任天馳，彭志遠(yuǎn)

（云南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，云南 昆明 650201）

農(nóng)村勞動力大規(guī)模轉(zhuǎn)移就業(yè)已經(jīng)成為我國二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種普遍現(xiàn)象，據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2016年我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)已達(dá)28 171萬人。作為既是生產(chǎn)者、又是農(nóng)村其他生產(chǎn)要素?fù)碛姓叩霓r(nóng)村勞動力，如此大規(guī)模的轉(zhuǎn)移勢必會帶動農(nóng)村資源稟賦的全面調(diào)整，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生復(fù)雜而深遠(yuǎn)的影響。目前學(xué)術(shù)界爭論的焦點在于勞動力轉(zhuǎn)移是否阻礙農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起促進(jìn)作用：趙樹凱等［1］、都陽等［2］研究表明，勞動力轉(zhuǎn)移的收入效應(yīng)作用顯著，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。馬忠東［3］認(rèn)為勞動力轉(zhuǎn)移促使農(nóng)村資源實現(xiàn)合理配置，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民收入也相應(yīng)得到增加。蔡昉［4］認(rèn)為，農(nóng)村勞動力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移可以實現(xiàn)土地集中，促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。劉洪銀［5］指出農(nóng)村勞動力的流出并沒有導(dǎo)致農(nóng)戶削減種植面積，其非農(nóng)就業(yè)也沒有對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成負(fù)面影響。張永麗等［6］基于1982—2008年的時間序列數(shù)據(jù)研究農(nóng)村勞動力流動對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用，認(rèn)為新一代勞動力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移激發(fā)了農(nóng)村要素結(jié)構(gòu)的重新配置，促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向市場化方向轉(zhuǎn)型，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率得到顯著提升。

也有學(xué)者得出了相反結(jié)論，認(rèn)為農(nóng)村勞動力的過度轉(zhuǎn)移會導(dǎo)致土地撂荒［7］、農(nóng)業(yè)新技術(shù)推廣受阻［8］等問題，制約了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展。石磊［9］認(rèn)為農(nóng)村青壯年勞動力的流出，造成的“精英流失”對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在顯著的負(fù)面影響。曾邵陽［10］認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已不受農(nóng)戶重視，致使農(nóng)業(yè)勞動力婦女化和老齡化，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不利。王秀芝［11］基于江西省的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過多元線性回歸模型證實，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有負(fù)向影響，其中勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量每增加1%，會對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出造成 0.369%損失。鄭祥江等［12］基于1992—2013年四川省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，通過時間序列分析方法進(jìn)行研究，認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所帶來的負(fù)面作用已經(jīng)日趨嚴(yán)重。

學(xué)者們已從多個角度研究了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，但還存在一些不足：首先是研究缺乏全面性，現(xiàn)有研究多集中于勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)某個方面的影響，或?qū)δ承┨囟ㄞr(nóng)作物（如水稻、棉花等）生產(chǎn)的影響［13］，關(guān)于勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)間接效應(yīng)影響的研究不多，系統(tǒng)性研究還很缺乏；其次是缺乏實地調(diào)研，相關(guān)實證研究尤其集中于以各省統(tǒng)計年鑒時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的分析，現(xiàn)有文獻(xiàn)則表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)較強(qiáng)的周期性特點會導(dǎo)致以時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的研究結(jié)論并不準(zhǔn)確。而以我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模較大且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也較為落后的欠發(fā)達(dá)地區(qū)為例研究該問題可能會更有意義。對此，本文以欠發(fā)達(dá)地區(qū)為研究區(qū)域，基于云南省的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，通過超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)就農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響進(jìn)行系統(tǒng)性實證研究，并分析其作用機(jī)理。

1 理論分析

根據(jù)程名望的勞動產(chǎn)出模型［14］，結(jié)合本研究的實際情況，考慮如下簡單模型：經(jīng)濟(jì)中存在兩個部門（即傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門和現(xiàn)代非農(nóng)部門），產(chǎn)出由投入要素數(shù)量和技術(shù)水平?jīng)Q定。其中涉農(nóng)部門投入要素為勞動力La、土地R、技術(shù)Aa；非農(nóng)部門投入要素為勞動力Lu、資本K、技術(shù)Au。假設(shè)技術(shù)水平不變，農(nóng)業(yè)部門中土地要素的供給不變，非農(nóng)部門中資本要素的供給不變，且勞動力和資本等投入要素可以自由流動。

根據(jù)上述假設(shè)條件，農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出函數(shù)、利潤函數(shù)可以表示為：

式中，TRa為農(nóng)業(yè)部門總收益，Ca為農(nóng)業(yè)部門總成本，Pa為外生給定的單一農(nóng)產(chǎn)品價格。根據(jù)農(nóng)業(yè)部門利潤函數(shù)公式，分別對勞動投入要素La、土地投入要素R求一階導(dǎo)數(shù)并令其結(jié)果為0，可以得出農(nóng)業(yè)部門工資水平Wa=PaAaLa1-αR1-α、地租ra=(1-α)PaAaLaαR1-α。將兩式相除得到農(nóng)業(yè)部門勞動力投入數(shù)量La，TLa設(shè)為農(nóng)業(yè)部門擁有的勞動力總量，TLa-La即為可以供給非農(nóng)部門的勞動力數(shù)量LS：

非農(nóng)部門勞動力需求量的推導(dǎo)與上述推導(dǎo)過程相同：

根據(jù)非農(nóng)部門的生產(chǎn)函數(shù)：Yu=AuLuβR1-β，

非農(nóng)部門利潤函數(shù)：

設(shè)TLu為非農(nóng)部門擁有的勞動力總量，非農(nóng)部門勞動力需求數(shù)量LD的表達(dá)式為：

設(shè)M為農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量，根據(jù)勞動力數(shù)量供求平衡關(guān)系有LS=LD，此時M可以表示為：

根據(jù)假設(shè)條件可知，ηa＞0且ηu＞0。

則農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

根據(jù)上述關(guān)系式可以得出如下推論：（1）M的增加Ya下降，說明勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在負(fù)向影響。（2）M與Aa呈正相關(guān)關(guān)系，且Aa與Ya也呈正相關(guān)關(guān)系，導(dǎo)致M的增加引起Aa的上升，間接導(dǎo)致Ya的上升。說明勞動力轉(zhuǎn)移會帶來農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的進(jìn)步，從而間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。這種技術(shù)進(jìn)步的作用大多來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的增長，依靠外出務(wù)工帶來的資金提升機(jī)械化程度和選用更優(yōu)良的種植品種，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［15］。

綜上所述，勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用機(jī)理如下：一方面勞動力轉(zhuǎn)移會直接對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成負(fù)面影響；而另一方面，勞動力轉(zhuǎn)移會通過增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資等方式間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。根據(jù)前文的文獻(xiàn)分析，本文猜想這種相反的直接與間接作用也是導(dǎo)致目前學(xué)界產(chǎn)生分歧的重要原因。因此，對該問題進(jìn)行系統(tǒng)的實證分析，不僅需要確定勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的總體影響方向，還需就勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的作用機(jī)理進(jìn)行探究，本文遵循這一思路展開研究。

2 模型選擇與變量說明

現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的實證分析多采用C-D生產(chǎn)函數(shù)，但由于C-D生產(chǎn)函數(shù)暗含著要素替代彈性為1的前提假設(shè)［16］，并不適合本研究。而超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)則可以準(zhǔn)確測度投入要素的產(chǎn)出彈性，進(jìn)而計量投入要素所造成的直接與間接效應(yīng)。因此，本文選擇超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行實證分析。超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型最初由L.Christensen、D.Jor-genson和Lau于1973年提出，該生產(chǎn)函數(shù)以要素替代彈性描述為基礎(chǔ)，通過不變替代彈性生產(chǎn)函數(shù)（CES）與可變替代彈性生產(chǎn)函數(shù)（VES）逐漸放寬C-D生產(chǎn)函數(shù)要素替代彈性為1的假設(shè)條件得到，函數(shù)基本形式如下：

式中，Yi表示第i個農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值；β0、βj、βjm為待估參數(shù)；Xij、Xim表示各投入要素的參數(shù)；ε為誤差項。

本研究目的是測定勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，所以因變量為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，用Y表示。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的三大要素勞動力、資本和土地在本文中表示為農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出和農(nóng)業(yè)土地投入面積，分別用L、K、G表示。目前的處理方法大多將種苗、肥料、農(nóng)藥和農(nóng)機(jī)等投入分項納入回歸模型中，然而由此導(dǎo)致的多重共線性會嚴(yán)重削弱模型回歸的精確度和結(jié)論的正確性［18］，故本文將上述各項統(tǒng)一納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出K中。根據(jù)漆世蘭等［8］對模型的處理經(jīng)驗，引入一個勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量D（轉(zhuǎn)移前賦值為0、轉(zhuǎn)移后賦值為1），以測定勞動力轉(zhuǎn)移的影響。由于本文采用的是橫截面數(shù)據(jù)，可以認(rèn)為農(nóng)戶受同樣氣候條件和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期性的影響，因此本文采用的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)方程如下：

用E表示生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性，得到勞動要素的產(chǎn)出彈性：EL=αL+αLLlnL+αGLlnG+αKLlnK，可以得出勞動要素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的總效應(yīng)：對總效應(yīng)式進(jìn)行分解可得直接效應(yīng)土地效應(yīng)資本效應(yīng)AK=αKLlnK×式中，直接效應(yīng)AL為勞動力要素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的直接影響作用，土地效應(yīng)AG和資本效應(yīng)AK為勞動要素通過影響土地的耕種與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生的間接作用。

3 樣本與數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

云南省是以農(nóng)業(yè)為主的省份，2016年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在欠發(fā)達(dá)地區(qū)排名第二，農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)達(dá)1 061.9萬，是欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移大省。因此，以云南省作為調(diào)查區(qū)域研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，可對整個欠發(fā)達(dá)地區(qū)情況有較準(zhǔn)確的反映。

本文數(shù)據(jù)來自云南農(nóng)業(yè)大學(xué)于2017年1～2月所做的問卷調(diào)查，調(diào)查地點包括昆明、昭通、文山、紅河、普洱、德宏、保山和楚雄地區(qū)。上述地區(qū)都屬于云南省農(nóng)村勞動力外出務(wù)工人數(shù)較多且農(nóng)業(yè)也相對發(fā)達(dá)的地區(qū)。為確保數(shù)據(jù)質(zhì)量，在選擇樣本時遵循分層的隨機(jī)抽樣方法，并選取各生源地的學(xué)生進(jìn)行集中培訓(xùn)后作為調(diào)查員，這樣不僅可以保證樣本的代表性，且由于調(diào)查員對家鄉(xiāng)情況較為了解，可最大程度地保證調(diào)查內(nèi)容的真實可靠。

3.2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述

本次調(diào)查共涉及558戶農(nóng)戶，總?cè)丝跒? 334人，平均每戶為4.18人。其中在校讀書的青少年有290人，喪失勞動能力者和非學(xué)齡兒童在內(nèi)的非勞動力255人。其中務(wù)農(nóng)人數(shù)占勞動力比例為29.86%，即農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量約占總家庭勞動力總數(shù)的1/3。調(diào)研中還發(fā)現(xiàn)，家庭中務(wù)農(nóng)的勞動力多為女性（占比為64.7%）或老年人（60歲以上，占比為33.1%），說明農(nóng)戶家庭中務(wù)農(nóng)勞動力的數(shù)量和質(zhì)量都在下降。從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出情況來看，戶均年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出為3 120元，低于全國農(nóng)村的戶均水平，而年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出1 000以下的農(nóng)戶占比達(dá)25.90%，說明對于經(jīng)濟(jì)本就落后的欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相對較低的收益使其更愿意外出務(wù)工，從而減弱對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投資。從土地投入面積情況來看，投入面積0.6 hm2及以上的農(nóng)戶占比為48.03%，說明調(diào)查區(qū)域土地細(xì)碎化的情況并不嚴(yán)重，有利于土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地集約化經(jīng)營的整體推進(jìn)。為直觀描述勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，本文將樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步整理，得到農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移情況與農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值的關(guān)系，見表1。

表1 勞動力轉(zhuǎn)移情況與農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值的關(guān)系

其中參與勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭共272戶，占比為48.75%，未參與勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭共286戶，占比為51.25%。由表1可知，參與勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值相對較低，63.60%的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值在5 000元以下，而未進(jìn)行勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值在10 000元以上的占27.98%。直觀來看，勞動力轉(zhuǎn)移已對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值產(chǎn)生了不利影響。

進(jìn)一步整理可得到農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量與農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值的關(guān)系（表2）。由表2可知，無人務(wù)農(nóng)或只有1人務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶家庭，農(nóng)業(yè)年收入在10 000以下的占比為94.3%。家中有2人務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年收入10 000以上的占比為28.22%，而有3人以上務(wù)農(nóng)家庭農(nóng)業(yè)年收入在10 000元以上的占比達(dá)到73.59%，即隨著農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量的增多，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年收入呈穩(wěn)步上升趨勢。

表2 農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量與農(nóng)業(yè)年產(chǎn)值的關(guān)系

4 模型估計結(jié)果及分析

采用軟件Eviews8.0對超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行極大似然估計，其中F= 112.890 （P=0.000＜1%）說明模型在1%水平上通過了F檢驗，R2=0.67，模型具有較好的解釋力度?；貧w方程如下：

勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量D的系數(shù)為-0.311，即農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在負(fù)向影響。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村勞動力還處在富余階段，依然可以實現(xiàn)勞動力的無限供給。然而通過本文的實證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移帶來的農(nóng)業(yè)勞動力缺乏問題已經(jīng)阻礙了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，即當(dāng)前欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移已超越了傳統(tǒng)意義上“剩余勞動力”的轉(zhuǎn)移規(guī)模，一部分“非剩余勞動力”也參與了轉(zhuǎn)移，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的“劉易斯拐點”已經(jīng)到來。

為進(jìn)一步挖掘農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的作用機(jī)理，本文將調(diào)研數(shù)據(jù)分為兩部分：參與勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶數(shù)據(jù)和未參與勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶數(shù)據(jù)。根據(jù)超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型的回歸結(jié)果以及本文所推導(dǎo)的彈性計算公式，分別計量兩種農(nóng)戶家庭勞動要素對其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響作用。其中直接效應(yīng)為AL，間接效應(yīng)包括土地效應(yīng)AG和資本效應(yīng)AK，總效應(yīng)為AM，計算結(jié)果見表3。

表3 勞動要素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響

結(jié)果（表3）顯示，勞動要素對兩種農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的直接與間接效應(yīng)有著不同表現(xiàn)。對于參與勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭，勞動要素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有較強(qiáng)的正效應(yīng)，說明農(nóng)戶家庭中勞動力流出后其務(wù)農(nóng)的勞動力已明顯不足，此時增加農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量可以大幅提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力。勞動要素間接效應(yīng)的計算結(jié)果為負(fù)值，這與理論分析中“勞動力轉(zhuǎn)移帶來的直接與間接效應(yīng)作用方向相反”的結(jié)論在邏輯上是吻合的。其中土地效應(yīng)為負(fù)且絕對值偏高，說明家庭中勞動力外流后，留守的婦女、老人等僅能進(jìn)行低強(qiáng)度的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，顯著降低了土地使用效率。資本效應(yīng)為負(fù)值且絕對值偏低，這與“勞動力轉(zhuǎn)移增加農(nóng)業(yè)投資”的觀點［1-2］相左，產(chǎn)生這一結(jié)果的原因在于：調(diào)研中發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶通過外出務(wù)工雖然可以獲得一定的資金，但非農(nóng)收入的增長反而導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在農(nóng)戶家庭經(jīng)營中不受重視，因此來自農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資難以增長。

對于未參與勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭，勞動要素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)同樣產(chǎn)生了正效應(yīng)，但絕對值很低，說明此時農(nóng)業(yè)勞動力的增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際效用很弱，較多的勞動力集中在有限的土地上，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的促進(jìn)作用有限。勞動要素的間接效應(yīng)中，土地效應(yīng)為正且絕對值也較高，說明對于勞動力未流出的家庭，土地的增加可有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。資本效應(yīng)為正值，但絕對值較低，說明農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出雖有所增加，但總體作用較小。

總效應(yīng)的計算結(jié)果都為正值，說明總體上勞動要素的增加對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起促進(jìn)作用，由此可推斷勞動要素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際效用必然大于零，這與“剩余勞動力的邊際勞動生產(chǎn)率為零或負(fù)數(shù)”的推論相悖，同樣佐證了欠發(fā)達(dá)地區(qū)“劉易斯拐點”已經(jīng)到來。

5 對策建議

本研究實證分析表明，現(xiàn)階段欠發(fā)達(dá)地區(qū)的“劉易斯拐點”已經(jīng)到來，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成了負(fù)面影響，其作用機(jī)理體現(xiàn)為：農(nóng)戶家庭中的勞動力外出務(wù)工后，農(nóng)業(yè)勞動力的數(shù)量和素質(zhì)都不能滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需要，并進(jìn)一步導(dǎo)致土地利用效率的下降，非農(nóng)收入的增加導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在農(nóng)戶家庭經(jīng)營中不受重視，從而減弱了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資?？梢哉f在“劉易斯拐點”出現(xiàn)后，當(dāng)前欠發(fā)達(dá)地區(qū)的“非剩余勞動力”的大量轉(zhuǎn)移，已經(jīng)背離了“為提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移”的初衷。因此為保證農(nóng)業(yè)穩(wěn)定和糧食安全，應(yīng)通過提高留守勞動力素質(zhì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模化水平等措施彌補(bǔ)農(nóng)村勞動力流失帶來的負(fù)面影響，具體對策建議如下：

5.1 提高農(nóng)村留守勞動力綜合素質(zhì)，加強(qiáng)職業(yè)農(nóng)民培訓(xùn)力度

欠發(fā)達(dá)地區(qū)廣泛存在勞動力過度轉(zhuǎn)移的問題，導(dǎo)致農(nóng)村原本并不充裕的農(nóng)業(yè)勞動力變得更加薄弱，應(yīng)從兩個方面解決這個問題：一是要對農(nóng)村留守的婦女、老人等進(jìn)行專門的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能培訓(xùn)，使之能從事力所能及的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，彌補(bǔ)勞動力過度轉(zhuǎn)移帶來的農(nóng)業(yè)勞動力不足問題。二是要加強(qiáng)對職業(yè)農(nóng)民扶持力度，根據(jù)2017年中央一號文件“發(fā)展職業(yè)農(nóng)民”的要求，在加強(qiáng)培訓(xùn)的基礎(chǔ)上適當(dāng)給予如免息貸款等優(yōu)惠政策，這樣不僅可以使未轉(zhuǎn)移就業(yè)的農(nóng)村勞動力能更加專業(yè)地進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，還可能通過職業(yè)農(nóng)民在農(nóng)村的成功致富等吸引一部分已經(jīng)轉(zhuǎn)移的勞動力重新回到農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

5.2 引導(dǎo)土地集約化經(jīng)營，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體

不斷提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；绞墙鉀Q今后欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村勞動力資源不足的重要途徑之一，而土地流轉(zhuǎn)是農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)的前提［19］，本研究結(jié)論也顯示土地投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的正效應(yīng)較為明顯。因此必須通過加強(qiáng)土地流轉(zhuǎn)，引導(dǎo)土地集約化經(jīng)營，為農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?、產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)創(chuàng)造條件。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)2017年中央一號文件“大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體”的要求，對種糧大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進(jìn)行精準(zhǔn)扶持，使之成為促進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)發(fā)展的中堅力量。

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