張鳳兵，王會(huì)宗

(1.山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014；2.山東大學(xué) 反壟斷與規(guī)制經(jīng)濟(jì)學(xué)重點(diǎn)研究基地，山東 濟(jì)南 250100)

一、引言

中國(guó)人口紅利窗口趨于關(guān)閉，勞動(dòng)力供給態(tài)勢(shì)轉(zhuǎn)化，農(nóng)村勞動(dòng)力遷移呈現(xiàn)出外出打工與農(nóng)民工返鄉(xiāng)并存的“雙向化”格局。近年來(lái)，黨中央作出實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重大決策部署，國(guó)務(wù)院公布《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見(jiàn)》；2020年10月，十九屆五中全會(huì)提出“優(yōu)先發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村，全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興”；2021年中央“一號(hào)文件”明確，“加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化”。借助黨和國(guó)家政策東風(fēng)，大批進(jìn)城農(nóng)民工返鄉(xiāng)擇業(yè)，“城歸”漸成規(guī)模，返鄉(xiāng)再就業(yè)日益受到各界關(guān)注。

現(xiàn)有研究從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和個(gè)人多角度探究農(nóng)民工返鄉(xiāng)的原因，聚焦返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)流出地經(jīng)濟(jì)的影響。有學(xué)者指出對(duì)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)的經(jīng)濟(jì)影響不可過(guò)分樂(lè)觀[1]，但諸多積極作用得到普遍認(rèn)同，如要素回流[2-3]、人力資本補(bǔ)償[4]、加速農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[5]，地方政府紛紛出臺(tái)政策鼓勵(lì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。然而，創(chuàng)業(yè)者終究?jī)H為是占極少數(shù)的城歸精英群體，以此為據(jù)很難對(duì)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)的整體作用做出客觀評(píng)價(jià)。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)地位日漸衰微，但沒(méi)有農(nóng)業(yè)發(fā)展和現(xiàn)代化的鄉(xiāng)村振興，不是真正的鄉(xiāng)村振興。《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》明確，“鄉(xiāng)村振興，產(chǎn)業(yè)興旺是重點(diǎn)”；習(xí)近平總書記指出，農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的總目標(biāo)，強(qiáng)調(diào)“鄉(xiāng)村振興，人才是關(guān)鍵”。農(nóng)民工有序回流助力鄉(xiāng)村振興，但目前鮮有文獻(xiàn)關(guān)注勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響。

配置效率是中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其區(qū)域差異的主要決定因素[6]，要素配置失衡是農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展不充分的根源；提高配置效率是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺的關(guān)鍵，優(yōu)化要素配置是鄉(xiāng)村振興的基石。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)的深層次作用在于改變農(nóng)村生產(chǎn)要素配置格局進(jìn)而影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局。無(wú)論主動(dòng)還是被動(dòng)返鄉(xiāng)，務(wù)農(nóng)成為返鄉(xiāng)者的重要再就業(yè)抉擇。當(dāng)前，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)提高還是降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率？是否存在農(nóng)業(yè)細(xì)分領(lǐng)域和區(qū)域差異？勞動(dòng)力返鄉(xiāng)借助生產(chǎn)要素配置作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的機(jī)制是什么？下一步返鄉(xiāng)政策如何調(diào)整？這些問(wèn)題值得深入探討。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)界對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的研究集中在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率測(cè)度及影響因素識(shí)別、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升兩大方面，關(guān)注勞動(dòng)力流出對(duì)要素配置進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用，但有三種大相徑庭的認(rèn)識(shí)。第一，農(nóng)村勞動(dòng)力外流阻礙農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提升。外流從供給數(shù)量、質(zhì)量和結(jié)構(gòu)上改變農(nóng)村勞動(dòng)力配置[7]，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力弱質(zhì)化[8]，土地生產(chǎn)投資減少[9]，耕種積極性下降、農(nóng)地荒蕪[10，11]，給農(nóng)業(yè)產(chǎn)出帶來(lái)負(fù)面影響[12，13]。第二，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移改善了農(nóng)業(yè)資源配比關(guān)系[14]，促進(jìn)工農(nóng)業(yè)良性聯(lián)動(dòng)[15]，增加機(jī)械等替代性要素投入[16]，緩解甚至消除了勞動(dòng)力外流的負(fù)面效應(yīng)[9]，推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加[17]。第三，勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響不顯著[18]，或存在區(qū)域異質(zhì)性影響[19]。現(xiàn)有研究結(jié)論存在分歧，但都認(rèn)可的是：除直接影響外，勞動(dòng)力外流還通過(guò)改變勞動(dòng)力、資本、土地等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置格局而間接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。

對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力或外流或回流的遷移行為及伴隨而來(lái)的要素配置決策，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從個(gè)體市場(chǎng)理性的角度進(jìn)行解讀。國(guó)外學(xué)者指出，家庭是影響人們遷移決策的關(guān)鍵因素[20]；新遷移經(jīng)濟(jì)理論將家庭看作決定勞動(dòng)力遷移的基本決策單元[21，22]；關(guān)注家庭對(duì)勞動(dòng)力回流決策的影響[23]。國(guó)內(nèi)也有研究指出，農(nóng)戶獨(dú)占農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的所有權(quán)，在家庭范圍內(nèi)配置農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素[24]，勞動(dòng)力遷移是基于家庭稟賦和家庭生計(jì)策略的理性抉擇[25]，是對(duì)家庭資源進(jìn)行最優(yōu)配置的聯(lián)合決策[26]。在“代際分工為基礎(chǔ)的半工半耕”家計(jì)生產(chǎn)模式下，農(nóng)戶要素配置隨家庭生命周期適時(shí)調(diào)整?；诩彝ダ硇砸暯堑难芯?，更能準(zhǔn)確解讀中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力外出或返鄉(xiāng)的遷移行為和要素配置決策。

目前鮮有文獻(xiàn)關(guān)注勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶家庭生產(chǎn)要素配置進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響，但著眼農(nóng)村勞動(dòng)力外流的豐富探討在內(nèi)容、方法、視角等方面提供了諸多有益借鑒。當(dāng)下立足家庭決策視角的研究，關(guān)注家庭稟賦對(duì)勞動(dòng)力回流的作用，而非勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)家庭資源配置進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響。本文使用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(China Labor-force Dynamic Survey，CLDS)，基于家庭決策視角，著眼農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置，建立中介效應(yīng)模型，剖析勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)理。

三、理論機(jī)制與研究假設(shè)

(一)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率

中國(guó)農(nóng)業(yè)的資本密集型程度不斷提升，資本積累及其深化是中國(guó)農(nóng)業(yè)持續(xù)增長(zhǎng)的重要原因[27]。勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)出減少了家庭勞動(dòng)力，拉動(dòng)農(nóng)戶進(jìn)行要素替代，增加農(nóng)藥化肥、農(nóng)業(yè)機(jī)械和生產(chǎn)性服務(wù)購(gòu)買等資本性投入[28]。同理，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)引發(fā)的農(nóng)民家庭勞動(dòng)力數(shù)量、質(zhì)量和結(jié)構(gòu)變化，推動(dòng)家庭稟賦各異的農(nóng)戶重新調(diào)配農(nóng)業(yè)投資。

農(nóng)業(yè)投資增加有助于提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率，農(nóng)業(yè)投資減少則傾向于降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率。第一，具有較高人力資本水平的勞動(dòng)力返鄉(xiāng)，使得部分農(nóng)戶有能力和機(jī)會(huì)從事經(jīng)濟(jì)作物種植和牧副漁業(yè)生產(chǎn)；經(jīng)濟(jì)作物需要更多的資本性投入[16]，牧副漁業(yè)生產(chǎn)則推動(dòng)農(nóng)戶增加農(nóng)藥化肥、農(nóng)業(yè)機(jī)械購(gòu)置與使用及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)購(gòu)買等資本性投入，來(lái)應(yīng)對(duì)種植業(yè)勞動(dòng)力的減少，有助于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。第二，高齡勞動(dòng)力返鄉(xiāng)加劇了從事糧食種植等傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶勞動(dòng)力過(guò)剩，非農(nóng)收入減少又導(dǎo)致家庭面臨流動(dòng)性約束，不得不減少農(nóng)藥化肥、機(jī)械、生產(chǎn)性服務(wù)購(gòu)買等資本性投入，給農(nóng)業(yè)產(chǎn)出帶來(lái)負(fù)面影響。第三，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和因非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)而返鄉(xiāng)的農(nóng)民工家庭，農(nóng)業(yè)收入地位下降，傾向?qū)⒏噘Y源配置于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，減少農(nóng)業(yè)資本投入，不利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率提高。

(二)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率

家庭人口遷移通過(guò)土地流轉(zhuǎn)再配置改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[29]。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)改變了農(nóng)戶原有的人地比例和匹配關(guān)系，推動(dòng)農(nóng)戶根據(jù)家庭稟賦優(yōu)化配置家庭農(nóng)地資源。第一，部分高端勞動(dòng)力返鄉(xiāng)并進(jìn)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)，亟需轉(zhuǎn)入土地，開(kāi)展規(guī)?；?jīng)營(yíng)。第二，高齡勞動(dòng)力返鄉(xiāng)導(dǎo)致部分農(nóng)民家庭勞動(dòng)力過(guò)剩，為解決就業(yè)和維持甚至提高家庭收入，部分農(nóng)戶收回外出時(shí)轉(zhuǎn)出的土地，并有意轉(zhuǎn)入土地，擴(kuò)大種植規(guī)模，進(jìn)行精耕細(xì)作。第三，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和因非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)而返鄉(xiāng)的農(nóng)民工家庭，傾向于轉(zhuǎn)出承包地，將更多家庭資源用于獲取非農(nóng)收入。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)提高農(nóng)戶生產(chǎn)效率和收入得到國(guó)內(nèi)外諸多研究驗(yàn)證[30-32]；土地規(guī)模擴(kuò)大提升農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[33]，農(nóng)民工返鄉(xiāng)則促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)和規(guī)?；痆34]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是農(nóng)民基于市場(chǎng)理性的家庭決策，無(wú)論小農(nóng)生產(chǎn)還是規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，轉(zhuǎn)入戶土地規(guī)模擴(kuò)大，有動(dòng)力將更多的勞動(dòng)力、資金等家庭資源配置于農(nóng)業(yè)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高；轉(zhuǎn)出戶則傾向于減少對(duì)農(nóng)業(yè)的家庭資源投入，不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升。

(三)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、家庭勞動(dòng)分工與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率

勞動(dòng)力是農(nóng)民家庭流動(dòng)性最強(qiáng)的生產(chǎn)要素，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)改變著農(nóng)戶的勞動(dòng)力數(shù)量、質(zhì)量和結(jié)構(gòu)，推動(dòng)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)和農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)分工中作出適應(yīng)性調(diào)整。第一，無(wú)論是高端農(nóng)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)者還是歸農(nóng)的普通返鄉(xiāng)勞動(dòng)力，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量或質(zhì)量提升，激勵(lì)具有農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)比較優(yōu)勢(shì)的農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，有助于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。第二，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和非農(nóng)就業(yè)的返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭，往往不具備農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì)或意愿，為最大化家庭收益，傾向于減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，以便將更多勞動(dòng)力配置于非農(nóng)領(lǐng)域，進(jìn)而給農(nóng)業(yè)產(chǎn)出帶來(lái)負(fù)向影響。當(dāng)前農(nóng)村勞動(dòng)力過(guò)剩的總體趨勢(shì)未發(fā)生根本性改變，而返鄉(xiāng)勞動(dòng)力回歸農(nóng)業(yè)的比重絕對(duì)占優(yōu)，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭不得不增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入的概率相對(duì)更高。

家庭是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本單位，是農(nóng)業(yè)極具效率的組織安排[35]。伴隨進(jìn)城務(wù)工勞動(dòng)力的大規(guī)模集中返鄉(xiāng)，農(nóng)民家庭必將在長(zhǎng)期和短期農(nóng)業(yè)投資、農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出、家庭勞動(dòng)分工等資本、土地、勞動(dòng)等三大主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置上作出適應(yīng)性調(diào)整?；谝陨蠙C(jī)理分析和現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)，可以得出以下研究假設(shè)。

假設(shè)1：勞動(dòng)力返鄉(xiāng)推動(dòng)農(nóng)戶降低家庭農(nóng)業(yè)資本投入，進(jìn)而降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率。

假設(shè)2：勞動(dòng)力返鄉(xiāng)推動(dòng)農(nóng)戶加速土地轉(zhuǎn)入，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率；勞動(dòng)力返鄉(xiāng)加快農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出，進(jìn)而降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率。

假設(shè)3：勞動(dòng)力返鄉(xiāng)推動(dòng)農(nóng)戶加大農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率。

四、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

如前分析，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)地流轉(zhuǎn)和家庭分工等途徑，推動(dòng)農(nóng)戶對(duì)資本、土地和勞動(dòng)力等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素進(jìn)行適應(yīng)性調(diào)配，進(jìn)而影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。根據(jù)研究目的，為探究勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響及其背后的機(jī)制，構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

Yi=a0+a1backi+a2Xi+ε1

(1)

medi=b0+b1backi+b2Xi+ε2

(2)

Yi=c0+c1backi+c2medi+c3Xi+ε3

(3)

其中，Yi為第i個(gè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，backi代表第i個(gè)農(nóng)戶是否返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭，中介變量medi是第i個(gè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資、土地流轉(zhuǎn)、家庭勞動(dòng)分工等家庭生產(chǎn)要素配置行為，Xi是影響第i個(gè)農(nóng)戶勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、家庭生產(chǎn)要素配置行為和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的控制變量。根據(jù)溫忠麟、葉寶娟的研究，中介效應(yīng)檢驗(yàn)采取依次檢驗(yàn)法。此外，采用自助法(bootstrap)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)以驗(yàn)證b1c2的顯著性，進(jìn)而判斷中介效應(yīng)是否存在。

由于我們只能觀察到返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，卻無(wú)法獲得這類家庭假設(shè)外出勞動(dòng)力不返鄉(xiāng)時(shí)的家庭生產(chǎn)要素配置行為和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，估計(jì)可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，因而可能導(dǎo)致對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的有偏估計(jì)；模型設(shè)定和變量選擇可能存在的重要變量遺漏和測(cè)量誤差也會(huì)產(chǎn)生估計(jì)偏誤。為檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，采用傾向得分匹配法(PSM)構(gòu)造一個(gè)“反事實(shí)”情景，尋找與處理組(返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭)盡可能相似的對(duì)照組(普通農(nóng)戶)，有效降低可能的樣本選擇、變量遺漏和測(cè)量誤差帶來(lái)的估計(jì)偏誤。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選用中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”(CLDS)的相關(guān)數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用多階段、多層次、與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法和輪換樣本追蹤方式，分個(gè)人、家庭和村居三部分，覆蓋29省(直轄市、自治區(qū))，具有較高的權(quán)威性。根據(jù)研究需要，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：運(yùn)用STATA14.1將CLDS2014與CLDS2016的個(gè)人、家庭和村居調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行合并；對(duì)返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭進(jìn)行識(shí)別，抽取返鄉(xiāng)勞動(dòng)力數(shù)據(jù)，確認(rèn)準(zhǔn)則為：村居類型為“農(nóng)村”、“具有半年以上外出務(wù)工(縣外)經(jīng)歷”并明確表示“不再打算外出務(wù)工”的農(nóng)村勞動(dòng)力，有返鄉(xiāng)勞動(dòng)力者認(rèn)定為返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭；保留追蹤家庭中有返鄉(xiāng)勞動(dòng)力的家庭樣本，兩期都有返鄉(xiāng)勞動(dòng)力的追蹤家庭保留2016年樣本；刪除無(wú)農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶。經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)處理，共得到合格家庭樣本8302戶(2014年4283戶，2016年4019戶)，覆蓋26省(市、自治區(qū))；其中，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭共計(jì)1483戶，占全部樣本的17.86%。

(三)變量篩選與描述

1.被解釋變量——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)指農(nóng)林牧副漁業(yè)總和，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率界定為農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率和勞動(dòng)產(chǎn)出率；土地產(chǎn)出率指每畝土地的農(nóng)業(yè)收入，勞動(dòng)產(chǎn)出率是單位勞動(dòng)力的農(nóng)業(yè)收入。此外，為考察勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率影響的差異，區(qū)分了養(yǎng)殖業(yè)、種植業(yè)、經(jīng)濟(jì)作物和糧食作物等農(nóng)業(yè)細(xì)分領(lǐng)域的生產(chǎn)率。

2.核心變量——?jiǎng)趧?dòng)力返鄉(xiāng)。有外出勞動(dòng)力返回的農(nóng)戶，界定為返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭；外出勞動(dòng)力沒(méi)有返鄉(xiāng)或者無(wú)外出勞動(dòng)力的家庭，即為普通農(nóng)戶。依據(jù)返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭與普通農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率比較，判斷勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率的影響。

3.中介變量。將農(nóng)民家庭生產(chǎn)要素配置作為中介變量，包括農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)地流轉(zhuǎn)、家庭勞動(dòng)力分工等三個(gè)方面。農(nóng)業(yè)資本投入分長(zhǎng)期和短期投資，長(zhǎng)期投資用資本投工比來(lái)表征[16]，短期投入用勞均家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)成本體現(xiàn)；農(nóng)地流轉(zhuǎn)指農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地轉(zhuǎn)出；家庭勞動(dòng)分工以從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)超過(guò)3個(gè)月的人數(shù)占比來(lái)表示。

4.控制變量。參考已有文獻(xiàn)，所選控制變量包括三類。(1)家庭特征變量：家庭女性比、家庭撫養(yǎng)比、家庭生命周期、家庭教育水平、家計(jì)生產(chǎn)模式、農(nóng)地確權(quán)狀況、農(nóng)田耕種方式和是否為農(nóng)業(yè)專業(yè)戶等；(2)村莊特征變量：村莊是否有第二三產(chǎn)業(yè)、村莊地勢(shì)；(3)地區(qū)特征變量包括：東部省份、中部省份和西部省份，并將西部省份設(shè)定為“對(duì)照組”。

變量定義、賦值和統(tǒng)計(jì)描述如表1所示，絕大多數(shù)變量在返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭和普通農(nóng)戶間都存在顯著差異。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率的總體影響

1.基準(zhǔn)回歸

運(yùn)用STATA14.1對(duì)(1)式進(jìn)行回歸。表2的回歸1和3表明，與普通農(nóng)戶相比，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭的土地產(chǎn)出率顯著提升，勞動(dòng)產(chǎn)出率則顯著下降。加入控制變量后，回歸2和4顯示，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭的土地產(chǎn)出率提高了0.178個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率影響微小且不顯著。從控制變量來(lái)看，家庭女性比例對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率的負(fù)面影響不顯著，卻顯著降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率。家庭撫養(yǎng)比和家庭生命周期對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率存在顯著的負(fù)面影響，而對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率存在顯著的正向作用，表明當(dāng)前中國(guó)的“老人農(nóng)業(yè)”現(xiàn)象具有相當(dāng)?shù)暮侠硇浴＜彝ソ逃綄?duì)農(nóng)業(yè)土地和勞動(dòng)產(chǎn)出率均有顯著的正向影響，加強(qiáng)農(nóng)村教育等人力資本投資是推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要路徑。農(nóng)戶“半工半耕”的兼業(yè)化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)土地和勞動(dòng)產(chǎn)出率都有著顯著的負(fù)面作用。農(nóng)地確權(quán)和農(nóng)業(yè)專業(yè)化顯著提升了農(nóng)業(yè)的土地和勞動(dòng)產(chǎn)出率；機(jī)械化耕作對(duì)土地產(chǎn)出率存在正向影響但不顯著，對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出率則存在顯著的正向作用。有第二、三產(chǎn)業(yè)的村莊，農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率顯著提升，勞動(dòng)產(chǎn)出率下降但統(tǒng)計(jì)上不顯著；與丘陵和山區(qū)相比，地處平原的村莊勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著提升，土地產(chǎn)出率存在正面影響但不顯著。回歸1-4均表明，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭的農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率和勞動(dòng)產(chǎn)出率都存在顯著的區(qū)域差異。

表1 變量定義與統(tǒng)計(jì)描述

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

外出勞動(dòng)力的返鄉(xiāng)決策并非隨機(jī)行為，受家庭特征、村莊特征乃至地區(qū)特征等諸多因素的影響；例如，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)重的外出務(wù)工者更容易返鄉(xiāng)，即勞動(dòng)力返鄉(xiāng)存在自選擇問(wèn)題。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)還可能受未能觀測(cè)或不可觀測(cè)因素的影響，沒(méi)能控制某些應(yīng)當(dāng)控制的變量，遺漏變量的顯性選擇偏差與無(wú)法觀測(cè)的隱藏選擇偏差都會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性，導(dǎo)致估計(jì)偏誤。為降低估計(jì)偏誤，本文采用基于“反事實(shí)框架”的傾向得分匹配法(PSM)，找到與處理組樣本(返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭)盡可能相似的控制組樣本(普通農(nóng)戶)進(jìn)行匹配，用控制組樣本模擬處理組樣本的反事實(shí)狀態(tài)，得到勞動(dòng)力返鄉(xiāng)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的處理效應(yīng)(ATT)。出于穩(wěn)健性考慮，同時(shí)采用k近鄰匹配、半徑匹配和核匹配等三種方法進(jìn)行匹配。以土地產(chǎn)出率核匹配平衡性檢驗(yàn)為例，匹配后處理組和控制組匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差都降到10%以內(nèi)，偏差消減幅度12.3%～99.6%，多數(shù)變量偏差消減70%以上；t檢驗(yàn)表明，匹配后處理組和控制組變量不存在顯著差異；整體平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，三種方法匹配后偽R2(Pseudo-R2)、χ2統(tǒng)計(jì)量、均值偏差和中位數(shù)偏差均顯著大幅度降低，B值由44.2%降到25%以內(nèi)，R值介于[0.5，2]，處理組和控制組不存在顯著差異。匹配平衡性得到滿足，傾向得分偏差得到修正。不同匹配方法的平均處理效應(yīng)在數(shù)值上略有差異，但得到了一致性的結(jié)論：與普通農(nóng)戶相比，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭的農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率顯著提升，勞動(dòng)產(chǎn)出率不存在顯著影響；PSM結(jié)果證實(shí)基準(zhǔn)回歸結(jié)論是穩(wěn)健的。

表2 基準(zhǔn)回歸：勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率的影響

3.異質(zhì)性分析

(1)領(lǐng)域異質(zhì)性。農(nóng)業(yè)內(nèi)部細(xì)分領(lǐng)域的生產(chǎn)差別明顯，要素使用和替換程度各異。應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)，理性農(nóng)戶對(duì)資本、土地、勞動(dòng)力等家庭資源進(jìn)行綜合調(diào)配，農(nóng)業(yè)內(nèi)部養(yǎng)殖業(yè)與種植業(yè)、經(jīng)濟(jì)作物與糧食作物的要素配置發(fā)生適應(yīng)性改變，給農(nóng)業(yè)內(nèi)部各領(lǐng)域的產(chǎn)出率帶來(lái)異質(zhì)性影響。表3顯示，與普通農(nóng)戶相比，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭種植業(yè)和糧食作物的土地產(chǎn)出率顯著下降，經(jīng)濟(jì)作物的土地產(chǎn)出率存在負(fù)向影響但不顯著。也就是說(shuō)，雖然農(nóng)業(yè)整體的土地產(chǎn)出率有顯著提升，但以種植業(yè)為主的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的土地產(chǎn)出率并未因勞動(dòng)力返鄉(xiāng)而有所提升，尤其是糧食作物的土地產(chǎn)出率還出現(xiàn)了大幅下滑。另外，與普通農(nóng)戶相比，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭養(yǎng)殖業(yè)和經(jīng)濟(jì)作物尤其是養(yǎng)殖業(yè)的勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著提高，種植業(yè)整體和糧食作物的勞動(dòng)生產(chǎn)率則顯著下降，與農(nóng)業(yè)整體勞動(dòng)產(chǎn)出率不顯著的結(jié)論也有所差異。

應(yīng)對(duì)保健食品、嬰幼兒配方食品、特殊醫(yī)學(xué)用途配方食品等特殊食品進(jìn)行專柜或?qū)^(qū)銷售，并設(shè)立明顯的設(shè)立提示牌，注明“****銷售專區(qū)（或?qū)９瘢弊謽印?/p>

(2)區(qū)域異質(zhì)性。中國(guó)疆域遼闊，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)耕作條件、農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)各不相同，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)特點(diǎn)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也存在顯著差異。根據(jù)表4，在全國(guó)范圍內(nèi)，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力家庭農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率顯著提升；但是，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)東部農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率的影響不顯著，中、西部農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率顯著提高，西部提升幅度最大。從全國(guó)范圍看，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率不存在顯著影響；然而，東部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著下降，西部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著提升，中部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率影響不顯著。區(qū)域與農(nóng)業(yè)領(lǐng)域細(xì)分相結(jié)合的進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)：①東部種植業(yè)和糧食作物土地產(chǎn)出率下降，經(jīng)濟(jì)作物土地產(chǎn)出率影響不顯著，與全國(guó)狀況一致；種植業(yè)和糧食作物勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著大幅度下降，經(jīng)濟(jì)作物勞動(dòng)產(chǎn)出率影響不顯著，養(yǎng)殖業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率有顯著的大幅度提升。②中部農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率顯著提升，而種植業(yè)、經(jīng)濟(jì)作物和糧食作物土地產(chǎn)出率不存在顯著影響；農(nóng)業(yè)和種植業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的影響不顯著，養(yǎng)殖業(yè)、經(jīng)濟(jì)作物勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著提升，糧食作物勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著下降。③西部農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率顯著提升，但種植業(yè)、經(jīng)濟(jì)作物和糧食作物的土地產(chǎn)出率有不顯著的負(fù)向作用；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著提升，但種植業(yè)、糧食作物勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著下降，經(jīng)濟(jì)作物勞動(dòng)產(chǎn)出率的正向作用不顯著，養(yǎng)殖業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著大幅提升。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)細(xì)分領(lǐng)域、不同區(qū)域的土地和勞動(dòng)產(chǎn)出率存在異質(zhì)性影響。推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，地方勞動(dòng)力返鄉(xiāng)政策應(yīng)因地制宜，不可一哄而上、一刀切。當(dāng)前各地鼓勵(lì)性、同質(zhì)化的勞動(dòng)力返鄉(xiāng)政策應(yīng)予以調(diào)整，從關(guān)注精英返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)而聚焦普通勞動(dòng)力返鄉(xiāng)就業(yè)，著眼農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，出臺(tái)差異化政策，一味鼓勵(lì)返鄉(xiāng)反而可能傷害農(nóng)業(yè)發(fā)展。

表3 勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率的影響：領(lǐng)域異質(zhì)性

表4 勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率的影響：區(qū)域異質(zhì)性

(二)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的機(jī)制分析

勞動(dòng)力返鄉(xiāng)改變了不同稟賦農(nóng)戶的家庭要素配置，進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生異質(zhì)性影響。為進(jìn)一步揭示勞動(dòng)力返鄉(xiāng)如何通過(guò)家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置間接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，著眼全國(guó)農(nóng)業(yè)的總體狀況，采用中介效應(yīng)模型對(duì)其機(jī)制進(jìn)行深入實(shí)證考察。

1.勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、要素配置與農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率

勞動(dòng)力返鄉(xiāng)直接提升了農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率(表2回歸2)，還通過(guò)土地轉(zhuǎn)入、土地轉(zhuǎn)出和家庭勞動(dòng)分工等中介變量影響農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)效率。

表5 勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置的影響

首先，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)未通過(guò)農(nóng)民家庭資本配置對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率產(chǎn)生影響。中介效應(yīng)檢驗(yàn)顯示，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期和短期資本投入都不存在顯著作用(回歸5、回歸6)；同時(shí)，長(zhǎng)期資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率沒(méi)有顯著影響(回歸10)，短期資本投入則對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率存在顯著的正向影響(回歸11)。中介效應(yīng)模型b1和c2至少有一個(gè)不顯著，長(zhǎng)期和短期資本投入對(duì)土地產(chǎn)出率的影響需進(jìn)一步驗(yàn)證。采用1000次重復(fù)抽樣的自助法(bootstrap)分別進(jìn)行檢驗(yàn)，均無(wú)法拒絕b1c2=0的原假設(shè)?？梢耘袛?，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)農(nóng)戶家庭資本重新配置影響農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率的路徑不顯著。就農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率而言，假設(shè)1不成立。

其次，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)促進(jìn)了農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)的土地產(chǎn)出率。檢驗(yàn)結(jié)果表明，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出有顯著的正向作用(回歸7、回歸8)；農(nóng)地轉(zhuǎn)入顯著提升了土地產(chǎn)出率(回歸12)，農(nóng)地轉(zhuǎn)出則顯著降低了土地產(chǎn)出率(回歸13)；加入中介變量土地轉(zhuǎn)入或土地轉(zhuǎn)出后，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率仍有顯著的正向作用(回歸12、回歸13)。土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，作用方向相反：勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入進(jìn)而提高了農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率；勞動(dòng)力返鄉(xiāng)推動(dòng)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出則降低了農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率，且遮掩效應(yīng)與直接效應(yīng)之比高達(dá)0.966。就農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率看，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表6 勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、要素配置對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率的影響

再次，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)促使農(nóng)戶增加家庭務(wù)農(nóng)人口，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)家庭勞動(dòng)分工有著顯著的正向影響(回歸9)。家庭勞動(dòng)分工對(duì)土地產(chǎn)出率影響顯著且系數(shù)為正；加入中介變量勞動(dòng)分工后，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出仍有顯著的正向影響(回歸14)?？梢?jiàn)，家庭勞動(dòng)分工具有部分中介效應(yīng)，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)推動(dòng)農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，進(jìn)而提高了農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率。就農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率來(lái)看，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

將具有中介效應(yīng)的中介變量全部納入，土地轉(zhuǎn)入、土地轉(zhuǎn)出和家庭勞動(dòng)分工等中介變量仍全部顯著且符號(hào)一致，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)顯著提升了農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率(回歸15)。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)推動(dòng)農(nóng)戶加速農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出，刺激農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，間接提高了農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率，但沒(méi)有通過(guò)長(zhǎng)期和短期資本投入這條中間路徑對(duì)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率產(chǎn)生影響。

2.勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、要素配置與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率

勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的影響不顯著(回歸4)，但深入分析發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)會(huì)通過(guò)土地轉(zhuǎn)入、土地轉(zhuǎn)出、勞動(dòng)分工等家庭要素配置的完全中介效應(yīng)影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率。

首先，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)未通過(guò)農(nóng)業(yè)資本重新配置影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率。中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期資本投入和短期資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率有著顯著的正面影響(回歸16、回歸17)。由于b1不顯著(回歸5、回歸6)，是否存在中介效應(yīng)尚需進(jìn)一步驗(yàn)證。同樣采用1000次重復(fù)抽樣的自助法(bootstrap)對(duì)長(zhǎng)期和短期農(nóng)業(yè)資本投入進(jìn)行檢驗(yàn)，無(wú)法拒絕b1c2=0的原假設(shè)；勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期和短期資本投入調(diào)整影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的路徑不顯著。就農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率而言，假設(shè)1沒(méi)能得到實(shí)證支持。

其次，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)土地流轉(zhuǎn)的完全中介效應(yīng)影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率且作用方向相反。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)促進(jìn)了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出(回歸7、回歸8)。農(nóng)地轉(zhuǎn)入顯著提升了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率；加入中介變量農(nóng)地轉(zhuǎn)入后，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的影響為負(fù)但仍不顯著(回歸18)。農(nóng)地轉(zhuǎn)出顯著降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率；加入中介變量農(nóng)地轉(zhuǎn)出后，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的影響為正但依舊不顯著(回歸19)。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的直接效應(yīng)不顯著，而是通過(guò)農(nóng)地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出的完全中介效應(yīng)影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率。土地轉(zhuǎn)入提高了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率，土地轉(zhuǎn)出顯著降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表7 勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、要素配置對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的影響

再次，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)家庭勞動(dòng)分工的完全中介效應(yīng)，提高了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)推動(dòng)農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入(回歸9)，家庭勞動(dòng)分工對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率有顯著的正向作用(回歸20)；加入中介變量家庭分工后，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的影響仍不顯著且系數(shù)為負(fù)(回歸20)。估計(jì)結(jié)果表明，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)家庭勞動(dòng)分工的完全中介效應(yīng)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。僅從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率看，假設(shè)3得到實(shí)證支持。

將具有中介效應(yīng)的中介變量納入后，土地轉(zhuǎn)入、土地轉(zhuǎn)出和家庭勞動(dòng)分工等中介變量仍全部顯著且符號(hào)一致，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率仍不顯著而符號(hào)為負(fù)(回歸21)，依然表現(xiàn)為完全中介效應(yīng)。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)家庭資本重新配置影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的路徑不顯著，通過(guò)土地轉(zhuǎn)入、土地轉(zhuǎn)出和家庭勞動(dòng)分工等要素重置的完全中介效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率發(fā)揮影響，但土地轉(zhuǎn)出與土地轉(zhuǎn)入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入的作用方向相反；在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力過(guò)剩的狀況沒(méi)有根本改變的情況下，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率的綜合影響不顯著。

六、結(jié)論與政策啟示

(一)結(jié)論

基于2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)26省(市、自治區(qū))的混合截面數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率的影響。結(jié)果表明：(1)總體上來(lái)看，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)提升了農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率，對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率影響不顯著。(2)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用存在顯著的細(xì)分領(lǐng)域和區(qū)域差異。東部農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著下降，中部省份農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率顯著提升，西部省份農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率和勞動(dòng)產(chǎn)出率都有顯著提升。全國(guó)及東部種植業(yè)、糧食作物的土地產(chǎn)出率和勞動(dòng)產(chǎn)出率均顯著下降，中部糧食作物勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著下降，西部種植業(yè)和糧食作物勞動(dòng)產(chǎn)出率顯著下降；全國(guó)及中部經(jīng)濟(jì)作物勞動(dòng)產(chǎn)出率有顯著提升，全國(guó)及東中西部經(jīng)濟(jì)作物土地產(chǎn)出率沒(méi)有顯著變化；全國(guó)及各區(qū)域養(yǎng)殖業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率均顯著提升，由大到小依次為東部、西部和中部，中部低于全國(guó)整體水平。(3)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)通過(guò)直接效應(yīng)和土地流轉(zhuǎn)、家庭分工等要素配置的部分中介效應(yīng)推動(dòng)農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出率提升，通過(guò)土地流轉(zhuǎn)和家庭勞動(dòng)分工等要素配置的完全中介效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出率產(chǎn)生影響。然而，家庭農(nóng)業(yè)資本投入影響農(nóng)業(yè)土地和勞動(dòng)產(chǎn)出率的路徑不顯著，可能的解釋是：當(dāng)前全國(guó)各地耕作條件和農(nóng)業(yè)技術(shù)水平相對(duì)穩(wěn)定，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)比重高，農(nóng)業(yè)尤其是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)空間有限，農(nóng)戶進(jìn)一步改變農(nóng)藥化肥等短期資本投入和大型機(jī)械等長(zhǎng)期資本投入的激勵(lì)不足，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)帶來(lái)家庭稟賦的變動(dòng)，但農(nóng)戶對(duì)長(zhǎng)短期農(nóng)業(yè)投資的調(diào)整極為有限。當(dāng)前大多數(shù)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)擇業(yè)仍是被動(dòng)的無(wú)奈之舉，而非因更高收入機(jī)會(huì)的主動(dòng)回流。勞動(dòng)力返鄉(xiāng)加速了農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)，刺激農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入，但在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力依然過(guò)剩的基本現(xiàn)實(shí)下，非但沒(méi)有提高反而降低了種植業(yè)尤其是糧食作物的土地和勞動(dòng)產(chǎn)出率。規(guī)?；?jīng)營(yíng)能顯著提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率，但在分散的小農(nóng)生產(chǎn)主導(dǎo)的情況下，勞動(dòng)力尤其是一般勞動(dòng)力返鄉(xiāng)對(duì)于農(nóng)業(yè)發(fā)展并未顯示出社會(huì)各界所期待的活力?？傮w來(lái)說(shuō)，當(dāng)下大肆鼓勵(lì)外出勞動(dòng)力返鄉(xiāng)反而不利于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展和現(xiàn)代化。

(二)政策建議

窮盡“超國(guó)民待遇”吸引有創(chuàng)業(yè)潛質(zhì)的精英外出勞動(dòng)力返鄉(xiāng)，必將強(qiáng)化農(nóng)村創(chuàng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的烈度，加大農(nóng)村創(chuàng)業(yè)失敗風(fēng)險(xiǎn)。面對(duì)城歸人口尤其是被動(dòng)返鄉(xiāng)人口漸成規(guī)模和農(nóng)村勞動(dòng)力依然過(guò)剩的現(xiàn)實(shí)，地方政府應(yīng)改變一味鼓勵(lì)精英群體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的政策，轉(zhuǎn)而聚焦引導(dǎo)一般返鄉(xiāng)者順利在農(nóng)村再就業(yè)，警惕鼓勵(lì)返鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)農(nóng)村的傷害。充分利用返鄉(xiāng)勞動(dòng)力資源，推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，可嘗試實(shí)施以下政策調(diào)整。第一，創(chuàng)造更多農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，提升返鄉(xiāng)人員就業(yè)能力。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺的主要活力源，因地制宜、科學(xué)布局，繁榮農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，為返鄉(xiāng)勞動(dòng)力提供更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。精準(zhǔn)識(shí)別三類返鄉(xiāng)勞動(dòng)力：鼓勵(lì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者多創(chuàng)造就業(yè)崗位；組織非農(nóng)就業(yè)返鄉(xiāng)人員接受針對(duì)性的職業(yè)技能培訓(xùn)，提升其就近非農(nóng)擇業(yè)能力；開(kāi)展農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)，發(fā)展農(nóng)業(yè)職業(yè)教育，提升歸農(nóng)人員勞動(dòng)技能，培養(yǎng)新型職業(yè)農(nóng)民。第二，引導(dǎo)返鄉(xiāng)勞動(dòng)力回歸養(yǎng)殖業(yè)和經(jīng)濟(jì)作物種植業(yè)等高附加值的農(nóng)業(yè)領(lǐng)域。在保證糧食安全的條件下，利用外出勞動(dòng)力大規(guī)模返鄉(xiāng)的契機(jī)，完善利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，優(yōu)化農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，推動(dòng)小農(nóng)生產(chǎn)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接，探索開(kāi)展組織化、規(guī)?；?jīng)營(yíng)和農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展。第三，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)政策應(yīng)因地而異。西部適當(dāng)鼓勵(lì)外出勞動(dòng)力回歸傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，中部合理引導(dǎo)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)發(fā)展養(yǎng)殖業(yè)和經(jīng)濟(jì)作物種植，東部不宜鼓勵(lì)或引導(dǎo)外出勞動(dòng)力返鄉(xiāng)。