冷智花 行永樂 錢 龍

(1.湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105；2.南京財經(jīng)大學(xué) 糧食和物資學(xué)院，江蘇 南京 210003)

一、問題的提出

時至今日，中國傳統(tǒng)的“男耕女織”的家庭分工模式已然改變，取而代之的是半工半耕和女耕男工模式，女性已經(jīng)超過男性成為糧食種植的重要勞動力。Luo(2018)根據(jù)2011年全國931個村莊的抽樣數(shù)據(jù)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的女性比例已高達(dá)69.89%。在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，中國農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變既是女性勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移滯后的結(jié)果，也是農(nóng)戶家庭內(nèi)部分工的最優(yōu)決策(蔡弘 等，2017；Pattnaik et al. ，2020)。男性外出務(wù)工的機(jī)會與工資水平明顯高于女性，而在家務(wù)勞動、老人孩子照料方面女性較為擅長，導(dǎo)致女性更多留守在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域(許秀川 等，2017)。那么，這會對糧食生產(chǎn)和糧食安全產(chǎn)生何種影響？農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換會影響農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展嗎？

中國農(nóng)戶的土地經(jīng)營呈現(xiàn)細(xì)碎化(許秀川 等，2017)，耕種規(guī)模也普遍偏小，農(nóng)業(yè)勞動力無論是數(shù)量上還是結(jié)構(gòu)上的變動，都會對農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生重要的影響。農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)的變動是否對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，從而危及中國農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展？如何確保農(nóng)業(yè)勞動力女性化趨勢下國家糧食安全？這些都是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程中亟待研究和解決的重要問題。

二、文獻(xiàn)綜述

性別差異對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響一直是學(xué)術(shù)研究的熱點問題。20世紀(jì)80年代至20世紀(jì)90年代的大部分學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)村女性勞動力的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和男性勞動力是相同的(Udry，1996)。后續(xù)的研究中，Zhang et al.(2004)采用中國家庭微觀數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)女性經(jīng)營耕地的農(nóng)業(yè)收入并沒有低于男性。由于中國南北方農(nóng)業(yè)生產(chǎn)差異性較大，彭代彥等(2016)根據(jù)中國26個省份的面板數(shù)據(jù)，運用超越對數(shù)隨機(jī)前沿分析方法研究了農(nóng)村女性勞動力對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的影響以及南北區(qū)域差異，他們發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)女性勞動力顯著提高了北方的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率。Song et al.(2009)也表達(dá)了對農(nóng)業(yè)女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極看法，認(rèn)為女性勞動力如果擁有充分的農(nóng)業(yè)技術(shù)支持和對接市場的能力，可以有效改善中國農(nóng)業(yè)的發(fā)展。文華成(2014)使用中國宏觀截面農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)，針對農(nóng)業(yè)勞動力女性化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動力女性化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模有積極影響。Aly et al.(2010)基于尼泊爾國家數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)一旦控制農(nóng)業(yè)灌溉強(qiáng)度和種植農(nóng)作物種類，農(nóng)業(yè)女性勞動力的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與男性勞動力沒有顯著差異。Alene et al.(2008)在研究肯尼亞西部地區(qū)農(nóng)業(yè)女性勞動力對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響時，也發(fā)現(xiàn)無論在資源利用方面還是人力資本方面，女性和男性都有相同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

另一部分學(xué)者卻持不同觀點。Quisumbing et al.(2001)發(fā)現(xiàn)，加納地區(qū)女性管理的農(nóng)作物耕地產(chǎn)量更低，并且指出可能是因為女性在土地資源獲取方面存在困難。Campos et al.(2016)則認(rèn)為傳統(tǒng)單純的性別變量不能識別女性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中發(fā)揮的作用，因此，從戶主為女性、農(nóng)地的所有者為女性以及農(nóng)地管理者為女性三個方面使用烏干達(dá)國家調(diào)查數(shù)據(jù)，考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中性別效率的差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地管理者為女性時，男女的農(nóng)業(yè)效率有顯著差異。Owusu et al.(2017)基于加納北部的微觀數(shù)據(jù)使用隨機(jī)前沿方法，在解決內(nèi)生性問題后，發(fā)現(xiàn)當(dāng)?shù)咎锲焚|(zhì)相似時，男性更高的種植率和施肥率造成女性平均產(chǎn)量要低于男性。Kilic et al.(2015)量化了性別差異對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，發(fā)現(xiàn)女性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率要比男性低22%～37%，且該差異大部分是由于性別差異先天造成，而少兒撫養(yǎng)、男性非農(nóng)就業(yè)以及農(nóng)肥濫用會放大這一差異。Andrews et al.(2015)使用烏干達(dá)國家家庭調(diào)研數(shù)據(jù)考察了性別差異對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，發(fā)現(xiàn)低生產(chǎn)效率的農(nóng)地往往投入更高的女性勞動力，更進(jìn)一步，他們指出要提高總的國家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率需要將女性掌管的農(nóng)地流轉(zhuǎn)到男性手中。李旻等(2009)采用中國遼寧省四年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)勞動力女性化不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展，并指出男女同耕的作業(yè)形式才有利于農(nóng)業(yè)發(fā)展。Peterman et al.(2011)基于尼日利亞和烏干達(dá)數(shù)據(jù)，使用多元Tobit模型，發(fā)現(xiàn)在控制社會經(jīng)濟(jì)變量、農(nóng)業(yè)投入以及種植選擇后，女性擁有農(nóng)地的生產(chǎn)效率小于男性，但是強(qiáng)調(diào)該差異與農(nóng)作物種類和農(nóng)地本身特征也有一定的聯(lián)系?？紤]到農(nóng)作物種類的差異，楊進(jìn)等(2016)使用宏觀省級層面數(shù)據(jù)，探討女性對經(jīng)濟(jì)作物種植和糧食作物種植的影響，發(fā)現(xiàn)女性勞動力比例越高的地區(qū)，糧食種植面積的比例越低。

綜上所述，學(xué)術(shù)研究仍未就性別差異對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響達(dá)成一致意見，大多從單一角度來測度糧食種植的性別效率差異，且沒有結(jié)合宏觀發(fā)展環(huán)境來談農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的機(jī)制，也沒有考慮農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展在性別差異與種植效率間可能的作用。由于剩余勞動力的存在，家庭農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)業(yè)人均產(chǎn)出的變化可能存在不一致性(冒佩華 等，2015a)。本文從家庭實際種植面積、家庭糧食純收入和家庭糧食畝產(chǎn)價值多維角度來研究糧食種植性別效率差異，試圖探尋城鎮(zhèn)化背景下，農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)發(fā)生改變后對糧食生產(chǎn)的影響，以及是否會危及糧食安全，進(jìn)而探究隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提升和專業(yè)分工的深化，性別差異是否依然顯著。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：一是從微觀決策視角透析家庭分工決策機(jī)制和最優(yōu)化選擇，探討城鎮(zhèn)化背景下家庭分工模式和性別結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對糧食生產(chǎn)和糧食安全的影響；二是考慮農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展和專業(yè)化分工發(fā)展對勞動力的替代效應(yīng)，探討技術(shù)與分工對勞動力性別差異的削弱作用。

三、理論分析

(一)農(nóng)村勞動力遷移與農(nóng)業(yè)種植主體性別結(jié)構(gòu)變化的行為決策分析

隨著非農(nóng)就業(yè)機(jī)會不斷增加，大量農(nóng)村勞動力紛紛走出農(nóng)村奔向城市實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，率先進(jìn)入城市工作的更多的是男性勞動力。本文基于托達(dá)羅模型，且在該模型的基礎(chǔ)上將城市勞動力需求曲線視為是不斷變化的，分階段討論農(nóng)村勞動力遷移過程中參與農(nóng)業(yè)種植主體的變化過程(陳飛 等，2015)。

圖1 農(nóng)村勞動力遷移與農(nóng)業(yè)種植主體變化

擴(kuò)展的托達(dá)羅模型如圖1所示。其中，橫坐標(biāo)表示城市和農(nóng)村的勞動力數(shù)量，城市的坐標(biāo)原點在Oc，農(nóng)村的坐標(biāo)原點在Ov；縱坐標(biāo)表示城市和農(nóng)村的工資水平；AAi(i=1，2，3)為不同階段城市勞動力需求曲線，BB1為農(nóng)村的勞動力需求曲線。因為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城市，往往先被非正規(guī)部門接受，再向正規(guī)部門轉(zhuǎn)移，且存在制度因素的限制，所以定義AA0段為城市正規(guī)部門的勞動力需求曲線，A0Ai(i=1，2，3)為城市非正規(guī)部門的勞動力需求曲線。托達(dá)羅模型認(rèn)為，農(nóng)村勞動力的遷移決策取決于預(yù)期的城鄉(xiāng)工資差異，而預(yù)期的工資差異由實際的城鄉(xiāng)工資差異和成功城市就業(yè)的概率綜合決定?；谶@一農(nóng)村勞動力人口流動機(jī)理，按照各階段遷移目標(biāo)對象的不同，將農(nóng)村勞動力流動分為三個階段。第一階段，農(nóng)村剩余勞動力遷移階段：A0A1與BB1相交于均衡點E，確定城市與農(nóng)村的均衡工資水平U1=R1，城市的勞動力數(shù)量為OcL1，農(nóng)村的勞動力數(shù)量為OvL1。由于城市工業(yè)化的發(fā)展，非農(nóng)就業(yè)崗位激增，而農(nóng)村人多地少，出現(xiàn)部分閑置勞動力，所以該部分剩余勞動力向城市遷移，外出務(wù)工。此階段，農(nóng)業(yè)種植仍為傳統(tǒng)的“男女同耕”作業(yè)。第二階段，農(nóng)村有效勞動力遷移階段：由于城市現(xiàn)代化的推進(jìn)和第三產(chǎn)業(yè)比重的不斷加大，城市非正規(guī)部門勞動力需求增加，需求曲線上升至A0A2，達(dá)到均衡時A0A2與BB1相交于F點，均衡工資水平上升到U2=R2，城市的勞動力數(shù)量為OcL2，農(nóng)村的勞動力數(shù)量為OvL2。耕種技術(shù)的進(jìn)步和政府農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的出臺，使得農(nóng)業(yè)種植效率提高，降低了對農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量的要求，將部分農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)種植中解放出來。巨大的城鄉(xiāng)預(yù)期工資差距和城市就業(yè)機(jī)會吸引農(nóng)村有效勞動力放棄農(nóng)業(yè)種植，選擇外出打工賺錢，且農(nóng)村人口遷移以男性勞動力為主，婦女、兒童和老人留守農(nóng)村。該階段，一部分家庭出現(xiàn)農(nóng)戶兼業(yè)化行為，女性擔(dān)起家庭農(nóng)業(yè)種植的重任，男性閑時外出務(wù)工，農(nóng)忙時節(jié)返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)、半工半耕，農(nóng)業(yè)勞動力中女性的比重持續(xù)上升。第三階段，農(nóng)村勞動力女性化階段：城市非正規(guī)部門勞動力需求曲線上升至A0A3，曲線A0A3與曲線BB1在G點達(dá)到均衡狀態(tài)，均衡工資水平為U3=R3，城市的勞動力數(shù)量為OcL3，農(nóng)村的勞動力數(shù)量為OvL3。由于外出務(wù)工的高工資和不斷增加的就業(yè)機(jī)會，男性勞動力不再參與家庭的農(nóng)業(yè)種植，專門從事非農(nóng)生產(chǎn)活動，而留守農(nóng)村的女性接過農(nóng)業(yè)種植的大旗，從事播種、施肥、打藥和收割等農(nóng)業(yè)活動，農(nóng)業(yè)勞動力出現(xiàn)女性化特點。

根據(jù)二元經(jīng)濟(jì)理論和托達(dá)羅模型，上文分析了城鎮(zhèn)化背景下農(nóng)村勞動力由農(nóng)業(yè)向工業(yè)，從農(nóng)村到城市遷移的機(jī)制。戶籍制度限制了人口的有效遷移，導(dǎo)致了中國農(nóng)戶家庭分工大多呈現(xiàn)“男工女耕”，即男性在城市打工，女性在農(nóng)村務(wù)農(nóng)照顧家庭。考慮到女性在體力方面弱于男性，且女性通常需要照顧家庭，難以全身心投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中。此外，男性外出務(wù)工獲得的收入能夠有效提升家庭收入水平，農(nóng)業(yè)收入的重要性下降，留守人員已經(jīng)不傾向依賴農(nóng)業(yè)經(jīng)營來改善家庭福利。因此，在農(nóng)業(yè)日漸呈現(xiàn)弱質(zhì)化的時代背景下，提出：

假說1：農(nóng)戶家庭分工發(fā)生轉(zhuǎn)變，農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)趨于女性化不利于糧食生產(chǎn)。

(二)機(jī)械化程度、專業(yè)分工視角下糧食種植的性別差異分析

中國農(nóng)業(yè)種植以小規(guī)模經(jīng)營為主，農(nóng)戶實際種植面積絕大多數(shù)小于最優(yōu)的土地種植面積。隨著農(nóng)村男性勞動力外出務(wù)工，留守女性由于家庭勞動力供給不足、生產(chǎn)技術(shù)匱乏、家庭事務(wù)纏身等原因，會進(jìn)一步減少土地經(jīng)營面積。土地規(guī)模的縮小，使得家庭減小了農(nóng)業(yè)種植的投入，降低了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，規(guī)?；恋亟?jīng)營的邊際收入顯著降低，無法體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步帶來的效益。圖2通過生產(chǎn)函數(shù)和成本函數(shù)分析男性和女性在農(nóng)業(yè)種植方面的差異，并探討農(nóng)業(yè)機(jī)械化、專業(yè)分工對農(nóng)業(yè)勞動力性別轉(zhuǎn)變效率的影響。

圖2 機(jī)械化專業(yè)分工視角下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性別差異

如圖2所示，橫軸表示土地規(guī)模，縱軸表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和成本，曲線OP1和曲線OP2分別為女性和男性的初始生產(chǎn)函數(shù)，初始成本函數(shù)為OL1。當(dāng)邊際成本與邊際收益相等時，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出最大，此時，成本函數(shù)OL1的平行線k1與女性的生產(chǎn)函數(shù)曲線OP1相切于點C1，對應(yīng)的最優(yōu)土地經(jīng)營規(guī)模為S1；同理，成本函數(shù)OL1的平行線k2與男性的生產(chǎn)函數(shù)曲線OP2相切于點C3，最優(yōu)土地經(jīng)營規(guī)模為S3。無論是土地經(jīng)營規(guī)模，還是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，女性均小于男性。對女性的農(nóng)業(yè)種植施加技術(shù)進(jìn)步和機(jī)械化的影響，女性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高，曲線OP1上升至曲線OP3。由于國家政策對農(nóng)業(yè)種植的支持，生產(chǎn)函數(shù)從OL1移動至OL2，生產(chǎn)函數(shù)曲線OP3與OL3的平行線k3相交于點C2?？梢园l(fā)現(xiàn)，女性的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出顯著提高，值得注意的是最優(yōu)土地經(jīng)營面積也顯著增加。因此，機(jī)械化和專業(yè)分工有可能減弱甚至抵消性別差異給農(nóng)業(yè)種植帶來的影響，且當(dāng)土地經(jīng)營面積達(dá)到一定規(guī)模時才能發(fā)揮作用。因此，鑒于專業(yè)化分工和機(jī)械化技術(shù)的發(fā)展能夠有效替代勞動力，緩解勞動力女性化的劣勢，提出：

假說2：社會化分工和機(jī)械化技術(shù)的發(fā)展會削弱農(nóng)業(yè)勞動力性別轉(zhuǎn)變對糧食生產(chǎn)的不利影響。

四、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)“985”項目資助、北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)(1)由于2014年后，CFPS問卷不再涉及家庭種植面積以及農(nóng)業(yè)收入方面的問題，所以使用CFPS 2012截面數(shù)據(jù)。。與本文相關(guān)的數(shù)據(jù)主要包括從事農(nóng)業(yè)活動的個人基本特征、農(nóng)業(yè)家庭基本信息、村莊信息以及省級宏觀特征，故選取2014年發(fā)布的CFPS 2012的成人數(shù)據(jù)庫、家庭數(shù)據(jù)庫以及部分2012年統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)。

首先，將家庭中女性參與農(nóng)業(yè)活動的時間占家庭總農(nóng)業(yè)時間的比例作為判斷一個家庭是否以女性勞動力為主參與農(nóng)業(yè)種植的依據(jù)，故必須保證家庭中每個參與農(nóng)業(yè)活動成員時間的有效性，因此，刪除家庭成員參與農(nóng)業(yè)活動時間信息缺失的家庭樣本；其次，將成人庫中參與農(nóng)業(yè)活動時間信息完整的家庭與家庭數(shù)據(jù)庫進(jìn)行跨庫匹配，剔除匹配不到信息的家庭樣本，最終獲得有效家庭樣本4601個。

(二)變量說明

(1)糧食生產(chǎn)相關(guān)指標(biāo)。本文選取多個變量以反映農(nóng)業(yè)勞動力性別差異對糧食生產(chǎn)的影響。采用家庭實際種植面積反映對糧食生產(chǎn)規(guī)模的影響；采用家庭糧食純收入反映對糧食生產(chǎn)凈價值的影響；采用家庭糧食畝產(chǎn)價值表示單位土地糧食的產(chǎn)出效率(錢龍 等，2016)。

(2)農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)。本文使用兩種方式來測度這一關(guān)鍵解釋變量。第一，使用家庭中女性參與農(nóng)業(yè)活動的時間占家庭總農(nóng)業(yè)時間的比重，來衡量家庭是否以女性為主參與農(nóng)業(yè)種植。第二，將所有樣本家庭按照女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間占家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間的比重進(jìn)行分類處理。參考李旻等(2009)，根據(jù)家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中所占比重不同，將家庭分為女性組(家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中所占比重高于75%)、男性組(家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中所占比重低于25%)和男女同耕組(家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中所占比重在25%和75%之間)。

(3)主要勞動力基本特征。2012年CFPS數(shù)據(jù)并未提供具體的家庭戶主名單，因此本文定義家庭中從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間最長的人為主要勞動力，在模型中控制主要勞動力的年齡和受教育年限。

(4)家庭基本特征。這一維度引入農(nóng)業(yè)勞動力老齡人口數(shù)、參與糧食生產(chǎn)的人數(shù)、家距最近商業(yè)中心的距離、雇傭他人從事糧食生產(chǎn)費用、家庭農(nóng)用機(jī)械價值、家庭金融負(fù)債和家庭農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼一共7個控制變量。

(5)村居基本特征。農(nóng)戶糧食種植決策具有一定外部性，種植決策和生產(chǎn)技術(shù)具有可模仿性(楊志武 等，2010；胡雪枝 等，2012)。村居地理位置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r會影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和采用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的便利性，因此本文控制了村居經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和村居地形地貌的影響。

(6)省市宏觀經(jīng)濟(jì)特征。在此控制了城鎮(zhèn)居民人均工資性收入，城鎮(zhèn)工資越高，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會越多，男性勞動力外出務(wù)工的動力也就越大；農(nóng)村糧食零售價格則能調(diào)動農(nóng)村勞動力務(wù)農(nóng)的積極性(陳飛 等，2015)，因此也予以控制。

模型中涉及的變量統(tǒng)計描述如表1所示。

表1 變量說明與統(tǒng)計描述

(三)模型設(shè)定

本文分兩階段考察農(nóng)業(yè)勞動力性別差異對糧食生產(chǎn)的影響。

第一階段，考察家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中的比重對糧食生產(chǎn)各個方面的影響，模型設(shè)置如下：

Yi=α0+α1Fe_ratio+∑αjXj+ε1

(1)

其中，Yi(i=1,2,3)分別表示家庭實際種植面積、家庭糧食純收入、家庭糧食畝產(chǎn)價值，F(xiàn)e_ratio表示家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中的占比，Xj表示其他控制變量，ε1為隨機(jī)誤差項。

第二階段，根據(jù)女性組、男性組和男女同耕組建立模型，對比不同組家庭的糧食生產(chǎn)情況，借此反映農(nóng)業(yè)勞動力性別差異對糧食生產(chǎn)的影響，模型設(shè)置如下：

Yi=β0+β1D1+β2D2+∑βjXj+ε2

(2)

其中：Yi(i=1,2,3)分別表示家庭實際種植面積、家庭糧食純收入、家庭糧食畝產(chǎn)價值；以男性組為基準(zhǔn)組，設(shè)置兩個虛擬變量，D1表示家庭的分類情況，若是女性組的家庭取值為1，否則為0；D2也代表家庭類型的虛擬變量，若是男女同耕組的家庭取值為1，否則為0；Xj表示其他控制變量,ε2為隨機(jī)誤差項。

五、實證結(jié)果與分析

(一)勞動力性別結(jié)構(gòu)與糧食生產(chǎn)的描述性分析

本文首先進(jìn)行描述性對比分析，比較男性組、女性組和男女同耕組在家庭實際種植面積、家庭糧食純收入和家庭糧食畝產(chǎn)價值三個方面的差異，探尋農(nóng)業(yè)勞動力性別差異對糧食種植的影響。對比結(jié)果如表2所示。統(tǒng)計顯示，和男性組相比，女性組有著更小的家庭實際種植面積；從家庭糧食純收入方面來看，女性組的糧食純收入要小于男性組；在家庭糧食畝產(chǎn)價值方面，男性組與女性組的差異并不大。然而，無論是家庭實際種植面積、家庭糧食純收入還是家庭畝產(chǎn)價值，男女同耕組和其他兩組相比，都表現(xiàn)出明顯優(yōu)勢。

表2 糧食生產(chǎn)情況的性別對比分析

(二)基準(zhǔn)回歸

本文采用數(shù)據(jù)分析軟件STATA14.0對模型進(jìn)行回歸分析。為控制區(qū)域差異引起的偏誤問題，所有回歸模型中均加入?yún)^(qū)域虛擬變量予以控制。模型(1)的估計結(jié)果報告在表3中，模型(2)的估計結(jié)果顯示在表4中。

從表3的估計結(jié)果來看，女性農(nóng)業(yè)勞動時間占比越高的家庭，對糧食生產(chǎn)越不利。首先，在其他條件不變的情況下，家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中的比重越大，家庭的實際種植糧食面積越小，且估計結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這可能是因為糧食生產(chǎn)對勞動力體力要求較高，當(dāng)家庭中大部分糧食生產(chǎn)都由女性參與時，女性會選擇減少糧食種植面積。其次，在家庭糧食純收入模型中，女性農(nóng)業(yè)勞動時間家庭占比的估計系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，說明隨著女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中的比重增加，家庭糧食純收入不斷減少。主要原因可能是，以女性為主參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭減少了家庭實際種植面積，從而造成糧食收入的減少。另外，女性農(nóng)業(yè)勞動時間家庭占比越大，家庭糧食畝產(chǎn)價值越小，可能的原因是農(nóng)村留守女性受教育水平較低，接收農(nóng)業(yè)新知識、使用農(nóng)業(yè)新技術(shù)的能力較差，從而糧食畝產(chǎn)效率較低。另外，家務(wù)勞動也影響女性從事糧食生產(chǎn)的效率?？傮w而言，表3表明勞動力結(jié)構(gòu)趨于女性化不利于糧食生產(chǎn)，假說1成立。

表3中其他變量的估計結(jié)果基本符合理論預(yù)期。從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要勞動力年齡越大，家庭經(jīng)營耕地的面積越小，同時，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中老年人數(shù)量越多，家庭耕地面積也會越小。受教育水平較高的農(nóng)戶，往往會有其他副業(yè)收入，農(nóng)業(yè)投入較少，因此家庭種植面積會減小。然而，由于受教育水平較高的農(nóng)戶接受信息、采用新技術(shù)的能力較強(qiáng)，因此種植效率較高，所以有更高的家庭糧食畝產(chǎn)價值。另外，對糧食種植有積極影響的因素有：參與糧食生產(chǎn)的人數(shù)、家庭農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、家庭農(nóng)用機(jī)械價值以及雇傭他人從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的費用。

表3 女性農(nóng)業(yè)勞動時間家庭占比對糧食生產(chǎn)的影響

從另一個層面，本文根據(jù)女性農(nóng)業(yè)勞動時間占比進(jìn)行家庭分類，比較分析三種類型的家庭在糧食生產(chǎn)的表現(xiàn)情況。表4的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，虛擬變量的參數(shù)估計值為負(fù)，說明與男性勞動力為主家庭相比，女性勞動力為主家庭在糧食生產(chǎn)中處于劣勢，女性組的實際種植面積比男性組平均低17.2%；女性組的家庭農(nóng)作物純收入比男性組平均低10.4%；女性組的糧食畝產(chǎn)價值比男性組平均低9.9%。另外，虛擬變量的參數(shù)估計值為正，說明相對于男性組，男女同耕組在糧食生產(chǎn)方面的表現(xiàn)更好。上述結(jié)果意味著，和男性勞動力為主家庭相比，女性勞動力為主家庭不利于糧食種植，更加接近傳統(tǒng)的男女同耕是更有利于糧食種植的生產(chǎn)模式。因此，表4再次表明勞動力結(jié)構(gòu)趨于女性化不利于糧食生產(chǎn)，假說1進(jìn)一步得到印證。

表4 不同類型種植家庭對糧食生產(chǎn)的影響

(續(xù)表4)

六、穩(wěn)健性檢驗和進(jìn)一步探討

(一)自選擇問題

上述回歸方法，初步證實農(nóng)業(yè)勞動力女性化對糧食生產(chǎn)具有負(fù)面影響。但是，家庭中女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間的比值并不是一個隨機(jī)變量，而是家庭根據(jù)自身的情況進(jìn)行選擇的結(jié)果，與家庭中個人稟賦、家庭特征以及外部環(huán)境都是密切相關(guān)的。比如，距離商業(yè)中心越近、所在省市發(fā)展越快的家庭，男性越容易外出務(wù)工，女性勞動力的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間占家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間的比例越會上升。因此，通過利用女性勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間在家庭總農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間中的比值進(jìn)行效應(yīng)估計時，必須考慮自選擇問題。

傾向得分匹配(PSM)在解決自選擇問題中具有明顯優(yōu)勢，且應(yīng)用廣泛(冒佩華 等，2015b；曹永福 等，2013)。因此，本文使用PSM解決自選擇帶來的偏誤問題，更加準(zhǔn)確地估計農(nóng)業(yè)勞動力女性化對糧食生產(chǎn)的影響。

本文選擇女性組為處理組，男性組為對照組。反事實分析框架下的平均處理效應(yīng)為(ATT)：

ATT=E(Y1|D=1)-EE(Y0|D=1)=EE(Y1-Y0|D=1)

(3)

其中：E(Y1|D=1)表示女性組糧食生產(chǎn)狀況均值；E(Y0|D=1)表示假設(shè)女性組家庭以男性勞動力為主參與糧食種植時家庭的糧食生產(chǎn)狀況均值。E(Y0|D=1)為反事實結(jié)果，可以通過傾向得分匹配獲得合適的替代值。

在根據(jù)傾向得分匹配之后，進(jìn)行處理效應(yīng)分析之前，需要對匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行平衡性檢驗。匹配前，由于存在自選擇引起的樣本選擇偏誤問題，所以兩種類型的耕種家庭在一些可觀測協(xié)變量方面必然存在顯著的差異；匹配后，可以消除樣本選擇偏差，改善數(shù)據(jù)的平衡性，保證估計效果。

(1)協(xié)變量的平衡性檢驗?；贚ogit模型估計出來的傾向得分結(jié)果，按照最近鄰匹配(NNM)規(guī)則、核匹配(KNM)規(guī)則，將處理組和對照組進(jìn)行匹配。在使用匹配方法時，應(yīng)當(dāng)注意各個家庭特征在處理組和對照組之間的平衡性，也就是在經(jīng)過匹配后，處理組和對照組關(guān)于協(xié)變量應(yīng)當(dāng)保持平衡，且不存在顯著的系統(tǒng)差異(錢龍 等，2019；李云森，2013)。表5顯示了處理組和控制組匹配前后協(xié)變量的均值統(tǒng)計結(jié)果以及均值差值的t檢驗結(jié)果。協(xié)變量的均值統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，匹配后兩組所有的協(xié)變量差異均減小，偏誤降低；匹配后差值的t檢驗結(jié)果表明，處理組和控制組在協(xié)變量上的差異均不顯著。這說明，傾向得分匹配降低了兩組之間的差異，滿足了條件獨立性假設(shè)，較好地處理了樣本自選擇問題。

表5 協(xié)變量平衡性檢驗結(jié)果

(2)性別差異對糧食生產(chǎn)影響的因果效應(yīng)。表6給出四種匹配規(guī)則計算得到的性別差異對糧食生產(chǎn)的影響。結(jié)果顯示，女性組的家庭實際種植面積比男性組的家庭實際種植面積少20%左右。同時，在家庭糧食純收入方面，女性組要比男性組低15%～20%。然而，女性組和男性組在家庭糧食畝產(chǎn)價值方面并無顯著差異，說明解決自選擇問題后，女性勞動力與男性勞動力在糧食種植效率方面無明顯的區(qū)別，這與王為等(2019)針對黑龍江農(nóng)戶的調(diào)查相一致。

表6 女性組的因果效應(yīng)分析(ATT)

綜上所述，農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)的女性化不利于糧食生產(chǎn)。具體來看，更多女性勞動力參與到糧食種植中，減小了家庭實際耕種面積，降低了家庭糧食純收入水平。性別差異給糧食生產(chǎn)帶來負(fù)面影響的原因可能是多方面的，首先，女性勞動力由于體力方面的不足，不能滿足糧食生產(chǎn)的勞動力需要，使得家庭不得不減少實際種植面積，造成家庭糧食純收入的降低；其次，女性勞動力受教育水平較低，對于新的農(nóng)業(yè)知識、耕種技術(shù)接受程度和熟練性較差，不足以支持家庭進(jìn)行較大規(guī)模的糧食生產(chǎn)；最后，由于男性勞動力外出務(wù)工，脫離糧食生產(chǎn)，使得家庭勞動數(shù)量減少以及農(nóng)業(yè)活動主干力量缺失。而在使用傾向得分匹配消除自選擇后，結(jié)果表明，女性勞動力與男性勞動力在家庭糧食畝均價值方面不存在顯著差異。

(二)勞動力性別結(jié)構(gòu)對家庭年純收入的影響

前述分析發(fā)現(xiàn)，勞動力結(jié)構(gòu)女性化不利于糧食生產(chǎn)，隨著女性勞動力更多參與農(nóng)業(yè)勞動，農(nóng)戶家庭糧食種植面積變小，女性勞動力為主參與糧食種植的糧食收入劣于男性為主家庭。那么，為何理性農(nóng)戶還是做出上述決策呢？這必然是因為這一決策有利于農(nóng)戶家庭的整體福利。為驗證這一猜測，本文以家庭全年純收入作為家庭福利的指示變量。結(jié)果顯示(表7)，女性農(nóng)業(yè)勞動時間家庭占比對家庭全年純收入在1%的統(tǒng)計水平上有顯著的正影響，說明女耕男工模式是家庭分工的理性選擇，男性進(jìn)城務(wù)工使家庭獲得更高的非農(nóng)收入，家庭全年純收入增加(耿小娟 等,2020；郝亞光，2012)。在家庭全年純收入模型中，D1的估計系數(shù)為正，且為0.250，表示女性組的全年純收入比男女同耕組平均高28.4%。

表7 勞動力性別結(jié)構(gòu)與家庭全年純收入

(三)農(nóng)業(yè)機(jī)械化和專業(yè)化分工發(fā)展對性別效率差異的影響

為驗證機(jī)械化程度與專業(yè)化分工是否在女性主導(dǎo)的家庭糧食生產(chǎn)中起積極作用，彌補(bǔ)男女性別所造成的糧食生產(chǎn)差異，利用前文傾向得分匹配后的樣本，在不同分位點對機(jī)械化程度和專業(yè)化分工進(jìn)行性別分組，討論糧食生產(chǎn)的性別差異。其中，使用家庭農(nóng)用機(jī)械價值表示機(jī)械化程度，使用雇傭他人從事糧食生產(chǎn)費用表示專業(yè)化分工。

具體地，選擇零機(jī)械化程度和無專業(yè)分工以及機(jī)械化程度和專業(yè)化分工的50%、75%、90%分位點，考察不同機(jī)械化程度和專業(yè)化分工條件下，女性組與男性組在糧食生產(chǎn)方面的差異。表8顯示，在零機(jī)械化程度條件下，女性組與男性組在家庭實際種植面積方面的差值為0.224，且該差異在1%的統(tǒng)計水平上顯著；以機(jī)械化程度50%的分位點為界限時，女性組與男性組在家庭實際種植面積方面的差值為0.221，且統(tǒng)計顯著；以機(jī)械化程度75%的分位點為界限時，女性組與男性組在家庭實際種植面積方面的差值為0.213，且統(tǒng)計顯著；以機(jī)械化程度90%的分位點為界限時，女性組與男性組在家庭實際種植面積方面的差值為0.155，差異不再顯著。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，隨著機(jī)械化程度的不斷提高，女性勞動力與男性勞動力在家庭實際種植面積方面的差異逐漸減小，且以機(jī)械化程度90%的分位點為界限時，該差異不再顯著。同樣地，在家庭糧食純收入方面，隨著機(jī)械化程度不斷提高，女性組與男性組之間的差值分別為0.214、0.204、0.073、0.056，且從以機(jī)械化程度75%的分位點為界限時起，兩組的差異不再顯著。類似的，隨著專業(yè)分工程度的不斷深化，無論是家庭實際種植面積還是家庭糧食純收入，在性別方面的差異均不斷減小，且差異的顯著性逐漸降低。這說明機(jī)械化水平的提升和農(nóng)業(yè)專業(yè)分工可以彌補(bǔ)糧食生產(chǎn)中的性別差距，發(fā)揮積極作用。因此，假說2得到印證。

表8 不同機(jī)械化程度和專業(yè)分工視角下糧食生產(chǎn)的性別差異

七、結(jié)論及政策建議

當(dāng)前，中國農(nóng)村男性農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)部門大量轉(zhuǎn)移，留守女性成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主力軍。在這一背景下，本文基于2012年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，實證分析了農(nóng)業(yè)勞動力性別結(jié)構(gòu)對糧食生產(chǎn)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：(1)從家庭糧食種植面積來看，女性生產(chǎn)為主的家庭更傾向于減少糧食生產(chǎn)，降低糧食種植面積。(2)從家庭糧食畝產(chǎn)價值來看，女性和男性的種植效率并沒有顯著差異。在使用PSM解決自選擇問題后，種植效率無性別差異。(3)從家庭純收入來看，以女性勞動力為主參與糧食種植的家庭擁有更高的家庭總收入，這主要是由于家庭中男性勞動力外出務(wù)工增加了家庭非農(nóng)收入。(4)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提升與專業(yè)化分工的演進(jìn)彌補(bǔ)了女性勞動力在糧食生產(chǎn)中的劣勢，通過技術(shù)進(jìn)步與專業(yè)化分工可以縮小糧食生產(chǎn)的性別差距。

因此，本文發(fā)現(xiàn)在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，中國農(nóng)戶采取“女耕男工”的分工模式是家庭理性決策后的最優(yōu)選擇，此時農(nóng)戶家庭總收入會更高，無疑改善了農(nóng)戶福利。但從宏觀層面來看，糧食生產(chǎn)主體的性別結(jié)構(gòu)演變對糧食安全有顯著負(fù)面影響，產(chǎn)生了負(fù)的外部性。這種兩難實際上是如何兼顧私人領(lǐng)域種糧收入和公共領(lǐng)域糧食安全保障，兩者顯然是沖突的。當(dāng)然，本文認(rèn)為兩者的不兼容可以通過加快農(nóng)業(yè)機(jī)械化進(jìn)程和深化專業(yè)化分工來部分化解。

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議：要高度重視勞動力女性化對糧食生產(chǎn)可能的不利影響。對此，一方面，要基于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的思路，通過促進(jìn)城鎮(zhèn)化良性發(fā)展，讓部分半工半耕型的兼業(yè)農(nóng)戶轉(zhuǎn)變?yōu)槭忻?，實現(xiàn)家庭式遷移，推動弱質(zhì)化農(nóng)戶的遷出。中國的小農(nóng)戶仍然規(guī)模龐大，在保障糧食安全中發(fā)揮了巨大作用。但小農(nóng)戶的弊端也一覽無余，包括生產(chǎn)成本高、兼業(yè)化帶來的農(nóng)業(yè)弱勢化等。推動有條件的小農(nóng)戶離開農(nóng)業(yè)，有利于加快土地流轉(zhuǎn)和形成規(guī)?；?jīng)營主體，讓家庭農(nóng)場、種植大戶等新型經(jīng)營主體成為保障國家糧食安全的中堅力量。實際上，近些年來，規(guī)模經(jīng)營主體在保障國家糧食安全中的作用越來越凸顯。而且，在實現(xiàn)這一目標(biāo)的過程中，規(guī)模經(jīng)營主體也實現(xiàn)了可觀的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。另一方面，建議大力提升糧食生產(chǎn)中的農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，并鼓勵糧食生產(chǎn)社會化服務(wù)組織的發(fā)展。農(nóng)業(yè)機(jī)械化的本質(zhì)是資本替代勞動，是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的標(biāo)志之一，專業(yè)化分工是實現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接的重要橋梁，能夠彌補(bǔ)小農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的弊端。通過發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化逐步實現(xiàn)對人的替代，推動專業(yè)化分工來逐步替代傳統(tǒng)家庭分工模式，能夠有效削弱勞動力女性化帶來的不利影響，進(jìn)而保障國家糧食安全。