范東君,劉艷文

(湖南社科院農(nóng)村發(fā)展研究中心 農(nóng)發(fā)所,湖南 長沙 410003)

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面板數(shù)據(jù)視角下農(nóng)村勞動力外流對糧食生產(chǎn)的影響

范東君,劉艷文

(湖南社科院農(nóng)村發(fā)展研究中心 農(nóng)發(fā)所,湖南 長沙 410003)

[摘要]基于2001—2012年年鑒數(shù)據(jù)，利用面板數(shù)據(jù)模型，從糧食主銷區(qū)、主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)省級層面分析我國農(nóng)村勞動力流出對糧食生產(chǎn)的影響。研究結(jié)果表明：糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村勞動力依然過剩，糧食生產(chǎn)勞動力投入與糧食產(chǎn)出呈負相關(guān)，說明這兩個區(qū)域農(nóng)村剩余勞動力外流對促進其糧食生產(chǎn)發(fā)展有利；糧食主銷區(qū)農(nóng)村勞動力出現(xiàn)短缺，糧食生產(chǎn)勞動力投入量與糧食產(chǎn)出呈正相關(guān)，說明糧食主銷區(qū)農(nóng)村勞動力繼續(xù)外流不利于其糧食生產(chǎn)的發(fā)展；就全國整體而言，農(nóng)村勞動力依然過剩，說明加快農(nóng)村勞動力外流有利于糧食生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)村勞動力外流；糧食生產(chǎn)；面板數(shù)據(jù)

20世紀80年代以來，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟的加劇，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移速度的不斷加快，對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了巨大影響。農(nóng)業(yè)作為整個國民經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，已經(jīng)成為不可替代的戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)。其中，糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定性是人類生存需求的重要保證。隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速推進，大量高素質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動力外流，農(nóng)業(yè)必要勞動力已經(jīng)逐漸從“過剩”向“短缺”轉(zhuǎn)變，農(nóng)村勞動力剩余與優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動力不足的矛盾日益凸顯。這使得加快建立健全農(nóng)村勞動力流動的長效機制以確保國家糧食安全成為目前亟需解決的問題。

針對這個問題，國內(nèi)外學(xué)者從正反兩個方面進行了分析。一些學(xué)者認為：農(nóng)村剩余勞動力外流對于促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、推進耕地規(guī)?；鳌⑻岣呒Z食生產(chǎn)率等具有積極作用(Koppel and Hawkins 1991[1]；李實1999[2]；何代欣2011[3]；毛飛、孔祥智2012[4])；另一些學(xué)者認為：大量農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)工作將造成糧食生產(chǎn)的勞動力短缺，農(nóng)業(yè)老齡化將加劇，使先進的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣應(yīng)用受阻，從而引起糧食產(chǎn)量下降(Lipton1980[5]；Chinn1997[6]；劉懷宇等2008[7]；姜明倫等2012[8])；還有少數(shù)學(xué)者認為農(nóng)村勞動力外流對糧食生產(chǎn)的影響到底是正面的還是負面的并不是非常顯著(杜鷹、白南生1997[9]；蒲艷萍2011[10])。

基于以上研究，我們認為：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對糧食生產(chǎn)的影響研究已取得了許多有價值的成果，但從勞動力外流區(qū)域差異性，以及對不同糧食生產(chǎn)區(qū)域的糧食生產(chǎn)影響的省際面板數(shù)據(jù)研究還比較少。因此，本文根據(jù)糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和糧食生產(chǎn)平衡區(qū)的省際有關(guān)數(shù)據(jù)，實證分析不同地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對其糧食生產(chǎn)經(jīng)營的影響，分析其存在問題及產(chǎn)生原因，并就農(nóng)村勞動力流出的區(qū)域性差別及其對不同糧食產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)經(jīng)營的影響程度差異給出相關(guān)的啟示建議。

一研究假說與模型框架

(一)研究假說

基于我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展中存在的二元現(xiàn)象，我們?yōu)槔碚撃Ｐ吞岢鲆韵聨讉€基本研究假說的前提條件：

1.經(jīng)濟中存在著農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門，這兩個部門的產(chǎn)出量分別由其投入的生產(chǎn)要素投入量以及各自的技術(shù)水平來決定；

2.城市經(jīng)濟發(fā)展已處于相對飽和的狀態(tài)，非農(nóng)業(yè)部門自身的資本供給不變以及城市自身可供勞動力不變；

3.農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的規(guī)模報酬基本處于不變狀態(tài)；

4.各種生產(chǎn)投入要素在農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門間流動不受約束，同時，鄉(xiāng)村全部勞動力在城鎮(zhèn)可以尋找到自己的就業(yè)崗位，從而變?yōu)楝F(xiàn)代部門的工人。

(二)模型框架

基于上面的研究假說，再根據(jù)影響農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門總產(chǎn)出的因素，設(shè)定農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

Q(t)1=F[A(t)1,L(t)1,I(t)1]=

(1)

Q(t)2=F[A(t)2,L(t)2,I(t)2]=

(2)

其中，Q(t)1表示農(nóng)業(yè)部門農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量，Q(t)2表示非農(nóng)部門總產(chǎn)出量；L(t)1表示農(nóng)業(yè)部門中原有勞動力總量，L(t)2表示非農(nóng)部門中原有勞動力總量；I(t)1表示農(nóng)業(yè)部門中現(xiàn)有資本總投入量，I(t)2表示非農(nóng)部門資本總投入量；A(t)1表示農(nóng)業(yè)部門現(xiàn)有技術(shù)狀況，A(t)2表示非農(nóng)部門目前技術(shù)水平；α、β則分別表示農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動力投入的彈性系數(shù)。從而可以得到農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)利潤關(guān)系式為：

(3)

(4)

(5)

(6)

與此同時，我們可得到非農(nóng)部門的勞動力數(shù)量為：

(7)

(8)

當供需處于平衡時，則有L(t)3=L(t)4。由(6)式和(8)式可得：

(9)

為了使公式更為簡化，假定α=β?；?9)式，從而得到均衡工資：

W=

(10)

在均衡狀態(tài)之下，會有L(t)3=L(t)4=Ld，Ld是農(nóng)村轉(zhuǎn)移的勞動力總量。將式(10)代入式(6)可得：

(11)

根據(jù)(11)式可求出農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出與農(nóng)村勞動力流出的關(guān)系式：

(12)

(13)

基于式(13)可以看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出跟其勞動力使用數(shù)量有著正相關(guān)的關(guān)系，即：勞動力使用愈多，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長也愈多，也就是說農(nóng)業(yè)勞動力外流越多，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出下降越多。究其原因：一是農(nóng)村勞動力大量外流，使得可用的農(nóng)業(yè)勞動力大大減少，進而造成耕地撂荒現(xiàn)象不斷增多，使得農(nóng)作物實際播種面積下降，在其他條件不變情形下，農(nóng)作物播種面積下降將會帶來農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量減少；二是農(nóng)村流出的主要是素質(zhì)相對較高的勞動力，而留守農(nóng)村的基本上是婦女、兒童和老人，造成農(nóng)業(yè)所需必要勞動力的缺乏，從而使先進的農(nóng)業(yè)技術(shù)難以得到有效應(yīng)用，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)出下降；三是農(nóng)村勞動力流出往往使其家庭總收入出現(xiàn)增長，根據(jù)個人勞動供給曲線的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，收入的增加將會帶來家庭留守勞動力消費更多的閑暇以替代更多的勞動時間，留守勞動力農(nóng)業(yè)勞動時間減少無疑會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量下降。

二研究方法與數(shù)據(jù)

(一)實證模型構(gòu)建

經(jīng)濟問題中的投入與產(chǎn)出，通?？山柚虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)來研究。根據(jù)現(xiàn)有文獻可知，影響糧食產(chǎn)出的主要投入要素是資本(農(nóng)業(yè)機械動力)、勞動力、土地、化肥(速水佑次郎、神門善久，2003[11])。為有效闡釋勞動力外流對糧食產(chǎn)出的影響，我們根據(jù)速水佑次郎和神門善久(2003)提出的影響糧食生產(chǎn)的四大常規(guī)因素構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù)如下：

Y=(L)λ1(S)λ2(P)λ3(F)λ4

(14)

為了消除各變量之間部分異方差的影響，我們對(14)式取對數(shù)：

Ln(Y)=λ1Ln(L)+λ2Ln(S)+λ3Ln(P)+λ4Ln(F)+ε

(15)

其中，Y表示糧食總產(chǎn)量，L表示糧食生產(chǎn)勞動力投入量，S表示糧食播種面積，P表示機械總動力，F(xiàn)表示農(nóng)業(yè)化肥使用總量，ε表示計量模型中的隨機因素。

(二)計量模型確定

通常情況下，我們在實施面板數(shù)據(jù)分析前，必須選擇一個適合的模型來進行檢驗。一般來說，變系數(shù)檢驗?zāi)Ｐ屠玫姆浅Ｉ?Greene,1994)，因而從齊次線性參數(shù)與變截距兩個模型中選擇一個來進行研究。從模型檢驗結(jié)果可知：三十個省市、糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和糧食平衡區(qū)的F檢驗值分別為191.7、77.1、47.6和108.6，因而拒絕齊次線性參數(shù)原假設(shè)。所以，我們利用變截距檢驗?zāi)Ｐ蛠硌芯?。但變截距檢驗?zāi)Ｐ陀址譃殡S機效應(yīng)與固定效應(yīng)，因而我們對變截距檢驗?zāi)Ｐ蛯嵤┰龠x擇是必要的。基于更為合理的方法出發(fā)，確定選取隨機效應(yīng)還是固定效應(yīng)，實施Hausman檢驗是必要的。當檢驗其原假設(shè)沒有被拒絕時，我們選取隨機效應(yīng)，反之選取固定效應(yīng)，本文Hausman檢驗結(jié)果如表1所示。

表1　Hausman檢驗

從表1可看出，30個省市和糧食主產(chǎn)區(qū)選取固定效應(yīng)模型實施實證檢驗比較合適，而糧食主銷區(qū)和糧食平衡區(qū)選擇隨機效應(yīng)的模型實施檢驗比較合適。

(三)數(shù)據(jù)

基于勞動力轉(zhuǎn)移對不同空間區(qū)域糧食產(chǎn)出的影響差異性，我們選擇30個省市(因西藏有些年度數(shù)據(jù)缺少，所以沒有選擇) ，通過使用省際面板數(shù)據(jù)(Panel data)，把它們劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)(黑龍江、遼寧、吉林、內(nèi)蒙古、河北、山東、河南、安徽、江西、湖北、湖南、四川、江蘇等13省)、糧食主銷區(qū)(北京、上海、天津、廣東、浙江、福建、海南等7省市)、糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)(云南、貴州、廣西、重慶、山西、甘肅、寧夏、青海等8省)來研究農(nóng)村勞動力流出對這些區(qū)域糧食生產(chǎn)的影響及其差異。由于有些數(shù)據(jù)難以獲得，因此我們選取2001—2012年相關(guān)省市的省際數(shù)據(jù)。

現(xiàn)實中，糧食生產(chǎn)實際從業(yè)者的數(shù)據(jù)無法獲得，為得到糧食生產(chǎn)勞動力投入估計量，農(nóng)業(yè)勞動力投入量按照糧食總產(chǎn)出除以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的價值份額來進行估算。本文的糧食生產(chǎn)勞動力投入量(L)通過第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)×農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值×糧食播種面積/農(nóng)作物播種面積計算得來。各省市糧食總產(chǎn)量(Y)、糧食播種面積(S)、農(nóng)業(yè)機械總動力(P)和化肥施用量(F)直接來源于各年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國勞動就業(yè)與經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。

三實證研究

(一)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

基于2001—2012年30個省市的省際數(shù)據(jù)，我們對糧食生產(chǎn)勞動力投入、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)化肥施用量、糧食種植面積等投入要素指標與糧食總產(chǎn)出之間的關(guān)系分別進行檢驗。為避免檢驗過程中出現(xiàn)“偽回歸”，首先必須在面板數(shù)據(jù)回歸檢驗前實施單位根檢驗。而面板模型單位根檢驗有異質(zhì)性假設(shè)與同質(zhì)性假設(shè)之分。同質(zhì)性面板模型假設(shè)各截面序列單位根過程是相同的，主要的檢驗方法有LLC；異質(zhì)性假設(shè)面板模型則允許各截面序列單位根過程有相異性，主要檢驗方法有ADF-Fisher、IPS、PP-Fisher三種。在檢驗過程中為了保障其結(jié)論的平穩(wěn)性，我們分別運用LLC、ADF-Fisher、IPS、PP-Fisher檢驗對各投入要素實施單位根檢驗。遵循服從多數(shù)原則，在檢驗過程中如果超過2種方法通過，就可以認為檢驗是穩(wěn)健的，假如僅2種或2種以下方法通過檢驗則認為不具有穩(wěn)健性。

檢驗結(jié)果(見表2)表明，全國和各個糧食區(qū)域的Ln(S)都有單位根，糧食主銷區(qū)的Ln(Y)和Ln(F)也存在單位根，每一區(qū)域其他5變量都通過ADF、LLC、PP、IPS的單位根檢驗。從全國整體來看，Ln(Y)、Ln(L)、Ln(P)、Ln(F)沒有拒絕存在單位根的原假設(shè)；而從糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和糧食平衡區(qū)部各區(qū)域來看，糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)的Ln(Y)、Ln(L)、Ln(P)、Ln(F)沒有拒絕存在單位根的原假設(shè)；糧食主銷區(qū)的Ln(L)和Ln(P)也沒有拒絕存在單位根的原假設(shè)。說明這些區(qū)域以上變量都是不平穩(wěn)的，需要進行差分處理。然而這些變量在進行一階差分處理后都沒有通過單位根原假設(shè)，因而其一階差分變量具有穩(wěn)健性。根據(jù)表2可知，所有變量具有一階單整I(1)，從而對相關(guān)數(shù)據(jù)可以直接實施面板模型檢驗。

表2　Panel data單位根檢驗結(jié)果

續(xù)表2

區(qū)域變量單位根檢驗方法LLCADF-FisherIPSPP-Fisher平穩(wěn)性糧食主產(chǎn)區(qū)Ln(Y)2.170588.116943.8059010.1207否ΔLn(Y)-15.1827***123.259***-9.11511***139.609***是Ln(L)-2.29135**22.9606-1.0754829.7927否ΔLn(L)-2.09267**46.4596***-6.23877***53.4695***是Ln(P)-2.00605**15.89824.1699421.9894否ΔLn(P)-7.08523***60.4263***-3.53524***58.8661***是Ln(F)-2.18399**12.74002.8385910.8913否ΔLn(F)-12.4674***89.7022***-6.39715***107.749***是Ln(S)-4.44529***46.1339***-1.51821*46.0372***是ΔLn(S)-20.8422***96.1055***-7.78665***74.6635***是糧食主銷區(qū)Ln(Y)-1.80581**28.8018**-2.30142**32.3886***是ΔLn(Y)-9.06562***59.1434***-6.37210***46.5607***是Ln(L)-2.89870***13.98580.2597225.2259**否ΔLn(L)-4.67287***30.6870***-2.48814***28.8577**是Ln(P)-0.703609.308811.979816.18639否ΔLn(P)-6.21910***33.4528***-2.79559***29.5544***是Ln(F)-2.96405***21.7038*-1.56507*29.0070**是ΔLn(F)-6.08903***33.6055***-2.91870***36.0746***是Ln(S)-3.87636***22.7761*-1.75998**23.7534**是ΔLn(S)-26.8677***48.3109***-8.61714***42.9694***是糧食平衡區(qū)Ln(Y)-0.0172823.25590.8751426.8448否ΔLn(Y)-11.5160***80.0221***-6.42041***102.415***是Ln(L)-1.62101*25.17930.5499922.7256否ΔLn(L)-4.82670***35.8192**-2.03390**45.1899***是Ln(P)7.391527.373028.6622314.2329否ΔLn(P)-3.32628***36.6226**-0.7243065.2171***是Ln(F)1.083964.868984.8713518.9871否ΔLn(F)-9.30021***66.5890***-5.30918***77.0661***是Ln(S)-3.58598***30.6148*-1.31404*31.1303*是ΔLn(S)-10.9222***63.7780***-4.95737***65.1311***是

注：***、** 、* 分別表示在1%、5%和10%水平上接受原假設(shè)。

(二)實證結(jié)果

1.估計模型選擇。使用Eviews6.0軟件，我們采用固定效應(yīng)模型對全國和糧食主產(chǎn)區(qū)13個省的糧食產(chǎn)量影響因素進行估計，而糧食主銷區(qū)7省市和糧食生產(chǎn)平衡區(qū)10省市則選用隨機效應(yīng)來進行估計，估計結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，所有區(qū)域的變量調(diào)整后的擬合優(yōu)度都在0.6以上，同時全部相關(guān)變量都在10%顯著水平下通過了假設(shè)檢驗，因而面板數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較好。解釋變量糧食生產(chǎn)勞動力(L)因素。近些年來，隨著我國糧食購銷市場化改革，農(nóng)戶對土地的依賴性大大降低，再加上鄉(xiāng)村公共服務(wù)供給的滯后，產(chǎn)生了勞動力外流的推力；城鄉(xiāng)報酬差距的不斷拉大，再加上城市完善的公共服務(wù)供給，又產(chǎn)生了農(nóng)村勞動力外流的拉力。近些年，我國農(nóng)村勞動力大量外流符合巴格內(nèi)(D.J.Bagne)提出的人口流動“推—拉”理論狀況。但從表2可以看出，我國農(nóng)村勞動力外流對不同區(qū)域糧食生產(chǎn)帶來的影響是有差異的。首先，農(nóng)村勞動力流出從各個區(qū)域來看都比較顯著地影響著糧食生產(chǎn)。但從全國層面、糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食平衡區(qū)來看，勞動力投入對糧食產(chǎn)出影響的彈性系數(shù)都為負，說明在這些區(qū)域增加糧食生產(chǎn)勞動力投入會降低糧食生產(chǎn)效率，帶來糧食產(chǎn)量的下降，也就是說在這些區(qū)域存在糧食生產(chǎn)勞動力過密化問題。因此，目前從全國來看，農(nóng)村勞動力整體還處于過剩狀態(tài)，對提高糧食生產(chǎn)的邊際效率不利。加快農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移仍然有利于我國糧食生產(chǎn)發(fā)展。從糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)來看，勞動力對糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)分別為-0.353、-0.223，表明糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村勞動力外流對糧食生產(chǎn)影響可能要大于糧食平衡區(qū)。但兩個區(qū)域農(nóng)村勞動力外流對糧食生產(chǎn)影響是一致的，存在糧食生產(chǎn)勞動力依然過剩，即促進農(nóng)村勞動力有效外流對促進這兩個區(qū)域糧食生產(chǎn)發(fā)展是有積極意義的。糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食生產(chǎn)平衡區(qū)仍然表現(xiàn)出農(nóng)村勞動力過剩狀態(tài)，可能的原因是這兩個區(qū)域的糧食生產(chǎn)主要地區(qū)整體上經(jīng)濟發(fā)展滯后，非農(nóng)就業(yè)機會相對較少，尤其是農(nóng)村本地就業(yè)的機會更少，這在一定程度上抑制了農(nóng)村勞動力外流，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移滯后不利于耕地流轉(zhuǎn)，在一定程度會抑制糧食規(guī)?；a(chǎn)。從糧食主銷區(qū)來看，糧食生產(chǎn)勞動力增加有利于提高其糧食產(chǎn)量，也就是說農(nóng)村勞動力的繼續(xù)外流不利于糧食增產(chǎn)，甚至可能會影響到糧食的可持續(xù)發(fā)展，而增加糧食生產(chǎn)勞動力投入有利于提升糧食邊際生產(chǎn)效率。農(nóng)村勞動力外流對糧食生產(chǎn)影響在糧食主銷區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食平衡區(qū)出現(xiàn)相反的情形，其原因可能是糧食主銷區(qū)基本處于經(jīng)濟發(fā)達的東南沿海，糧食主產(chǎn)區(qū)的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化水平相對比較高，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快，給本地農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)工作提供了極大便利，發(fā)達的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主銷區(qū)的農(nóng)民提供了更為廣泛的創(chuàng)收渠道，促使農(nóng)民收入增加較快，而糧食價格彈性較低，因而從事糧食生產(chǎn)增收非常有限，無疑帶來從事糧食生產(chǎn)的機會成本增大，以至糧食主銷區(qū)大量農(nóng)村勞動力放棄糧食生產(chǎn)。從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力快速流失，無疑增大了糧食主銷區(qū)農(nóng)業(yè)必要勞動力的缺口，不管是勞動力數(shù)量還是其質(zhì)量都很難適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的要求。當然，從比較利益原則來看，糧食主銷區(qū)這一現(xiàn)象未必會影響糧食生產(chǎn)安全。

表3　回歸結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示顯著水平為10%、5%、1%；數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國勞動就業(yè)與經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。

2.估計結(jié)果分析。解釋變量P無論從全國層面還是區(qū)域?qū)用?，對糧食產(chǎn)出影響均不顯著，說明機械化到底能帶來糧食多大程度增產(chǎn)還不是很明顯。究其原因：一是在糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)由于農(nóng)村勞動力過密，阻礙了農(nóng)業(yè)機械化的普遍推廣；二是主銷區(qū)由于糧食生產(chǎn)勞動力短缺，尤其是農(nóng)業(yè)人力資本緊缺，再加上這一區(qū)域耕地資源相對稀缺，糧食規(guī)?；a(chǎn)難以實施，在一定程度上抑制了糧食生產(chǎn)機械化的推廣應(yīng)用，使得機械化對糧食生產(chǎn)貢獻不明顯?？傊?，說明我國長期以來主要依靠人力投入糧食生產(chǎn)是不爭的事實，也說明今后注重糧食生產(chǎn)機械化設(shè)備投入對糧食增產(chǎn)具有較大空間。

解釋變量F無論從全國層面還是分區(qū)域，對糧食產(chǎn)出影響是正向的，說明施用化肥對糧食增產(chǎn)具有一定的積極作用。但在糧食主產(chǎn)區(qū)化肥使用對糧食增產(chǎn)并不顯著。說明在糧食主產(chǎn)區(qū)化肥使用對糧食增產(chǎn)貢獻不明顯，這可能的原因是糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶收入水平較低，而近些年化肥價格不斷上漲，在一定程度上抑制了農(nóng)戶增加對化肥的使用。

解釋變量S無論從全國層面還是分區(qū)域，對糧食產(chǎn)出都有著顯著的正向影響?？梢?，糧食播種面積對糧食增產(chǎn)具有非常重要的作用。說明擴大耕地面積，保障我國耕地面積紅線不被突破，對確保我國糧食安全非常重要。

四結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

1.21世紀以來，我國農(nóng)村勞動力依然處于過剩狀態(tài)。也就是說增加我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對提高糧食生產(chǎn)勞動邊際效率是有利的，有利于推動糧食可持續(xù)發(fā)展，因此有必要繼續(xù)鼓勵農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移。

2.糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村勞動力存在過密化。當農(nóng)村存在過剩勞動力時，往往不利于推動農(nóng)地的順利流轉(zhuǎn)，導(dǎo)致耕地細碎化依然比較普遍，進而提高了機械化耕作成本，阻礙了糧食規(guī)?；?jīng)營的推進，制約了糧食生產(chǎn)的發(fā)展。因此，加快糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村過剩勞動力轉(zhuǎn)移有利于促進其糧食生產(chǎn)發(fā)展。

3.糧食主銷區(qū)糧食生產(chǎn)勞動力已出現(xiàn)短缺。因此，有必要加快推進主銷區(qū)糧食規(guī)?；?jīng)營，防止耕地大量拋荒或利用不足，合理引導(dǎo)農(nóng)村勞動力外流或?qū)嵤耙靥娲睂χ麂N區(qū)糧食生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展意義重大。

(二)啟示

1.農(nóng)村勞動力不斷外流是經(jīng)濟市場化進程中的一種不可避免的趨勢，要確保有足夠的勞動力從事糧食生產(chǎn)，必須從各個區(qū)域?qū)嶋H狀況出發(fā)，加快糧食主產(chǎn)區(qū)和平衡區(qū)農(nóng)村勞動力外流步伐，以提高糧食生產(chǎn)效率。

2.基于我國農(nóng)村勞動力外流的空間差異性特征，在制定相關(guān)干預(yù)政策時不能搞“一刀切”，必須基于各個區(qū)域的實際，因地制宜規(guī)劃引導(dǎo)與干預(yù)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移。糧食主銷區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模過大、轉(zhuǎn)移速度太快，造成主銷區(qū)糧食發(fā)展缺乏必要的勞動力，因此政府大幅度增加糧食發(fā)展投入勢在必行，加快推進糧食適度規(guī)模經(jīng)營。糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食平衡區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移速度較慢，關(guān)鍵要加快其城鎮(zhèn)化進程步伐，加速現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展，為本地農(nóng)村勞動力提供更多非農(nóng)工作機會。與此同時，還要加快提高這兩個區(qū)域農(nóng)村勞動力的文化水平，大力推進適合農(nóng)民的技能培訓(xùn)，提升農(nóng)村勞動力的就業(yè)能力和就業(yè)預(yù)期。

3.對于我國農(nóng)村勞動力流動，要充分發(fā)揮政府和市場的作用，尤其要發(fā)揮“看不見的手”的功能。政府要做的是為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提供良好條件，并為市場機制的有效運轉(zhuǎn)提供一個好的平臺和機制，以保障農(nóng)村勞動力順利轉(zhuǎn)移，進而加速糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營。

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責(zé)任編輯：徐蓓

The Effect of Rural Labor Outflow on Grain Production based on Panel Data

FAN Dongjun, LIU Yanwen

(Institute of Agriculture Development, Rural Development Research Center of Hunan Academy of Social Sciences, Changsha 410003, China)

Abstract：From 2001 to 2012 yearbook and panel data model, the effects of rural labor outflow on grain production was analyzed from provincial level of the main grain sales and distribution as well as balanced areas. The research showed the following results: there are still superfluous rural labor in major grain producing areas and the balance areas, where grain production labor and grain yield was negative correlated, indicating rural labor outflow is favorable to the long-term grain production in the two areas. There are lacking rural labor in major food sales, where grain production labor and grain yield was positively correlated, indicating rural labor outflow is not conducive to the long-term grain production in major food sales areas. As for the whole country, there is still superfluous rural labor, which showed that speeding up the rural labor migration is conducive to sustainable grain development.Key words：rural labor outflow；grain production；panel data

[中圖分類號]F326.11

[文獻標識碼]A

[文章編號]1674-117X(2016)01-0025-07

作者簡介：范東君(1978-)，男，湖南隆回人，湖南社科院農(nóng)村發(fā)展研究中心副研究員，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟政策與糧食安全研究；劉艷文(1982-)，女，湖南衡山人，湖南省社科院社會學(xué)研究所助理研究員，研究方向為農(nóng)村社會治理。

基金項目：湖南省自科基金項目(14JJ3150)

收稿日期：2015-10-08

doi:10.3969/j.issn.1674-117X.2016.01.005