羅曉玲，邵戰(zhàn)林，聶旭

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學管理學院，烏魯木齊市，830052；2.新疆維吾爾自治區(qū)第一測繪院，新疆昌吉，831100)

0 引言

我國的基本國情是人多地少，新中國成立70年來，我國總人口由1949年的5.4億人發(fā)展到2018年的14億人，雖然我國土地總面積在世界排名第三，但據(jù)第二次國土資源調查顯示我國人均耕地面積僅為0.101 hm2，世界人均耕地面積為0.225 hm2，我國人均耕地面積還不足世界人均耕地面積的一半。農(nóng)業(yè)勞動力是農(nóng)業(yè)發(fā)展的關鍵，而在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)勞動力非農(nóng)轉移成為一種必然趨勢[1]，農(nóng)村勞動力轉移提高了農(nóng)民的收入，推動了社會經(jīng)濟的發(fā)展，卻導致了農(nóng)業(yè)勞動力的嚴重外流[2]。勞動力的轉移達到一定規(guī)模后會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來負面影響[3-4]，可能會造成糧食用地面積減少和糧食產(chǎn)量下降[5-6]。農(nóng)地流轉制度的產(chǎn)生，一定程度上解決了農(nóng)村耕地撂荒、土地浪費、勞動力外流等現(xiàn)象[7]。農(nóng)地流轉依靠科技投入實現(xiàn)生產(chǎn)績效的提升和農(nóng)民收入的增加[8]，推動了農(nóng)村部分勞動力向外轉移的進程[9]，促進了農(nóng)村勞動力轉移形式的升級，還提高了農(nóng)村農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)率[10]，實現(xiàn)了農(nóng)村勞動力資源的合理配置，因此研究農(nóng)地流轉對勞動力資源的利用效率顯得尤為重要。目前國內(nèi)學者的研究主要集中在農(nóng)地流轉對糧食生產(chǎn)技術效率[11-13]、生產(chǎn)效率[14]、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[15-16]和農(nóng)民生產(chǎn)效率[17]等方面，而關于農(nóng)地流轉對勞動力資源利用效率的研究較少，劉穎和南標志選取22個指標，運用傾向得分匹配法研究了甘肅省農(nóng)地流轉對農(nóng)地和勞動力資源利用效率的影響，認為農(nóng)地流轉不一定會提高農(nóng)地資源利用效率，但可以提高總勞動力資源利用效率[18]。本研究運用PSM模型分析農(nóng)地流轉對勞動力資源利用效率的影響，為進一步提高阿瓦提縣農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟健康發(fā)展提供建議和理論依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與模型構建

1.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2019年8月對阿克蘇地區(qū)阿瓦提縣鎮(zhèn)和村莊農(nóng)戶的調查問卷。隨機選取3個鎮(zhèn)，1個鄉(xiāng)，共調查12個村。本次調查共發(fā)放問卷379份，收回問卷379份，回收率達100%，剔除漏填重要信息及填寫錯誤的無效問卷11份，有效問卷為368份，問卷有效率為97.10%。

本次調研共有151戶參與農(nóng)地流轉，轉入和轉出農(nóng)地的農(nóng)戶分別有87戶和74戶，其中，有10戶在轉入農(nóng)地的同時又轉出農(nóng)地，未流轉農(nóng)地的農(nóng)戶有217戶。轉入農(nóng)地的87戶全部從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的同時有46戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動以外的工作，轉出農(nóng)地的74戶中有59戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，同時39戶未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，未流轉農(nóng)地的217戶農(nóng)戶全部從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，同時134戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動以外的工作。

1.2 模型構建

傾向得分匹配法(Propensity Score Matching)是一類統(tǒng)計方法，簡稱PSM。PSM的理論框架是“反事實推斷模型”，能夠有效的解決樣本性選擇偏差和遺漏關鍵變量造成的內(nèi)生性問題。PSM的實施步驟一般包括四步，一是用Logit回歸計算傾向得分；二是選擇匹配方法進行傾向得分匹配；三是進行數(shù)據(jù)平衡檢驗；四是根據(jù)匹配后的樣本計算處理效應。PSM中的傾向得分是通過Logit模型實現(xiàn)，Logit模型如下

(1)

式中:p(Xi)——第i戶農(nóng)戶轉出或轉入農(nóng)地的條件概率，即傾向得分；

Pr[Di=1|Xi]——傾向指數(shù)，反映的是具有特征Xi的個體接受干預的可能性；

Di——兩個干預變量，即第i戶農(nóng)戶是否轉入或轉出農(nóng)地；

Xi——一組外生變量的向量；

Xi′——i的轉置矩陣；

β——系數(shù)。

通過Logit回歸分別求出干預組和對照組的傾向得分，根據(jù)傾向得分選擇控制組和對照組中兩個實質等同的樣本。本研究以最常用的匹配方法近鄰匹配法、半徑匹配和核匹配法來實現(xiàn)干預組和對照組的匹配。

干預組和對照組在匹配時必須滿足兩個條件，即共同支撐假設檢驗和平行假設檢驗。平行假設檢驗就是檢驗匹配前后干預組和對照組各變量平均值是否存在顯著差異，即通常用標準差異指標進行測量控制變量的匹配效果，比較組間控制變量的標準差異在匹配前后的改變，匹配后的標準差異越接近0，匹配效果越好，當組間標準差異小于10%時，組間變量的均衡性較好。當同時滿足共同支撐假設檢驗和平行假設檢驗時，認為配對的農(nóng)戶之間具有相似的農(nóng)戶流轉行為。

本研究主要探討農(nóng)地流轉對勞動力資源利用效率的影響，更關注的是參與者平均處理效應(ATT)，因為它衡量的是農(nóng)地轉入或農(nóng)地轉出農(nóng)戶的凈勞動力資源利用效率。

ATT=E[(y1i-y0i|Di=1)]

=E(y1i|Di=1)-E(y0i|Di=1)

(2)

式中：y1i——第i戶轉入農(nóng)地或轉出農(nóng)地農(nóng)戶的勞動力資源利用效率；

y0i——第i戶未參與農(nóng)地流轉農(nóng)戶的勞動力資源利用效率；

Di——干預變量，即農(nóng)地是否轉入或轉出。

2 變量定義與描述性統(tǒng)計

2.1 結果變量的選取

本研究的結果變量為勞動力資源利用效率，勞動力資源利用效率主要包括農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)和總勞動力資源利用效率。運用SPSS軟件計算調查農(nóng)戶勞動力資源利用效率的平均值、標準偏差、最大值和最小值，如表1所示。

表1 調查農(nóng)戶勞動力資源利用效率的統(tǒng)計描述Tab.1 Investigation of statistical description of the utilization efficiency of labor resources of farmers

其中農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率等于某農(nóng)戶各經(jīng)濟作物與各糧食作物純收益之和除以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的人數(shù)；非農(nóng)勞動力資源利用效率等于某戶非農(nóng)就業(yè)收入之和除以非農(nóng)就業(yè)人數(shù)之和；總勞動力資源利用效率等于某戶各種植業(yè)純收益與非農(nóng)收入之和除以家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和非農(nóng)活動人數(shù)之和。通過計算可以分別得出轉入農(nóng)地農(nóng)戶、轉出農(nóng)地農(nóng)戶、未流轉農(nóng)地農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率。

2.2 干預變量的選取

在研究農(nóng)地轉入行為對勞動力資源的影響時，把轉入戶作為干預組，未流轉戶作為對照組，在研究農(nóng)地轉出行為對勞動力資源的影響時，把轉出戶作為干預組，未流轉戶作為對照組。

2.3 控制變量的選取

本研究參考已有相關文獻以及數(shù)據(jù)的可獲取性，分別引入戶主特征、家庭特征、農(nóng)地特征和制度因素。Logit模型中各變量、變量定義及賦值情況見表2。從農(nóng)戶特征來看：調查農(nóng)戶的文化水平文化程度較低，在一定程度上阻礙了農(nóng)地流轉的進程。從家庭特征來看，從事勞動的人數(shù)占據(jù)家庭總人數(shù)的一半以上，被調查者家庭勞動力相對較為豐富，家庭人均收入較高，但不同的被調查者人均家庭收入之間具有相當大的差異性，其中被調查者取得的非農(nóng)收入占據(jù)其家庭總收入的46%，調研地區(qū)的非農(nóng)化程度相對較高，這也為當?shù)剞r(nóng)戶的農(nóng)地流轉提供了經(jīng)濟動機。

表2 Logit模型各變量描述性統(tǒng)計特征Tab.2 Descriptive statistical characteristics of each variable in the Logit model

從農(nóng)地特征來看，被調查的368戶農(nóng)民當中，家庭人均承包地為0.372 hm2，承包地塊數(shù)為約4.08塊，但是地塊的分散化并不利于規(guī)模化經(jīng)營，也間接隱含著促進了農(nóng)地流轉的現(xiàn)實需求。被調查農(nóng)戶家庭滴灌面積僅占總承包地面積的12.72%，滴灌設施相對不足，對農(nóng)地產(chǎn)出造成制約，應進一步擴大承包地滴灌設施的配備。

從制度因素來看，被調查者能夠清楚說出自己在家庭承包地流轉當中具有的權利內(nèi)容的人數(shù)僅為0.49，清楚承包權歸屬的人數(shù)為0.44，可見，被調查者在流轉權利和承包權利的認知方面存在較大程度的缺失，這將不利于農(nóng)地流轉推進以及農(nóng)戶承包權利的保障。

3 實證結果分析

3.1 Logit結果分析

3.1.1 模型變量對農(nóng)地轉入行為的影響

由表3可知，家庭特征和農(nóng)地特征對農(nóng)戶農(nóng)地轉入行為具有重要影響?？倓趧恿Ρ壤幕貧w系數(shù)為-0.020，家庭總勞動力比例變量的系數(shù)為負且在1%的置信水平上顯著，說明家庭總勞動力比例越大，對轉入農(nóng)地行為呈負向影響；人均承包地面積的回歸系數(shù)為0.093，人均承包地面積變量系數(shù)為正且在5%的置信水平上顯著，這說明人均承包地面積越大，農(nóng)戶更傾向于轉入農(nóng)地，人均承包地面積大的農(nóng)戶更容易轉入農(nóng)地，這可能與農(nóng)戶擁有豐富的種植經(jīng)驗、減少農(nóng)地細碎化、擁有農(nóng)機數(shù)有關，農(nóng)戶通過轉入農(nóng)地面積以此來擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，帶來更多的農(nóng)業(yè)收益，提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入。

3.1.2 模型變量對農(nóng)地轉出行為的影響

由表3可知，家庭特征和農(nóng)地特征對農(nóng)地轉出行為也具有重要影響?？倓趧恿Ρ壤幕貧w系數(shù)為-0.024，總勞動力比例變量系數(shù)為負并在1%水平上顯著，這說明家庭總勞動力越多，農(nóng)戶越不愿意把自己的農(nóng)地流轉出去，因為家庭勞動力充足，有能力經(jīng)營自己家的承包地；家庭人均收入的回歸系數(shù)為-0.260，家庭人均收入變量系數(shù)為負且在10%水平上顯著，與農(nóng)地轉出行為成反比關系，這說明家庭人均收入越高，農(nóng)戶越不愿意將農(nóng)地轉讓出去；人均承包地面積的回歸系數(shù)為0.153，人均承包地面積變量系數(shù)為正且在1%水平上顯著，與農(nóng)地轉出行為成正比關系，這說明人均承包地面積越大，農(nóng)戶更傾向于把自己的承包地流轉出去；是否種植經(jīng)濟作物的回歸系數(shù)為-1.708，是否種植經(jīng)濟作物系數(shù)為負且在1%水平上顯著，說明種植經(jīng)濟作物的農(nóng)戶不愿意把自己的農(nóng)戶流轉出去，經(jīng)濟作物給農(nóng)戶帶來的效益高于農(nóng)地轉出的效益。

表3 Logit模型的估計結果Tab.3 Descriptive statistical characteristics of each variable in the Logit model

3.2 配對結果檢驗

3.2.1 平行假設檢驗

為了保證匹配前后的質量，需要進行平行假設檢驗和共同支撐假設檢驗。用近鄰匹配法分別對轉入農(nóng)地和轉出農(nóng)地的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率進行匹配平行假設檢驗,如表4～表6所示。

由表4可知，從轉入農(nóng)地組來看，除了滴灌面積占比和是否種植經(jīng)濟作物以外，別的指標干預組和對照組匹配之后的結果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設檢驗。從轉出農(nóng)地組來看，除了承包地塊數(shù)以外，別的指標干預組和對照組匹配之后的結果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設檢驗。

表4 農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率匹配平行假設檢驗Tab.4 Parallel hypothesis test on the matching of agricultural labor resource utilization efficiency

(續(xù)表)

由表5可知，從轉入農(nóng)地組來看，除了滴灌面積占比指標以外，別的指標干預組和對照組匹配之后的結果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值除了非農(nóng)收入比例以外都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設檢驗。

表5 非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率匹配平行假設檢驗Tab.5 Parallel hypothesis test on matching of non-agricultural labor resource utilization efficiency

從轉出農(nóng)地組來看，除了家庭人均收入、承包地塊數(shù)和承包權歸屬認知以外，別的指標干預組和對照組匹配之后的結果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差除了總勞動力比例和非農(nóng)收入比例的絕對值以外都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設檢驗。

由表6可知，從轉入農(nóng)地組來看，除了滴灌面積占比和是否種植經(jīng)濟作物以外，別的指標干預組和對照組匹配之后的結果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設檢驗。從轉出農(nóng)地組來看，除了家庭人均收入以外，別的指標干預組和對照組匹配之后的結果都小于匹配之前的，且匹配之后的標準化偏差的絕對值都小于10%，說明匹配效果較好，滿足平行假設檢驗。

表6 總勞動力資源利用效率匹配平行假設檢驗Tab.6 Parallel hypothesis test for matching of total labor resource utilization efficiency

3.2.2 共同支撐假設檢驗

傾向得分匹配需要滿足的第二個條件就是共同支撐假設檢驗。本研究利用近鄰匹配法得出匹配前后干預組和對照組的核密度函數(shù)圖，圖1、圖2分別表示農(nóng)地轉入戶未匹配前和匹配后農(nóng)地轉入戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率核密度圖。圖3、圖4分別表示農(nóng)地轉出戶未匹配前和匹配后農(nóng)地轉出戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率、非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率核密度圖。從匹配前后的核密度圖來看，農(nóng)地轉入組農(nóng)戶和農(nóng)地轉出組農(nóng)戶匹配前在某些特征上存在一些顯著的特征，干預組和對照組的核密度曲線波動差距較大且不相似，而匹配之后干預組和對照組的核密度曲線變得比較相似且有共同的取值范圍，兩組數(shù)據(jù)的某些特征可供觀察和進行比較分析，因而滿足共同支撐假設檢驗。

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

(a)農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率

3.3 農(nóng)地流轉對勞動力資源利用效率的影響

農(nóng)地轉入戶和農(nóng)地轉出戶對勞動力資源利用效率的平均處理效應如表7所示，本研究以近鄰匹配計算結果進行分析。

3.3.1 農(nóng)地轉入行為對勞動力資源利用效率的影響

由表7可知，農(nóng)戶的農(nóng)地轉入行為與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈正相關，在10%的置信水平上顯著，農(nóng)地轉入對農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應為2 930.879元/人，即轉入農(nóng)地的農(nóng)戶比未流轉農(nóng)戶的單個農(nóng)業(yè)勞動力利用效率高2 930.879元/人，可能與轉入戶比較有種植經(jīng)驗，具有先進的管理方法和種植設備，能夠及時掌握各種農(nóng)業(yè)信息，轉入農(nóng)地呈現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，有利于節(jié)約生產(chǎn)成本，提高了農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率。

表7 農(nóng)地流轉對勞動力資源利用效率的平均處理效應Tab.7 Average treatment effect of farmland transfer on labor resource utilization efficiency

農(nóng)戶的轉入行為與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關關系，在10%的置信水平上顯著，農(nóng)地轉入對非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應為-6 701.481 元，即未流轉農(nóng)地農(nóng)戶的單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比轉入農(nóng)地農(nóng)戶的單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率高6 701.48元/人，可能是由于轉入農(nóng)地的農(nóng)戶家庭收入來源主要為種植業(yè)，將所有的人力、物力以及時間投入到種植經(jīng)濟作物或糧食作物等種植業(yè)中，從事外出打工或農(nóng)閑時間兼工等非農(nóng)活動的時間比較少，造成單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比較低。

農(nóng)地轉入行為與總勞動力資源利用效率呈正相關，并在5%置信水平上顯著，農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的提高使總勞動力資源利用效率也得到提高，這說明轉入農(nóng)地的農(nóng)戶比未流轉農(nóng)地的農(nóng)戶單個總勞動力資源利用效率高2 547.636元/人。

3.3.2 農(nóng)地轉出行為對勞動力資源利用效率的影響

由表7可知，農(nóng)戶的農(nóng)地轉出行為與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關，在10%的置信水平上顯著，轉出農(nóng)地對農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應為-1 431.492元/人，即未流轉戶比轉出戶單個農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率高1 431.492元/人，這主要是因為轉出戶勞動力少或是家庭來源主要是務工收入，農(nóng)地部分或全部轉出，自己種植農(nóng)地面積少或直接外出打工，僅用部分時間從事種植業(yè)，導致農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率較低。

農(nóng)戶的農(nóng)地轉出行為與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈正相關，在5%的置信區(qū)間上顯著，農(nóng)地轉出對非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的平均處理效應為2 982.759 元/人，即轉出戶比未流轉戶單個非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率高2 982.759元/人，主要是因為未流轉農(nóng)地的農(nóng)戶大多數(shù)時間用來從事種植業(yè)，而轉出農(nóng)地的農(nóng)戶大多選擇從事非農(nóng)業(yè)活動，如經(jīng)營小商店、農(nóng)家樂、外出工作等，所以轉出農(nóng)地農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率較高。

轉出農(nóng)地與總勞動力資源利用效率呈正相關關系，在10%的置信區(qū)間上顯著，轉出農(nóng)地對總勞動力資源利用效率的平均處理效應為1 867.057元/人，這表明轉出戶比未流轉戶單個總勞動力資源利用效率高1 867.057元，這主要是因為轉出農(nóng)地農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率的提高使總勞動力資源利用效率也得到了提高。

4 結論與建議

本文研究采用PSM模型，選取11個指標來分析農(nóng)地流轉對勞動力資源利用效率的影響，主要得出以下結論：(1)阿瓦提縣農(nóng)戶的農(nóng)地轉入行為與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率呈正相關，但與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關；(2)轉入農(nóng)地農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉農(nóng)地農(nóng)戶高 2 930.879 元/人，總勞動力資源利用效率比未流轉農(nóng)地農(nóng)戶高2 547.636元/人，但非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉農(nóng)地農(nóng)戶低6 701.481元/人。(3)阿瓦提縣農(nóng)戶的農(nóng)地轉出行為與非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率和總勞動力資源利用效率呈正相關，但與農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率呈負相關；(4)轉出農(nóng)地農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉農(nóng)地農(nóng)戶高2 982.759 元/人，總勞動力資源利用效率比未流轉農(nóng)地農(nóng)戶高1 867.057元/人，但農(nóng)業(yè)勞動力資源利用效率比未流轉農(nóng)地農(nóng)戶低1 431.492元/人。

基于以上研究結果，提出三點建議：一是創(chuàng)新承包地流轉政策的宣傳方式，加大對承包地流轉政策的宣傳。通過調查發(fā)現(xiàn)，在調查的368戶農(nóng)戶中，聽說過且了解三權分置政策的農(nóng)戶僅占35.05%，受訪者農(nóng)戶對農(nóng)地流轉相關政策了解程度低。因此，當?shù)卣虼迕裎瘑T會等相關組織通過創(chuàng)新農(nóng)地流轉政策的宣傳方式，通過電腦、手機、電視、廣播、講座和發(fā)放宣傳海報等方式，及時向村民傳達中共中央和地方有關農(nóng)地流轉的相關政策，宣傳和表揚周邊農(nóng)地流轉領頭羊農(nóng)戶，讓農(nóng)戶對農(nóng)地流轉政策不僅停留在量方面，更要達到質的變化。二是拓寬非農(nóng)就業(yè)渠道，提高非農(nóng)就業(yè)收入。通過整理和分析調查問卷發(fā)現(xiàn)，在20戶全部轉出農(nóng)地的農(nóng)戶當中，轉出農(nóng)地的農(nóng)戶大多在本鄉(xiāng)本鎮(zhèn)本村干活、開飯館或從事養(yǎng)殖業(yè)，就業(yè)渠道比較狹隘。政府或村委會可以開展剩余勞動力非農(nóng)就業(yè)培訓，提高村民文化素質與職業(yè)技能，讓農(nóng)民順利進入城鎮(zhèn)二、三產(chǎn)業(yè)務工，找到更穩(wěn)定、收入更高的就業(yè)機會，促進非農(nóng)勞動力向城鎮(zhèn)轉移，創(chuàng)造更多非農(nóng)就業(yè)機會，實現(xiàn)勞動力資源合理配置，提高非農(nóng)收入在總收入中的比重。三是政府應加大對農(nóng)機補貼的力度，調查問卷顯示：用機械播種的農(nóng)戶所占比例為92.39%，用機械收割的農(nóng)戶所占比例為62.77%，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作業(yè)方式上主要以機械為主，但農(nóng)戶農(nóng)機械擁有量僅為194臺，農(nóng)戶戶均機械量為0.52臺，大部分農(nóng)戶雖然以機械為主，但與戶均一臺相差較遠，大多數(shù)農(nóng)戶認為農(nóng)機價格比較貴，部分農(nóng)戶難以支付。因此政府要加大對農(nóng)機補貼的力度，讓農(nóng)戶都能擁有屬于自己的農(nóng)機以提高勞動力生產(chǎn)效率。