○ 李勛來(lái)，劉曉倩

（青島科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山東 青島 266061）

一、引言

農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的發(fā)展一直為國(guó)家的重點(diǎn)工作。黨的十九大報(bào)告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，從產(chǎn)業(yè)、文化、人才、生態(tài)、組織等方面深化農(nóng)村改革；2021年11月國(guó)務(wù)院印發(fā)《 “十四五” 推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化規(guī)劃》，提出加快中國(guó)特色農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程；2022年2月中央一號(hào)文件《中共中央 國(guó)務(wù)院關(guān)于做好2022年全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)工作的意見(jiàn)》強(qiáng)調(diào)，要強(qiáng)化現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)支撐，聚焦產(chǎn)業(yè)促進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展，扎實(shí)穩(wěn)妥推進(jìn)鄉(xiāng)村建設(shè)。在國(guó)家政策的引導(dǎo)下，我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展取得重大進(jìn)步。2020年，我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值為71748.2億元，比1978年的1117.5億元增長(zhǎng)了60多倍。

近年來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快。農(nóng)村非農(nóng)勞動(dòng)力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移為城鎮(zhèn)工業(yè)部門提供了大量勞動(dòng)力，且流出的勞動(dòng)力平均受教育年限高于農(nóng)村勞動(dòng)力平均受教育年限。從微觀層面看，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生負(fù)面影響。但從宏觀層面考慮，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)力生產(chǎn)要素優(yōu)化配置，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、集約化水平，緩解 “勞動(dòng)力缺失效應(yīng)” 帶來(lái)的負(fù)面影響[1]。那么農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生什么影響？通過(guò)哪些因素與途徑產(chǎn)生影響？這種影響是否存在區(qū)域差異？深入探討這些問(wèn)題對(duì)推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的核心是不斷提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素研究方面，有學(xué)者認(rèn)為，加大農(nóng)業(yè)研發(fā)投入力度、提高機(jī)械化水平、加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程能夠有效提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[2]。在生產(chǎn)資源配置方面，有學(xué)者認(rèn)為我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)、資本市場(chǎng)、土地要素市場(chǎng)扭曲度較高，要素市場(chǎng)扭曲會(huì)抑制農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)且具有空間溢出性[3]。在農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移方面，有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可以顯著提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，且存在區(qū)域性差異以及單一門檻效應(yīng)[4-5]。

綜上，已有研究大多關(guān)注農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算及其影響因素，而以農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移為切入點(diǎn)進(jìn)行的研究較少。因此，本文嘗試在測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，分析農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，并比較兩者關(guān)系的區(qū)域性差異。

二、農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的理論分析

（一） “勞動(dòng)力缺失效應(yīng)”

農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移的 “勞動(dòng)力缺失效應(yīng)” 對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)力減少甚至短缺，在短期內(nèi)農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移過(guò)快可能會(huì)帶來(lái) “勞動(dòng)力缺失效應(yīng)” ，降低土地產(chǎn)出效率，從而降低農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[6]。從區(qū)域?qū)用婵矗?“勞動(dòng)力缺失效應(yīng)” 對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響可能源于農(nóng)村人力資本在區(qū)域間的流動(dòng)性相對(duì)較弱。根據(jù)資源優(yōu)化配置理論，區(qū)域農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移受阻，會(huì)導(dǎo)致局部區(qū)域農(nóng)村勞動(dòng)力得不到有效配置，不利于農(nóng)業(yè)規(guī)模化發(fā)展，從而不利于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高[7]。

（二） “收入效應(yīng)”

農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移的 “收入效應(yīng)” 對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移能夠提高農(nóng)村村民以及農(nóng)村家庭的收入，反向推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由勞動(dòng)密集型向資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變[8]。農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移為農(nóng)戶帶來(lái)的匯款收入，可以避免農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因預(yù)算約束而減少生產(chǎn)要素投入，同時(shí)可以增加勞動(dòng)力服務(wù)和機(jī)械化服務(wù)的購(gòu)買，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移帶來(lái)的勞動(dòng)力缺口也得以彌補(bǔ)。

（三） “替代效應(yīng)”

農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移的 “替代效應(yīng)” 對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。一方面，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移能夠增強(qiáng)農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)勞動(dòng)力的替代作用，補(bǔ)充農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移帶來(lái)的勞動(dòng)力缺口，從而緩解 “勞動(dòng)力缺失效應(yīng)” ，在一定程度上抵消農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率帶來(lái)的負(fù)面影響[9]。另一方面，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移增加了外地勞動(dòng)力對(duì)本地勞動(dòng)力的替代作用，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造了便利條件[10]，有利于播種、施肥、收割等生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)的增加，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素合理配置，從而提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[11]。

三、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算、影響模型設(shè)定與變量說(shuō)明

（一）農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算

全要素生產(chǎn)率（tfp）的測(cè)算主要有兩種方法：一是在生產(chǎn)函數(shù)假設(shè)基礎(chǔ)上的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)法、C-D函數(shù)法等參數(shù)方法，二是以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）和隨機(jī)前沿面分析方法（SFA）為代表的非參數(shù)方法。參數(shù)法需要設(shè)定具體函數(shù)形式，若函數(shù)設(shè)定錯(cuò)誤易產(chǎn)生計(jì)算誤差。為避免產(chǎn)生計(jì)算誤差，且能夠較為靈活地對(duì)不同投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)度，本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。計(jì)算公式為：

式（1）中，Mi（Qt＋1，Xt＋1，Qt，Xt）表示以t時(shí)期為基期，t+1時(shí)期全要素生產(chǎn)率的Malmquist指數(shù)；Qt、Xt、Qt＋1、Xt＋1分別表示t時(shí)期、t+1時(shí)期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與投入量。（Qt，Xt）、（Qt＋1，Xt＋1，）分別表示t時(shí)期與t+1時(shí)期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出投入向量，dit、dit＋1分別表示t時(shí)期與t+1時(shí)期生產(chǎn)技術(shù)的距離函數(shù)。Malmquist指數(shù)若大于1，則表明生產(chǎn)水平與上年相比提高；若小于1，表明生產(chǎn)水平與上年相比下降；若等于1，表明生產(chǎn)水平與上年相比未發(fā)生變化。

本文按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將我國(guó)的31個(gè)省（市、自治區(qū)，不包括港澳臺(tái)地區(qū)，下同）劃分為東部、中部、西部地區(qū)①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省（市），中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）。。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與投入的具體指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源如下：（1）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變量。以各省第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（億元）作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的代理變量，并以1978年為基期通過(guò)第一產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。（2）農(nóng)業(yè)投入變量。以各省第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)（萬(wàn)人）作為勞動(dòng)投入的代理變量；以農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力（萬(wàn)千瓦）、農(nóng)村用電量（億千瓦時(shí)）、化肥施用量（萬(wàn)噸）作為農(nóng)業(yè)資本投入的代理變量；以耕地灌溉面積（千公頃）、農(nóng)作物播種面積（千公頃）作為農(nóng)業(yè)土地投入的代理變量。上述變量數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2009—2020年歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒與中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒。

本文將東部、中部、西部地區(qū)作為三個(gè)決策單元，利用DEAP2.1軟件計(jì)算2009—2019年各省份農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。DEA的測(cè)算結(jié)果是以上一年為100的環(huán)比變動(dòng)指數(shù)，因此需對(duì)Malmquist指數(shù)的測(cè)算結(jié)果進(jìn)行累乘，得到以2008年為基期的累積式農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（見(jiàn)表1）。

表1 2009—2019年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果

（二）農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的模型設(shè)定

1. 基準(zhǔn)回歸模型

為研究農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響，建立面板模型如下：

式（2）中，1n labedui，t、pera gdpi，t、urban、asd、gfs分別表示第t年i?。ㄊ?、自治區(qū)）的農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移率、人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平、政府財(cái)政支農(nóng)比重，μi為不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為檢驗(yàn)農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移能否通過(guò)農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，參考Mackinnon和溫忠麟的做法[12-13]，采取逐步回歸方法建立中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀z驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

式（3）至式（5）中，Yi，t為因變量，表示農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平值；Xi，t為自變量，表示農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移率；Mi，t為中介變量，表示農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平；θi為截距，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，a、b、c、c'為回歸系數(shù)。當(dāng)模型中a、b、c都顯著時(shí)，若c'不顯著，表明直接效應(yīng)不顯著，模型只存在中介效應(yīng)；若c'顯著，表明直接效應(yīng)顯著，當(dāng)a、b之積與c'同號(hào)時(shí)，表明存在中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為ab/c；當(dāng)a、b之積與c'符號(hào)相反時(shí)，表明存在遮掩效應(yīng)，間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的比例為|ab/c'|。當(dāng)模型中c顯著，a、b至少有一個(gè)不顯著時(shí)，需檢驗(yàn)ab＝0是否顯著。若顯著，表明間接效應(yīng)顯著，繼續(xù)進(jìn)行后續(xù)分析；若不顯著，則表明間接效應(yīng)不顯著，停止分析[14]。

（三）變量選取

1.被解釋變量

選取表1的2009—2019年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp）水平值作為被解釋變量。為消除異方差影響，對(duì)全要素生產(chǎn)率水平值進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，同時(shí)考慮部分水平值小于1，為避免取對(duì)數(shù)處理后得到負(fù)值，對(duì)所有tfp值加1后再進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。

2.核心解釋變量

選取農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移率（labedu）作為核心解釋變量。主要用勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移率、農(nóng)村人力資本水平來(lái)表示。勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移率由農(nóng)村總就業(yè)人員數(shù)與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)之差除以農(nóng)村總就業(yè)人員數(shù)得出，農(nóng)村人力資本水平參考謝童偉等的計(jì)算方法[15]。農(nóng)村人力資本水平計(jì)算公式為：

式（6）中，AEY為農(nóng)村平均受教育年限，i為受教育程度劃分的組數(shù)，Pi為各受教育程度的教育年限，EYi為各受教育程度人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎亍Ｊ軘?shù)據(jù)可獲得性的限制，本文以統(tǒng)計(jì)口徑 “6歲及6歲以上人口” 受教育年限計(jì)算得出農(nóng)村平均受教育年限。

3.中介變量

選取農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（mech）作為中介變量。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平用農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力（萬(wàn)千瓦）來(lái)衡量。

4.控制變量

一是人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（peragdp），用各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與各地區(qū)農(nóng)村人口總量之比來(lái)表示；二是城鎮(zhèn)化水平（urban），用城鎮(zhèn)人口與地區(qū)總?cè)丝谥葋?lái)表示；三是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平（asd），用糧食作物播種面積與農(nóng)作物總播種面積之比來(lái)表示；四是政府財(cái)政支農(nóng)比重（gfs），用農(nóng)業(yè)財(cái)政支出與政府財(cái)政總支出之比來(lái)表示。

（四）數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取2009—2019年我國(guó)31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于各期中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒以及各?。ㄊ?、自治區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文利用OLS回歸模型從全國(guó)層面實(shí)證研究農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，全樣本的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。列（1）為未加入控制變量時(shí)的回歸結(jié)果，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移率的系數(shù)為1.1501，在1%置信水平上顯著為正；列（2）表示加入控制變量后的回歸結(jié)果，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移率的系數(shù)為0.4610，在1%置信水平上顯著為正。列（1）與列（2）的回歸結(jié)果表明，無(wú)論是否加入控制變量，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移均對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的提升作用，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展。這說(shuō)明農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移帶來(lái)的 “替代效應(yīng)” 和 “收入效應(yīng)” 能夠有效緩解 “勞動(dòng)力缺失效應(yīng)” 帶來(lái)的負(fù)面影響，最終提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

表3 農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果（全樣本）

在控制變量方面，人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（peragdp）系數(shù)為0.4046，且在1%水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)部門的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)。城鎮(zhèn)化水平（urban）系數(shù)為0.0079，在1%水平上顯著，表明城鎮(zhèn)化水平的提高能夠通過(guò)調(diào)節(jié)勞動(dòng)力的城鄉(xiāng)配置，提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。政府財(cái)政支農(nóng)比重（gfs）系數(shù)為0.0249，在5%水平上顯著，表明政府對(duì)農(nóng)業(yè)部門的財(cái)政支持可以緩解農(nóng)業(yè)發(fā)展中的資金約束，從而提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（asd）系數(shù)為正，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)前文所設(shè)定的中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化是否在農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移過(guò)程中對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高起到中介作用，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。列（3）回歸結(jié)果表明人力資本轉(zhuǎn)移能夠顯著影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；列（4）回歸結(jié)果表明農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移能夠顯著影響農(nóng)業(yè)機(jī)械化；列（5）回歸結(jié)果表明在控制了農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移變量的影響之后，中介變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響仍然顯著。

由表4可知，列（4）中的-0.5800（a）、列（5）中的0.4130（b）、列（3）中的0.4610（c）、列（5）中的0.8380（c'）均顯著且a、b之積與c'（0.8380）異號(hào)，這說(shuō)明農(nóng)業(yè)機(jī)械化在農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制中不是中介效應(yīng)，而是遮掩效應(yīng)。其中，間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的比例為|ab/c'|＝|-0.5800*0.4130/0.8380|≌0.2858。這在一定程度上說(shuō)明，在全國(guó)范圍內(nèi)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提高后，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的提升作用增強(qiáng)了28.58%。這可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)機(jī)械作為生產(chǎn)工具，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力具有一定的替代作用。低成本的農(nóng)機(jī)服務(wù)以及農(nóng)機(jī)跨區(qū)域服務(wù)可以代替高成本的人工，為農(nóng)村人力資本外流提供了外部條件。同時(shí)，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的非農(nóng)收入可以作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)再投入的資本，用于農(nóng)村農(nóng)機(jī)裝備的購(gòu)買，緩解原有資金約束，為農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)與應(yīng)用提供了條件，從而有利于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

表4 農(nóng)業(yè)機(jī)械化的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用替換核心解釋變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。用農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移存量（labH）來(lái)替換農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移率（labedu）作為農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移情況的衡量指標(biāo)進(jìn)行回歸分析。其中，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移存量用農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量與農(nóng)村平均受教育年限之積表示。由表5結(jié)果可見(jiàn)，替換核心變量后，解釋變量系數(shù)符號(hào)未發(fā)生改變，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率正相關(guān)，回歸結(jié)果基本與前文一致，表明本文基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）區(qū)域差異性檢驗(yàn)

我國(guó)不同省份之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)人力資本轉(zhuǎn)移情況、農(nóng)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量均存在差異。為進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在區(qū)域差異，本文利用混合OLS模型進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表6所示。

表6 區(qū)域差異性回歸結(jié)果

由表6可知，東、中部地區(qū)的農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系，且均在1%水平上顯著，系數(shù)分別為1.1486、0.4362，西部地區(qū)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為-0.7977。這表明東、中部地區(qū)的農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移促進(jìn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，且東部地區(qū)的提升作用最大；而西部地區(qū)的農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移抑制農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，阻礙農(nóng)業(yè)進(jìn)步。這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，購(gòu)買農(nóng)機(jī)裝備以及發(fā)展塑料大棚、日光溫室、連棟溫室等設(shè)施農(nóng)業(yè)的資金充足，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化步伐較快，農(nóng)業(yè)邊際產(chǎn)出提升較快，對(duì)勞動(dòng)力需求降低，因此能夠有效抵消農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的負(fù)面影響；中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于東部地區(qū)，受一定的資金約束與人才約束，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程相對(duì)較慢，因此農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用小于東部地區(qū)；西部地區(qū)農(nóng)業(yè)占比較高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，機(jī)械化程度低，技術(shù)基礎(chǔ)薄弱，機(jī)械化水平、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步等的正面影響不能抵消人力資本轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的負(fù)面影響， “勞動(dòng)力缺失效應(yīng)” 影響更大，因而農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高起抑制作用。

五、結(jié)語(yǔ)

本文基于2009—2019年我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行了研究。本文主要結(jié)論為：其一，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用。其二，農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用存在區(qū)域差異，東、中部地區(qū)農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移促進(jìn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，東部地區(qū)的提升作用最大，中部地區(qū)的次之，西部地區(qū)農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移抑制農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。其三，農(nóng)業(yè)機(jī)械化在農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移過(guò)程中通過(guò)遮掩效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下建議：

（一）加快農(nóng)村人力資本的有序轉(zhuǎn)移

逐步消除阻礙農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移的制度約束，加快完善戶籍制度、土地流轉(zhuǎn)制度，拆除城市 “就業(yè)門檻” ，促進(jìn)土地自由流轉(zhuǎn)，為農(nóng)村人力資本的有序轉(zhuǎn)移創(chuàng)造相對(duì)寬松的制度環(huán)境。同時(shí)，加強(qiáng)農(nóng)民職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、在崗培訓(xùn)，提高農(nóng)民人力資本水平，以人力資本質(zhì)量的提升彌補(bǔ)農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量的減少。各級(jí)政府財(cái)政應(yīng)設(shè)立專項(xiàng)資金，以市場(chǎng)需求為導(dǎo)向，建立農(nóng)民職業(yè)教育培訓(xùn)體系，并堅(jiān)持分層施策，以適應(yīng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的要求，提高培訓(xùn)實(shí)效。

（二）加大財(cái)政支農(nóng)力度

政府應(yīng)從資金絕對(duì)量以及相對(duì)增長(zhǎng)量?jī)煞矫婕哟筘?cái)政支農(nóng)資金投入量。重視農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用性研究，使農(nóng)業(yè)技術(shù)更好地與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相結(jié)合。加大對(duì)西部地區(qū)、邊遠(yuǎn)地區(qū)農(nóng)業(yè)資源的扶持力度及教育扶持力度，提升邊遠(yuǎn)地區(qū)人力資本水平。多渠道籌集財(cái)政支農(nóng)資金，通過(guò)稅收優(yōu)惠、補(bǔ)貼、低息等政策吸引社會(huì)資本進(jìn)入。加強(qiáng)對(duì)教育經(jīng)費(fèi)、培訓(xùn)經(jīng)費(fèi)的監(jiān)督和管理。

（三）加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化

政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)以農(nóng)業(yè)機(jī)械化為代表的勞動(dòng)力節(jié)約型農(nóng)業(yè)技術(shù)的研發(fā)支持與推廣力度，提升農(nóng)機(jī)作業(yè)對(duì)人工作業(yè)的替代程度與速度。出臺(tái)農(nóng)機(jī)跨區(qū)域轉(zhuǎn)移的補(bǔ)貼政策，推動(dòng)農(nóng)機(jī)跨區(qū)轉(zhuǎn)移。妥善處理農(nóng)業(yè)機(jī)械化與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的關(guān)系。一方面，在農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移后，注意農(nóng)村機(jī)械化的引進(jìn)，避免因勞動(dòng)力 “空心化” 而帶來(lái)農(nóng)業(yè) “空心化” ；另一方面，推動(dòng)農(nóng)村非農(nóng)勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，增加非農(nóng)收入，為后續(xù)購(gòu)買農(nóng)機(jī)、引進(jìn)先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等提供資金支持，緩解資金約束。

（四）加快新型城鎮(zhèn)化發(fā)展

打破城鄉(xiāng)分割壁壘，為城市人才、資金、技術(shù)等生產(chǎn)要素進(jìn)入農(nóng)村創(chuàng)造外部條件，促進(jìn)城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素良性互動(dòng)，逐步轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)方式，盡力降低農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)的負(fù)面影響，最大程度發(fā)揮農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的反哺作用。