楊思雨，蔡海龍

（中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

加快農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是我國提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的重要途徑，有利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)民收入增長和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與調(diào)整。中國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移由1978年的1 912萬人增至2018年的28 836萬人[1]，增長15.08倍。與此同時，包括農(nóng)業(yè)機(jī)械化作業(yè)在內(nèi)的各類社會化服務(wù)組織迅速發(fā)展，填補(bǔ)了勞動力短缺的空白，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平不斷提高[2]。在小規(guī)模農(nóng)戶仍是中國長期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體的情況下，其受自身稟賦約束，缺乏投資農(nóng)機(jī)的激勵，從2004年開始，國家連續(xù)出臺十個“一號文件” 提出要“健全農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系”，積極發(fā)展農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，為小規(guī)模農(nóng)戶利用農(nóng)業(yè)機(jī)械提供了便利條件。黨的十九大報告指出：“健全農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系，實現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接”。2019年中國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)面積達(dá)1 333萬hm2，未來市場規(guī)模可以達(dá)到上萬億元。農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)最直接的效果是減輕勞動強(qiáng)度，提高勞動生產(chǎn)率，形成了對農(nóng)業(yè)勞動力直接的替代作用，對小規(guī)模農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生一定的影響。那么，農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)是否通過提高小規(guī)模農(nóng)戶的機(jī)械化水平進(jìn)而促進(jìn)了小規(guī)模農(nóng)戶勞動力的轉(zhuǎn)移，這是值得探討的問題，也具有十分重要的現(xiàn)實意義。

農(nóng)業(yè)機(jī)械化是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必由之路，而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化則需要不斷提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，讓農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率在較高水平上相等。農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長來自兩個方面[3]：一是土地生產(chǎn)率的提高，即增加單產(chǎn)；二是擴(kuò)大人均耕地面積。土地單產(chǎn)的提高更多地依賴于要素投入和全要素生產(chǎn)率的提高，而人均耕地面積的擴(kuò)大則需要擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)?；蛘邷p少單位面積上的勞動力數(shù)量來實現(xiàn)。我國人多地少，通過擴(kuò)大土地規(guī)模來實現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長空間不大，羅丹等[4]、倪國華和蔡昉[5]測算出農(nóng)戶適度經(jīng)營規(guī)模約為8～13.3 hm2。因此，擴(kuò)大人均耕地面積需要更多地依靠農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移。目前官方統(tǒng)計中國農(nóng)業(yè)勞動力所占比重為28%[6]，若按照實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化時農(nóng)業(yè)勞動力占比15%計算，仍然需要轉(zhuǎn)移13%的農(nóng)業(yè)勞動力，可見推進(jìn)農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的必要性。

中國農(nóng)村勞動力加速向非農(nóng)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移，同時期農(nóng)業(yè)機(jī)械化也快速增長。國內(nèi)許多學(xué)者分析并證實了農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移之間存在顯著關(guān)系[7-9]，實際上農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的推動作用被普遍認(rèn)為是理所當(dāng)然的[10-12]。伴隨中國農(nóng)業(yè)勞動力大量外流，農(nóng)業(yè)勞動機(jī)會成本持續(xù)增加，在家庭承包為基礎(chǔ)的農(nóng)戶小規(guī)模經(jīng)營約束下[13]，中國農(nóng)業(yè)在人均和單個農(nóng)戶耕地規(guī)模都沒有實質(zhì)性擴(kuò)大條件下，為保證國家糧食安全，采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)走出了一條有特色的農(nóng)業(yè)機(jī)械化道路，以服務(wù)規(guī)模化彌補(bǔ)經(jīng)營細(xì)碎化的嚴(yán)重不足[14-15]，為小規(guī)模農(nóng)戶實現(xiàn)較高水平的機(jī)械化提供了便利[16]。為解決中國現(xiàn)階段農(nóng)機(jī)高需求與小規(guī)模農(nóng)戶低購買力，長期可采用土地流轉(zhuǎn)，改變農(nóng)戶小規(guī)模經(jīng)營現(xiàn)狀；但是土地流轉(zhuǎn)后將有大量農(nóng)民從農(nóng)業(yè)中分離出來，短期內(nèi)中國的第二、三產(chǎn)業(yè)可能難以提供充足的就業(yè)機(jī)會。因此，短期可通過社會分工下的農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，把農(nóng)業(yè)勞動力從土地中釋放出來，在一定程度上促進(jìn)農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移，把小規(guī)模農(nóng)戶引入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展軌道并分享分工經(jīng)濟(jì)[17]。

由于農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的覆蓋對象并非隨機(jī)樣本，即農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)可能是由于經(jīng)營情況、農(nóng)戶特征情況等決定的，而這些特征同時也會對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生影響。這就導(dǎo)致在估計農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移影響時存在內(nèi)生性問題，即農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的行為不僅與農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移相關(guān)，也與誤差項相關(guān)。顯而易見，這些不可觀測因素可能因不同農(nóng)戶而異[8]，現(xiàn)有研究多采用傳統(tǒng)的OLS回歸方法[18-19]，可能會存在“自我選擇”導(dǎo)致嚴(yán)重的內(nèi)生性偏差。鑒于此，本研究基于專業(yè)化分工理論，利用中國農(nóng)業(yè)大學(xué)國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院2016年在中國11省開展的農(nóng)村調(diào)查，采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM），有效克服內(nèi)生的樣本選擇性偏差，聚焦于農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的耕整地、播種和收獲階段，分析農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的影響，探討其組群差異，驗證農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)是否能夠促進(jìn)小規(guī)模農(nóng)戶勞動力的轉(zhuǎn)移，以期為農(nóng)村勞動力有效地轉(zhuǎn)移提供理論技術(shù)支撐。

1 理論分析

依據(jù)新古典主義的農(nóng)戶行為理論，假定農(nóng)戶行為決策基于經(jīng)濟(jì)理性；農(nóng)戶家庭要素稟賦約束下，當(dāng)勞動力要素在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門間的價差不斷擴(kuò)大時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會成本不斷提高，收益最大化目標(biāo)的農(nóng)戶將自發(fā)做出勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的決策。與此同時，當(dāng)社會化服務(wù)發(fā)展和農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度提高時，一方面幫助農(nóng)戶以此替代轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門的勞動力，另一方面會使農(nóng)業(yè)部門內(nèi)勞動力相對機(jī)械的機(jī)會成本增加，從而進(jìn)一步產(chǎn)生促進(jìn)農(nóng)戶實現(xiàn)勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的決策。

專業(yè)化分工理論被古典經(jīng)濟(jì)學(xué)視為勞動效率提高和財富增長的重要源泉，農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)這一專業(yè)分工現(xiàn)象是技術(shù)進(jìn)步和社會分工的結(jié)果。農(nóng)戶自身時間、設(shè)備和技術(shù)水平等稟賦有限條件下，農(nóng)戶將耕整地、播種和收獲等生產(chǎn)環(huán)節(jié)托管或外包給擁有機(jī)械設(shè)備、勞動力和技術(shù)的農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)組織，改變了農(nóng)機(jī)對農(nóng)戶（特別是小規(guī)模農(nóng)戶）的稀缺性，使其成為比勞動力更為富裕的要素[20-22]，進(jìn)一步發(fā)揮了農(nóng)業(yè)機(jī)械對農(nóng)戶勞動力的替代作用，即在生產(chǎn)技術(shù)水平不變的情況下，投入的農(nóng)業(yè)機(jī)械越多，所需勞動力數(shù)量越少。當(dāng)農(nóng)業(yè)機(jī)械有限投入到糧食生產(chǎn)時，在農(nóng)戶勞動力未充分轉(zhuǎn)移情況下，以機(jī)械替代勞動力的經(jīng)濟(jì)成本很高，勞動力成本低于機(jī)械成本，以勞動力密集方式進(jìn)行糧食生產(chǎn)更具經(jīng)濟(jì)效益；而隨技術(shù)進(jìn)步，農(nóng)業(yè)機(jī)械制造成本大規(guī)模降低，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會帶動勞動力成本增加，此時在農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)市場的作用下[23]，社會化服務(wù)幫助實現(xiàn)農(nóng)機(jī)“分割”，能夠有效提升各類農(nóng)戶單位面積土地的機(jī)械投入，以此實現(xiàn)的機(jī)械成本低于勞動力成本，將有助于以機(jī)械替代勞動力，從而形成更多剩余農(nóng)業(yè)勞動力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移。

特別是對于小規(guī)模農(nóng)戶而言，其耕種收環(huán)節(jié)自有機(jī)械化程度不高，自購農(nóng)機(jī)也難以實現(xiàn)農(nóng)機(jī)的最優(yōu)利用。農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)通過替代農(nóng)戶自購農(nóng)機(jī)自我服務(wù)，能夠有效實現(xiàn)對小規(guī)模農(nóng)戶勞動力的替代，考慮到糧食生產(chǎn)具有高度依賴密集勞動力和技術(shù)投入特征[24]，耕整地、播種和收獲等環(huán)節(jié)的農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)更加有效替代小規(guī)模農(nóng)戶勞動力，彌補(bǔ)農(nóng)戶勞動力數(shù)量短缺、技術(shù)經(jīng)驗不足等短板[25-26]，實現(xiàn)規(guī)避投資風(fēng)險、降低交易費用、改善經(jīng)營效率[27]，并在一定程度上促進(jìn)了農(nóng)戶勞動力的轉(zhuǎn)移。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)來自于2016年中國農(nóng)業(yè)大學(xué)國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院在河北、黑龍江、吉林、山東、安徽、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西和四川開展的農(nóng)村調(diào)查。數(shù)據(jù)收集采取分層抽樣和隨機(jī)抽樣結(jié)合的方式，按照糧食生產(chǎn)的地域分布情況，隨機(jī)選擇一定數(shù)量的樣本縣，再抽取行政村作為調(diào)研區(qū)域，每個村按花名冊隨機(jī)選取10戶左右糧食種植戶，通過走訪、座談等形式進(jìn)行問卷調(diào)研。調(diào)查問卷的設(shè)計充分考慮了已有農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)與勞動力轉(zhuǎn)移的相關(guān)研究成果，并在正式調(diào)研之前隨機(jī)選取部分農(nóng)戶進(jìn)行預(yù)調(diào)查以進(jìn)一步完善問卷。此次調(diào)查共回收問卷2 399份，其中有效問卷2 065份，問卷有效率86.08%。該問卷主要包括農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)情況、農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移情況、經(jīng)營情況、加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化組織情況、獲得補(bǔ)貼情況和農(nóng)戶特征情況等指標(biāo)變量，完全可以滿足本研究的數(shù)據(jù)需求。

2.2 變量選擇與測度

1）被解釋變量。農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移比例作為被解釋變量（表1），農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移比例=家庭在外務(wù)工人數(shù)/家庭勞動力人數(shù)。

2）解釋變量分為兩個部分，一是農(nóng)戶是否采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，“0”表示未采用，“1”表示采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)。二是農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的主要環(huán)節(jié)：耕整地、播種和收獲。同樣地，“0”表示未采用，“1”表示采用該環(huán)節(jié)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

3）控制變量，分為經(jīng)營情況、加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化組織情況、獲得補(bǔ)貼情況和農(nóng)戶特征情況4個維度。經(jīng)營情況，包括人均糧食種植面積、地塊平均面積和土地流轉(zhuǎn)合同；加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化組織情況，包括加入合作社情況和與企業(yè)合作情況；獲得補(bǔ)貼情況是指三項補(bǔ)貼取對數(shù)；農(nóng)戶特征情況，包括戶主年齡、戶主文化程度、戶主健康狀況、戶主性別、家庭農(nóng)業(yè)培訓(xùn)情況和家庭干部情況。本研究涉及的估計變量見表1。

2.3 傾向得分匹配法

針對農(nóng)戶是否采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)將農(nóng)戶樣本分為采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)組和未采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)組，由于難以保證組別之間有相同的屬性分布，如果采用OLS估計可能導(dǎo)致估計結(jié)果偏差。為最大程度消除非隨機(jī)分配所導(dǎo)致的估計偏誤，選取傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行估計[28]。PSM在評估農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的影響時，將采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)農(nóng)戶組成處理組，未采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)農(nóng)戶組成對照組。

由于無法獲取采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)農(nóng)戶在不采用時的狀態(tài)，需要構(gòu)造一個反事實框架，即在給定一組協(xié)變量的情況下，對每一農(nóng)戶進(jìn)行打分，計算其進(jìn)入處理組的概率，記為傾向得分，實際上是對一組協(xié)變量在處置維度上投影的一個降維，從而在多個維度上將采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)組農(nóng)戶與未采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)組農(nóng)戶進(jìn)行匹配，使得配對的兩個農(nóng)戶協(xié)變量分布相同，只是一個分配在采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)組，另外一個分配在未采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)組，這相當(dāng)于一個隨機(jī)試驗[29]。在這種情況下，是否采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)與結(jié)果變量相互獨立，即：

在對全體樣本配對后，計算配對樣本組之間在結(jié)果變量上的差異，即可得到平均事后處理效應(yīng)的有效估計值（ATT）：

常用的匹配方法包括最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配法等。由于最近鄰匹配和半徑匹配未充分利用所有樣本信息類型，而核匹配則可以更加全面利用所有樣本信息。因此，在本研究中采用核匹配的方法。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的總體使用比例不高，在2 065個樣本農(nóng)戶中，有48.1%的農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)過程中至少有一個環(huán)節(jié)采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)。樣本農(nóng)戶中采用耕整地、播種和收獲階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的比例分別為39.1%、25.7%和37.9%，即采用耕整地階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的農(nóng)戶比例高于收獲和播種階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)（表2）。

從勞動力轉(zhuǎn)移情況來看，采用耕整地、播種和收獲階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移比例主要集中在30%～50%，采用耕整地和收獲階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移大于采用播種階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移，說明采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的農(nóng)戶更傾向于進(jìn)行勞動力轉(zhuǎn)移，耕整地和收獲階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的作用大于播種階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的作用。采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的農(nóng)戶年齡主要集中在40～60歲，年齡較大的農(nóng)戶具有較為豐富的糧食生產(chǎn)經(jīng)驗，但在糧食生產(chǎn)上存在一定的勞動力約束，更愿意采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)來替代勞動。采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的戶主文化程度以初中水平為主，可能由于戶主年齡普遍較大，農(nóng)村年齡較大者其文化程度一般較低，雖然文化程度低對農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)需求認(rèn)知較欠缺，但其年齡較大，由于體力的下降也會增加其對農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的需求，表明文化程度較低的農(nóng)戶更愿意采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)。

表2 調(diào)研樣本的描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of the survey samples

3.2 農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的影響因素分析

為實現(xiàn)樣本匹配，本文分析了農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的影響因素，Logit模型的估計結(jié)果見表3。結(jié)果顯示農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的可能性與簽訂土地流轉(zhuǎn)合同情況、加入合作社情況、與企業(yè)合作情況、獲得三項補(bǔ)貼、戶主年齡、性別和健康狀況顯著相關(guān)。年齡較大的戶主采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的傾向性較強(qiáng)，可能因為年齡較大的戶主難以從事繁重的農(nóng)業(yè)勞動，更愿意采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)來替代勞動。身體健康狀況越差的男性戶主傾向于采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，可能由于身體不適合勞動而選擇農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)。以前沒有加入過合作社并不與企業(yè)合作的農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的傾向性較強(qiáng)，可能因為農(nóng)戶沒有參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化組織，無法通過產(chǎn)業(yè)化組織獲取農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)，轉(zhuǎn)而采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)來進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。沒有簽訂土地流轉(zhuǎn)合同的農(nóng)戶更傾向于購買農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，可能由于土地規(guī)?；头?wù)規(guī)?；嬖谝欢ǖ奶娲P(guān)系，農(nóng)戶沒有進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，會采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，以服務(wù)規(guī)模化來提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。獲得三項補(bǔ)貼較少的農(nóng)戶更傾向于購買農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，可能因為農(nóng)戶土地稟賦較少，會愿意通過采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)來改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營。

表3 基于Logit模型的農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的估計結(jié)果Table 3 Logit equation estimation results of the adoption of socialized service of agricultural machinery

3.3 農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的效果分析

為了保證樣本數(shù)據(jù)的匹配質(zhì)量，在獲得傾向得分后進(jìn)一步繪制了密度函數(shù)圖，以檢驗匹配后的共同支撐域。農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)參與樣本與未參與樣本的傾向得分具有較大范圍的重疊（圖1），表明多數(shù)觀察值在共同取值范圍內(nèi)，進(jìn)行傾向得分匹配僅會損失少量樣本，共同支撐條件得到滿足。經(jīng)PSM匹配結(jié)果分析表明，購買農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的農(nóng)戶樣本損失量為3個（表4），損失較小，共同支撐域令人滿意。

圖1 農(nóng)戶傾向得分匹配后的密度函數(shù)圖Fig. 1 Density function after matching the farm’s propensity scores

表4 PSM匹配結(jié)果Table 4 PSM matching results

此外，傾向得分匹配模型還需要滿足平衡性假設(shè)。換言之，通過匹配需要使得處理組和對照組在各個維度上的變量特征上沒有顯著的差異。若完成匹配后的變量之間還存在顯著差異，則難以減小因為農(nóng)戶個體異質(zhì)性產(chǎn)生的偏差而得到凈效應(yīng)[30]。由表5可知，在樣本匹配之前，采用組與未采用組的控制變量之間基本都存在顯著的系統(tǒng)差異。但是，對樣本進(jìn)行匹配后，所有控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于10%，且所有控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于匹配前的標(biāo)準(zhǔn)化偏差，總體來看，各變量平衡性檢驗效果較好。傾向得分匹配法能夠有效地降低采用組、未采用組之間農(nóng)戶樣本的組間異質(zhì)性。

表5 匹配前后控制變量的平衡性檢驗結(jié)果Table 5 Balance test results of the control variables before and after matching

由表6可見，pseudo-R2值由匹配前0.045顯著下降到匹配后0.002；LR統(tǒng)計量由匹配前127.78顯著下降到匹配后5.92；控制變量的均值偏差由匹配前9.8%顯著減少到匹配后2.7%；控制變量的中位數(shù)偏差由匹配前8.2%顯著下降到匹配后3.2%，總偏誤大大降低[31]。檢驗結(jié)果表明匹配是成功的。

在通過PSM估計的相關(guān)檢驗后，本研究測算了農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)（耕種收）、耕整地階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)、播種階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)和收獲階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的平均處理效應(yīng)（ATT），估計結(jié)果見表7。經(jīng)過傾向得分匹配的反事實估計后，農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)（耕種收）正向顯著影響農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移，影響的凈效應(yīng)為0.027，并且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明在考慮了農(nóng)戶選擇性偏差后，農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)（耕種收）能夠有效促進(jìn)農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移。

表6 模型的平衡性檢驗Table 6 Balance test of the PSM model

耕整地階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移具有顯著的正向影響。在樣本匹配前，耕整地階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的平均處理效應(yīng)為0.032，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。但是，在樣本進(jìn)行匹配后，其影響效應(yīng)值下降為0.029，顯著性變小?？梢姡谂懦煌悇e的組間協(xié)變量差異性之后，耕整地階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)能夠增加農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移。

播種階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移不具有顯著影響。這可能由于機(jī)播是目前農(nóng)業(yè)機(jī)械化中的短板，由于耕整地和收獲環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)發(fā)展水平已成熟化，而機(jī)械播種技術(shù)尚未達(dá)到與人工播種同樣的糧食產(chǎn)出水平，部分農(nóng)戶因機(jī)械播種的存活率和產(chǎn)出水平低而不愿選擇機(jī)械播種，并且機(jī)械播種技術(shù)僅在小部分地區(qū)推行[32]，部分農(nóng)戶表示未接觸過機(jī)械播種。

表7 分環(huán)節(jié)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的平均處理效應(yīng)Table 7 Average treatment effect of socialized service of agricultural machinery

收獲環(huán)節(jié)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移具有顯著的正向影響。在樣本進(jìn)行匹配前，收獲環(huán)節(jié)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的平均處理效應(yīng)為0.041，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。但是，在樣本匹配后，其影響效應(yīng)值下降為0.031。這表明，摻雜了組間協(xié)變量的差異性影響，將高估收獲環(huán)節(jié)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的正向促進(jìn)作用。同時，在消除組間協(xié)變量的差異后，農(nóng)戶采用收獲環(huán)節(jié)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)將傾向于增加農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移。

3.4 農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的組群差異分析

前文雖選用處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）測度農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的影響凈效應(yīng)，但是ATT無法體現(xiàn)樣本農(nóng)戶影響效應(yīng)的結(jié)構(gòu)性差異，即組群差異。因而，探討不同類型農(nóng)戶的組群差異有助于豐富農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的研究內(nèi)容。

除全體樣本外，參照學(xué)界慣例和國家統(tǒng)計局官方統(tǒng)計口徑，農(nóng)戶家庭經(jīng)營面積是否大于3.33 hm2，將樣本分為規(guī)模農(nóng)戶組和小規(guī)模農(nóng)戶組。依據(jù)秦嶺淮河分界線，將樣本所含11個省分為北方農(nóng)戶組和南方農(nóng)戶組。通過與上述相同的傾向得分匹配法，估算了各子樣本的ATT值，結(jié)果見表8。

農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對小規(guī)模農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移具有顯著的正向影響，ATT估計值為4.5%，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。而農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對規(guī)模農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移不具有顯著影響，可能與規(guī)模農(nóng)戶存在自購農(nóng)機(jī)和采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)有關(guān)。目前中國的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體依然以傳統(tǒng)小規(guī)模農(nóng)戶為主，而農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對要素稟賦較差的小規(guī)模農(nóng)戶帶動效果更好。

農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對北方省份農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移具有顯著的正向影響，ATT估計值為4.2%，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。而農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對南方省份農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移不具有顯著影響，由于南方省份具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展快、區(qū)位條件好和交通條件便利等眾多優(yōu)勢條件，具有更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，可能存在著勞動力已經(jīng)轉(zhuǎn)移的比較充分。并且南方省份耕地多為山地和丘陵水田，土地的宜機(jī)化整理效應(yīng)較高，也不利于農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的發(fā)展。

表8 不同規(guī)模與地區(qū)農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的平均處理效應(yīng)Table 8 Average treatment effect of different sizes and regions adopting socialized service of agricultural machinery

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

研究表明，農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的總體使用比例不高，有48.1%的農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)過程中至少有一個環(huán)節(jié)采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，有39.1%、25.7%和37.9%的農(nóng)戶采用耕整地、播種和收獲階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)。在當(dāng)前農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)普遍較低的階段，農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移存在正向影響效應(yīng)；研究驗證了農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)通過提高小規(guī)模農(nóng)戶的機(jī)械化水平進(jìn)而促進(jìn)了小規(guī)模農(nóng)戶勞動力的轉(zhuǎn)移。但是，不同環(huán)節(jié)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的作用效果存在差異，收獲階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用最好，其次為耕整地階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)；而播種階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移沒有表現(xiàn)出顯著的影響。因此，需要提升糧食生產(chǎn)的重點環(huán)節(jié)和薄弱環(huán)節(jié)的農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)水平。組群差異結(jié)果表明，相較于其他規(guī)模與地區(qū)的農(nóng)戶，農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對小規(guī)模、北方省份的農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的影響效應(yīng)更為顯著。農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)在帶動傳統(tǒng)小規(guī)模農(nóng)戶進(jìn)行勞動力轉(zhuǎn)移、實現(xiàn)其與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接方面發(fā)揮了重要作用。

本研究的不足之處在于，受樣本限制，本研究無法引入更多有效的控制變量。后續(xù)會根據(jù)農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)發(fā)展設(shè)計調(diào)查問卷，獲取更為全面的調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)一步檢驗農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對勞動力轉(zhuǎn)移的影響效應(yīng)。

4.2 政策啟示

發(fā)展農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，具有促進(jìn)農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的政策參考價值，但其作用效果針對不同規(guī)模、地區(qū)的農(nóng)戶存在異質(zhì)性，應(yīng)采取適應(yīng)性的具體手段。

1）應(yīng)重點支持糧食生產(chǎn)的重點環(huán)節(jié)和薄弱環(huán)節(jié)參與農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，避免普惠性農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)支持政策導(dǎo)致的低效率，如重點支持播種階段農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，提高支持政策效能。

2）抓住高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)的機(jī)遇，積極引導(dǎo)中國北方省份小規(guī)模農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)。在有條件的地區(qū)努力建成高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田，激發(fā)小規(guī)模農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的需求，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域“機(jī)器換人”。同時，在中國南方省份積極推進(jìn)“地適機(jī)”和“機(jī)適地”等宜機(jī)化工作。

3）鑒于農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)對小規(guī)模農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移存在正向影響效應(yīng)，且在今后相當(dāng)長一個時期內(nèi)，小規(guī)模農(nóng)戶仍將是中國農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的重要組成部分[33]，因此，推廣農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)應(yīng)對小規(guī)模農(nóng)戶給予充分關(guān)注，應(yīng)重點提高小規(guī)模農(nóng)戶對農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)的認(rèn)知，讓更多小規(guī)模農(nóng)戶能放心地采用農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)，從而促進(jìn)小規(guī)模農(nóng)戶融入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展軌道。