轉移的意愿。截止到2019年末我國流動人口總量2.36 億，占全國總人口的18%左右，常住人口城鎮(zhèn)化率達到60.6%，預計到2025 年城鎮(zhèn)化率將達到65.5%，新增農村轉移人口8 000 萬人以上，［1］人口流動遷移將一直是我國經濟社會發(fā)展中的重要人口現象。在發(fā)展中國家，農村人口遷移并不是農村剩余勞動力的遷移，城鄉(xiāng)二元經濟結構下往往轉移的是農村優(yōu)質勞動力資源，具有高素質的農村勞動力更有機會也更傾向于向城鎮(zhèn)轉移。［2］與此同時，在新時代背景下，農業(yè)的效率化發(fā)展同樣需要高素質的勞動力，隨著優(yōu)質勞動人口不斷向城鎮(zhèn)轉移，由此導致的農村優(yōu)質勞動力短缺將給農業(yè)效率帶來怎樣的影響？

有研究表明農村勞動人口轉移對我國農業(yè)生產效率存在顯著的負面影響，高素質勞動力的轉移弱化了農村人力資本要素對生產的作用，“老、弱、幼”的勞動力結構阻礙了農技新技術的使用，勞動力的嚴重不足使農業(yè)生產由精細化向粗放化改變，同時增加了土地流出和退耕的傾向，以致農業(yè)產出不能實現持續(xù)性增長。［3-5］相反觀點則認為農村勞動力轉移不會降低農業(yè)生產效率，一方面，現階段我國農業(yè)生產存在資本替代勞動的證據，非農收入的增加將對缺失的勞動力產生替代效應；另一方面，農村勞動力的轉移有利于土地流轉，［6］土地的集約化生產會提升農業(yè)生產效率。

已有研究大多集中在勞動人口轉移對農業(yè)生產率的影響，而涉及農業(yè)經營效率①農業(yè)經營是生產的連續(xù)環(huán)節(jié)，是指將初級農產品輔以附加值的加工與銷售過程，本研究測算的農業(yè)經營效率是農產品加工業(yè)的資源配置情況。的較少。生產與經營都是農業(yè)經濟組織運行的必要環(huán)節(jié)，尤其是目前農業(yè)產業(yè)鏈與價值鏈脫節(jié)問題突出，生產環(huán)節(jié)的初級農產品持續(xù)位于價值鏈底端，無法獲得加工與流通的增值收益，在面向國際農產品競爭市場中依然處于弱勢談判地位，經營則是鏈接農業(yè)生產與農業(yè)加工銷售的重要環(huán)節(jié)，經營效率體現了農業(yè)獲得增值收益的能力，對農業(yè)現代化發(fā)展的作用不容忽視。因此，本文將重點分析農村勞動人口轉移對農業(yè)生產效率和經營效率的影響以及在城鄉(xiāng)對高素質勞動人口的共同需求下如何保障農業(yè)效率的實現。

二、文獻綜述

農村勞動人口流動和遷移自改革開放以來貫穿我國經濟發(fā)展全貌。［7］為何會發(fā)生勞動力轉移現象？其原因在二元經濟理論、人口遷移規(guī)律、托達羅模式和“推拉”理論中均進行了解釋。首先，在劉易斯的二元經濟理論中，農村經濟體中存在大量的剩余勞動力，其對農村經濟的邊際生產率為零或負，城市較高的固定工資吸引這些勞動力向城市轉移，直至雙方勞動力市場的工資達到均衡，二元經濟結構轉變?yōu)橐辉洕?；?］其次，在拉文斯坦的人口遷移規(guī)律中指出經濟利益是人口遷移的主要驅動力，城鄉(xiāng)居民生活的差異性促使農村人口向城市轉移；［9］再次，托達羅模式認為城鄉(xiāng)收入差距是發(fā)展中國家農村勞動力向城市轉移的主要原因，在城鄉(xiāng)二元經濟結構下，實際城鄉(xiāng)收入水平存在差異，當轉移者對城市預期收入高于其轉移成本，轉移便會發(fā)生；［10］最后，“推拉”理論將勞動人口轉移的原因概括為“流出地推力”和“遷入地拉力”，人口轉移是在推力與拉力的共同作用下實現的，除了城鄉(xiāng)經濟結構差異與收入水平差異外，流出地的農業(yè)技術、土地規(guī)模、社會化服務等因素，遷入地的醫(yī)療教育水平、交通條件、戶籍制度、就業(yè)機會等均是影響人口遷移的重要因素。［11］

農村勞動人口轉移已經成為城市經濟高速發(fā)展的重要推動力，其對農村經濟的發(fā)展尤其是農業(yè)的效率會帶來怎樣的影響目前還沒有得出一致的結論。持有二者是反向作用觀點的主要是通過勞動力數量、勞動力質量與勞動力結構三方面的分析得出結論。在土地流轉受限的現實條件下，農業(yè)勞動人口的大規(guī)模轉移出現農村“空心化”趨勢，土地的規(guī)模收益不足以彌補勞動力流失帶來的損失，生產要素絕對值的降低在短期內便可快速導致農產品產量減少，長期來看農產品產量的持續(xù)性減少進一步拉大了城鄉(xiāng)的收入差距，導致農村勞動力對農業(yè)生產的積極性下降，拋荒、撂荒將進一步降低農業(yè)生產效率。［12］同時，農村勞動人口轉移還將導致高素質農村勞動力下降，不斷弱化的人力資本使得新型職業(yè)農民成長緩慢，不愿過多地嘗試新技術、新知識，先進農業(yè)技術推廣困難，農業(yè)生產難以實現現代化。［13］

持二者是正向觀點的文獻認為其他生產要素的替代效應可以彌補勞動力人口轉移的損失。首先是非農收入的替代作用，農村勞動力轉移獲得的非農收入提升了家庭的總體收入水平，遷移匯款促使農業(yè)由勞動密集型向資本密集型轉變，農村勞動人口轉移不但沒有降低農業(yè)效率，反而通過獲得的非農收入彌補了農業(yè)生產的資金缺口，提高了農業(yè)生產要素投入預算，從而提升農業(yè)生產效率；［14］其次是土地規(guī)模的替代作用，農村勞動人口轉移推動了土地流轉，土地規(guī)模效應的實現不僅彌補勞動要素的損失還優(yōu)化農業(yè)生產的資本配置效率和勞動配置效率；［15］再次是社會化服務的替代作用，農村勞動人口轉移為生產性服務業(yè)創(chuàng)造發(fā)展條件，社會服務業(yè)可以滿足由勞動人口流失引致的對生產中播種、施肥、植保、收割等環(huán)節(jié)產生服務需求，這種社會化服務業(yè)對轉移勞動人口的替代效應不僅不會使農業(yè)生產陷入停滯，反而可以促進區(qū)域農業(yè)生產要素合理有效配置；［16］最后是農業(yè)技術的替代作用，農業(yè)技術是農村剩余勞動力轉移的主要推動力，同時農村勞動人口的轉移也會促進農業(yè)技術的進步。農業(yè)勞動人口的轉移可以促使大量資本和農業(yè)技術進入農業(yè)生產領域，伴隨著土地規(guī)模的擴大，不僅提高了農業(yè)生產的數量，同時還保障了糧食安全。［17］

上述研究雖然在農村勞動人口轉移對農業(yè)生產效率的影響機制方面進行了深入的分析和探討，但是卻忽視了農業(yè)現代化發(fā)展最重要的經營環(huán)節(jié)效率。生產環(huán)節(jié)把資源要素轉化為產品，產品本身沒有商業(yè)價值，只有通過經營手段將其置于流通領域參與交換才能變成具有價值的商品，產品商業(yè)價值最大化是經營的目標，目標的實現程度是經營效率衡量的標準。農業(yè)效率發(fā)展不能僅依靠生產效率的改進，經營效率的優(yōu)化更為重要?；诖?，本研究將采用2007-2016 年全國31 個省份的面板數據，使用DEA-Tobit 兩階段法探討農村勞動人口轉移對農業(yè)生產效率和經營效率的影響，試圖為農業(yè)效率化發(fā)展與城鎮(zhèn)化進程的高素質勞動人口需求矛盾提供解決策略的理論依據與現實支撐。

三、農業(yè)效率的測度

（一）研究方法

數據包絡分析方法又稱DEA法，起源于1978年，由美國運籌學家A.Charnes和W.W.Cooper提出，是一種基于線性規(guī)劃理論的相對效率評價方法，用于評價具有多個投入系統(tǒng)與多個產出系統(tǒng)的同類型組織的效率水平。該方法的原理是每一個決策單元（DMU）都存在最優(yōu)的輸入輸出組合包絡面，稱之為生產前沿面。通過輸入決策單元的實際投入量，便可得出實際產出量與生產前沿面上對應最優(yōu)產出量的相對比值。若實際產出量與最優(yōu)產出量相等，表示該決策單元DEA 相對有效。DEA 有CCR和BCC兩種基本模型，前者應用于規(guī)模報酬不變的條件下，后者的規(guī)模報酬是可變的，基于本研究對象我國農業(yè)生產與經營，具有規(guī)?？勺儭a量最大化目標的特征，因此將選用DEA 法中產出導向且規(guī)模報酬可變的BCC方法，具體模型如下：

假設有n個決策單元（DMU），每個決策單元有m種類型投入和s種類型的產出，對于第j個決策單元，其投入向量Xj和產出向量Yj分別表示為：

每個決策單元的效率值可通過以下模型求解：

其中，X0和Y0分別表示選定決策單元DMU0的投入向量和產出向量；θ為DMU0的效率值。

（二）數據來源及指標選擇

1.數據來源

本研究所需要的數據均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和各省市的統(tǒng)計年鑒，由于本文研究經營環(huán)節(jié)的農產品加工所對應的相關數據在《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》，基于數據的可獲得性以及保證研究對象數據的連續(xù)性與可對比性，將經營環(huán)節(jié)與生產環(huán)節(jié)的相關數據取值年限設定為2007-2016。

2.指標選擇

在測算農業(yè)生產效率時，根據以往文獻經驗，本研究的投入指標將從農業(yè)生產必備的“人、地、錢”三要素進行選擇：（1）勞動力要素，用各省市第一產業(yè)勞動人口數量表示；（2）土地要素，用各省市耕地面積表示；（3）資本要素，采用化肥使用量、農藥使用量、農用地膜使用量和機械動力總量等實物資本指標。由于在生產環(huán)節(jié)只測算既定資源的生產能力情況，并不涉及銷售及后續(xù)環(huán)節(jié)，故產出指標為農產品生產總量，其中農產品只涉及種植類產品①我國在統(tǒng)計上將農副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制品業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝服飾業(yè)、皮革毛皮羽毛及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復制和橡膠制品業(yè)共12 個行業(yè)計入農產品加工業(yè)。為了保證農業(yè)生產與農業(yè)經營環(huán)節(jié)效率測算的連續(xù)性，本研究在測算農產品加工業(yè)經營效率時排除未使用土地投入要素農產品的行業(yè)，只保留種植類農產品加工業(yè)，其數據取值包括農副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制品業(yè)和紡織業(yè)。，包括：糧食、蔬菜、水果、糖、煙葉、棉、麻、茶、油料9種。

在測算農業(yè)經營效率時，經營主要體現在如何提升農產品的產品附加值，其效率測度的是農產品加工業(yè)的資源配置情況，因此本研究在投入指標的選擇上將選取種植類農產品加工業(yè)勞動人口數量、種植類農產品加工業(yè)固定資產投入和投入初級農產品數量，其中初級農產品投入數量無法正面獲取，以各省市種植類農產品加工業(yè)應付賬款額度側面反映。產出指標將從生產能力與銷售能力兩個角度表示，生產能力選擇各省市農產品加工業(yè)產值（種植類）指標，銷售能力選擇種植類農產品加工業(yè)利潤總額指標。

（三）結果分析

表1與表2所示為全國31個省市2007-2016年種植類農業(yè)生產綜合效率與經營綜合效率。結果顯示在生產綜合效率上，全國平均水平呈現穩(wěn)步上升趨勢，由2007年的0.711升至2016年0.816。按照國家統(tǒng)計局對東、中、西、東北部的劃分①東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。中部地區(qū)包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。西部地區(qū)包括：內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。東北地區(qū)包括：遼寧、吉林和黑龍江。，東部地區(qū)的整體效率水平最高，在2015和2016年全部省份效率值均在0.7 以上；中部地區(qū)整體效率水平最低，遠低于其他三個區(qū)域，雖然效率水平也在穩(wěn)步上升，但上升幅度不大；東北地區(qū)整體效率趨于穩(wěn)定，2010-2014 年效率水平最高，2015 和2016 年有所下降，但效率水平可觀，保持在0.8左右；西部地區(qū)發(fā)展勢頭強勁，大部分省份的效率水平呈現快速增長趨勢，但區(qū)域內效率差異較大，云南與廣西、寧夏、陜西相比差距明顯。從個體效率情況來看，只有上海、廣西、陜西、寧夏四個省份的效率值為1，實現DEA 有效，北京、天津、江蘇、新疆在部分年份實現DEA 有效，其余省份在近10 年的農業(yè)生產效率中均處于未完全有效，其中山西、江西與安徽的效率值雖然不斷上升，但與其他省份比較相對較低，尤其是安徽，其效率值最高僅為0.52。重慶、四川、甘肅的生產效率進步較大，例如重慶的效率值由2007年的0.52上升至2016年0.898，效率提升幅度位居全國第一，表明其資源利用能力逐漸增強。

表1 各省市生產綜合效率

表2 各省市經營綜合效率

在經營綜合效率上，全國各省市平均效率水平呈現先上升后下降的趨勢，在2011 年達到峰值0.867，除2007 年效率值為0.789 外，其余年份均維持在0.8 的水平線上。分區(qū)域來看，東部地區(qū)各省市之間效率值差距不大，整體保持穩(wěn)定；中部地區(qū)整體效率水平最高，除山西外，其余各省市均存在DEA有效年份；東北地區(qū)的效率水平也較為可觀，含有完全有效的決策單元，也有省份的效率值穩(wěn)定在0.8～0.9；西部地區(qū)各省份之間差距較大，貴州在2007-2016 年間均實現了DEA 有效，而新疆的效率值穩(wěn)定在0.4～0.5 的區(qū)間范圍內，最高僅為0.498。從個體效率水平來看，只有湖南和貴州兩個省份實現了全部年份的DEA 有效，天津、上海、山東、安徽、江西、河南、湖北、吉林、遼寧、內蒙古、四川、云南和西藏13 個省區(qū)市在部分年份實現完全DEA 有效，其中天津、上海、吉林是在穩(wěn)步上升后實現了DEA 有效，并一直穩(wěn)定在此效率水平上，與此相對應的四川、云南和西藏，則是由DEA 有效逐步下降至0.7 左右的效率水平，穩(wěn)步下降的省份還包括河北、江蘇、浙江和遼寧，尤其是遼寧，2010-2016年效率值由1降至0.533，降幅最大，位居全國首位。

結合生產效率與經營效率值來看，中部地區(qū)的生產效率值最低，但是經營效率值最高，說明中部地區(qū)配置自然資源的能力不足，但是經營能力較強，與之完全相反的是新疆，在生產效率上，新疆除2007 年效率值為0.968 趨近于1 外，其余年份效率值均為1，然而其經營效率值顯示的結果卻不盡如人意，效率區(qū)間僅為［0.394，0.498］，這也是新疆面臨的現實問題，有豐厚的自然資源，可以生產出優(yōu)質的農產品，但是卻由于經營能力不足難以實現價值。作為農業(yè)大省的東北地區(qū)，其生產效率與經營效率均保持在相對有效狀態(tài)，尤其是吉林省，經營效率由0.875 逐步上升至1，并維持在DEA 有效階段7 年，這與東北地區(qū)推行新型農業(yè)經營主體的發(fā)展戰(zhàn)略有關，農業(yè)產業(yè)化與市場化促使農業(yè)經營主體在保證生產效率的前提下不斷提升經營能力縱向延長產業(yè)鏈以提升農產品附加值。

四、農村勞動人口轉移對農業(yè)效率的影響

（一）研究方法

為了明確農村勞動人口轉移對農業(yè)生產效率和經營效率的影響，本研究將以DEA 法測算的效率值為被解釋變量，以包括農村勞動人口轉移等其他影響因素為解釋變量，建立多元回歸模型，由于DEA 法測算的效率值取值范圍為（0，1］，是截斷數據，針對因變量取值受限的情況，與其他多元回歸模型相比，Tobit模型更適用，具體形式如下：

其中，Yi為被解釋變量，在本文中指農業(yè)生產效率與農業(yè)經營效率；解釋變量中X核心為核心解釋變量，本文中指勞動力轉移規(guī)模；X控制為控制變量，本文中指影響農業(yè)生產效率與經營效率的關鍵要素，具體變量名稱及影響機制如下文所示；μi為隨機擾動項，其分布為μi～(0,σ2)。

（二）數據來源與指標選擇

在使用Tobit 模型確定勞動人口轉移對農業(yè)效率的影響時，以各省市的生產效率和經營效率分別作為被解釋變量，解釋變量的核心變量為農村勞動人口轉移規(guī)模，在參考其他研究成果并考慮數據的可獲得性后，以政府、農業(yè)生產經營條件、社會化服務、農產品供給與需求四個層面共六項指標作為控制變量，具體為財政支農（農林水財政支出）、農業(yè)基礎設施（有效灌溉面積、初加工機械量）、人力資本水平（勞動力平均受教育年限）、流通業(yè)增加值（交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值）、加工農產品需求（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入）、農業(yè)生產積極性（農村家庭經營收入），具體如表3所示，其中各變量的描述性統(tǒng)計值為對數值。

表3 變量說明及描述性統(tǒng)計

理論分析表明在農業(yè)生產中，農村勞動人口轉移所損失的效應可以被機械化服務、社會化服務、資本等因素替代，因此，預測該因素不會對農業(yè)生產效率產生顯著的負向影響。然而在城鄉(xiāng)二元結構下，由鄉(xiāng)村轉移到城市的勞動人口素質往往較高，提升農業(yè)經營效率更多涉及如何延長農業(yè)產業(yè)鏈、提升農產品附加值方面，需要更多的高素質勞動力完成此目標，因此，勞動人口轉移規(guī)模可能對農業(yè)經營效率有負向影響作用。

農業(yè)生產經營條件要素主要包括農業(yè)基礎設施與人力資本水平，其中有效灌溉面積代表土地生產的穩(wěn)定程度，該值越高說明農業(yè)生產越穩(wěn)定，與農業(yè)生產效率呈正相關關系。初加工機械量表示農產品加工的機械化水平，該值越大說明投入到農產品加工環(huán)節(jié)的技術水平越高，越有利于提升初級農產品的附加值，進而提升農業(yè)經營效率。勞動力平均受教育年限越長表明其文化水平越高，勞動力素質越好，對農業(yè)生產與農產品加工新技術接受能力越強，對農業(yè)生產效率與經營效率都將產生正向影響。

政府對農業(yè)的支持力度越大，農民越有積極性參與農業(yè)生產與經營，預計財政支農對農業(yè)生產效率與經營效率均有正向影響。交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值則是地區(qū)流通業(yè)發(fā)展的代表，流通業(yè)的發(fā)展能夠有效降低農產品的運輸損耗成本，提升農產品利潤，激發(fā)農業(yè)生產與農產品加工的積極性，從而正向影響農業(yè)生產效率與經營效率。

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入可以衡量市場對農產品的需求情況，該變量對農業(yè)生產效率與經營效率在不同階段產生不同方向的影響作用，首先在城鎮(zhèn)居民人均可支配收入較低階段，更多的是對初級農產品的需求，不會將更多的收入配置在價格更高的加工型農產品上，此時人均可支配收入對農業(yè)生產效率產生正向影響，對經營效率無影響；其次，當城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長到一定階段后，對兩種商品都將產生正向需求，對其分別代表的生產效率與經營效率都將產生正向影響；最后，當收入水平繼續(xù)增長至下一個階段后，加工型農產品是城市居民的主要需求，初級農產品類似于“吉芬商品”，此時收入水平將對經營效率產生正向影響，而對生產效率產生負向影響作用。目前，我國城鎮(zhèn)人均收入的發(fā)展水平還處在第二階段水平，因此本文預測城鎮(zhèn)人均收入水平對生產效率與經營效率都將產生正向影響作用。

農業(yè)家庭收入可以從供給與需求兩方面正向影響農業(yè)生產效率，作為農產品的供給方，農業(yè)家庭收入越高意味著從農業(yè)生產中獲得的回報越多，越有積極性投入更多的能力、技術、時間等無形資源，而這些資源都是正向影響效率水平的重要因素。作為農產品的需求方，農業(yè)家庭收入代表著對農產品需求量的大小，與城鎮(zhèn)可支配收入的影響機制同理，目前以我國農業(yè)家庭收入的實際水平，結合與城鎮(zhèn)收入的差距來看更有可能處在第一階段，即對初級農產品的需求較大，對加工型產品的需求較小，農業(yè)家庭收入水平的上升將會正向影響農業(yè)生產效率，對農業(yè)經營效率影響較小或無影響。

Tobit 截斷回歸模型中所使用的數據來源如下：作為被解釋變量的農業(yè)生產效率與經營效率源于上一階段DEA 的測算結果，核心解釋變量為農村勞動力轉移規(guī)模，部分文獻以家庭為單位，將該變量衡量為非農勞動力數與家庭總勞動力數的比值，還有部分文獻側重于實際轉移人口數量的衡量，將該指標用“城鎮(zhèn)從業(yè)人數-城鎮(zhèn)職工人數+鄉(xiāng)村從業(yè)人數-鄉(xiāng)村就業(yè)人數”來表示，或者以流出地角度將其視為鄉(xiāng)村產業(yè)人員總數與第一產業(yè)人數之差，本研究基于數據的可獲得性從流入地角度計算，農村勞動力轉移規(guī)模=第二產業(yè)從業(yè)人數+第三產業(yè)從業(yè)人數-二、三產業(yè)中城鎮(zhèn)就業(yè)人數?？刂谱兞恐谐稗r村勞動力平均受教育年限”需要計算無法直接在統(tǒng)計年鑒中獲得外，其余均可在《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒中獲取。

（三）結果分析

本文利用Stata14.0 軟件對上述變量與解釋變量的面板數據進行Tobit 回歸，其結果如表4 與表5所示。

由表4 顯示的結果可知，核心解釋變量農村勞動人口轉移規(guī)模的系數為-0.221 3，且通過了1%的顯著性水平檢驗，這說明勞動人口轉移規(guī)模對生產效率有顯著的負向影響，同時在勞動力人力資本水平（農村勞動力平均受教育年限）的顯著正向影響下，證實高素質農村勞動力的轉移將對農業(yè)生產效率帶來負向影響，也表明近10年我國農村的農業(yè)技術、資本和社會化服務發(fā)展不足以補償高素質勞動力轉移給農業(yè)生產帶來的損失。

有效灌溉面積的系數為0.056 3，并通過了1%的顯著性水平檢驗，說明農業(yè)機械化水平對農業(yè)生產效率有顯著正向影響，與預測結果一致；交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值變量也通過了1%的顯著性水平檢驗，其系數為0.075 8，該變量對農業(yè)生產效率的正向影響也證實了流通業(yè)的發(fā)展可以通過提升農產品運輸效率降低銷售成本，增強了農業(yè)生產的積極性，進而提升了農業(yè)生產效率。

財政支農變量通過了10%的顯著性水平檢驗，其系數為-0.005 6，說明隨著財政支農補貼金額的提高，將會顯著降低農業(yè)生產效率，與理論預期不一致，財政補貼政策的激勵效應無法實現的原因可能在于目前財政支農補貼通常以直補的手段激勵農戶，誰擁有土地，誰獲得補貼，然而在農村勞動人口轉移的背景下，進城從事非農生產的勞動者往往將土地流轉給同村的農民，這部分補貼的歸屬卻依然在土地流出者，而真正從事農業(yè)生產的土地流入者則不能享受到，因此也就不能對農業(yè)生產產生激勵效應。

初加工機械量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村家庭經營收入沒有通過顯著性檢驗，其中初加工機械量主要作用于農業(yè)加工環(huán)節(jié)，該變量對農業(yè)生產效率無顯著影響符合理論預期，但預計隨著農業(yè)加工環(huán)節(jié)與生產環(huán)節(jié)鏈接更為緊密，初加工機械量可以通過有效提升農業(yè)經營效率刺激農業(yè)生產的積極性，從而對農業(yè)生產效率產生正向影響作用。城鎮(zhèn)可支配收入對農業(yè)生產效率影響不顯著的原因可能在于人民物質生活水平的提高會對初級農產品的需求逐漸缺乏彈性，不能顯著影響初級農產品的產量。

由表5 經營效率回歸分析結果可知，核心變量農村勞動人口轉移規(guī)模以0.02 的P值通過了5%的顯著性水平且其系數為0.451 5，對農業(yè)經營效率產生正向影響，與理論預期不一致，原因在于本研究所測算的農業(yè)經營效率是以農產品加工環(huán)節(jié)為研究對象，農產品加工環(huán)節(jié)雖然是農業(yè)生產的延伸環(huán)節(jié)，但卻作為工業(yè)數據記錄在統(tǒng)計年鑒中，而農村勞動人口轉移也恰恰是由第一產業(yè)向城鎮(zhèn)的第二產業(yè)和第三產業(yè)轉移，該變量對經營效率的正向影響反映的是農村勞動人口向城鎮(zhèn)轉移有利于城鎮(zhèn)農產品加工業(yè)效率的提升，這反而恰恰證明了在農村農業(yè)產業(yè)鏈的延伸中，加工業(yè)的效率發(fā)展需要農村勞動人口的推動作用。同樣以正向影響且通過顯著性檢驗的變量還有交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值，該變量對農業(yè)經營效率的影響機制與生產效率雷同。

表4 生產效率回歸結果

表5 經營效率回歸結果

農林水財政支出變量通過1%的顯著性水平檢驗，并對農業(yè)經營效率的影響為負，可能原因有兩方面：其一是財政支農補貼對農業(yè)生產效率呈負向影響，而農業(yè)經營作為農業(yè)生產的延伸環(huán)節(jié)，因此受到同方向的影響；其二是農業(yè)經營效率以第二產業(yè)的農產品加工業(yè)為研究對象，農林水財政支出的增加意味著增加了第一產業(yè)財政支出比例，與之相對的便是減少了第二產業(yè)的財政支出比例，農產品加工業(yè)作為第二產業(yè)構成要件可能受此影響產生了負作用。有效灌溉面積同樣以1%的顯著性水平負向影響了農業(yè)經營效率，可能是由于機械化水平的提高大幅度增加了初級農產品產量，作為農業(yè)經營環(huán)節(jié)的主要投入品會造成冗余，致使農業(yè)經營效率水平下降。勞動力平均受教育年限呈現對農業(yè)經營效率顯著負影響的原因可能在于農產品加工業(yè)是第一產業(yè)與第二產業(yè)之間的連接型行業(yè)，屬于中低端行業(yè)，人力資本水平高的人更傾向于在其他高端行業(yè)中就業(yè)，并且隨著人力資本水平的提高，這種傾向會更加明顯，這也是提升農業(yè)經營效率的難點之一，如何吸引更多高素質人才參與農業(yè)產業(yè)鏈延伸。城鎮(zhèn)居民可支配收入也從負向顯著影響了農業(yè)經營效率，與理論預期相反，這說明目前農產品加工程度不夠，還處在初級加工階段，未達到城鎮(zhèn)居民的高標準需求，并且隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入水平的提升更需要高級農產品滿足效用，這也就大大降低了初級加工農產品的需求，在供過于求的市場中難以實現利潤。

從系數反映情況來看，初加工機械量雖然對農業(yè)經營效率產生正向影響，但卻沒有通過顯著性檢驗，同樣沒有通過檢驗的還有農村家庭經營收入變量，后者與本文預期情況一致，原因不再贅述，對于前者可能是目前加工機械使用效率不高，投入大量機械也難以對經營效率產生實質性的影響。

五、結論與啟示

本文運用DEA-Tobit 兩階段法測度了全國31 個省市2007-2016 年的農業(yè)生產效率與農業(yè)經營效率，在此基礎上進一步探討農村勞動人口轉移對上述效率的影響。研究結果顯示全國平均生產效率呈現不斷上升趨勢，區(qū)域差距明顯，東部地區(qū)的整體效率水平最高，中部地區(qū)整體效率水平最低，西部地區(qū)發(fā)展勢頭強勁。平均經營效率的發(fā)展趨勢則是先揚后抑，區(qū)域之間也存在差異，與生產效率完全相反，中部地區(qū)的經營效率水平最高，東北地區(qū)的雙效率一直保持穩(wěn)定。其次，農村勞動人口轉移規(guī)模對農業(yè)生產效率與經營效率均存在顯著性影響，影響作用強度僅次于人力資本水平但高于其他控制變量，前者為負向影響，后者為正向影響，說明農村勞動人口轉移不利于農業(yè)生產效率，而由于農業(yè)經營效率測算的是農產品加工環(huán)節(jié)效率，相關數據記錄在工業(yè)統(tǒng)計年鑒和城鎮(zhèn)數據庫中，正向影響反映的是農村勞動人口向城鎮(zhèn)轉移有利于城鎮(zhèn)農產品加工業(yè)效率的提升，這反而恰恰證明了在農村農業(yè)產業(yè)鏈的延伸中，加工環(huán)節(jié)效率發(fā)展需要農村勞動人口的推動作用。此外，在其他控制變量中，農林水財政支出對農業(yè)生產效率和經營效率均產生顯著的負向影響，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)增加值對雙效率均產生顯著的正向影響，有效灌溉面積與勞動力平均受教育年限均對生產效率產生正向影響，對經營效率影響為負。初加工機械量、農村家庭經營收入未能通過雙效率的顯著性檢驗，城鎮(zhèn)居民可支配收入未對生產效率有顯著影響，但對經營效率有顯著的負向影響。

“提高糧食生產能力的同時挖掘新潛力”是我國農業(yè)現代化發(fā)展的必然選擇，［18］這就要求農村在保證農業(yè)生產能力的同時向下延伸產業(yè)鏈，與農產品加工、流通、銷售等產業(yè)融合發(fā)展。借鑒日本在農業(yè)六次產業(yè)化發(fā)展融合經驗，地產地銷模式能夠有效鏈接農業(yè)生產與加工環(huán)節(jié)，提高農產品附加值，實現產業(yè)鏈延長與價值鏈升級，將利潤留在本地。［19］那么在勞動人口轉移的大背景下，如何實現農產品加工業(yè)的鄉(xiāng)村發(fā)展？從本文研究的結論看，目前農村勞動人口轉移規(guī)模已經對農業(yè)生產效率產生負向影響，且對城鎮(zhèn)農產品加工業(yè)的效率發(fā)展有明顯的促進作用，也就是說農業(yè)生產與農產品加工業(yè)的本土發(fā)展必須要依靠人力資本的輸送。勞動人口轉移的主要動因是城鄉(xiāng)的經濟結構差異與收入差異，我國農村勞動人口轉移也正是在上述兩種差異中形成的，因此可通過調節(jié)城鄉(xiāng)經濟結構差異與收入差異調節(jié)人口轉移傾向，以吸引替代限制轉移政策，如通過給予農村地區(qū)傾斜性政策以及不斷加大政府財政投入力度與比重，確保農村人力資本存量水平的持續(xù)提升，［20］或將生產性財政補貼落實到實質性生產者，提升生產者在農村從業(yè)的預期收入，再者還可通過投入固定資金用于人才工作補助、安家補貼、獎勵資金等吸引城鎮(zhèn)優(yōu)秀人才下鄉(xiāng)等。［21］若考慮城鎮(zhèn)與農村勞動人口的需求矛盾問題，根據本文的研究結果顯示，農產品加工業(yè)作為低端產業(yè)，過高素質的勞動力反而對農業(yè)經營效率產生負向影響，農村吸引的也僅限于與農業(yè)生產和加工層次相匹配的人才，城鄉(xiāng)發(fā)展結構差異導致的人才需求結構化差異將自動平衡這一矛盾。