鄧宏圖，周 鳳

(1.廣州大學 新結構經濟學研究中心，廣東 廣州 510000；2.廣州大學 經濟與統(tǒng)計學院，廣東 廣州 510000)

一、引 言

農村勞動力轉移速度放緩，農業(yè)與非農產業(yè)勞動生產率卻并未呈現(xiàn)趨同趨勢，農業(yè)勞動生產率與非農產業(yè)勞動生產率仍存在明顯“分岔”，這確實是劉易斯分析范式下需要厘清的重要議題(1)此處所說劉易斯分析范式包括劉易斯理論、費景漢—拉尼斯對劉易斯理論的擴展，以及托達羅對勞動力遷移和農業(yè)現(xiàn)代部門的研究框架，是廣義的而非狹義的劉易斯分析邏輯，意指農村勞動力不斷向城鎮(zhèn)遷移，當?shù)竭_劉易斯第一轉折點后農業(yè)勞動生產率為正。隨著勞動力遷移的數(shù)量越多，城鄉(xiāng)結構漸趨均衡，農業(yè)勞動生產率逼近甚至與城市工商部門相等，即到達劉易斯第二轉折點，就是說，農業(yè)勞動生產率是越來越高的，加上農業(yè)現(xiàn)代化進程，城鄉(xiāng)勞動生產率會較快地達到一致。然而，本文卻發(fā)現(xiàn)，這個趨勢在目前的中國農業(yè)轉型中并未明顯地出現(xiàn)。。截至2019年底，有2.9億農民工從傳統(tǒng)農業(yè)轉出，城鄉(xiāng)勞動力結構發(fā)生深刻變化。然而，與劉易斯分析范式所預測的結果相比(見圖1)，中國的勞動力結構調整就其所在發(fā)展階段而言仍顯滯后[1]，農民工總量增速從2009年的3.5%降至2019年的0.8%，外出農民工中，年末在城鎮(zhèn)居住的進城農民工總量在2016—2019年間平均增速僅為-0.57%(2)由國家統(tǒng)計局發(fā)布的歷年農民工監(jiān)測調查報告計算所得。。究竟是什么原因使“勞動力轉移速度放緩”與“生產率差距仍存”現(xiàn)象同時發(fā)生，兩者之間存在何種聯(lián)系，則需要進一步的具體研究。

中國作為一個處在發(fā)展中的大國經濟體，在過去40余年的高速經濟增長過程中，表現(xiàn)出了鮮明的二元結構的經濟與體制特征[2-5](3)就是說，中國不僅是二元經濟結構，而且是二元經濟體制，城鄉(xiāng)體制仍有很大差異性，不僅僅是經濟原因導致二元結構，而且存在社會、文化和體制機制等原因而導致二元體制。，在市場化取向改革中，中國的城市化率從17.9%(1978年)上升到60.6%(2019年)?；趧⒁姿箘趧恿o限供給模型，從傳統(tǒng)農業(yè)部門向城市部門的勞動力再分配會通過減少人地比例提高傳統(tǒng)農業(yè)的勞動生產率，并與非農產業(yè)的勞動生產率呈現(xiàn)趨同趨勢[6]，如果考慮技術進步，這一趨勢將得到加強。然而，反觀中國實際，如圖1所示(4)考慮到價格因素的影響，本文利用分產業(yè)的增加值指數(shù)，以1978年為基期(1978年GDP=100)，計算得出1978—2019年的分產業(yè)的實際增加值，進而通過與分產業(yè)就業(yè)人員的比值得出三個產業(yè)的勞動生產率，并以第一產業(yè)勞動生產率為基準，計算得出第二、三產業(yè)的相對勞動生產率。，第一產業(yè)與二三產業(yè)之間的勞動生產率趨同趨勢并不明顯。不僅如此，非洲和東亞一些國家如坦桑尼亞、印度尼西亞等發(fā)展中國家農業(yè)與非農業(yè)部門的勞動生產率也都呈現(xiàn)出不同程度的差異性[7-9]。

圖1 第一、二、三產業(yè)勞動生產率的變化及相對變化(以第一產業(yè)為基準)

劉易斯在20世紀50年代初創(chuàng)立的二元經濟理論對新古典經濟學的一般均衡理論進行了補充(5)新古典經濟學一般均衡理論把各部門間的勞動生產率相等作為基本前提，而在非農化開始以后，即使在發(fā)達國家農業(yè)的勞動生產率與非農產業(yè)之間的勞動生產率都存有“謎一樣的差距”。，將生產率差距的存在合理化[10]，認為剩余勞動力轉移和技術要素投入是實現(xiàn)部門間勞動生產率趨同的不二法門。該理論及其后續(xù)發(fā)展出來的“費—拉模型”“托達羅分析”等均成為解釋發(fā)展中國家經濟社會轉型的經典理論。拉尼斯、費景漢[11]和托達羅等[12]通過對農業(yè)部門的進一步研究和對城市部門失業(yè)事實的關注更為拓展和深化了劉易斯的分析邏輯，發(fā)展經濟學家也依此發(fā)展出了一系列綱領性文獻，如Stark和Bloom的 “新勞動力遷移經濟學(New Economics of Labor Migration)”[13]，Stiglitz的“新發(fā)展經濟學(New Development Economics)”[14]，林毅夫提出的“新結構經濟學(New Structural Economics)”，等等[15]。

但總起來講，現(xiàn)有模型均無法解釋在我國所觀察到的第一產業(yè)(主要指農業(yè))與二、三產業(yè)(主要指城市工商業(yè))生產率并不趨同的“轉型悖論”，在眾多研究中鮮有文獻將中國的特征化事實轉變成關鍵分析變量，以發(fā)展出基于中國經驗或實踐的經濟分析框架。事實上，新中國成立以來的七十多年，尤其是改革開放后的四十多年，經歷了人類文明史上規(guī)模最大、持續(xù)時間最長的工業(yè)化和經濟增長，積累了豐厚的經濟學研究素材。2004年以來，國內不同省區(qū)均程度不一地出現(xiàn)“用工荒”，農民工工資不斷上漲。在二元結構理論看來，勞動力已從無限供給轉變成“有限”供給，勞動邊際產出率為正，中國迎來了第一個劉易斯轉折點[16]。一般來說，在轉折點到來之后，即使不存在技術進步，勞動力持續(xù)向外轉移也會使邊際勞動產出率遞增。然而，由圖2可以看出，農業(yè)勞動力比重下降明顯滯后于農業(yè)產值比重下降，農業(yè)就業(yè)份額從1978年的70.8%降至2019年的25.1%，而農業(yè)產值占我國總產值比重僅為7.1%。通過兩者的比值可以發(fā)現(xiàn)，整體的邊際產出比雖有幾個波峰，但難掩下降趨勢，這說明我國農業(yè)轉型的現(xiàn)實與理論預測的結果有著明顯“偏差”，“劉易斯悖論”確實是存在的。相關調查顯示(6)2019年中國家庭金融調查數(shù)據(CHFS)。，近期勞動力回流群體占比明顯提高，2019年跨市回流人口占總人口的12.6%，流動人口僅占8.6%，且該群體多從發(fā)達地區(qū)流向相對不發(fā)達地區(qū)[5]。

圖2 農業(yè)產值比重與農業(yè)勞動力比重的變化對比和比值

事實上，農業(yè)勞動生產率不僅與勞動力遷移有關，也與農業(yè)傳統(tǒng)部門、農業(yè)現(xiàn)代部門、城市工商部門的產值比例及各自的邊際產出率有關。一種可能的情況是，農業(yè)產值下降了，但非農產值可能上升了。歸結起來，農業(yè)勞動力遷移的直接誘因是不同部門預期工資率與遷移成本，是兩者共同決定的結果，而后者由遷移對象地的房價、遷移者社會身份與遷進地社會保障、公共服務是否匹配等因素共同決定。戶籍制度不斷松動，但與戶籍制度相關聯(lián)的社會保障等配套措施是否滿足了遷入者的具體要求與愿景，在大、中、小城市是不一樣的，甚至是不確定的，客觀上加大了遷移成本預期，從而使第一次劉易斯轉折(費—拉模型稱此轉折點為“短缺點”)提前到來，使第二次劉易斯轉折(費-拉模型稱此轉折點為“商業(yè)化點”)延后出現(xiàn)。對像中國這樣的發(fā)展中大國，僅憑剩余勞動力轉移、農業(yè)技術要素投入等兩個因素去觀察城市工商部門與農業(yè)生產部門的邊際生產率是否趨同是遠不夠的，難以得出與現(xiàn)實相一致的一般性結論。在國際新冠肺炎疫情導致全球經濟放緩及中美貿易摩擦持續(xù)惡化的背景下，加快農業(yè)供給側結構性改革，提高農民收入，推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展，是當前擴大內需、增加就業(yè)，建立以國內循環(huán)為主、國內國際雙循環(huán)互相促進的一個重要方式，關涉到農業(yè)安全、糧食安全和經濟安全。農業(yè)占國民經濟的比重盡管很小，但農業(yè)現(xiàn)代化對一個大國來說，具有深刻的戰(zhàn)略意義。農業(yè)現(xiàn)代化是發(fā)展現(xiàn)代農業(yè)的動態(tài)過程，與傳統(tǒng)農業(yè)的最大區(qū)別在于勞動生產率的持續(xù)提高[17-19]，勞動力質量或人力資本水平是勞動生產率能否提高的關鍵。本文將考察如下特征化事實：為什么在劉易斯第一轉折點早就到來的情況下農業(yè)生產率(產出率)不僅沒有逼近工商部門，反而呈現(xiàn)下降之勢？為什么城鄉(xiāng)居民可支配收入存在實質差異的情況下農村勞動力的遷移速度、規(guī)模不斷放緩、變?。刻接戇@些看起來有悖于發(fā)展經濟學分析邏輯的“經驗事實”，剖析其內源誘因和外在約束，為轉型中的中國農業(yè)現(xiàn)代化和新型城鎮(zhèn)化提供一個合歷史與邏輯相統(tǒng)一的理論分析框架。

有必要從以下五個側面進一步分解、概述上述兩個特征化事實，以便使本文的理論演繹和相關實證研究更具有經驗事實的背景，更有分析上的針對性：

其一，由于存在各種現(xiàn)實約束，例如城鄉(xiāng)發(fā)展不同步，城市工商部門與農業(yè)部門勞動生產率存在根本性差異，農業(yè)現(xiàn)代化滯后于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化。

其二，城鄉(xiāng)間存在戶籍制度差異，此類差異主要體現(xiàn)在與戶籍相關聯(lián)的教育體制和社會各類保障體制等方面。

其三，城鄉(xiāng)間建設用地分屬兩個市場，同地不同權，同權不同價。農村建設用地通過增減掛鉤、占補平衡等方式“流向”城市，在城鎮(zhèn)化不斷推進的情況下催生了土地級差收益偏向城鎮(zhèn)化的土地財政，導致城市房價偏離真實成本幾倍甚至十幾倍，提高了預期遷移成本，妨礙產業(yè)發(fā)展。

其四，由于上述諸原因，使得轉型背景下劉易斯第一轉折點提前到來，劉易斯第二轉折點延后出現(xiàn)，延伸了劉易斯轉折區(qū)間。一方面造成了農業(yè)人口遷移速度和規(guī)模下降、減少；另一方面加大了傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)轉型的成本，農業(yè)邊際產出率不升反降。

其五，即使如此，傳統(tǒng)農業(yè)部門仍在不斷分化，一部分轉型成為現(xiàn)代農業(yè)部門，一部分仍為傳統(tǒng)農業(yè)部門，于是作為發(fā)展中的大國經濟體具有二元結構、三部門經濟的典型特征。

本文余下部分的安排如下：第二部分為文獻綜述，回顧有關勞動力轉移的經典理論及基于經典理論模型進行修正的探索性研究；第三部分為理論機制分析，從內源誘因和外源約束兩個方面入手；第四部分在已有模型基礎上構建一個包括內源誘因和外源約束在內的理論模型，并提出兩個命題；第五部分為實證分析及進一步的穩(wěn)健性檢驗；最后得出研究結論，提出政策建議。

二、文獻綜述：勞動力遷移的“向度”

與舒爾茨成本—收益理論[11]和斯塔克新經濟遷移理論[13]相比，劉易斯[6]所創(chuàng)立的二元經濟分析方法和剩余勞動力概念，對理解發(fā)展中國家結構轉型的經濟發(fā)展過程影響甚深。劉易斯理論與費-拉模型[11]、托達羅模型[12]已成為解釋發(fā)展中國家勞動力結構變遷過程的經典分析。

二戰(zhàn)后，人口增長和食物有限增長無法繼續(xù)滿足古典經濟學工資不變理論假設，為劉易斯二元經濟理論形成提供了現(xiàn)實基礎。劉易斯發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)農業(yè)部門勞動力無限供給，勞動生產率遠低于城市工商部門，勞動力不斷向城市遷移，農業(yè)邊際產出率為零，直到邊際產出率為正，到達勞動力遷移第一轉折點。由于城市工商部門工資率遠高于傳統(tǒng)農業(yè)部門，即使后者邊際產出率為正，傳統(tǒng)農業(yè)部門勞動人口仍源源不斷地向城市工商部門流動，直到農業(yè)部門邊際產出率與城市工商部門邊際產出率一致，從而傳統(tǒng)農業(yè)部門工資率與城市工商部門工資率相等為止，此時到達勞動力遷移第二轉折點。劉易斯建立了以工業(yè)化為主線的經濟增長范式，從傳統(tǒng)農業(yè)部門與先進工商部門的二元結構向現(xiàn)代農業(yè)部門和工商部門趨同、融合的一元結構轉變[20]。在劉易斯看來，剩余勞動力轉移和生產率趨同在二元經濟理論中實為一枚硬幣的正反兩面[6]，有必要注意的是，劉易斯盡管抓住了勞動力遷移的關鍵特征和重要環(huán)節(jié)，但分析邏輯仍過于單一，并未考慮人口結構、制度結構、技術進步對農業(yè)勞動生產率和勞動力變遷的影響。

拉尼斯和費景漢[11]拓展了劉易斯模型。他們認為，只要農業(yè)勞動力的邊際生產率小于城市部門邊際生產率，勞動力就會從農村向城市部門轉移，直至農村和城市工商部門邊際產出率從而工資率相等，勞動力轉移過程才會結束。一旦農業(yè)勞動生產率不再提高，或是勞動力轉移速度小于農村人口增長速度，意味著農村還存在剩余勞動力，劉易斯第二轉折點或商業(yè)化點(7)當傳統(tǒng)農業(yè)部門與現(xiàn)代工業(yè)部門的邊際產出相等(也可以說兩部門工資水平相當)時，意味著一個城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場已經形成，包括勞動力在內的整個經濟被完全商品化，因此，“劉易斯第二轉折點”在費-拉模型中又被稱為“商業(yè)化點”。就不會到來。費—拉模型雖然未從根本上否定邊際生產率為零的剩余勞動力率先轉移的假設，卻突破性地將人口結構、轉移速度等因素納入分析框架，與發(fā)展中國農業(yè)轉型的實際情況更為吻合。托達羅則從另一方面擴展了劉易斯的理論。他認為不能單純依靠勞動力從傳統(tǒng)部門不斷轉移到現(xiàn)代工商部門，而要設法提高傳統(tǒng)農業(yè)部門的生產能力才能實現(xiàn)從二元結構向一元結構的轉型；此外，真正促使剩余勞動力轉出的不是兩部門間實際收入的差距，而是剩余勞動力對兩部門預期收入差異的評估[12]。通過提供更多崗位來降低城市部門的失業(yè)人口，結果只會進一步吸引農村勞動力遷入，使失業(yè)問題更加嚴重，原因在于更多流入人口愿意接受更低工資，工作崗位將出現(xiàn)“短缺”[21](8)“托達羅悖論”是指旨在提高城市工資水平、增加城市就業(yè)機會的政策可能會因為對農業(yè)部門剩余勞動力的吸引而惡化城市的就業(yè)環(huán)境，以致城市失業(yè)率不降反增。。唯有提高農業(yè)勞動生產率，使農業(yè)部門和城市工商部門差距逐漸縮小直至相等，才能消除二元結構，實現(xiàn)勞動市場與產業(yè)均衡。

上述諸模型隱含了一個重要假定，即除勞動生產率和工資率外，傳統(tǒng)農業(yè)部門的勞動力和土地等要素總能在城鄉(xiāng)之間自由流動，實現(xiàn)有效配置。與劉易斯等理論模型設定的前提不同，在中國，農村土地制度和二元戶籍制度是農業(yè)勞動力轉移所面臨的極關鍵約束條件[22-25]，一定時期內，它們的調整空間非常有限，這與理論模型所預設的前提條件是不相吻合的。此外，農村土地功能不斷轉變[26]，資本約束逐漸顯現(xiàn)[27]，勞動力轉移受制于理論模型所設定條件之外的諸多因素。這樣一來，在解釋中國勞動力轉移與要素配置時必須修訂現(xiàn)有經典理論模型，因為條件發(fā)生了變化，則經濟主體的選擇也會發(fā)生實質性改變。也因此，研究者就有必要重新審視劉易斯—拉尼斯—費景漢模型和托達羅模型，根據實際約束條件和具體情況構造新的分析框架。

具體而言，以上述模型為基礎的更切實際的探索性研究大致可以總結為三個方面。一是對基礎模型的假設前提進行合乎經驗事實的拓展。如將基礎模型適用范圍從鄉(xiāng)—城遷移拓展到鎮(zhèn)—城和城—城遷移[28-30]，把生活成本[30]、信息獲取成本及文化適應成本[31]、城鎮(zhèn)居民收入分配的公平程度[32]等等納入勞動力遷移分析框架(9)有時研究者通過修改某個特定概念而挖掘經典理論的“分析含義”。例如，托達羅認為，預期遷移者就業(yè)概率π=[rN(S-N)]，其中r為現(xiàn)代部門工作創(chuàng)造率，N為現(xiàn)代部門總就業(yè)人數(shù)，S為城市地區(qū)總勞動力規(guī)模。周天勇則采取了一個更簡化定義，認為就業(yè)概率是進入城市工商部門就業(yè)的遷移者數(shù)量與遷移到城市的總人數(shù)之比。，使理論分析更有針對性，更合乎現(xiàn)實情況。二是從結構變化視角解釋發(fā)展中國家的經濟增長。例如，Kjetil等提出一種帶有新古典主義分析特征的劉易斯理論[33]。該理論把農業(yè)部門分為傳統(tǒng)農業(yè)和現(xiàn)代農業(yè)兩個部門，認為隨著資本積累，現(xiàn)代農業(yè)會對傳統(tǒng)農業(yè)形成擠出效應，發(fā)展中國家在不斷擴大的資本積累中實現(xiàn)傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)的結構轉型。Diao等基于劉易斯模型，對非洲經濟環(huán)境進行考察，發(fā)現(xiàn)在大多數(shù)非洲國家中，非正規(guī)部門的發(fā)展比大型制造業(yè)和服務業(yè)的增長更快，在提供就業(yè)崗位、促進經濟增長方面扮演了重要角色[34]。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，拉丁美洲和南亞許多國家的經濟增長所依賴的并不是對工業(yè)化的快速推動，而是部門內部勞動生產率的提升[35]。此外，哈里斯—托達羅模型[36]也是研究非正規(guī)部門和貿易政策交互作用的一個重要工具，并在分析效率工資[37]、教育政策[38]、貿易改革[39]、資本流動[40-41]、貧困和不平等[42]等經濟問題中都得到了有效應用。三是對勞動力轉移決策的誘因及約束加以分析。Liao等將子女數(shù)量、質量和出生位置納入模型，建立動態(tài)的移民均衡和帶有遺贈的一期不重疊世代框架，發(fā)現(xiàn)生育率對遷移決策影響顯著，在發(fā)展中國家制定政策時，忽略上述均衡將產生不可忽視的偏差[43]。段亞偉[44]將我國處于較低水平的社保制度納入托達羅模型，發(fā)現(xiàn)社保層次的不匹配將直接影響我國勞動力的流動意愿。也有學者從“經濟預期”和“非經濟預期”兩個視角改進托達羅模型[45]，其中生態(tài)環(huán)境的差距是“非經濟預期”里的重要因素[46]。與此同時，影響勞動力自由流動假設的因素如生活成本[47-48]、制度約束[49-51]、氣候變化[52]、外商直接投資[52]等也都是學界重新思考劉易斯模型、費—拉模型或托達羅模型的關鍵變量。

事實上，中國既存在二元經濟結構，亦存在二元制度結構；既要關注勞動力的流動，亦要關注勞動力的結構；既要關注城鄉(xiāng)部門生產率的差異性，亦要關注農業(yè)內部現(xiàn)代部門的崛起與發(fā)展。劉易斯理論、費—拉模型，以及托達羅的研究均忽略土地問題，中國的特征化事實表明，城市化不僅意味著農業(yè)勞動力往城鎮(zhèn)遷移，也包括城鎮(zhèn)在空間上的擴展。在增減掛鉤、占補平衡和三權分置體制框架下，城市化也意味著大量農村土地“流向”了城市。事實上，土地在農業(yè)部門內部流轉、在農業(yè)部門與城市部門之間的流動，均有其特有的方式和規(guī)律。如果缺少土地這個分析變量，有關農業(yè)轉型的研究就無法捕捉到關鍵信息，亦無法精確地刻畫勞動力遷移過程和城鄉(xiāng)均衡的本質和結構。城市化過程不僅涉及勞動力的流動，也涉及土地、資本在城鄉(xiāng)不同部門間配置。劉易斯第一拐點到來之后，農業(yè)生產方式將發(fā)生實質性變化，勞動生產率不僅會因為農業(yè)人口的結構發(fā)生變化而出現(xiàn)邊際性變化，也會因為土地、資本和勞動力的配置方式發(fā)生變化而出現(xiàn)與理論預測的結果不一致的變動趨勢，這種趨勢將是諸多因素綜合作用的結果。

因此，本文的貢獻主要體現(xiàn)在如下三個方面：

其一，把土地與資本流動納入已有分析框架中，構建土地、勞動力與資本的 “三位一體”的理論框架，對勞動力轉移逐漸減速和城鄉(xiāng)產業(yè)間生產率差距仍在擴大的“轉型悖論”進行合乎經驗事實的分析，在一定程度上拓展了劉易斯范式的理論和現(xiàn)實邏輯。

其二，對“剩余勞動力”進行再定義?！笆Ｓ鄤趧恿Α笔且粋€相對概念，需要從勞動生產率的變動趨勢和勞動力供求含義上的“稀缺程度”等方面進行嚴格定義。

其三，本文將現(xiàn)代農業(yè)部門納入托達羅分析框架，即進一步把農業(yè)部門一分為二，既存在劉易斯意義上的傳統(tǒng)農業(yè)部門和先進的城市工商部門，亦存在現(xiàn)代農業(yè)部門。正是該部門的出現(xiàn)，為實現(xiàn)勞動力、土地和資本優(yōu)化配置，提高農業(yè)勞動生產率，縮小產業(yè)間勞動生產率差距奠定了基礎。傳統(tǒng)農業(yè)部門的勞動力不僅向城鎮(zhèn)，而且也向現(xiàn)代農業(yè)部門遷移。不止于此，勞動力流動還可能“逆轉”，從城市工商部門轉移到現(xiàn)代農業(yè)部門。

不可否認，從理論分析的邏輯看，劉易斯模型、費—拉模型、托達羅模型本質上是一致的。托達羅模型把分析視角反向轉到農業(yè)內部，從理論和經驗兩方面更為全面地解釋了勞動力轉移的動力、方式和可能的后果。盧卡斯指出，托達羅模型對勞動力跨部門遷移現(xiàn)象做出了更有力的解釋[53]。不過，在本文看來，托達羅并未考慮(不同國別的)外源約束差異性對農業(yè)勞動生產率和勞動力遷移的影響。此外，工資率、資本收益率和地租率，以及土地、資本和勞動力在不同體制機制下的配置方式亦會發(fā)生實質變化(或產生某種扭曲)，進而對農業(yè)勞動生產率水平以及勞動力遷移速度和規(guī)模產生影響。劉易斯第一轉折點的時間可能因此提前，而第二轉折點的時間則因此延后，由兩個轉折點構成的“劉易斯轉折區(qū)間”也將因此延長。這些變化不是孤立的，它們不僅影響勞動力轉移，而且影響城鄉(xiāng)產業(yè)結構與城鎮(zhèn)分布，進而影響勞動生產率。接下來，本文根據中國的特征化事實，將勞動力遷移分成“形式化退出”和“實質性退出”，前者指遷移者仍然保留著與土地的直接關系，后者則指從土地徹底退出，從事與土地并無直接關系的非農職業(yè)。此外，本文引入土地約束和信貸約束，以便考察給定上述約束下的農業(yè)勞動力的選擇行為，以及勞動生產率和勞動力遷移之間的內在關系。

三、特征化事實與勞動力轉移機制

(一)剩余勞動力與勞動生產率——內源誘因

雖然拉尼斯和費景漢已經對劉易斯模型中“剩余勞動力”的概念做了修正，但基于中國特征化事實的考察，本文發(fā)現(xiàn)有必要對“剩余勞動力”再做定義。蔡昉[54]、朱宇等[55]把強制度約束下的人口城鎮(zhèn)化過程分解為“兩過程三環(huán)節(jié)”(10)兩過程：遷出地轉移、遷入地居住。三環(huán)節(jié)：農村退出、城市進入、城市融合。，朱要龍注意到農村退出環(huán)節(jié)并不徹底，遂將城鎮(zhèn)化過程重新分解為“農業(yè)退出、城市進入、農村退出”三個階段[51]。與后者相似，本文的著眼點亦在農業(yè)部門，勞動力退出徹底與否與農業(yè)勞動生產率息息相關，因此為方便分析，也為貼近中國實際情況，本文在已有研究基礎上將勞動力轉移過程劃分為“流入—留居—落戶”(11)本文隱含了一個基本假定，即將落戶視為進城勞動力與土地徹底分離，即實質性退出。三個階段，分別對應農村勞動力在空間、生活和生產上從農業(yè)生產部門退出。

考察中國的特征化事實，可以發(fā)現(xiàn)，一方面，城市部門所吸收勞動力的就業(yè)門檻普遍高于農業(yè)部門，因而對勞動力的要求不會低于農業(yè)部門，基于城鄉(xiāng)預期收入差異引發(fā)的勞動力轉移首先多發(fā)生在傳統(tǒng)農業(yè)部門的高素質勞動力群體內部。與普通農民比較，這類群體可以為農業(yè)部門提供更高的勞動生產率，因此，高素質勞動力群體率先轉移將導致留村務農的勞動力非老即少，造成農業(yè)部門勞動力結構性失衡。另一方面，新一代農村子女人力資本水平相比其父母得到了較大提升，融入城市的意愿也更為強烈，在就業(yè)選擇上對農業(yè)普遍持排斥態(tài)度[56]。因此，與經典模型論述不同，剩余勞動力的遷移不僅造成了農村勞動力數(shù)量上的絕對下降，對勞動力質量也產生了實質性影響，這意味著傳統(tǒng)農業(yè)部門可能因為農業(yè)勞動力在數(shù)量和質量上的同時下降而導致勞動生產率不升反降，也就是說，勞動力轉移并未實質性地縮小農村與城市兩部門間的(生產率)差距。

至此，本文得出第一個經驗判斷，即受教育水平是農村勞動力能否成為“剩余勞動力”的關鍵因素，青壯勞力和相對高素質人力資本率先轉移造成的農村勞動力年齡結構失衡，新一代勞動力就業(yè)意愿普遍偏向城市部門現(xiàn)象，成為我國勞動力“流入—留居”(12)本文在此意在強調對剩余勞動力的再定義，并不否認受教育水平同樣是“留居—落戶”階段的重要內因，該結論在后續(xù)分析中也有證實。階段部門間勞動生產率差距的內源誘因，并在農業(yè)勞動生產率無法有效內生提高的情況下加速了中國劉易斯第一轉折點(即“短缺點”)(13)根據劉易斯—拉尼斯—費景漢模型，劉易斯第一轉折點到來之后，勞動邊際產出大于零的勞動力從傳統(tǒng)農業(yè)部門的轉出，導致農業(yè)總產出下降，從而可以向工業(yè)部門提供的農業(yè)剩余減少，使農產品供給出現(xiàn)短缺，因此謂之“短缺點”。的到來，在不存在城市勞動力逆向回流農村的情況下，農業(yè)現(xiàn)代化進程中的人力資本嚴重匱乏，年齡結構相對單一。

(二)體制機制約束

在農村的社會轉型中，由二元戶籍和城鄉(xiāng)土地制度衍生而成的“制度約束”與“信貸(資本)約束”是本文所觀察到的兩個關鍵性的體制機制約束。前者的存在直接關系到農業(yè)現(xiàn)代化實現(xiàn)過程中所需要付出的交易成本，后者則涉及農業(yè)經營主體的信貸能力。形式上，戶籍制度越來越有彈性，在大多數(shù)城市越來越不具有約束力，但與戶籍制度相關聯(lián)的社會保障制度等仍不能完全實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體，城鄉(xiāng)居民在城市教育、文化和公共品的分享上仍有實質性差異。

在中國的特征化事實中，二元經濟體制是個值得關注的“復合體”，既包括劉易斯理論模型意義上的“二元經濟結構”，也包括我國特有的“二元戶籍制度”。1958年戶籍制度設立以來，隨著人民公社的取消以及家庭承包責任制的確立，其功能逐漸從保證農產品供應演變?yōu)橘Y源配置和利益分配的社會管理工具，不再是單純限制農業(yè)勞動力向城市部門的流入，而是通過教育、醫(yī)療、社會保障等方面的差異化權利形成對轉入勞動力的篩選機制，進而從根本上限制了已轉移勞動力流入與融入城市兩環(huán)節(jié)之間的連續(xù)性，農村勞動力城鎮(zhèn)化進程被持續(xù)阻滯。具體體現(xiàn)在擁有低技能、低人力資本水平的轉移勞動力難以融入城市，在城市部門和農業(yè)部門間的交替性就業(yè)即兼業(yè)化成為這些群體的最適選擇。

不可否認，家庭聯(lián)產承包責任制的確立使土地所有權和承包經營權得以分離，大批農村勞動力得以流動，城鎮(zhèn)化進程實現(xiàn)了第一次質的飛躍[51]。但勞動力和土地因其天然屬性不同，在兩部門之間的再配置難以同步。在三權分置框架下，所有權歸集體，承包經營權歸農戶，經營權從農戶手中轉移到經營主體手中。三權分屬客觀上增加了土地、資本和勞動力的配置與再配置交易成本。城鎮(zhèn)化催生了大量“不在承包權”(14)不在承包權，簡單理解就是承包人不再務農，流向城市工商部門工作或在城市居留，成為擁有農地承包權的非職業(yè)農民，即使在城市生活多年，承包人仍擁有農地承包權，故稱此類現(xiàn)象(或此類承包權)為“不在承包權”。，土地與資本的配置必然受到勞動力遷移的影響，反過來，勞動力遷移同樣受到城鄉(xiāng)土地流動和級差收益的影響，彼此間或促進或抑制，造成城鄉(xiāng)要素的錯配，影響農業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化進程。因此，在考察勞動力在部門間的流動時，對土地流動性的考察實有必要。

從級差地租角度考察，遠郊或偏遠山區(qū)的農地難以以資本形式流入城市部門，相應地，該區(qū)域的已轉移勞動力的自主城鎮(zhèn)化過程亦因此而受阻。在地方政府唯GDP主義和官員晉升錦標賽機制背景下，“土地財政”的政策設計應運而生[7]。通過增減掛鉤和占補平衡的土地交易機制，“土地資本化”或“土地財政”逐漸成為推動城鎮(zhèn)化的“信貸或融資機制”。近郊與偏遠山區(qū)離城市(即經濟中心)距離(即貿易半徑)不同，其土地級差性和土地資本化的“程度”也大相徑庭。在土地城鎮(zhèn)化過程中獲益的多為城市近郊居民，而問題在于遠郊和偏遠地區(qū)農村居民才是遷移主體。這種空間區(qū)位差異導致土地級差收益分配不均，不僅影響了傳統(tǒng)農業(yè)部門的自主城鎮(zhèn)化能力，還進一步引致城市近郊農民、遠郊或偏遠地區(qū)農民，以及進城務工的農民在土地財產性收入和工資收入上的高度分化。因此，土地流動和配置方式是除戶籍制度約束以外影響進城農民市民化的關鍵因素。

舒爾茨在《改造傳統(tǒng)農業(yè)》中提及的“不在所有制形式”，與當前我國普遍存在的“人地分離”或“不在承包權”現(xiàn)象不謀而合，“不在承包權”的維持和“人地分離”的趨勢突顯了土地對擁有農村戶籍人口的福利保障功能，由此導致如下結果：

其一，“不在承包權”提高了土地與資本結合的交易成本，農業(yè)現(xiàn)代化進程受到影響。

其二，土地稟賦相對多的農民獲得的土地福利越多，越難組織起來，嚴重影響土地的規(guī)?；谩?/p>

相比之下，資本約束是給定農地制度下的一個內生性結果。現(xiàn)代農業(yè)多屬于資本和技術密集型產業(yè)，具有資本回報周期長、附加值高等特點。對從事小農經濟的農戶而言，僅憑自身的資本積累無法實現(xiàn)從傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)的轉型，因此“信貸能力”或“資本可得能力”是改造傳統(tǒng)農業(yè)、實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化的必要前提。農業(yè)部門的“資本可得”來源于如下兩個方面：一是由政府或企業(yè)或志愿組織提供的公共資本，這類資本對農業(yè)生產的作用主要是為其提供基礎設施優(yōu)化、生產技術培訓、實行統(tǒng)一種植規(guī)劃、防治病蟲災害等惠農服務；二是工商資本，主要通過土地流轉實現(xiàn)土地集中經營[57]，通過變革農業(yè)生產方式，轉變農業(yè)經營管理理念、銷售理念等，將農業(yè)生產的產業(yè)鏈、價值鏈延伸至市場，在 “生產—加工—銷售”全鏈條上促進一二三產業(yè)的深度融合。不難發(fā)現(xiàn)，不管是公共資本還是工商資本，均可促進勞動力的轉移，前者通過農戶生產條件的改善、機械化作業(yè)等實現(xiàn)資本對低技能勞動力的替代，后者則通過吸收高技能勞動力、淘汰低技能勞動力來優(yōu)化勞動力在部門間的配置。

綜上所述，有必要重新思考劉易斯分析范式，考察體制機制約束(如戶籍制度和地權制度約束等)、信貸能力約束下勞動力、土地和資本的流動，以及在城鄉(xiāng)間的配置才能深刻理解勞動力遷移與城鎮(zhèn)化的本質。有必要強調，勞動力與其他要素配置不僅在于勞動力從農業(yè)部門向城市部門的遷移，還包括勞動力傳統(tǒng)農業(yè)部門向現(xiàn)代農業(yè)部門，以及從城市部門到農業(yè)部門的轉移，后者在主流文獻中常被定義為逆城鎮(zhèn)化過程(15)由后文分析可知，此處所指為勞動力從城市部門向現(xiàn)代農業(yè)部門的遷移，而非傳統(tǒng)農業(yè)部門，與其他文獻所提及的逆城鎮(zhèn)化有其不同之處。。

由此，本文得到第二個判斷，即勞動力流動將引發(fā)土地和資本流動，資本和土地流動亦將誘致勞動力的流動，勞動力、土地和資本“三位一體”的研究視角將使研究者進一步充實劉易斯分析范式的經驗基礎，提高劉易斯范式的理論邏輯對于轉型經濟的解釋能力。本文的研究表明，中國會出現(xiàn)一個新的“商業(yè)化點”，該點將滯后于經典理論所預測的“商業(yè)化點”。

四、計量模型的經濟邏輯：基于中國特征化事實的拓展性解釋

嚴格講，本節(jié)的數(shù)理表達本質上不是“數(shù)理建?！?，只是用數(shù)學形式對特征化事實和相關理論提供經濟解釋，離真實數(shù)理建模相距甚遠，但這種方式在一定程度上可以克服語言的模糊性。

(一)現(xiàn)代農業(yè)部門的引入

本文通過引入現(xiàn)代農業(yè)部門而使“二元結構分析框架”拓展為“二元結構三部門經濟分析框架”。一般把現(xiàn)代農業(yè)部門定義為具有現(xiàn)代農業(yè)技術和現(xiàn)代生產方式的農業(yè)生產經營部門，與現(xiàn)代工商部門只有形式上的差別而無實質性不同，兩者在全要素生產率上趨同，在工資率上等同。從實際經驗看，現(xiàn)代農業(yè)部門大致對應于目前農村中廣泛存在的龍頭企業(yè)、合作社、家庭農場等新型農業(yè)經營主體。與以家庭為單位的傳統(tǒng)小農經濟不同，現(xiàn)代農業(yè)部門擁有更先進的技術和更符合市場要求的經營組織和生產方式。例如，“龍頭企業(yè)+農戶+合作社”這樣的組織結構就非常好地利用了農戶與龍頭企業(yè)間的要素互補性，通過合作方式發(fā)展出了農業(yè)內部的分工與專業(yè)化體系，不僅突破了地權約束實現(xiàn)了規(guī)?；洜I，而且通過合作社的引領提高了農戶的信貸水平和在市場上的議價能力。不過，“內源誘因”導致農村人口的數(shù)量、結構和質量均難以滿足農業(yè)部門，尤其是現(xiàn)代農業(yè)部門對勞動力和人力資本的要求。顯而易見，現(xiàn)代農業(yè)部門的出現(xiàn)不僅可以直接提高勞動生產率[33]，還能改變勞動力單向流入城市的趨勢，實現(xiàn)勞動力在城鄉(xiāng)間的雙向流動。

(二)對托達羅模型的修正與拓展

劉易斯分析范式(16)本文把劉易斯二元理論、費—拉模型、托達羅分析等均歸為劉易斯分析范式，原因在于，上述所有理論均與劉易斯首創(chuàng)的二元結構的分析邏輯有關，均由劉易斯理論衍生、發(fā)展而來。大都為靜態(tài)模型，無法對中國特征化事實中的勞動力轉移做出動態(tài)的解釋，托達羅模型僅關注了勞動力遷移城市(部門)的決定因素，但對遷入城市后的歸屬未加考慮。就中國的情形而言，由于城鄉(xiāng)土地和戶籍制度不同，因之流入城市未必真正融入城市，許多打工者只在城里工作，但無法徹底融入城市成為永久居民。因此，本文把農民進入城市或現(xiàn)代工商部門工作、生活的過程定義為 “流入—留居—落戶”的決策過程，通過對“內源誘因”和“外源約束”(17)出于行文上的便利，本文把體制機制約束定義為“外源約束”。下文均此。嚴格講，體制機制約束是內生的，并非“外源的”，因為戶籍制度和土地制度是基于工業(yè)化戰(zhàn)略的內生性選擇，但就本文的研究主題來說，相對于農戶(民)，可以認為戶籍制和城鄉(xiāng)土地制度等是“給定的”和“外生的”，從農戶(民)的遷移決策來看，本文把體制機制約束定義為“外源約束”。的考察，在托達羅分析邏輯的基礎上，引入現(xiàn)代農業(yè)部門，構造本文拓展的劉易斯范式的分析框架。托達羅模型并未考慮農民進入城市或現(xiàn)代工商部門后如何融入城市的問題。具體來說，在托達羅的分析框架內，城鄉(xiāng)土地制度和戶籍制度的區(qū)別所造成的農業(yè)人口的預期遷移成本和收益均不在考察(分析)之列，農民工進入城市后是否永久居留的決策(選擇)亦未能進入分析視野，中國農地制度和戶籍制度下的“二元結構三部門經濟”的特征化事實亦不能完整地成為劉易斯范式的分析對象，以致托達羅的理論框架只能解釋部分而遠非完整的中國式的特征化事實。本文不僅考察農民的遷移決策，還要進一步剖析農民是否落戶城鎮(zhèn)生活的內在機制，從而把“流入—留居—落戶”及其決定上述三個環(huán)節(jié)的內源誘因和外源約束置于勞動力遷移的整個分析過程，顯然，這與單純考察勞動力遷移有著迥異的政治經濟學意蘊。

朱要龍認為，我國勞動力流入城市環(huán)節(jié)也就是本文所指的第一區(qū)間(即從流入城市到留居城市，)可以被托達羅模型完美刻畫[51]，但正如上文所述，對這一區(qū)間的“內源誘因”的考察實有必要，且依照上述討論，構造表達“個體理性”的決策函數(shù)如下：

(1)

M1=f(V1(0))，f′(V1(0))>0

(2)

V1=pYu-Yr-C

(3)

由上述分析可知，在勞動力轉移的第一區(qū)間，普遍而言，受教育程度是代表人力資本水平的最適宜變量，受教育程度越高，在城市部門獲得就業(yè)崗位的概率也就越高。用E代表受教育程度，上述關系即可用公式表達為：

(4)

(4)式表明，受教育程度較高的群體將在城市部門獲得較高的預期收入，在農業(yè)部門亦是如此。本文把Yr和Yn分別設為價格與產量的函數(shù)，進一步將生產函數(shù)設定為Cobb-Douglas形式，并把勞動力、土地和資本視為農業(yè)生產過程中的三大基本要素，可以得到如下表達式：

(5)

其中，Lr代表農業(yè)勞動投入，T代表農地面積，考慮到此區(qū)間的傳統(tǒng)農業(yè)部門生產組織化程度不會很高，投入到農業(yè)生產中的費用K可定義為中間要素投入，即為灌溉、農機作業(yè)(如機械化收割等)、施肥等投入的費用，αi代表各要素的產出彈性。對于現(xiàn)代農業(yè)部門而言，K仍代表資本要素的投入，具體于第二區(qū)間處(留居到落戶)分析。借鑒萬廣華、程恩江[58]的研究，本文將αi與其他因素的關系用下式表示：

αi=βi+θilnX

(6)

當i=1時表示勞動力，令X=E(受教育程度)，此時有：

α1=β1+θ1lnE

(7)

勞動力的受教育程度越高，該要素在農業(yè)部門的產出彈性就越大，也就會帶來更高的預期收入。鑒于中國實際情況，農業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化仍在推進，還處在劉易斯轉折階段，即使現(xiàn)代農業(yè)部門，其勞動生產率也普遍低于城市部門(盡管總有機會不斷提高)。整體而言，城市部門的勞動生產率顯著高于農業(yè)部門，即使某些特定的個人或群體在農業(yè)部門能獲得比其他人更高的預期收入，但平均來說，受教育程度較高的群體仍會因城市部門的更高預期收入而流入城市部門。

至此，可得命題1：

在勞動力轉移的初中期，即“流入—留居”階段，高素質勞動力群體是從農業(yè)部門向城市部門的轉移主體。在其他條件不變的情況下，該群體的轉出會直接影響農業(yè)部門的農業(yè)總產出，并加速“短缺點”(劉易斯第一轉折點)的到來，因此人力資本水平對農業(yè)勞動生產率的影響并不顯著。

農村勞動力轉移的第二區(qū)間也就是從留居城市務工到落戶并完全融入城市，此種情形下，托達羅模型的前提條件與中國實際情況的偏離甚著。在此區(qū)間，農業(yè)產業(yè)結構也在不斷變化，現(xiàn)代農業(yè)部門的預期收入有所提高，城市工商部門所面臨的生活成本和制度成本緩和趨勢并不明顯甚至愈發(fā)突出，兩相比較，進一步決定了由“制度約束”(18)正如前文強調的，此處的制度包括二元戶籍制度和城鄉(xiāng)土地制度等等。和“資本約束”等外源約束導致的轉移成本對勞動力在此區(qū)間從“形式化退出”向“實質性退出”的阻延效應，并且“留居—落戶”區(qū)間的決策依據多為家庭收益的最大化，因此以家庭為單位的集體轉出將成為此區(qū)間的一個典型特征[23]。具體如下：

(8)

M2=f(V2(0))，f′(V2(0))>0

(9)

其中，Nu為一個家庭中已轉移的勞動力數(shù)量，H(t)表示轉入城市部門之后家庭所獲得的除工資收入之外的外部性收益(19)例如，一旦擁有城市戶籍，成為城市正式居民，將獲得各類社會福利，包括城市醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險、住房公積金以及作為城市正式居民擁有的各種就業(yè)機會和發(fā)展機會等等。，具體可表示為：

H(t)=NuW(t)+NuS(t)

(10)

W(t)有兩種情況，一是“形式化退出”群體轉移至城市部門后在吃穿住行等方面所獲取的便利性，二是“實質性退出”群體除便利性之外在受教育、醫(yī)療等方面享受到的社會福利效應，本文在此區(qū)間著重關注的為前者。S(t)代表轉入城市部門后由承包地或宅基地獲得的轉讓租金及土地保障功能所滋生的土地福利效應。

C2(0)仍代表遷移成本，由上文分析可知，在此區(qū)間的遷移成本更為復雜，主要包括兩部門間由于生活水平不同而帶來的成本差距(Cu-Cr)以及在從農村實質性退出的過程中為融入城市又因戶籍所限而導致的受教育、醫(yī)療等福利差異所必須支付的制度成本(Ch)。據此，C2(0)可有以下表示：

C2(0)=Nu(Cu-Cr)+NuCh

(11)

三權分置的制度設計一定程度上使得農地的可抵押性不能完全實現(xiàn)，進而以土地為抵押實現(xiàn)土地財產功能的制度通道被阻延，因此，“只流入不落戶”便成為此區(qū)間流動人口的理性選擇。S(t)作為土地福利效應，是土地價值(L)和制度成本(Ch)的增函數(shù)，其中制度成本(Ch)主要指的是流入城市的勞動力在城市工商部門戶籍制度約束下所遭受的在就業(yè)市場和社會福利的分割與排斥，土地價值(L)即主要體現(xiàn)在抵消農村勞動力在城市工商部門的制度成本。因此，土地價值(L)又是制度成本(Ch)的增函數(shù)。用公式可表示為：

(12)

經驗觀察表明，城市部門的生產率水平遠高于傳統(tǒng)農業(yè)部門，但是現(xiàn)代農業(yè)部門生產率水平因其生產方式和經營理念的革新而逐漸提高。鄉(xiāng)村振興政策和農村基礎設施不斷得到改善，在此情景下，農村生活條件逐漸改善，“形式化退出”群體在城市部門所感受到的便利性優(yōu)勢必然減弱，但農戶融入城市導致的成本預期不會改變甚至增大，也就是說會出現(xiàn)以下兩種情形：

當V2(0)<0時，進城勞動力會從城市部門回流到現(xiàn)代農業(yè)部門；反之，V2(0)>0，即使存在制度約束，農戶進城工作的決策基本不受影響，但從“形式化退出”向“實質性退出”的轉變進程依然受限。

此外，在“形式化退出”轉變?yōu)椤皩嵸|性退出”的過程中，將有更多資本(K)投入以實現(xiàn)土地的資本化和經濟活動的組織化(參見公式(6))，原因在于短缺點(第一次劉易斯轉折點)之后，勞動力無論總量還是結構都滿足不了要求，原有的小農式經營方式限制了農戶的信貸能力，必須通過現(xiàn)代農業(yè)部門優(yōu)化生產組織方式，提高土地的資本率，發(fā)揮農業(yè)規(guī)模經營優(yōu)勢，提高農業(yè)勞動生產率。令Z表示農業(yè)生產組織化程度，資本的產出彈性即可表示為：

α3=β3+θ3lnZ

(13)

綜上，基于勞動力轉移第二區(qū)間得到拓展后的托達羅模型如下：

(14)

(14)式表明，基于中國特征化事實拓展后的托達羅模型，也可以說劉易斯范式，捕捉到了現(xiàn)代農業(yè)部門的出現(xiàn)，并對現(xiàn)代農業(yè)部門出現(xiàn)后的勞動力遷移決策重新進行考量，其中包括對內源誘因和外源約束的討論，進而刻畫了中國情境下勞動力的雙向流動。

在流入城市到融入城市的區(qū)間內，勞動力的“形式化退出”是基于對制度成本和福利效應進行理性預期之后做出的理性選擇。“制度約束”誘致并強化了“形式化退出”與“資本約束”，反過來，“形式化退出”與“資本約束”也會進一步鎖定并強化“制度約束”，它們互為因果，構成了自我增強的“(邏輯的)閉環(huán)體系”。雖然初期現(xiàn)代農業(yè)部門的預期收益率不及城市工商部門，且因資本有機構成不高(20)資本有機構成概念取自馬克思：《資本論》(第1卷)，人民出版社，1975年版。，其所需要的勞動力水平也較低，但隨著技術改進、機械引進等，對高素質勞動力群體的需求將增多，與“形式化退出”群體相比，前者無須考慮遷移成本。因此，隨著農業(yè)現(xiàn)代化的推進，現(xiàn)代農業(yè)部門資本有機構成必然提高，而有專門技能的農業(yè)工人(21)即指在現(xiàn)代農業(yè)部門工作的勞動力。的可支配收入甚至預期收入將逐漸趨同“形式化退出”群體。此外，對農業(yè)經營者來說，他們是剩余占有者，他們的預期收益率與城市工商業(yè)的預期收益率是無實質差別的，且農業(yè)生產的季節(jié)性決定了農業(yè)部門相對較低的工資成本。因而，現(xiàn)代農業(yè)部門的出現(xiàn)有效緩解了制度約束和資本約束，進而促進了勞動力從“形式化退出”向“實質性退出”的轉變，也因其對高素質勞動力的吸引進一步緩解了“內源誘因”。

由此可得命題2：

在 “留居—落戶”決策階段，現(xiàn)代農業(yè)部門的出現(xiàn)，可以促進土地、資本和勞動力三要素的合理配置，土地和資本的優(yōu)化均可通過勞動力轉移對農業(yè)勞動生產率發(fā)揮正向影響。勞動力的雙向流動會使中國“商業(yè)化點”的到來遲于經典模型預測的“商業(yè)化點”。

五、變量選擇與實證檢驗

我們將用可得數(shù)據證實上文所推演出來的兩個命題。

(一)數(shù)據來源

本文所用數(shù)據來自中山大學社會科學調查中心主持的2016年中國勞動力動態(tài)調查(CLDS)，該中心對勞動力流出地進行了系統(tǒng)的溯源調查，有效地避免了樣本選擇偏誤。CLDS是國內第一個圍繞勞動力展開的追蹤型調查，樣本覆蓋全國29個省份(除港澳臺、海南、西藏)樣本家庭戶中的全部勞動力(15—64歲)，采用個體、家庭和社區(qū)多層次并與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，反映了我國勞動力在教育、工作、遷移、健康、社會參與、經濟活動和基層組織等議題方面的現(xiàn)狀及變遷。

CLDS數(shù)據進行了2012年、2014年、2016年三年的追蹤調查，但由于在對包括個體、家庭和村三個層面的數(shù)據進行匹配后，再進行三年內的追蹤篩選，導致最終樣本數(shù)量過少，難以剖析數(shù)據背后所隱藏的信息，遂基于對變量質量和樣本數(shù)量的要求，本文仍以最新的2016年截面數(shù)據為樣本對理論邏輯進行檢驗。本文研究聚焦于農業(yè)部門勞動力轉移與勞動生產率的關系，因此，在運用數(shù)據前進行了如下梳理：(1)將未從事農業(yè)生產的家庭樣本剔除；(2)通過樣本編碼對家庭和村莊兩層面的數(shù)據進行匹配并合并；(3)對家庭戶內各成員的個體信息進行匯總分析，得到本文關注的家庭層面變量；(4)將本文所需變量的異常值進行識別并剔除。經過上述處理，共獲得4 670份家庭數(shù)據，覆蓋全國27個省份。

(二)變量設置與說明

根據第四節(jié)的理論闡釋，本文獲得了計量分析的經濟邏輯，根據邏輯推演，得到諸個具有實證性和可檢驗含義的分析變量。本節(jié)把這些分析變量轉換成實證研究或計量分析所需要的核心解釋變量與控制變量，進一步借鑒相關文獻[57，59-60]，確立如下分析變量：

1.農業(yè)勞動生產率。與理論模型相對應，本文主要關注的是單位勞動力的生產情況，也就是農業(yè)生產率中的勞動生產率，因而本文采用家庭一年內在農林牧漁業(yè)收入的對數(shù)與從事農業(yè)生產人數(shù)的比值來表示。

2.農業(yè)勞動力轉移。由于CLDS數(shù)據是針對勞動力流出地的溯源調查，而本文也是重點關注農業(yè)部門內部的勞動力在農業(yè)和非農產業(yè)的就業(yè)結構轉移對農業(yè)勞動生產率的影響，因此本文通過家庭成員中從事農業(yè)生產的勞動力比重來刻畫農業(yè)部門內部的勞動力轉移情況。

3.土地流動性。本文重點關注土地在城市工商業(yè)部門與農業(yè)部門之間及農業(yè)部門內部，也就是傳統(tǒng)農業(yè)部門和現(xiàn)代農業(yè)部門內部的流動或分布(配置)。受數(shù)據所限，本文只能通過統(tǒng)計家庭承包他人土地也就是土地流動后土地的集中情況，作為家庭農業(yè)生產過程中土地流動的代理變量。盡管難以識別土地是在農業(yè)部門內部即傳統(tǒng)農業(yè)部門和現(xiàn)代農業(yè)部門間的流動還是城市工商部門與農業(yè)部門間的流動，但該變量對闡析土地流動所導致的土地集中趨勢對農業(yè)勞動生產率的影響是足以勝任的。

4.資本可得性。農業(yè)勞動生產率的提高可以通過兩種途徑的資本深化來實現(xiàn)，一是農業(yè)部門內部的以農業(yè)經濟主體組織化、農業(yè)生產(過程)機械化等為代表的農業(yè)投資的增長；二是來自非農部門資本積累后為傳統(tǒng)農業(yè)部門改造所給予的技術、人力、資本等方面的支持，因作用載體不同，這些“支持”可分為公共資本和工商資本。由于數(shù)據可得性，本文把由政府或志愿組織或企業(yè)提供的社會化服務作為對資本可得性的衡量，這些服務包括灌溉排水、機耕服務、病蟲災害防治、生產資料購買和種植規(guī)劃等等。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，提供這些服務的機構中，政府和志愿組織的占比居多。因此，在本文中的資本可得更偏重于對公共資本的反映。

5.其他控制變量。除上述核心變量外，本文分別對家庭層面和村莊層面的特征加以控制，具體包括家庭成員的平均受教育年限、平均年齡、家庭成員中的女性比例、扶養(yǎng)比例、村莊地勢、村莊農業(yè)合作社的個數(shù)以及家庭是否農業(yè)生產專業(yè)戶、村莊有否二三產業(yè)。此外，考慮到樣本覆蓋全國27個省份，因此有必要通過設置省域的虛擬變量控制省際層面的差異。

表1報告了本文所考察的被解釋變量、核心解釋變量及控制變量的含義和描述性統(tǒng)計。

表1 回歸變量的描述性統(tǒng)計

(三)基本回歸分析

為了驗證前述理論模型所得到的命題，本文首先通過平均處理效應估計(ATE)方法分別考察土地流動性和資本可得性在勞動力轉移過程中的作用。

1.土地流動性、勞動力轉移與農業(yè)勞動生產率

借鑒冒佩華等[61]和Feng等的模型[16]，本文設置如下基準模型：

lnLEi=α0+α1landini+α2labor+∑βiXi+γPi+εi

(Ⅰ)

其中，lnLEi為樣本中所有農戶的勞動生產率，并且我們用lnLE0i表示農戶家庭未發(fā)生土地流動對應的家庭勞動生產率，lnLE1i則表示農戶土地流動后對應的勞動生產率，考慮到lnLE0i和lnLE1i不可能在同一個家庭中同時被觀測到，因此我們設置二元隨機變量landini，當土地發(fā)生流動時，landini=1，否則為0。此時，lnLEi可以表示為：

lnLEi=(1-landini)lnLE0i+landinilnLE1i=lnLE0i+landini(lnLE1i-lnLE0i)

因此，在(Ⅰ)式中，α1=E(lnLE1i-lnLE0i)，即為本文在基準模型中的關鍵參數(shù)，也就是土地流動的平均處理效應。labor表示家庭勞動力轉移，Xi表示一系列控制變量，另外考慮到樣本涉及省份較廣，在模型中加入了表示省域特征的虛擬變量Pi，εi為隨機誤差項。

不可否認，在基準模型中尚未考慮不同家庭之間的異質性，而正是對這種異質性的忽略可能導致實證結果有偏，因此，借鑒冒佩華等的做法[61]，我們在模型Ⅰ的基礎上加以拓展，構造模型Ⅱ如下：

(Ⅱ)

(Ⅲ)

因之，根據上述三個計量模型，在控制勞動力轉移對農業(yè)勞動生產率影響的基礎上，本文將探研(評估)土地流動性對農業(yè)勞動生產率的影響效應，實證結果見表2。由表2中的IA和IB可看出，無論是否加入其他控制變量，土地流動性均穩(wěn)健并顯著地正向影響家庭農業(yè)勞動生產率，相應地，勞動力轉移對農業(yè)勞動生產率的影響則顯著為負，說明土地流動性的確會對家庭農業(yè)勞動生產率產生影響，但還無法確定勞動力轉移是否在其中發(fā)揮中介作用。注意到模型IB加入控制變量后，土地流動性的系數(shù)由0.365降低到0.214，且多數(shù)控制變量均在不同水平上顯著，這意味著如若不納入控制變量，得到的效應更可能是土地流動性對農業(yè)勞動生產率的直接效應與以土地流動性為中介的其他變量對農業(yè)勞動生產率產生間接效應的“疊加值”，也可稱為兩種效應的 “累加值”。

從拓展后的模型Ⅱ和模型Ⅲ可以看出，進一步考慮家庭異質性和非線性關系后，土地流動性的估計系數(shù)依然顯著為正。平均來看，landini的估計系數(shù)為0.294，這說明土地流動性每增加10%，農業(yè)勞動生產率將提高2.94個百分點，土地要素的流動對農業(yè)勞動生產率有正面影響。在三權分置框架下，土地流動在經濟含義上意味著農業(yè)生產經營的規(guī)模化程度提高了，至少規(guī)模化和專業(yè)化生產的概率提高了。從表2可知，在四種情形(即Ⅰ—Ⅲ三種情形，以及Ⅰ再分成兩種情形，考慮和不考慮控制變量的情形)下，農業(yè)勞動力比重的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這一結果與前文的理論分析非常吻合，也正好印證了勞動力結構調整總是滯后勞動力遷移的判斷。表2顯示，家庭成員的平均受教育水平與平均年齡對勞動生產率的影響截然相反。通常意義上講，平均受教育水平越高，勞動力平均年齡越低，也就是青壯年的高素質勞動力的勞動生產率將會更高，但表2實證結果表明，勞動力平均年齡越高，對應的家庭農業(yè)勞動生產率也相應提高，且在1%的水平上顯著，而家庭成員受教育水平越高，對家庭農業(yè)勞動生產率的影響為負且并不顯著。這個結果與中國的實際情況是吻合的。改革開放后，大量農村青壯勞力涌入城鎮(zhèn)務工，這些勞動力往往接受了正規(guī)的初、高中教育，留在農村務農的往往是年老體弱者，還有一些打工返村養(yǎng)老的“回流者”。統(tǒng)計上后者也就是年齡較長者對勞動生產績效的貢獻為正且顯著，相反，前者即人力資本越高的青壯勞力對農業(yè)生產的貢獻為負但并不顯著，這意味著接受過初、高中教育的青壯勞力即使參加農業(yè)生產，但也會因為時間的并不確定，受季節(jié)(農時)的影響甚大。正因此，命題1得證。

表2 土地流動性對農業(yè)勞動生產率的影響

就其他控制變量而言，家庭特征中，屬于農業(yè)生產專業(yè)戶的家庭勞動生產率明顯高于非專業(yè)化的家庭；家庭成員中的撫養(yǎng)比越高，農業(yè)勞動生產率越低；家庭中的女性占比同樣也與勞動生產率呈負向相關。土地要素的投入顯著正向影響農業(yè)勞動生產率，家庭經營耕地畝數(shù)每增加10%，勞動生產率將平均提高4.05個百分點，這反映農業(yè)生產的規(guī)模與分工效率；村莊特征中，地勢成為影響勞動生產率的重要因素，平原、丘陵和山區(qū)勞動生產率依次遞減，但村莊農業(yè)合作社的個數(shù)與家庭農業(yè)的勞動生產率則呈顯著的正相關關系，也就是說，村莊的現(xiàn)代農業(yè)有效顯著地促進了家庭農業(yè)勞動生產率的提高，為我們在理論模型中對現(xiàn)代農業(yè)部門的分析邏輯和相關預測提供了佐證。

2.資本可得性、勞動力轉移與農業(yè)勞動生產率

與上述分析相似，本文將資本可得性變量設置為二元隨機變量capitali，當農戶享有由政府或企業(yè)或志愿組織提供的社會化服務時，定義capitali=1，否則為0。本文依然用lnLEi表示樣本中所有農戶的勞動生產率，并用lnLE0i表示農戶未享有社會化服務時對應的勞動生產率，lnLE1i表示農戶家庭capitali=1時對應的勞動生產率，易知α1=E(lnLE1i-lnLE0i)仍為此階段所要考察的重要參數(shù)。表3即為相應的估計結果。

表3 資本可得性對農業(yè)勞動生產率的影響

從表3的估計結果來看，不管是否考慮控制變量、異質性和非線性關系，都沒有影響資本可得性對農業(yè)勞動生產率的影響，反而隨著模型的進一步拓展，顯著水平由5%上升為1%，這說明社會化惠農服務對農業(yè)生產有促進作用。表3顯示，在控制勞動力轉移對勞動生產率影響的情況下，土地流動性和資本可得性均對農業(yè)勞動生產率有顯著的正向作用，但具體勞動力轉移在其中發(fā)揮的作用還不明晰，有待進一步分析。

另外，表3所展示的實證研究還發(fā)現(xiàn)，家庭平均年齡與受教育水平的估計結果同樣符合我們前文的理論分析，與第一階段的檢驗結果也高度吻合，命題1 得到了進一步驗證。雖然就其他控制變量來看，在將不同家庭的異質性納入考量之后，部分控制變量的相關性不再顯著，但核心解釋變量的顯著性及系數(shù)符號均未出現(xiàn)實質性變化，本文的基本結論仍是可接受的。

(四)內生性檢驗

在上文分析過程中，隱含了一個基本假設，即給定除土地流動性(資本可得性)之外的其他變量，則土地流動性和資本可得性的發(fā)生與否與家庭勞動生產率無關(22)意即土地流動和資本可得不會偏好發(fā)生于勞動生產率更高的家庭。，也就是條件獨立假定(CIA)，只有CIA得到滿足，前文所得到的ATE估計結果才是有效的。結合本文研究，該假定可表示為：

F(lnLE0i，lnLE1i|Xi，landini/capitali=1)=F(lnLE0i，lnLE1i|Xi，landini/capitali=0)

CIA假定又被稱作“依可測變量選擇”，但在實際中不可避免存在一些潛在的不可觀測變量。從邏輯關系上講，這些不可觀測變量可能導致土地流動性、資本可得性與家庭農業(yè)勞動生產率存在相關性，主要表現(xiàn)在家庭勞動生產率可能在一定程度上影響土地流動性的決策，政府或企業(yè)等對農村的資本投入也可能會偏向于農業(yè)生產條件更好的區(qū)域，而相應家庭農業(yè)勞動生產率則會更高，即土地流動性和資本可得性都有可能是非隨機的“自選擇”行為，使CIA假定無法滿足，從而模型出現(xiàn)內生性。

為避免估計結果可能存在的偏誤，本文嘗試通過Rosenbaum和Rubin(1983)提出的傾向得分匹配(PSM)方法，來排除樣本中可能存在的“自選擇”行為，進而解決內生性問題。其基本思想是從作為發(fā)生過土地流轉，亦具備資本可得性的農戶集合中，找出與未發(fā)生過土地流轉，亦未獲得過資本支持的家庭具有一個或幾個相似特征的家庭進行匹配，再對匹配之后的家庭進行估計，即可得到參與者平均處理效應(ATT)。與總樣本平均處理效應(ATE)相比，ATT更具有參考意義，具體可表示為：

ATE=E(lnLE1i|landini/capitali=1)-E(lnLE0i|landini/capitali=0)

ATT=E(lnLE1i|landini/capitali=1)-E(lnLE0i|landini/capitali=1)

ATE=ATT+E(lnLE0i|landini/capitali=1)-E(lnLE0i|landini/capitali=0)

由上式可知，ATE可以分解為兩部分，一項是ATT，第二項則是發(fā)生土地流動家庭(資本可得)的平均lnLE0i與未發(fā)生土地流動家庭(資本不可得)的平均lnLE0i的差，即選擇偏差。由于農業(yè)勞動生產率更高的家庭更易發(fā)生土地流動(獲得資本)，因此選擇偏差一定存在，也就是說ATE可能會低估或高估ATT，而ATT才是我們真正關心的處理效應。具體而言，我們首先需要通過PSM方法估計每個家庭的傾向得分，即農戶土地流動(資本可得)的條件概率；接著通過近鄰匹配、半徑匹配或核匹配方法將與實驗組相近的控制組樣本與實驗組進行一對一或一對多匹配；最后對匹配效果進行平衡性檢驗，即傾向得分匹配后，對土地流動性(資本可得性)產生影響的變量沒有顯著差異(23)通?？山邮艿姆秶菢藴势`低于20%(Rosenbaum & Rubin，1983)。。

為保證結果的穩(wěn)健性，本文分別用k階近鄰匹配、半徑匹配和核匹配(24)k階近鄰匹配中k=4，半徑匹配中卡尺ε≤0.25，σpscore=0.02，并用不同參數(shù)做了穩(wěn)健性檢驗。三種匹配方法進行傾向得分匹配，并通過bootstrap法對匹配結果進行平衡性檢驗。從整體結果來看，除了在以資本可得性為處理變量時村莊是否有非農經濟這一匹配變量匹配后的標準化偏差超過了20%之外，其他絕大部分匹配變量的標準化偏差均小于5%。限于篇幅，此處僅報告土地流動性為處理變量以k階近鄰匹配方法進行匹配后的平衡性檢驗結果。由表4可以看出，不僅匹配變量的標準化偏差小于5%，且大多數(shù)t檢驗的結果均不顯著，表明接受了處理組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設，即PSM有效。

表4 土地流動性的平衡性檢驗結果

基于上述方法分別對土地流動和資本可得對家庭農業(yè)勞動生產率進行估計，具體結果見表5?？梢园l(fā)現(xiàn)，三種匹配方法得到的平均處理效應均在不同水平上顯著，與匹配前的平均處理效應相比，匹配后得到的ATT表現(xiàn)出不同程度的下降。這主要是因為ATT結果的差異主要來自土地流動性和資本可得性對家庭農業(yè)勞動生產率的影響，PSM方法有效地消除了其他因素可能帶來的偏誤。此外，雖然不同匹配方法得到的系數(shù)估計值有所不同，但其符號一致、大小相當。因此，內生性檢驗所得估計結果與前文基準回歸結果基本保持一致，也就是說，即使考慮了內生性問題，土地流動性和資本可得性對農業(yè)勞動生產率的影響仍然穩(wěn)健。

表5 土地流動性和資本可得性對農業(yè)家庭勞動生產率的處理效應

(五)穩(wěn)健性檢驗——中介效應分析

上文運用基準回歸分析驗證了土地流動性、資本可得性和勞動力轉移對農業(yè)家庭勞動生產率的作用，并通過PSM方法得到了解決內生性問題之后的更為準確的處理效應(ATT)。但不足的是，上述分析未能對勞動力轉移在其中的作用進行檢驗，也就是說前文理論模型中所提及的土地流動性和資本可得性通過影響勞動力轉移進而對農業(yè)家庭勞動生產率產生作用的機制未能得以驗證。因此，本文通過Bootstrap檢驗和Sobel檢驗方法對中介變量勞動力轉移在土地流動性和資本可得性與農業(yè)家庭勞動生產率關系中的中介效應進行檢驗。

作為中介效應分析的起點，我們先對土地流動性和資本可得性的總效應進行檢驗。由表6第2列和第5列可以看出，資本可得性在1%的水平上顯著正向影響農業(yè)家庭勞動生產率，而土地流動性對農業(yè)勞動生產率的影響與前文在控制勞動力轉移基礎上得到的結果不同，該結果并不顯著，結合命題1的論證，可以猜想勞動力轉移的確在其中發(fā)揮了中介作用，只是需要進一步檢驗。接下來，我們驗證土地流動性和資本可得性與勞動力轉移的直接關系，以檢驗該路徑是否存在。從表6第3列和第6列結果來看，兩者都顯著影響勞動力轉移，不同的是土地流動性會導致家庭內的農業(yè)勞動力比重更大，也就是說，土地集中目前對勞動力轉移的影響，吸引效應超過了釋放效應，這與我們在前文理論分析所認為的現(xiàn)代農業(yè)部門會吸引勞動力回流不謀而合。而資本可得則會釋放家庭中從事農業(yè)的勞動力，說明給定經營規(guī)模不變，資本可得會導致資本有機構成提高，出現(xiàn)資本(在大多數(shù)情況下表現(xiàn)為設施的改良和農機的利用等)替代勞動力的情況，此時有更多的勞動力從農業(yè)部門“釋放”出去。最后，我們在實證分析中引入勞動力轉移這一中介變量，以驗證土地流動性和資本可得性是否通過促進或阻礙勞動力轉移進而影響了家庭的農業(yè)勞動生產率。

具體來看，正如前文我們已經驗證過的結論，當加入勞動力轉移中介變量后，土地流動性在1%的水平上顯著正向影響農業(yè)家庭勞動生產率，且同樣在1%的水平上通過了Sobel檢驗，但從表6第3列和第4列的系數(shù)符號來看，此中介模型為不一致中介模型(25)當間接效應系數(shù)符號與直接效應系數(shù)符號相同時，稱為一致中介模型，反之稱為不一致中介模型。，因為間接效應與直接效應的符號相反，兩者相互抵消，表現(xiàn)為遮掩效應，因此從中得到的效應量指標便不再具有可信性(26)因為此時間接效應與總效應的比值雖然還有單調性，但是是無界的，二者既可能出現(xiàn)負值也可能過大，都很難解釋其意義。，但這不影響我們對勞動力轉移在其中發(fā)揮中介作用的判斷。從結果我們可以知道，土地流動性對家庭農業(yè)勞動生產率的影響有兩條路徑：一是土地流動的發(fā)生會通過直接效應促進家庭農業(yè)勞動生產率；二是土地的流動對勞動力具有“吸附性”。這意味著土地的集中不僅沒有釋放原有的農村勞動力，還有可能吸引了進城勞動力的回流，而又因為回流勞動力多為城市工商部門產業(yè)轉型升級所“釋放”的年長勞動力，勞動力總體人力資本水平和勞動能力依然有限，所以勞動力數(shù)量的增加對家庭勞動生產率的影響依然為負，進而土地集中后形成的規(guī)?；蚤g接效應抑制了家庭農業(yè)勞動生產率的提升。

表6第5—7列結果顯示，加入中介變量之后資本可得性的系數(shù)，從0.841降為0.777，并在1%水平上顯著，且資本的可得對農業(yè)勞動力的轉移也表現(xiàn)出顯著的促進作用，說明勞動力轉移的確在資本可得性對家庭農業(yè)勞動生產率的影響中起到了部分中介的作用。從Sobel檢驗結果來看，這一間接效應僅占總效應的7.7%，且僅在10%水平上顯著。至此，命題2得證。

但需要注意的是，Sobel檢驗方法在檢驗系數(shù)乘積的統(tǒng)計量推導時需要假設其服從正態(tài)分布。這一點在現(xiàn)實中很難保證，因為即使兩系數(shù)分別服從正態(tài)分布也無法保證兩者的乘積服從正態(tài)分布，因而Sobel檢驗存在一定的局限性。為此，我們用Bootstrap檢驗法對中介效應進一步進行穩(wěn)健性檢驗。結果發(fā)現(xiàn)，在土地流動對農業(yè)勞動生產率的影響中，直接效應和間接效應的置信區(qū)間均不包含0值，說明兩者均顯著，足證前文分析所得結論是穩(wěn)健的。但對勞動力轉移在資本可得影響農業(yè)勞動生產率過程中起的中介作用進行Bootstrap檢驗時，發(fā)現(xiàn)間接效應并不顯著，在10.2%水平上顯著，一個可能的解釋就是由于本文所指的資本可得偏重于公共資本，而公共資本的作用多體現(xiàn)在對農業(yè)生產所需基礎設施的優(yōu)化上，對勞動力轉移的影響存在一定的遲延，不像工商資本會直接對產業(yè)本身發(fā)揮作用，后者對勞動力有一個較為直接的顯著影響。因此，這并不影響我們所得的資本要素的優(yōu)化可通過勞動力轉移對家庭農業(yè)勞動生產率發(fā)揮正向作用的判斷。另外，為進一步檢驗是否因為現(xiàn)代農業(yè)部門的出現(xiàn)和發(fā)展而引起土地的規(guī)模利用，從而進一步引致勞動力回流，使得農業(yè)勞動力的數(shù)量和比重提高，本文把村莊擁有合作社的個數(shù)作為現(xiàn)代農業(yè)部門的代理變量。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，當村莊合作社個數(shù)越多時，農業(yè)勞動力的比重的確越高，且在5%的水平上顯著(27)篇幅所限，結果不再展示，備索。。這進一步證實了勞動力轉移速度過緩是“形式化退出”和勞動力回流的雙重作用的產物。

綜上，本文基于理論模型所得的命題均得證，且結果穩(wěn)健。

表6 土地流動性和資本可得性的機制分析

六、結論與啟示

2020年3月《中共中央 國務院關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》明確提出，促進要素自主有序流動、提高要素配置效率是建立競爭性有效市場體系的內在要求。本文著眼于農村要素市場，將現(xiàn)代農業(yè)部門納入托達羅模型，從理論和實證兩方面討論了二元戶籍制度、二元土地制度和由土地制度內生出的資本約束對勞動力遷移的影響，并進一步考察了現(xiàn)代農業(yè)部門的出現(xiàn)對農業(yè)勞動生產率的變化和勞動力配置的作用。在此基礎上，本文對中國勞動力轉移的“短缺點(第一轉折點)”和“商業(yè)化點(第二轉折點)”進行重新審視，得出了許多與劉易斯分析范式所預測的結果并不完全一致的具有可檢驗含義的結論。本文發(fā)現(xiàn)，人力資本水平較高的勞動力群體的遷出影響了農業(yè)總產出，是部門間勞動生產率差距形成的內源誘因，而現(xiàn)代農業(yè)部門的出現(xiàn)不僅促進了土地和資本要素的優(yōu)化配置，而且吸引了進城勞動力的回流，總體提高了農業(yè)部門的勞動生產率。本文根據中山大學的勞動力動態(tài)調查數(shù)據所做的實證分析提供了支持上述結論的邏輯判據。

當前，我國農業(yè)勞動生產率與長期經濟增長(趨勢)之間形成了明顯“缺口”。相對工業(yè)化和城市化來說，農業(yè)現(xiàn)代化滯后使原有的農村勞動力表現(xiàn)為數(shù)量和質量上的 “雙重剩余”，因此，提高農業(yè)勞動生產率，實現(xiàn)勞動力在城鄉(xiāng)間的有效配置至為關鍵。在政策選擇上，應當發(fā)揮有為政府與有效市場的雙重優(yōu)勢，鼓勵傳統(tǒng)小農向新型經營主體轉變，吸引國有資本和城市工商資本進入農村，緩解融資約束，提升農村公共服務水平。為避免“土地依附”對進城勞動力“實質性退出”的影響，緩解現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展衍生出的“用地壓力”，有必要適時建立農村土地的自愿有償退出機制，釋放土地潛力，構建并完善農村勞動力在傳統(tǒng)農業(yè)部門和現(xiàn)代農業(yè)部門間轉移、城市部門回流至現(xiàn)代農業(yè)部門的利益保障體系，發(fā)揮空間區(qū)位和要素稟賦優(yōu)勢，推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展。