李 剛
(中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)研究院經(jīng)濟(jì)體制與管理研究所,北京 100035)
在新冠肺炎疫情、俄烏沖突和能源危機(jī)影響下,全球糧食供給及價(jià)格上行壓力陡增;伴隨著氣候變化及極端天氣的頻繁爆發(fā),糧食安全問(wèn)題凸顯。2022年5月,河南、河北部分地區(qū)出現(xiàn)了“毀百畝青麥苗”“收割青小麥”“賣(mài)青儲(chǔ)小麥”等現(xiàn)象,我國(guó)糧食安全問(wèn)題引人擔(dān)憂。另一方面,由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期存在,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在我國(guó)是一個(gè)普遍的經(jīng)濟(jì)社會(huì)現(xiàn)象;根據(jù)2021年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告數(shù)據(jù)顯示,2008年以來(lái),我國(guó)農(nóng)民工始終保持在2億以上的規(guī)模,2020年農(nóng)民工群體高達(dá)29 251萬(wàn)人,農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)出加劇了人們對(duì)糧食安全的擔(dān)憂。
無(wú)農(nóng)不穩(wěn),無(wú)糧則亂。黨的十八大以來(lái),以習(xí)近平同志為核心的黨中央把糧食安全作為治國(guó)理政的頭等大事,提出了“確保谷物基本自給、口糧絕對(duì)安全”的新糧食安全觀,確立了以我為主、立足國(guó)內(nèi)、確保產(chǎn)能、適度進(jìn)口、科技支撐的國(guó)家糧食安全戰(zhàn)略。自此之后,糧食生產(chǎn)從2012—2015年實(shí)現(xiàn)了連續(xù)4年增產(chǎn),2016年由于結(jié)構(gòu)性調(diào)整,糧食減產(chǎn)0.03%,但2017—2021年,糧食又實(shí)現(xiàn)了連續(xù)5年增產(chǎn),最終實(shí)現(xiàn)糧食產(chǎn)量達(dá)到6.8億噸。由此產(chǎn)生的問(wèn)題是,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響如何?機(jī)制如何?我國(guó)到底需不需要擔(dān)心糧食安全問(wèn)題。
土地、資本和勞動(dòng)力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的三大核心要素[1],農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力投入對(duì)糧食生產(chǎn)至關(guān)重要[2],農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)出勢(shì)必減少了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的勞動(dòng)力投入[3],勢(shì)必會(huì)阻礙糧食生產(chǎn)[4];諸多學(xué)者采用實(shí)證分析方法相繼證實(shí)了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的負(fù)效應(yīng)[5-7]?;诖?,本文提出第一個(gè)待檢驗(yàn)假說(shuō):
假說(shuō)1:農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)有負(fù)向作用,使糧食產(chǎn)量下降。
根據(jù)劉易斯二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論,發(fā)展中國(guó)家同時(shí)并存著現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)部門(mén)和傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)部門(mén),具有二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的特征[8-9]。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)部門(mén)主要是采用傳統(tǒng)方法進(jìn)行生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)。由于傳統(tǒng)部門(mén)生產(chǎn)率低下,存在大量邊際生產(chǎn)力為零的隱蔽性失業(yè)的剩余勞動(dòng)力,這部分勞動(dòng)力在無(wú)約束的制度安排下,會(huì)轉(zhuǎn)移至現(xiàn)代部門(mén)。這種轉(zhuǎn)移不會(huì)影響農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出水平。但是,我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移并未遵循這種順序,轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)力大多是農(nóng)村中相對(duì)年輕、受教育程度和勞動(dòng)力素質(zhì)較高的部分,他們通常具備城市所要求的勞動(dòng)力的最低素質(zhì),否則難以在城市生存。因此,我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的主要?jiǎng)訖C(jī)是為了改變其相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位[10]。
正如前文所述,農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移減少了農(nóng)村生產(chǎn)要素,在現(xiàn)行農(nóng)村土地承包制條件下,還會(huì)導(dǎo)致實(shí)際耕地面積下降,造成糧食產(chǎn)量的下降,對(duì)糧食生產(chǎn)具有負(fù)向作用。然而,農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移會(huì)通過(guò)影響農(nóng)戶(hù)收入進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入,從而促進(jìn)糧食生產(chǎn)。
第一,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移使得農(nóng)戶(hù)家庭非農(nóng)收入提高。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)民工資性收入提高的影響最為顯著[11],為縮小城鄉(xiāng)收入差距起到積極作用[12]。
第二,農(nóng)村家庭收入的提高會(huì)增加用于農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)性投入。這一影響得到了眾多學(xué)者的支持,如有學(xué)者認(rèn)為,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有利于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供便利[5,13];農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有利于資本深化及其對(duì)勞動(dòng)、土地要素的替代,從而提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[14-15];農(nóng)村勞動(dòng)力遷移規(guī)模及人力資本水平對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率具有顯著正向促進(jìn)作用[16-17]。
第三,此外,在農(nóng)村土地承包制條件下,轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力不會(huì)放棄土地承包權(quán),但卻由此促成了耕地的自發(fā)流轉(zhuǎn),這在一定意義上促進(jìn)了耕地的規(guī)模經(jīng)營(yíng),并形成與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移相適應(yīng)的農(nóng)業(yè)分工[18-19]。另外,我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移中有相當(dāng)一部分屬于季節(jié)性轉(zhuǎn)移,有明顯的周期性[20]。這部分勞動(dòng)力在獲取非農(nóng)收益的同時(shí),并未離開(kāi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn),在農(nóng)忙季節(jié)會(huì)流回。這部分勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移不影響糧食生產(chǎn)。基于此,本文提出第二個(gè)待檢驗(yàn)假說(shuō)。
假說(shuō)2:農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有利于提高農(nóng)戶(hù)家庭收入,從而增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入,進(jìn)而對(duì)糧食生產(chǎn)起促進(jìn)作用。
就農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移本身來(lái)看,這種轉(zhuǎn)移究竟是促進(jìn)還是阻礙糧食生產(chǎn),最終取決于上述兩種因素作用的大小。由于農(nóng)業(yè)在我國(guó)的基礎(chǔ)性地位,在鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的同時(shí),政府一直高度重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、特別是糧食生產(chǎn),并給予了有效的財(cái)政支持。政府的支農(nóng)政策是保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和糧食生產(chǎn)的重要因素。
本文選取我國(guó)29個(gè)省市(自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)(由于貴州與西藏?cái)?shù)據(jù)資料缺失太多,在此剔除)進(jìn)行分析。為了盡可能多地保留變量的時(shí)空變化信息,將樣本期設(shè)定為1999—2020年。模型的變量選取依據(jù)如下。
關(guān)于內(nèi)生變量。糧食產(chǎn)出(Y),采用糧食總產(chǎn)量作為糧食產(chǎn)出指標(biāo)。
關(guān)于核心解釋變量。我們選擇農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量(Rural)作為本文的核心解釋變量,依據(jù)蒲艷萍和吳永球[21]的算法;但是,由于各省市統(tǒng)計(jì)年鑒中并未公布經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口數(shù)量,本文依據(jù)《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中提供的15~64歲人口比例作了相應(yīng)估計(jì),即:
農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移量=農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口-第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù),
農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口=全國(guó)總經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口×(農(nóng)村總?cè)丝凇氯珖?guó)總?cè)丝冢?/p>
結(jié)果可能存在細(xì)微偏誤,但并不影響本文結(jié)論,且該方法為無(wú)相關(guān)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上的次優(yōu)選擇。
關(guān)于控制變量??紤]到目前我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)實(shí)狀況,我們選擇了以下變量作為控制變量:耕地面積(M);為了確保與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方程中糧食產(chǎn)量指標(biāo)保持一致,我們選擇的是糧食播種面積。農(nóng)村居民收入(R);農(nóng)村居民收入主要來(lái)源于農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、外出務(wù)工的工資收入以及轉(zhuǎn)移支付收入等,我們以農(nóng)村居民可支配收入作為指標(biāo),以全面反映農(nóng)村家庭的經(jīng)濟(jì)狀況。勞動(dòng)力投入(N);本文選擇第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員作為勞動(dòng)力投入要素指標(biāo)。資本投入;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本投入比較復(fù)雜,參考已有文獻(xiàn),本文的資本投入要素采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(K1)和化肥施用量(K2);除此之外還有政府支農(nóng)支出(G)。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于2000—2021年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。
為了檢驗(yàn)假說(shuō)1,本文首先采用動(dòng)態(tài)面板模型考察農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響:
其中i,t分別表示地區(qū)和時(shí)間;Yit表示糧食產(chǎn)出(Yit-1為其滯后一期的變量),Rit表示農(nóng)村居民可支配收入,Kit表示農(nóng)業(yè)資本投入,分為農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(K1it)和化肥投入(K2it),Nit表示農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力投入,Mit表示農(nóng)業(yè)耕地面積,Ruralit表示農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移;而αj、βj分別為各變量的待估參數(shù);μit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。
采用動(dòng)態(tài)面板模型建模有如下優(yōu)勢(shì):第一,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移及糧食生產(chǎn)存在空間與時(shí)間等維度上的差異變化,在有限的數(shù)據(jù)下,面板數(shù)據(jù)保留了更多的信息;且面板數(shù)據(jù)模型能夠緩解異質(zhì)性帶來(lái)的遺漏變量問(wèn)題;第二,糧食生產(chǎn)具有較強(qiáng)的慣性,也就是變量前期對(duì)本期存在較大影響,所以不得不考慮模型的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。
為了深入研究農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)影響的機(jī)制,本文通過(guò)理論分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)影響農(nóng)戶(hù)家庭收入,從而影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入,進(jìn)而影響到糧食生產(chǎn)。為了檢驗(yàn)假說(shuō)2,本文構(gòu)建如下聯(lián)立方程模型:
其中i,t分別表示地區(qū)和時(shí)間;Yit表示糧食產(chǎn)出,Rit表示農(nóng)村居民純收入,Kit表示農(nóng)業(yè)資本投入,分為農(nóng)業(yè)機(jī)械投入(K1it)和化肥投入(K2it),Nit表示農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力投入,Mit表示農(nóng)業(yè)耕地面積,Git表示政府的農(nóng)業(yè)支持;而αj、βj、γj、ρj和λj(j=0,…,5)分別為各變量的待估參數(shù);μit、ηit、εit、eit、νit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。
聯(lián)立方程模型中的第一個(gè)方程是糧食產(chǎn)出方程,第二個(gè)方程為農(nóng)村居民收入方程,第三、四個(gè)方程為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入方程(包括農(nóng)用機(jī)械和化肥),第五個(gè)方程為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力投入方程。
其一是動(dòng)態(tài)面板模型的內(nèi)生性問(wèn)題。在動(dòng)態(tài)面板模型中,解釋變量的滯后項(xiàng)作為被解釋變量放入模型之中,解釋變量與擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)的經(jīng)典計(jì)量假定被打破,從而可能會(huì)產(chǎn)生較為嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題,如若采用普通最小二乘估計(jì)(OLS),勢(shì)必會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的估計(jì)偏誤。所以,我們需要采用動(dòng)態(tài)面板的GMM估計(jì)方法;主要有一階差分廣義矩估計(jì)(DIF GMM)與系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(system GMM)等方法。另一方面,DIF-GMM估計(jì)方法可能存在弱工具變量和樣本容量較小導(dǎo)致的誤差問(wèn)題。相對(duì)于差分GMM,系統(tǒng)GMM可在一定程度上避免差分GMM可能存在的弱工具變量的問(wèn)題,也比水平GMM更有效率;系統(tǒng)GMM可以很好地解決動(dòng)態(tài)面板模型中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性、擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)性等問(wèn)題。且,本文的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù),符合系統(tǒng)GMM方法僅適用于短動(dòng)態(tài)面板的前提;故本文采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)。
其二是影響機(jī)制模型的內(nèi)生性問(wèn)題。聯(lián)立方程模型容易出現(xiàn)聯(lián)立性偏誤問(wèn)題,相應(yīng)的解決途徑是引入工具變量。但是,工具變量的選擇本身是一個(gè)難題。為此,本文采用工具變量選取的常用方式,即模型中所有前定變量的線性組合。根據(jù)聯(lián)立方程模型識(shí)別的階條件與秩條件,可以看出本文模型是過(guò)度識(shí)別的。對(duì)于過(guò)度識(shí)別的聯(lián)立方程模型,可采用單一方程中的兩階段最小二乘法(2SLS)和廣義矩陣估計(jì)法(GMM),也可采用系統(tǒng)估計(jì)法中的三階段最小二乘法(3SLS)。本文首先采用2SLS方法,后續(xù)使用其他方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。
由動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果(表1)可知,當(dāng)模型采用最小二乘法(OLS)、差分廣義矩估計(jì)法(差分GMM)、系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法(系統(tǒng)GMM)等不同方法時(shí),估計(jì)結(jié)果的確存在顯著差異。且由該模型的Sargan檢驗(yàn)可知,其P值為0.96,我們應(yīng)拒絕原假設(shè),認(rèn)為工具變量的選取是有效的;也就是說(shuō),系統(tǒng)GMM可以很好地解決了動(dòng)態(tài)面板模型中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性、擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)性等問(wèn)題。
表1 動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果Table 1 The estimated result of dynamic panel model
由動(dòng)態(tài)面板模型的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果(表1模型3)可知,在控制了糧食生產(chǎn)過(guò)程中的勞動(dòng)力投入、糧食播種面積、化肥施用量,農(nóng)用機(jī)械投入,農(nóng)村居民收入等情況下,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響為正(彈性系數(shù)為0.02),且該系數(shù)在5%顯著性水平下顯著。也即,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)存在正向作用:假說(shuō)1得以證偽。那么,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移為什么會(huì)對(duì)糧食生產(chǎn)產(chǎn)生正向影響?其作用機(jī)制為何?這就需要我們建立聯(lián)立方程模型進(jìn)行分析。
上述分析表明,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響是一個(gè)復(fù)雜過(guò)程。對(duì)這一復(fù)雜過(guò)程的實(shí)證分析必須考慮影響糧食生產(chǎn)的多重因素的相互作用,這種相互作用導(dǎo)致糧食生產(chǎn)的要素投入間必然存在多重因果關(guān)系。顯然,在已有文獻(xiàn)中普遍采用的單方程建模不能很好地處理我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響問(wèn)題。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)使得農(nóng)村居民家庭收入增加,從而會(huì)提高農(nóng)戶(hù)化肥、機(jī)械的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入,進(jìn)而促進(jìn)糧食生產(chǎn)。為了檢驗(yàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)影響的作用機(jī)制,本文構(gòu)建了包含糧食產(chǎn)出方程、農(nóng)村居民收入方程、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入方程、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力投入方程在內(nèi)的面板聯(lián)立方程模型。
由估計(jì)結(jié)果(表2)可知,在糧食生產(chǎn)方程中,農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)糧食生產(chǎn)的影響系數(shù)為-0.60,且在1%的水平上顯著,也即其對(duì)糧食產(chǎn)出有負(fù)的影響。這說(shuō)明,在過(guò)去的幾十年中,我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力是過(guò)剩的,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有助于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。這進(jìn)一步證實(shí)了假說(shuō)1。
表2 影響機(jī)制模型的估計(jì)結(jié)果Table2 The estimated result of mechanism model
另一方面,從影響機(jī)制來(lái)看,一是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)村居民收入存在正向影響。在收入方程中,糧食產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入以及政府支農(nóng)支出的對(duì)應(yīng)系數(shù)均為正,且在5%的水平上顯著。也就是說(shuō),農(nóng)村居民的收入水平主要取決于糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入以及政府的支農(nóng)政策。另外,農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)應(yīng)的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù),即其與農(nóng)村居民收入水平之間存在“倒U型”關(guān)系;這意味著,當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入增加到一定水平后,農(nóng)村勞動(dòng)力投入反而不利于農(nóng)村居民收入水平的提升。即,適當(dāng)?shù)耐七M(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)于農(nóng)民增收來(lái)說(shuō)大有裨益。
二是農(nóng)村居民收入對(duì)化肥施用量存在正向影響。在化肥投入方程中,農(nóng)村居民收入水平對(duì)應(yīng)的系數(shù)為正且在1%的水平上顯著。具體地,當(dāng)農(nóng)村居民整體收入水平提高1%時(shí),化肥施用量將增加0.13%。由此可知,化肥施用量增加是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入減少的情況下我國(guó)糧食總產(chǎn)量仍然增長(zhǎng)的重要原因。
三是農(nóng)用機(jī)械投入和化肥施用量對(duì)糧食生產(chǎn)存在正向影響。農(nóng)用機(jī)械投入和化肥施用量對(duì)糧食生產(chǎn)的影響系數(shù)均為正,且在1%的水平上顯著。也就是說(shuō),農(nóng)用機(jī)械投入、化肥施用量分別增長(zhǎng)1%,糧食總產(chǎn)量將分別增加0.08%、0.29%。同時(shí),這也表明增加農(nóng)用機(jī)械和化肥的投入是實(shí)現(xiàn)糧食增產(chǎn)的重要途徑。
整體而言,以上分析表明,在農(nóng)村勞動(dòng)力大規(guī)模轉(zhuǎn)移的背景下,農(nóng)村居民收入提高,農(nóng)用機(jī)械的使用和化肥的投入得以加大,從而使得我國(guó)糧食總產(chǎn)量依然能夠持續(xù)增加。這表明,假說(shuō)2成立。
我國(guó)糧食生產(chǎn)存在顯著的地域差異,黑龍江省、河南省、山東省、吉林省、四川省、江蘇省、河北省、安徽省、湖南省和內(nèi)蒙古自治區(qū)作為我國(guó)的產(chǎn)糧大省,十大產(chǎn)糧省2021年糧食產(chǎn)量達(dá)到了4.61億t,占比全國(guó)糧食產(chǎn)量的68%。這一事實(shí)背景,是否會(huì)影響上述結(jié)論的可靠性?基于此,本文將全樣本分為產(chǎn)糧大省與非產(chǎn)糧大省兩部分,通過(guò)分組回歸來(lái)觀察二者之間的異質(zhì)性。
由分組回歸結(jié)果(表3)可知,在產(chǎn)糧大省的分組回歸中,(1)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)村居民收入存在正向影響。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入及其二次項(xiàng)系數(shù)對(duì)農(nóng)村居民收入的影響分別為3.47、-2.31,且二者均在1%顯著性水平上顯著,表明農(nóng)村勞動(dòng)力適當(dāng)轉(zhuǎn)出能夠促進(jìn)農(nóng)村居民收入提高。(2)農(nóng)村居民收入對(duì)農(nóng)用機(jī)械投入、化肥施用量均存在正向影響。農(nóng)村居民收入水平對(duì)農(nóng)用機(jī)械投入、化肥施用量的影響系數(shù)分別為0.37、1.59,且在1%的水平上顯著,表明農(nóng)村居民收入促進(jìn)了農(nóng)業(yè)機(jī)械投入與化肥施用量的提高。(3)化肥施用量對(duì)糧食生產(chǎn)存在正向影響。化肥施用量對(duì)糧食生產(chǎn)的影響系數(shù)為正,且在1%的水平上顯著,表明化肥施用能夠促進(jìn)產(chǎn)糧大省提高產(chǎn)量。以上三大結(jié)論在非產(chǎn)糧大省的分組回歸中也存在;整體而言,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響機(jī)制在產(chǎn)糧大省與非產(chǎn)糧大省保持一致。
表3 分組回歸結(jié)果Table 3 The result of grouped regression model
然而,產(chǎn)糧大省與非產(chǎn)糧大省的分組回歸結(jié)果還存在一些差異,(1)在產(chǎn)糧大省,農(nóng)用機(jī)械投入對(duì)糧食生產(chǎn)的影響不顯著,而這一影響在非產(chǎn)糧大省顯著為負(fù)。(2)在非產(chǎn)糧大省,糧食播種面積對(duì)糧食生產(chǎn)的影響不顯著,而這一影響在產(chǎn)糧大省顯著為正。這表明,土地投入對(duì)糧食大省的生產(chǎn)至關(guān)重要;農(nóng)用機(jī)械投入對(duì)糧食生產(chǎn)的積極作用還有待挖掘。
為檢驗(yàn)?zāi)P偷姆€(wěn)健性,我們?cè)诓桓淖冎笜?biāo)設(shè)置的情況下,采用三階段最小二乘法(3SLS)對(duì)聯(lián)立方程模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表4。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)糧食生產(chǎn)的影響系數(shù)為-0.61,且在1%的水平上顯著,也即其對(duì)糧食產(chǎn)出有負(fù)的影響。同理,假說(shuō)1得以證實(shí)。
表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 4 Robust test
從影響機(jī)制來(lái)看,一是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)村居民收入存在正向影響。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入及其二次項(xiàng)系數(shù)對(duì)農(nóng)村居民收入的影響分別為2.45、-0.26,且二者均在1%顯著性水平上顯著。二是農(nóng)村居民收入對(duì)化肥施用量存在正向影響。農(nóng)村居民收入對(duì)化肥施用量的影響系數(shù)為0.17,且在1%的水平上顯著。三是化肥施用量對(duì)糧食生產(chǎn)存在正向影響。化肥施用量對(duì)糧食生產(chǎn)的影響系數(shù)均為0.36,且在1%的水平上顯著。這表明模型是穩(wěn)健的。進(jìn)一步,我們也采用不同指標(biāo)替代法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn);方法是用農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資代替糧食生產(chǎn)的資本投入,但回歸方法不變;得到的估計(jì)結(jié)果依然表明前述結(jié)論是可靠的。
糧食安全事關(guān)國(guó)泰民安,在新冠肺炎疫情、俄烏沖突、能源危機(jī)等動(dòng)蕩環(huán)境下,確保糧食安全是維護(hù)國(guó)家穩(wěn)定的重中之重??紤]到我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可能會(huì)加劇糧食安全問(wèn)題,本文基于1999—2020年分省面板數(shù)據(jù),構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型,考察農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響;進(jìn)一步,構(gòu)建影響機(jī)制模型深入分析農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)的影響機(jī)制,以及構(gòu)建異質(zhì)性分層回歸模型探討了產(chǎn)糧大省與非產(chǎn)糧大省在影響機(jī)制上的差異。得到如下結(jié)論:①我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力存在過(guò)剩供給,農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)糧食生產(chǎn)產(chǎn)生正向影響。②農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移使得農(nóng)戶(hù)家庭工資性收入增加,提高了農(nóng)村居民收入。進(jìn)一步,農(nóng)村居民收入的提高又增加了農(nóng)用機(jī)械投入與化肥等農(nóng)業(yè)資本投入,進(jìn)而提高了糧食產(chǎn)量。③當(dāng)前階段,農(nóng)業(yè)資本投入中主要是化肥使用對(duì)糧食生產(chǎn)的影響較為顯著,農(nóng)用機(jī)械投入的積極影響還有待挖掘。④相較于非產(chǎn)糧大省,土地投入對(duì)產(chǎn)糧大省的糧食生產(chǎn)至關(guān)重要。
基于上述研究結(jié)論,本文提出如下政策建議,以期更好保障我國(guó)糧食安全。
一是嚴(yán)守產(chǎn)糧大省的耕地紅線。近些年,伴隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快,郊區(qū)城市化危及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用地安全;然而,耕地是糧食生產(chǎn)的命根子,我們要嚴(yán)守耕地紅線,尤其要確保黑龍江省、河南省、山東省、吉林省、四川省、江蘇省、河北省、安徽省、湖南省和內(nèi)蒙古自治區(qū)等產(chǎn)糧大省的耕地供給。
二是寬松農(nóng)民工進(jìn)城落戶(hù)條件。在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)大背景下,我國(guó)當(dāng)前還存在過(guò)剩的農(nóng)村勞動(dòng)力,加快這部分農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移,不僅能夠提高相應(yīng)農(nóng)戶(hù)收入水平,還可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。改變我國(guó)的戶(hù)籍制約,進(jìn)一步推進(jìn)戶(hù)籍制度改革,寬松農(nóng)民工進(jìn)城落戶(hù)條件成為大勢(shì)所趨。
三是制定針對(duì)農(nóng)民工的特殊農(nóng)忙休假制度。農(nóng)村家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的大多是年青壯年勞動(dòng)力,這會(huì)影響家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿,也會(huì)增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)推廣的難度,并有可能導(dǎo)致實(shí)際耕種面積的減少。如果政府能夠制定農(nóng)民工農(nóng)忙休假制度,就可以減少農(nóng)村勞動(dòng)力外出的顧慮,熨平農(nóng)村勞動(dòng)力外出對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負(fù)向影響。
四是普及節(jié)肥技術(shù)。農(nóng)用化肥使用對(duì)我國(guó)糧食生產(chǎn)至關(guān)重要,然而,在綠色低碳可持續(xù)發(fā)展理念背景下,過(guò)多化肥施用又會(huì)導(dǎo)致土壤質(zhì)量退化、生態(tài)環(huán)境污染和農(nóng)產(chǎn)品安全等問(wèn)題。因而需要大力推廣節(jié)肥技術(shù)與新型有機(jī)肥料,調(diào)整施肥結(jié)構(gòu)、優(yōu)化肥料資源配置和改進(jìn)施肥方法。