徐清華，張廣勝

（1.沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，遼寧 沈陽 100866；2.遼寧大學(xué)商學(xué)院，遼寧 沈陽 110136）

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以優(yōu)化農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門的勞動力要素配置，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集約化、專業(yè)化發(fā)展水平[1]。如果沒有農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，分散經(jīng)營的小農(nóng)經(jīng)濟不利于土地機械化作業(yè)[2]，會惡化農(nóng)村勞動力錯配[3]。然而縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移釋放的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；l(fā)展利好并沒有及時抓住，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)資源跨區(qū)域流動受阻，使得農(nóng)村土地拋荒問題日益嚴重，縣域局部農(nóng)村勞動力過度轉(zhuǎn)移反而使得“勞動力缺失”效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，即缺少必要農(nóng)業(yè)勞動力要素投入而導(dǎo)致農(nóng)地使用效率下降[4-5]。

已有文獻從微觀角度論述了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負面效應(yīng)[6-7]，然而從宏觀角度上，兩者負相關(guān)關(guān)系在縣域范圍上是否成立還需要進一步分析。并且，區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展不平衡，與全國整體農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展相比，縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長條件已經(jīng)有明顯時間滯后性和空間差異性[8]。越來越多的證據(jù)表明，“勞動力缺失”效應(yīng)很可能因區(qū)域間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素替代市場建立而逐步緩解。第一，農(nóng)業(yè)機械等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)已經(jīng)取得一定發(fā)展，土地規(guī)模化發(fā)展為縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動創(chuàng)造了條件[9]。第二，現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中有資本替代勞動力的跡象，勞動力要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的作用逐漸降低[10]。第三，通過土地流轉(zhuǎn)“釋放”農(nóng)業(yè)勞動力要素投入“冗余”，促進農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)新技術(shù)和增加農(nóng)業(yè)機械等社會化生產(chǎn)服務(wù)需求[11-12]，推動工商資本下鄉(xiāng)解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信貸約束[13]，提高農(nóng)地產(chǎn)出率和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)力[14]。因此，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是否能夠改善縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率？農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)是否存在？目前鮮有文獻進行研究。

已有文獻探討了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，但相關(guān)研究仍然存在以下不足：首先，在研究角度上面，多以微觀數(shù)據(jù)研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的“勞動力缺失”效應(yīng)，很少有人從宏觀縣域角度研究兩者之間的關(guān)系。其次，在研究方法上，沒有考慮到縣域間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的再配置效應(yīng)，使得有關(guān)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率之間關(guān)系的看法相互矛盾[15-16]。最后，國家出臺了《全國新增1 000億斤糧食生產(chǎn)能力規(guī)劃（2009—2020年）》等農(nóng)業(yè)政策，鼓勵建設(shè)800個產(chǎn)糧大縣確保國家糧食安全，縣域農(nóng)業(yè)重要性由此提升到國家層面，而有關(guān)縣域農(nóng)業(yè)要素合理配置的研究沒有得到足夠重視?；诖耍疚牟捎每臻g杜賓模型，利用全國1 832個縣2002—2010年的面板數(shù)據(jù)，分析農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)，進一步探討糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)兩者空間溢出效應(yīng)的區(qū)域差異，為促進縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和確保國家糧食安全提供理論依據(jù)和現(xiàn)實支撐。

1 理論分析

1.1 “勞動力缺失”效應(yīng)

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移會造成農(nóng)業(yè)勞動力供給短缺，短期內(nèi)會對縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響。根據(jù)資源優(yōu)化配置理論，投入要素合理有效配置能夠促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出最大化，區(qū)域農(nóng)村勞動力流動受阻，局部農(nóng)村勞動力錯配嚴重，不利于區(qū)域農(nóng)業(yè)集約化生產(chǎn)[3]。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移過快會產(chǎn)生“勞動力缺失”效應(yīng)，降低了農(nóng)業(yè)土地產(chǎn)出效率[7]。從區(qū)域角度看，縣域“勞動力缺失”現(xiàn)象產(chǎn)生原因很可能是農(nóng)業(yè)勞動力要素區(qū)域間流動性不足所致，進而降低了縣域農(nóng)業(yè)土地利用效率。

1.2 收入效應(yīng)

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響很可能來自于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的收入效應(yīng)、農(nóng)業(yè)土地規(guī)?；a(chǎn)的示范效應(yīng)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對本地農(nóng)業(yè)勞動力要素的替代效應(yīng)。在收入效應(yīng)方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提高了農(nóng)村家庭非農(nóng)收入，促使縣域農(nóng)業(yè)從勞動力密集型向資本密集型、科技密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移帶來多重紅利，既增加農(nóng)戶收入，也為農(nóng)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造機遇[17]。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移給農(nóng)戶家庭帶來匯款收入，彌補農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需資金缺口，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中間投入品購買和農(nóng)業(yè)機械等生產(chǎn)性服務(wù)購買，避免因收入預(yù)算約束而削減農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入。

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提高了縣域土地流轉(zhuǎn)規(guī)模，通過土地生產(chǎn)規(guī)模擴大可以同時改善資本配置效率和勞動配置效率[18]。通過匯款購買勞動力服務(wù)或者機械化服務(wù)等方式來填補農(nóng)業(yè)勞動力供需缺口，匯款發(fā)揮著生產(chǎn)性消費作用，而不是生活性消費作用[19]。農(nóng)戶收入提高反向推動區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)逐漸從勞動密集型生產(chǎn)轉(zhuǎn)到以農(nóng)業(yè)機械化為主的資本密集型生產(chǎn)，對農(nóng)業(yè)經(jīng)營形態(tài)將產(chǎn)生重大改變[20]。

1.3 示范效應(yīng)

在示范效應(yīng)方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以提高土地規(guī)?；l(fā)展和加速鄰近地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移。為了糾正土地要素扭曲，2005年國家就出臺了《農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》等政策法規(guī)，為土地流出創(chuàng)造政策條件，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有助于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)[21]。示范效應(yīng)產(chǎn)生于兩方面，一方面，土地規(guī)模化有利于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置效率，通過示范效應(yīng)有助于鄰近地區(qū)土地流轉(zhuǎn)加速。本地政府會根據(jù)鄰近地區(qū)政府行為來修訂產(chǎn)業(yè)政策，由此會產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)[22]。在湖南土地規(guī)?；l(fā)展過程中，通過樣本家庭農(nóng)場的示范效應(yīng)，會促進鄰近農(nóng)業(yè)資源優(yōu)化配置和助推農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展[23]。另一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以降低家庭生計脆弱性，該模式具有示范效應(yīng)，帶動更多農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[24]。

1.4 區(qū)域要素替代效應(yīng)

在要素替代效應(yīng)方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以增加農(nóng)業(yè)機械、外地勞動力等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對本地農(nóng)業(yè)勞動力要素的替代作用。一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移很可能讓農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對農(nóng)業(yè)勞動力的替代作用增強，優(yōu)化區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動力要素配置。從縣域農(nóng)業(yè)機械化推廣實踐來看，中國小麥、水稻、玉米的耕、種、收環(huán)節(jié)綜合機械化率分別為93.71%、73.14%、79.76%，三大主糧機械化生產(chǎn)在2004—2013年實現(xiàn)快速發(fā)展[25]。農(nóng)業(yè)機械化服務(wù)不僅可以補充本地農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移后的農(nóng)業(yè)勞動力要素缺口，還能夠緩解鄰近地區(qū)“勞動力缺失”效應(yīng)，農(nóng)業(yè)機械跨區(qū)域作業(yè)在一定程度上能夠抵消農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)地產(chǎn)出率的負向影響[26]。

另一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移促進了縣域農(nóng)地流轉(zhuǎn)，為在市場上購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素與服務(wù)提供了條件，增加了外地勞動力對本地勞動力的替代作用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；l(fā)展促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)選擇合作化發(fā)展道路和采用農(nóng)業(yè)新生產(chǎn)技術(shù)，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[27]。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移過程中，會為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造條件，農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)會誘導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)外包需求，有助于播種收割、植保施肥、疾病防治等生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)對本地勞動力的替代，促進區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素合理有效配置[9]。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率

本文采用全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity,TFP）測度縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率常用測度方法有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法和隨機前沿分析（SFA）方法兩種，DEA模型用來衡量相對效率，對造成無效率原因無法做出解釋，因此SFA方法越來越受到研究者重視。參照Battese和Coelli[28]的方法，將SFA方法應(yīng)用到平衡面板數(shù)據(jù)的研究，采用超越對數(shù)型生產(chǎn)函數(shù)，計量方程式設(shè)定如下：

式中：y表示縣域農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，x表示投入要素，分別為縣域農(nóng)業(yè)勞動力投入要素（x1，人）、縣域農(nóng)業(yè)資本投入要素（x2，萬元）、縣域土地投入要素（x3，hm2）、縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)投入要素（x4，10 MW），β0、βk、βkj、βit、βt、βtt為待估參數(shù)，TE表示縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的測度指標。i=1，2，3，…，1 832，表示1 832個縣，t表示技術(shù)變化的時間趨勢虛擬變量，從2002到2010年共9年，v為服從正態(tài)分布的隨機變量，u為服從正態(tài)截尾分布的非負隨機變量，采用半正態(tài)分布隨機前沿分析方法，使用最大似然估計法得到縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的觀測值。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標選擇縣域第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值衡量，以2002年為基期，采用分省消費者價格指數(shù)（CPI）進行平減。農(nóng)業(yè)勞動力投入要素選擇縣域范圍內(nèi)從事農(nóng)林牧漁的農(nóng)村勞動力人數(shù)衡量。由于在統(tǒng)計年鑒上無法獲得縣域農(nóng)業(yè)資本存量數(shù)據(jù)，本文采用每年縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出測度農(nóng)業(yè)資本要素投入，采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性人均支出與縣級行政區(qū)農(nóng)村從業(yè)人口的乘積衡量，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性人均支出包括人均家庭經(jīng)營費用支出和人均購置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出，數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村住戶調(diào)查統(tǒng)計年鑒》和《中國住戶調(diào)查年鑒》，以2002年為基期，采用每年分省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)進行平減。土地投入要素選擇縣域耕地面積作為衡量指標，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)投入要素選擇農(nóng)業(yè)機械總動力作為衡量指標。

2.2 空間杜賓模型

在測度縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率基礎(chǔ)上，選擇縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移作為解釋變量，研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，計量方程式如下：

式中：TE表示縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，RLM表示縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，X為控制變量，β0、β1、λ為待估參數(shù)，ζ為OLS模型的殘差項。

縣域相鄰區(qū)域的空間共性大于間隔較遠的區(qū)域，存在空間交互作用和外溢效應(yīng)，OLS模型誤差項與解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)不等于0，會造成OLS回歸系數(shù)有偏。在計量模型中加入空間權(quán)重修正經(jīng)典回歸模型，模型表達式如下：

式中：W為空間距離標準化權(quán)重矩陣，In為單位矩陣，σ為殘差的標準差，n表示空間矩陣的維度，參數(shù)ρ為空間滯后系數(shù)，W'為空間距離標準化權(quán)重矩陣的轉(zhuǎn)置矩陣，TE'為縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率觀測值列矩陣的轉(zhuǎn)置矩陣，通過下式估計參數(shù)ρ：

通過最大似然估計法構(gòu)建函數(shù)如下：

式中：(TE-ρ×W× TE)'為矩陣(TE-ρ×W× TE)的轉(zhuǎn)置矩陣，通過求函數(shù)極大值，可得到自變量的估計量。空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）可以消除空間交互作用，但是空間滯后相關(guān)和空間誤差相關(guān)可能同時存在于回歸模型中，影響回歸模型的相關(guān)參數(shù)估計，通過構(gòu)建空間杜賓模型（SDM）來檢驗農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)，模型如下：

式中：β1、β1、γ、φ為待估參數(shù)，τ為服從標準正態(tài)分布的殘差項，模型中包含空間固定效應(yīng)μi和時間固定效應(yīng)θt，下標i表示第i個縣級行政區(qū)，下標j表示第j個縣級行政區(qū)，下標t表示第t年。通過將農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的估計結(jié)果分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，依次為，其中間接效應(yīng)為空間溢出效應(yīng)。

2.3 自變量

為了排除其他因素對結(jié)果的影響，在計量模型中加入經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財政自給率、金融發(fā)展、工業(yè)發(fā)展等控制變量。在解釋變量方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（RLM）：將縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移總?cè)藬?shù)與縣域農(nóng)村勞動力總?cè)藬?shù)的比值作為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的代理指標，縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移總?cè)藬?shù)等于縣域鄉(xiāng)村從業(yè)人員總?cè)藬?shù)減去縣域鄉(xiāng)村農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員總?cè)藬?shù)。

在控制變量方面，經(jīng)濟發(fā)展（AGDP）：采用縣域人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量，觀測值越大，縣域經(jīng)濟發(fā)展程度越高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（CA）：采用二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重衡量，縣域產(chǎn)業(yè)升級越快，縣域農(nóng)業(yè)產(chǎn)值所占比重越小。財政自給率（FS）：采用當年縣（市）政府財政收入與財政支出的比值衡量，比值越高，縣域政府自身財政造血功能越強。金融發(fā)展（FD）：用年末金融機構(gòu)各項貸款余額與縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值衡量，比值越大，縣域金融發(fā)展水平越高。工業(yè)發(fā)展（IDL）：采用縣域規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值與縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值衡量，比值越大，縣域工業(yè)發(fā)展水平越高。各變量采用winsorize方法對1%的極端值進行處理，變量定義與描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析Table 1 Descriptive statistics of variables

2.4 數(shù)據(jù)來源

考慮到2010年后《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)發(fā)生重大改變，多數(shù)變量沒有繼續(xù)更新，而《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》在2002年之前沒有公布縣域數(shù)據(jù)，常用耕地面積數(shù)據(jù)無法獲取，因此研究時間段選擇在2002—2010年之間。本文研究數(shù)據(jù)來源于《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（2003—2011）、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（2003—2011）、《中國農(nóng)村住戶調(diào)查統(tǒng)計年鑒》（2003—2010）、《中國住戶調(diào)查年鑒》（2011），將各統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)通過縣級行政區(qū)名稱進行匹配合并，刪除指標值缺失比較多的樣本，部分缺失數(shù)據(jù)選擇線性插值法補充，共得到全國1 832個縣2002—2010年的面板數(shù)據(jù)（不包括港澳臺地區(qū)）。

3 結(jié)果與分析

3.1 縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率測度結(jié)果

3.1.1 縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率時間趨勢 表2是基于SFA模型測度縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的結(jié)果，首先，在2002—2010年全國縣域整體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率平均值為0.747，平均每年增長0.12%。本文測度結(jié)果低于郇紅艷[29]測量全國1996—2013年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的平均測度值0.784，說明同時期縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率落后于全國整體水平。從時間上看，縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率從2002年的0.743上漲到2004年的0.751，縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增長來自于農(nóng)業(yè)減費降稅，降低農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)負擔，增加了農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性。

表2 2002—2010年縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率分布情況Table 2 Annual average agricultural production efficiency from 2002 to 2010

然后縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率連續(xù)三年出現(xiàn)下滑，在2007年降到最低。2006年正式取消農(nóng)業(yè)稅，沒有農(nóng)業(yè)稅費負擔后，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移加速，很可能在這期間產(chǎn)生短期“勞動力缺失”效應(yīng)，降低了縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。隨后縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率出現(xiàn)反彈，2007年到2008年出現(xiàn)上升，2008到2010年連續(xù)出現(xiàn)輕微下降，從反彈跡象上看，很可能由于合作社快速發(fā)展和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體出現(xiàn)，與“勞動力缺失”效應(yīng)相互作用，從而使得縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率平穩(wěn)波動。

從區(qū)域來看，根據(jù)國家糧食局關(guān)于糧食主產(chǎn)區(qū)劃分，將遼寧、河北、山東、吉林、內(nèi)蒙古、江西、湖南、四川、河南、湖北、江蘇、安徽、黑龍江十三個省級行政區(qū)劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)，其他?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）劃分為非糧食主產(chǎn)區(qū)，從橫向比較來看，糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率明顯高于非糧食主產(chǎn)區(qū)，糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率年均增長率為0.08%，非糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率年均增長率為0.09%，表明糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率總體增速小于非糧食主產(chǎn)區(qū)。

3.1.2 縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間分布特點 按照31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）對樣本進行分組，通過比較2010年與2002年的縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均值，用以分析地區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置的改善情況，具體情況見表3。從區(qū)域分布來看，2002年全國縣域高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率區(qū)域主要分布在海南、福建、廣東、湖北、吉林、江蘇、江西、廣西、浙江等，分布特點是南方縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率高于北方，東中部地區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率高于西部地區(qū)。2010年全國縣域高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率集聚區(qū)主要分布在海南、福建、廣東、江蘇、湖北、遼寧、吉林、四川、廣西、安徽、江西等，分布特點表現(xiàn)為南方縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率高于北方。糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地較為分散，主要用于種植業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移導(dǎo)致糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)和農(nóng)業(yè)勞動力替代要素的進入，其縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率高于非糧食主產(chǎn)區(qū)。

2002—2010年全國縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率增加的地區(qū)主要有青海、新疆、寧夏、四川、遼寧、黑龍江、江蘇、山西、內(nèi)蒙古等，縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率降低的地區(qū)主要有西藏、浙江、吉林、江西、廣東、湖南、貴州等，分布特點是西部縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率改善程度高于中東部地區(qū)，北方縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率改善情況好于南方。從糧食產(chǎn)區(qū)的角度來看，2002—2010年期間糧食主產(chǎn)區(qū)55.67%的縣（縣級市）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率得到改善，而非糧食主產(chǎn)區(qū)只有41.20%的縣（縣級市）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率得到改善，表明糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置效率改善程度高于非糧食主產(chǎn)區(qū)。

3.1.3 空間相關(guān)性檢驗 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間自相關(guān)性和空間依賴性診斷結(jié)果見表4，結(jié)果顯示縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間依賴性為正值，從2002到2010年Moran’s I指標值在0.2左右變動，空間自相關(guān)系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上統(tǒng)計顯著，說明縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率非隨機獨立分布，存在顯著的空間外溢效應(yīng)。對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移及其控制變量進行OLS回歸，計量結(jié)果所得殘差做空間自相關(guān)檢驗，結(jié)果表明，在2002—2010年期間，殘差項存在顯著的空間依賴性，因此使用空間杜賓模型進行研究，消除空間自相關(guān)性和空間誤差項對計量結(jié)果的不利影響。

表3 2002與2010年縣域平均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對比分析Table 3 Comparison analysis of average agricultural production efficiency of counties between 2002 and 2010

表4 2002—2010年縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率空間自相關(guān)及其計量診斷Table 4 Spatial autocorrelation and metrological diagnosis of the efficiency of county agricultural production from 2002 to 2010

3.2 農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響

3.2.1 農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的空間溢出效應(yīng) 空間杜賓模型回歸結(jié)果見表5，第1列到第5列中縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間相關(guān)系數(shù)ρ都在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率存在明顯的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。從計量結(jié)果上看，第1列中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接影響在1%統(tǒng)計水平上顯著，縣域內(nèi)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度每增加一個單位，縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率就增長6.3個百分點，說明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移能夠促進縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高，縣域農(nóng)村勞動力表現(xiàn)出顯著的“剩余”特征。從空間溢出效應(yīng)來看，計量結(jié)果表明，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響存在空間外溢效應(yīng)和正的外部性，鄰近縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響具有正向促進作用。從總效應(yīng)來看，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，空間溢出效應(yīng)明顯大于直接效應(yīng)，使得總效應(yīng)遠大于直接效應(yīng)。

空間溢出效應(yīng)產(chǎn)生的原因主要有三點：首先，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有利于縣域內(nèi)外農(nóng)業(yè)資源進一步整合，例如土地規(guī)模進一步擴大，獲得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模收益，縣域農(nóng)業(yè)資源跨區(qū)域整合能夠促進縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的合理配置，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素資源的配置效率。其次，農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力通過非農(nóng)收入購買農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，填補了縣域農(nóng)業(yè)勞動力要素供需缺口，機械收割、打藥、脫粒等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)更加有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動，提高了鄰近縣域農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對本地縣域農(nóng)業(yè)勞動力的替代性[9]。周振等[25]通過研究農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的貢獻時，發(fā)現(xiàn)從2004年到2010年底，農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移貢獻度從開始的21.6%上升到目前的72.5%，農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)業(yè)勞動力的替代作用不斷上升。最后，縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社的成立為縣域農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)和縣域農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的長期退出創(chuàng)造了條件。農(nóng)民能夠穩(wěn)定從非農(nóng)就業(yè)中獲取工資收入，通過人口城鎮(zhèn)化成為城鎮(zhèn)常住人口，因此農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響具有長期性。

3.2.2 控制變量的計量結(jié)果 控制變量對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響計量結(jié)果見表5基本回歸結(jié)果，在經(jīng)濟發(fā)展方面，經(jīng)濟發(fā)展對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，表明縣域經(jīng)濟發(fā)展可以改善縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。經(jīng)濟發(fā)展對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，鄰近縣域經(jīng)濟發(fā)展水平每提高一單位，本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率下降67.3個百分點，說明鄰近縣域經(jīng)濟發(fā)展能夠?qū)Ρ镜乜h域農(nóng)業(yè)要素資源產(chǎn)生明顯的“吸附”作用，區(qū)域經(jīng)濟集聚效應(yīng)對本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生不利影響。

在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接影響為負，在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會降低縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的間接影響和總影響不顯著，說明考慮到空間溢出效應(yīng)后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響減弱。

在政府財政方面，如果縣域政府財政實力增加，會擁有更多財政支農(nóng)資金投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，有助于本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高。由于縣域之間政府財政嚴重依賴中央財政轉(zhuǎn)移支付，本地政府與鄰近地區(qū)縣級政府對獲取中央支農(nóng)資金時會產(chǎn)生競爭效應(yīng)，鄰近縣級政府獲得中央財政轉(zhuǎn)移支付資源越多，對本地縣域農(nóng)業(yè)獲取資金支持的不利影響就越大，從而抑制了本地縣域農(nóng)業(yè)發(fā)展。

在金融發(fā)展方面，金融發(fā)展水平對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響在1%水平上統(tǒng)計顯著為負，金融發(fā)展水平每提高一個單位，縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率就下降2.8個百分點。金融發(fā)展對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，鄰近縣域金融發(fā)展水平每提高一個單位，本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率就增加23.1個百分點。計量結(jié)果說明，經(jīng)濟過度金融化對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生顯著的負面影響，而鄰近縣域經(jīng)濟過度金融化能夠顯著改善本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置效率。

表5 農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響Table 5 Effects of off-farm employment from the rural areas on the efficiency of county agricultural production

在工業(yè)發(fā)展方面，工業(yè)發(fā)展對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接影響和空間溢出效應(yīng)都在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，鄰近縣域工業(yè)發(fā)展水平每提高一個單位，本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率會下降57.7個百分點，原因在于鄰近縣域工業(yè)發(fā)展能夠吸納本地農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口，過度吸納本地農(nóng)村勞動力資源容易讓本地農(nóng)業(yè)勞動力要素投入短缺，不利于本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

3.3 地域差異

縣域間農(nóng)業(yè)機械化、農(nóng)地規(guī)?；?、要素替代市場等發(fā)展情況差異較大，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響存在地域差異，按照國家糧食局標準，將全國劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)，回歸結(jié)果見表5。糧食主產(chǎn)區(qū)的回歸結(jié)果顯示，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，對鄰近地區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)也在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，原因可能在于糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)“剩余”勞動力轉(zhuǎn)移，降低農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門間的勞動力錯配，通過土地流轉(zhuǎn)有利于解決土地零碎化問題，促進糧食主產(chǎn)區(qū)本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高。

在非糧食主產(chǎn)區(qū)回歸結(jié)果中，非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接影響顯著為正，說明非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以顯著改善縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置效率。在空間溢出效應(yīng)方面，縣域勞動力轉(zhuǎn)移的回歸系數(shù)為5.348，在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明在非糧食主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)也存在。

通過糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)兩者計量結(jié)果的比較，可以看出非糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)大于糧食主產(chǎn)區(qū)。原因可能在于非糧食主產(chǎn)區(qū)部分區(qū)域?qū)儆诩Z食主銷區(qū)，靠近市場有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場化，通過農(nóng)產(chǎn)品市場需求引導(dǎo)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。此外，糧食主產(chǎn)區(qū)被政策限制于種植業(yè)發(fā)展，非糧食主產(chǎn)區(qū)更加注重養(yǎng)殖業(yè)和海洋捕撈業(yè)等附加值高的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展，這些農(nóng)業(yè)部門更有利于區(qū)域規(guī)?；l(fā)展和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素縣域間流動，因此非糧食主產(chǎn)區(qū)兩者關(guān)系的空間溢出效應(yīng)大于糧食主產(chǎn)區(qū)。

3.4 穩(wěn)健性分析

考慮到空間杜賓模型中空間距離權(quán)重只能夠衡量地域間的地理聯(lián)系，而無法衡量地域范圍內(nèi)的經(jīng)濟聯(lián)系，為了驗證計量的穩(wěn)健性，本文將空間距離權(quán)重矩陣換成經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，經(jīng)濟指標值采用縣級行政區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值在觀測期的年平均值衡量，主要考慮到縣域經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相關(guān)性沒有縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟大，通過權(quán)重構(gòu)造函數(shù)生成經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，其計量結(jié)果見表5經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣回歸結(jié)果。結(jié)果顯示農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，再次說明計量結(jié)果的可靠性。通過不同空間權(quán)重結(jié)果對比，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率之間的作用機制很可能通過農(nóng)業(yè)機械和土地流轉(zhuǎn)等途徑產(chǎn)生影響，而采用經(jīng)濟距離權(quán)重后，空間溢出效應(yīng)更多地通過生產(chǎn)組織資源整合和農(nóng)業(yè)資本要素區(qū)域流動等途徑來產(chǎn)生影響，空間溢出效應(yīng)明顯下降。

此外，考慮到空間面板數(shù)據(jù)內(nèi)生性往往來自于不隨時間變化的未知地區(qū)特征因素，為了消除縣域未知因素對隨機項產(chǎn)生的不利影響，在基本回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，對各變量進行一階差分處理，然后進行空間杜賓模型分析，計量結(jié)果見表5內(nèi)生性處理回歸結(jié)果。消除未知縣域特征因素的影響后，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)也依然存在，其回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上都顯著為正。與基本回歸計量結(jié)果相比，不同點在于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的直接效應(yīng)增加，空間溢出效應(yīng)迅速下降，但仍然大于其直接效應(yīng)。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會因勞動力要素投入不足產(chǎn)生“勞動力缺失”效應(yīng)，區(qū)域勞動力流動和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)受到區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場交易成本和區(qū)域地理障礙等限制，影響到縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置效率。本文基于全國1 832個縣2002—2010年的面板數(shù)據(jù)，使用空間杜賓模型研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)及其區(qū)域差異。研究發(fā)現(xiàn)：

1）在時間上，2002—2010年中國縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率從0.743增長到0.750，年均增長率為0.12%，并且糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率大于非糧食主產(chǎn)區(qū)。

2）從區(qū)域分布上看，2002—2010年南方縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率普遍高于北方，東中部地區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率高于西部地區(qū)，糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)要素配置效率改善程度要高于非糧食主產(chǎn)區(qū)。

3）空間杜賓模型計量結(jié)果顯示，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的直接影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，表明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移能顯著改善縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置效率。從空間計量結(jié)果來看，鄰近縣域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對本地縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響具有顯著的空間外溢效應(yīng)。

4）農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對非糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)大于糧食主產(chǎn)區(qū)，說明糧食主產(chǎn)區(qū)縣域農(nóng)業(yè)有待進一步發(fā)展。通過在替換空間權(quán)重矩陣和采用一階差分對數(shù)據(jù)進行處理的基礎(chǔ)上，再次計量后發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)仍然存在。

4.2 建議

1）破除城鎮(zhèn)就業(yè)的地方保護主義思想和政策，推動縣域農(nóng)村轉(zhuǎn)移，有助于通過農(nóng)業(yè)規(guī)模化生產(chǎn)提高縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。農(nóng)村轉(zhuǎn)移對縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)產(chǎn)生的直接原因，來自于區(qū)域經(jīng)濟的集聚作用，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)聚集可以吸納更多農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口從事非農(nóng)工作，然而部分地區(qū)勞動力就業(yè)政策偏向于保護本地就業(yè)，不利于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的空間溢出效應(yīng)釋放。

2）推進縣域農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)土地中退出，全面有序推進農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化。農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口落戶城鎮(zhèn)既可以為農(nóng)業(yè)土地流轉(zhuǎn)創(chuàng)造條件，有利于區(qū)域間土地要素合理優(yōu)化配置，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)資源跨區(qū)域流動奠定基礎(chǔ)，進而提高縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，避免土地非農(nóng)化、非糧化等情況進一步惡化。

3）政府應(yīng)該出臺農(nóng)機跨區(qū)域燃油補貼等補貼政策，促進區(qū)域農(nóng)機專業(yè)合作社建設(shè)，努力推進農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)資源跨區(qū)域流動?！皠趧恿θ笔А毙?yīng)產(chǎn)生很重要的原因是農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)資源對農(nóng)村勞動力的替代作用太弱，可以通過區(qū)域農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)資源調(diào)配，解決縣域局部農(nóng)業(yè)勞動力投入不足問題。而區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)會提高農(nóng)業(yè)要素市場交易成本，通過國家政策性補貼解決區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素替代市場失靈問題，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素縣域間流動。