陳江華，陳 艷，羅明忠

（1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330045；2.江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045；3.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，不但為中國城鎮(zhèn)化快速發(fā)展提供充足的廉價勞動力，而且有力地帶動農(nóng)民收入增長，助力農(nóng)村貧困人口脫貧。自勞動力流動限制解除以來，雖然中國農(nóng)村勞動力持續(xù)大規(guī)模向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，農(nóng)村緊張的人地關(guān)系矛盾得到緩解，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營地快速發(fā)展，但小農(nóng)經(jīng)營在中國當(dāng)前及未來很長一段時間內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中仍占主導(dǎo)地位［1］，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模不經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)象仍普遍存在，突出表明當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)勞動力比例仍較高，需要進(jìn)一步轉(zhuǎn)移［2］。因此，研究制約農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

當(dāng)前小農(nóng)經(jīng)營仍占主導(dǎo)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)格局表明，中國要進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，為農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營創(chuàng)造條件。二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡導(dǎo)致的城鄉(xiāng)巨大收入差距吸引了農(nóng)村勞動力源源不斷地轉(zhuǎn)移到城市非農(nóng)領(lǐng)域就業(yè)，不僅增加轉(zhuǎn)移勞動力的家庭收入［3］，而且推動城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展［4-5］。隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)機(jī)械的應(yīng)用，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率持續(xù)提升，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中進(jìn)一步釋放農(nóng)村剩余勞動力［6］，同時在交通等基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善的作用下，中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移速度加快［7-10］。

學(xué)術(shù)界對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移開展了大量且富有成效的研究，已有文獻(xiàn)主要認(rèn)為農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移不僅與自身資源稟賦狀況密切相關(guān)，還受到家庭與村莊層面因素的制約。在自身資源稟賦方面，有學(xué)者指出年齡與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移決策之間存在倒“U”型關(guān)系［11］，較好的健康狀況有助于農(nóng)村勞動力獲取非農(nóng)就業(yè)機(jī)會［12］，良好的受教育程度不僅能增強(qiáng)農(nóng)村勞動力市場競爭力，還能夠提高其非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性［13-14］。非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的獲取與農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力自身社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)息息相關(guān)，豐富的社會資本有助于降低工作搜尋成本，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移［15-17］。

在家庭層面，照顧子女和贍養(yǎng)老人使農(nóng)村已婚婦女面臨家庭照料與就業(yè)參與的突出矛盾，并顯著降低其參與非農(nóng)就業(yè)的可能與減少非農(nóng)就業(yè)時間［18-20］。與所屬姓氏沒有祠堂或家譜的家庭相比，有祠堂或家譜的家庭中勞動力外出務(wù)工的可能性更高［21］。土地是農(nóng)村家庭最重要的生產(chǎn)資料，不僅具有提供就業(yè)與增加收入的生產(chǎn)性功能，還具有重要的福利保障與財產(chǎn)性功能，因而已有研究重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響。推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于釋放農(nóng)村剩余勞動力［22］，能夠顯著提高農(nóng)村勞動力外出務(wù)工的意愿［23］，但農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移受到農(nóng)地細(xì)碎化格局的阻礙［24］。鑒于土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移存在反向因果關(guān)系，進(jìn)一步采用工具變量法深入分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地轉(zhuǎn)出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移無顯著影響［25］。

在村莊層面，我國農(nóng)村土地歸集體所有，由農(nóng)戶家庭承包經(jīng)營，主要根據(jù)遠(yuǎn)近、肥力和灌溉條件平均分配，且很多地方隨著村莊人口變化而不斷調(diào)整農(nóng)地，造成經(jīng)營權(quán)不穩(wěn)定，使農(nóng)戶缺乏農(nóng)業(yè)投資激勵，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移［26-27］。農(nóng)地確權(quán)雖然增強(qiáng)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性，有助于提高農(nóng)戶的投資意愿，但對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移形成抑制作用［28-29］。然而，關(guān)于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的研究還存在截然相反的觀點(diǎn)，這些研究認(rèn)為，土地調(diào)整將顯著抑制農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移［30］，頒發(fā)土地承包經(jīng)營權(quán)證書能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移［31-33］。

已有文獻(xiàn)為本文研究的開展奠定了良好的基礎(chǔ)，但通過對文獻(xiàn)進(jìn)行梳理發(fā)現(xiàn)：首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)從農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用角度研究農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的文獻(xiàn)較少，關(guān)注農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的作用機(jī)制的文獻(xiàn)更是鮮見；其次，已有文獻(xiàn)對農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間因可能的互為因果關(guān)系而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題關(guān)注不足［34］，導(dǎo)致研究結(jié)論可靠性存疑?；诖?，本文利用2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），在采用工具變量法來緩解內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對其家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的影響及其作用機(jī)制，以期提出促進(jìn)我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的相關(guān)政策建議。

二、理論分析與研究假說

在工業(yè)化與城鎮(zhèn)化背景下，中國農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平不斷提高，促進(jìn)了農(nóng)村勞動力持續(xù)向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供充足的勞動力資源支撐。本文從單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入與農(nóng)戶健康兩方面探究農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的作用機(jī)理。

首先，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用能增強(qiáng)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，降低單位面積耕地勞動力的投入量，使得在經(jīng)營規(guī)模不變的條件下農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動力投入量減少，從而產(chǎn)生農(nóng)業(yè)剩余勞動力。為提高家庭收入水平，拓寬家庭收入渠道，農(nóng)業(yè)剩余勞動力傾向于轉(zhuǎn)移到相對收入更高的非農(nóng)領(lǐng)域就業(yè)。正是由于農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平的不斷提高，城市經(jīng)濟(jì)部門所能獲得的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移勞動力規(guī)模進(jìn)一步增加，客觀上延遲“劉易斯拐點(diǎn)”的到來時間。

其次，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用及其應(yīng)用水平的提高，引發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強(qiáng)度下降，對農(nóng)業(yè)勞動力的體力要求降低，使農(nóng)戶家庭婦女、老人、輕度殘疾人等弱質(zhì)勞動力能夠勝任傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)時期無法從事的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，從而將家庭內(nèi)部優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放出來。因此，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用一方面能緩解農(nóng)業(yè)勞動力弱質(zhì)化趨勢對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的沖擊，使弱質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動力能夠勝任當(dāng)前的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動；另一方面能促進(jìn)農(nóng)戶家庭內(nèi)部分工，使農(nóng)戶家庭勞動力根據(jù)自身比較優(yōu)勢選擇不同的職業(yè)，青壯年等家庭優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動力傾向于進(jìn)入到非農(nóng)領(lǐng)域就業(yè)，而將女性和老人等弱質(zhì)性勞動力配置到農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，以期通過家庭勞動力資源的優(yōu)化配置來實(shí)現(xiàn)家庭收入最大化［35］，進(jìn)而形成基于代際與性別分工的“半工半耕”的家庭生計模式［36-37］?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用通過降低單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入而對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有正向影響。農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平越高，單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入越少，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可能性越高。

在落后的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動主要依靠人力與畜力進(jìn)行，不但農(nóng)忙時間較長，而且農(nóng)民要通過延長每日工作時間來保證及時完成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動而不貽誤農(nóng)時，使日出而作、日落而息成為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件下的常態(tài)。在缺乏現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)裝備的支持下，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大多以“面朝黃土背朝天”的生產(chǎn)方式進(jìn)行，使傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的勞動強(qiáng)度大的特征。長期高強(qiáng)度的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動導(dǎo)致農(nóng)民普遍存在身體健康問題。通過采用農(nóng)業(yè)機(jī)械，農(nóng)業(yè)勞動力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中被逐步替代，體力勞動從部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)退出，能降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強(qiáng)度，有助于改善農(nóng)戶健康狀況。健康狀況的改善進(jìn)一步提升農(nóng)戶的人力資本水平，增強(qiáng)農(nóng)戶在非農(nóng)就業(yè)市場的競爭力，提高農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的可獲得性，從而促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移［12，38］。基于此，提出第二個研究假說：

H2：農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用通過改善農(nóng)戶健康狀況而對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移有正向影響。農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平越高，農(nóng)戶健康狀況越好，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的可能性越大。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心2016年實(shí)施的中國勞動力動態(tài)調(diào)查項(xiàng)目（China Labor-force Dynamic Survey，簡稱CLDS）。該調(diào)查于2011年啟動試調(diào)查，已完成2012年全國基線調(diào)查、2014年追蹤調(diào)查、2016年追蹤調(diào)查。2016年CLDS在全國（除港澳臺、西藏、海南外）29個省、直轄市、自治區(qū)展開，主要采用為多階段、多層次、與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，并結(jié)合輪換樣本追蹤方式，共調(diào)查了401個社區(qū)14 226戶家庭21 086份15～64歲勞動力人口個體問卷，內(nèi)容涉及村莊人口、經(jīng)濟(jì)與社會環(huán)境、家庭人口結(jié)構(gòu)、勞動力就業(yè)、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等方面信息，為本文的開展提供了堅實(shí)的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，其中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭有4 705戶，占家庭樣本的57.05%。本文主要研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化應(yīng)用對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響，在剔除存在變量缺失的樣本后，共獲得3 499份有效樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量 本文選取的被解釋變量為非農(nóng)就業(yè)比例，即農(nóng)戶家庭勞動力從事非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的比例。非農(nóng)就業(yè)比例越高，表明農(nóng)戶家庭非農(nóng)轉(zhuǎn)移程度越高，外出從事非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)越多。從表1可以看出，樣本農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例均值為53.7%，可見農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移已成普遍現(xiàn)象。

表1 變量名稱與描述性統(tǒng)計分析

2.核心解釋變量 本文選擇的核心解釋變量是農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，主要是指農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中使用機(jī)械的程度，分為“傳統(tǒng)農(nóng)耕”“部分機(jī)械化”“完全機(jī)械化”3個階段。其中，“1”代表“傳統(tǒng)農(nóng)耕”，表示農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中幾乎不采用機(jī)械，或者機(jī)械化程度極低，主要依靠人力與畜力來完成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動；“2”表示“部分機(jī)械化”，即農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中部分地或有限度地采用農(nóng)業(yè)機(jī)械；“3”代表“完全機(jī)械化”，是指農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中采用農(nóng)業(yè)機(jī)械的程度較高，甚至實(shí)現(xiàn)全程機(jī)械化。調(diào)查表明，樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的均值為1.877，顯示樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平較低，以部分機(jī)械化為主。

3.機(jī)制變量 為探索農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的作用機(jī)制，本文選擇“單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入”“農(nóng)戶健康狀況”作為機(jī)制變量。單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入采用農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)與耕地面積之比來衡量，農(nóng)戶家庭平均每公頃耕地投入8.94個勞動力。戶主健康狀況采用李克特5級量表測度，分別用“非常不健康、比較不健康、一般、比較健康、非常健康”來表示，農(nóng)戶健康狀況整體上處于一般狀態(tài)。

4.控制變量 借鑒已有研究，從個體特征、家庭特征、村莊特征三方面選取控制變量。①戶主個體特征。采用戶主性別、年齡、受教育程度3個變量來反映戶主個體特征。從表1可得知，樣本農(nóng)戶戶主平均年齡在55歲左右，表明留村勞動力呈現(xiàn)明顯的老齡化現(xiàn)象。戶主年齡越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力相對較弱，需要配置更多的勞動力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，不利于家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。戶主受教育程度均值為2.48，表明樣本戶家庭戶主受教育程度低。農(nóng)業(yè)勞動力文化程度越低，其自身對新事物的接受能力與非農(nóng)就業(yè)技能可能相對較差，在非農(nóng)就業(yè)市場的競爭力相對較弱，不利于其非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移。②農(nóng)戶家庭特征。采用禮金支出總額、勞均耕地面積以及是否獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼作為測度被訪農(nóng)戶家庭特征的變量。家庭禮金支出金額作為家庭社會資本的代理變量，家庭禮金支出總額越多，家庭社會資本越豐富，越有助于促進(jìn)家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。勞均耕地面積數(shù)值越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要投入更多的勞動力，將抑制家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移；農(nóng)戶獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼有助于增加家庭收入，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較收益劣勢狀況，進(jìn)而吸引部分具有務(wù)農(nóng)比較優(yōu)勢的農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，使其家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的可能性降低。③村莊特征?？紤]到外部條件可能對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生影響，選取村莊地形與村莊交通狀況作為控制變量。一般而言，山區(qū)與外界聯(lián)系相對較少，信息相對閉塞，不利于農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移。村莊的交通條件越好，不僅為農(nóng)戶獲取非農(nóng)就業(yè)信息提供極大便利，還降低其外出務(wù)工的交通成本，使其家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的比例可能更高。

（三）模型選擇

綜合上文已闡述的農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系，進(jìn)一步探究農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的影響，構(gòu)建模型基本表達(dá)式如下：

式（1）中，transferi為因變量，用“非農(nóng)就業(yè)比例”來測度，machinei表示關(guān)鍵解釋變量，為“農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平”，χi表示納入模型的控制變量，?表示隨機(jī)擾動項(xiàng)，α0為模型常數(shù)項(xiàng)，α1、βi為模型待估計參數(shù)，i為第i個農(nóng)戶。

四、結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果

首先，采用線性回歸模型進(jìn)行估計；其次，鑒于因變量“非農(nóng)就業(yè)比例”的取值介于0～1，屬于因變量取值受限類型，故繼續(xù)采用Tobit模型進(jìn)行估計；最后，由于農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用與農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例之間存在反向因果關(guān)系，導(dǎo)致模型產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因此，進(jìn)一步采用工具變量法進(jìn)行估計，以提高模型估計結(jié)果的一致性與無偏性。

本文采用Stata16.0統(tǒng)計軟件進(jìn)行實(shí)證分析，基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，模型（1）～模型（4）均在1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明模型與數(shù)據(jù)適配度優(yōu)良。通過對比加入控制變量的OLS模型與Tobit模型結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩個模型回歸結(jié)果均在1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)均為正，表明模型結(jié)果較為穩(wěn)健?；鶞?zhǔn)回歸模型結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平在1%統(tǒng)計水平上對農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例有顯著正向影響，表明在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用程度越高，農(nóng)戶家庭從事非農(nóng)就業(yè)的勞動力比例越高，這與預(yù)期結(jié)果完全一致（表2）。

表2 農(nóng)業(yè)機(jī)械化對勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）結(jié)果分析

一般而言，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用能減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對勞動力的需求，減輕農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強(qiáng)度，將部分農(nóng)業(yè)勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放出來，進(jìn)而促進(jìn)其非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移。同時，家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例越高，從事非農(nóng)就業(yè)的家庭勞動力越多，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)越可能面臨務(wù)農(nóng)勞動力不足的約束，需要引入農(nóng)業(yè)機(jī)械來推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［39］。因此，模型估計可能因農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用與農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移之間存在反向因果關(guān)系而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致模型估計有偏與不一致。為克服反向因果導(dǎo)致的模型估計可能存在的內(nèi)生性問題，采用“村莊其他農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械平均應(yīng)用水平”作為農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的工具變量，進(jìn)一步探索農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的影響。首先，一個區(qū)域內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式具有趨同性，率先采納先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與生產(chǎn)方式的農(nóng)戶，對其他農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式具有示范作用，因而村莊其他農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用程度越高，某一農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的農(nóng)業(yè)機(jī)械化應(yīng)用水平也會相應(yīng)提高，使工具變量滿足相關(guān)性要求。其次，農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移決策是基于成本收益比較，以獲得家庭收入最大化而做出的，與村莊其他農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械化平均應(yīng)用水平并無直接關(guān)系，滿足工具變量的外生性要求。表3結(jié)果顯示，IV-Tobit模型外生性檢驗(yàn)在10%統(tǒng)計水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化變量為內(nèi)生變量，采用工具變量法進(jìn)行估計是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

表3 農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對非農(nóng)勞動力轉(zhuǎn)移的IV-Tobit模型估計結(jié)果

1.農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的影響 從表3中可以看出，在解決內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平對非農(nóng)就業(yè)比例在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，且農(nóng)業(yè)機(jī)械化應(yīng)用水平每提高1個層次，農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例可能增加4.82%，與基準(zhǔn)回歸Tobit模型結(jié)果相比，不考慮內(nèi)生性問題將低估農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用程度越高，農(nóng)戶家庭勞動力參與非農(nóng)就業(yè)的比例越高，與預(yù)期一致。農(nóng)業(yè)機(jī)械的應(yīng)用有效提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模不變條件下降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中所投入的勞動力要素數(shù)量與質(zhì)量成為可能，從而有助于將更多的優(yōu)質(zhì)勞動力從家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放出來。為實(shí)現(xiàn)勞動力資源的優(yōu)化配置，釋放出來的農(nóng)戶家庭勞動力傾向于在非農(nóng)領(lǐng)域就業(yè)。

2.控制變量對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響 戶主性別對非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的影響未通過顯著性檢驗(yàn)，表明性別不是影響農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的主要因素。戶主年齡與戶主年齡的平方均在1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗(yàn)，但戶主年齡平方項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)，顯示戶主年齡對其家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移具有倒“U”型影響，隨著表明戶主年齡的增大，家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的比例先提高后下降。這是因?yàn)樵谀骋慌R界年齡之前，隨著年齡的增大，農(nóng)村勞動力工作經(jīng)驗(yàn)豐富，擁有相對較好的非農(nóng)技能，能在非農(nóng)就業(yè)市場獲得較多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，而在越過臨界年齡后，年齡越大，農(nóng)村勞動力身體素質(zhì)與工作效率下降，其在非農(nóng)就業(yè)市場的競爭力降低，從而影響家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例。受教育程度為高中、大專、本科及以上對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例的影響分別在1%、5%和1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，表明與未上過學(xué)的農(nóng)戶相比，具有高中、大專、本科及以上學(xué)歷的農(nóng)戶參與非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的可能性顯著提高，與預(yù)期一致。戶主健康狀況對農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，表明身體健康狀況越好的農(nóng)村勞動力在非農(nóng)就業(yè)市場具有相對較強(qiáng)的競爭力，其家庭勞動力參與非農(nóng)就業(yè)的比例可能更高，與預(yù)期一致。禮金支出總額對非農(nóng)就業(yè)比例的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，表明家庭年禮金支出總額越多，農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例可能越高，與預(yù)期一致。在中國講究人情往來的環(huán)境背景下，禮金支出總額能夠較好地測度農(nóng)戶家庭社會資本狀況，禮金支出總額越多，農(nóng)戶家庭社會資本越豐富，能夠獲得更多的非農(nóng)就業(yè)信息與非農(nóng)就業(yè)渠道，從而促進(jìn)家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。勞均耕地面積在10%的統(tǒng)計水平上對非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的影響顯著為負(fù)，表明勞均耕地面積越大，農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例越低，與預(yù)期一致。是否獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的影響在5%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，表明獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼將對農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)有抑制作用，與預(yù)期一致。村莊交通狀況對非農(nóng)就業(yè)人數(shù)影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明較好地交通條件有助于促進(jìn)農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，與預(yù)期一致。地形為丘陵對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的影響在5%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，表明相對于平原地形，處于丘陵地區(qū)的農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移比例可能更高，與預(yù)期不一致，可能是因?yàn)榍鹆甑貐^(qū)戶均耕地少，生存可依賴的資源稟賦較差，成為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的重要推力之一。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保實(shí)證分析結(jié)果穩(wěn)健，采用替換因變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，選取“家庭工資性收入比例”替代“勞動力非農(nóng)就業(yè)比例”，這是由于農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例越高，工資性收入在其家庭收入中的比例也越高。繼續(xù)選擇“本村其他農(nóng)戶平均農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平”作為農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的工具變量，IV-Tobit模型沃爾德外生性檢驗(yàn)在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平為內(nèi)生變量，因而采用村莊其他農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械平均應(yīng)用水平作為農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的工具變量進(jìn)行估計是恰當(dāng)?shù)?。?shí)證模型結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對家庭工資性收入比例的影響在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平越高，農(nóng)戶家庭收入中來自非農(nóng)領(lǐng)域的比例越高，農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)比例越大，反映模型估計結(jié)果穩(wěn)?。ū?）。

表4 農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例影響的IV-Tobit模型估計結(jié)果

（四）機(jī)制分析

根據(jù)前文理論分析，選取單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入、戶主健康狀況兩個變量來探索農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的影響渠道，并預(yù)期農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平提高，一方面，有助于減少家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動力投入，促使更多的家庭勞動力從農(nóng)業(yè)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到非農(nóng)領(lǐng)域，從而提高家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)比例；另一方面，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平的提高降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強(qiáng)度，有助于改善農(nóng)戶身體健康狀況，增強(qiáng)其非農(nóng)就業(yè)市場上的就業(yè)可獲得性，從而促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。

借鑒唐林等［40］的研究方法，首先構(gòu)建農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平與傳導(dǎo)機(jī)制變量的回歸模型，以驗(yàn)證農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平對單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入、戶主健康狀況的影響。其次，構(gòu)建傳導(dǎo)機(jī)制變量與非農(nóng)就業(yè)比例的回歸模型，以驗(yàn)證單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入、戶主健康狀況對農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)比例的影響。具體回歸模型如下：

式（2）～式（3）中，傳導(dǎo)機(jī)制變量中單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入采用農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量與農(nóng)業(yè)實(shí)際經(jīng)營面積之比來測度，用李克特5級量表來測度戶主主觀健康狀況，控制變量的設(shè)置與式（1）一致。

鑒于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與傳導(dǎo)機(jī)制變量可能存在的反向因果關(guān)系，繼續(xù)選擇“本村其他農(nóng)戶平均農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平”作為農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的工具變量，分別采用兩階段最小二乘法與擴(kuò)展的有序回歸模型（eoprobit）估計農(nóng)業(yè)機(jī)械化對單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入、戶主健康狀況的影響。表5結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，與預(yù)期一致，表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化應(yīng)用能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升，降低家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對戶主健康的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，與預(yù)期一致。在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要依靠畜力與人力來完成，經(jīng)年累月的高強(qiáng)度體力勞作導(dǎo)致農(nóng)民普遍存在身體健康不佳的問題，而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平，能降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強(qiáng)度，從而改善農(nóng)民健康狀況。

表5 農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入、戶主健康狀況的影響

鑒于傳導(dǎo)機(jī)制變量與非農(nóng)勞動力比例之間可能存在互為因果的關(guān)系，分別選擇“本村其他農(nóng)戶平均單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入”“戶主2014年健康狀況”變量作為單位土地農(nóng)業(yè)勞動力、戶主健康狀況的工具變量，采用工具變量法進(jìn)行估計，模型沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕傳導(dǎo)機(jī)制變量為外生變量的原假設(shè)，表明傳導(dǎo)機(jī)制變量為內(nèi)生變量，因而采用工具變量法進(jìn)行估計是恰當(dāng)?shù)?。?中模型（5）結(jié)果顯示，單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入對非農(nóng)勞動力比例的影響在5%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，表明單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入越少，農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動力比例越高，這是因?yàn)檗r(nóng)村勞動力主要配置于農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，即農(nóng)業(yè)勞動力配置方向相互替代，因而單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入越多，農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)比例就越低，H1得到驗(yàn)證。模型（6）結(jié)果顯示戶主健康狀況對農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動力轉(zhuǎn)移比例的影響在1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，表明戶主健康狀況越好，其工作能力相對較強(qiáng)，從事非農(nóng)就業(yè)的可能性更高，H2得到驗(yàn)證。綜上所述，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平不僅對農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例有直接促進(jìn)作用，還通過單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入、戶主健康狀況對農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例有顯著的間接促進(jìn)作用。

表6 單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入、戶主健康狀況對非農(nóng)勞動力比例影響的IV-Tobit實(shí)證結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

基于2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)中29省3 499農(nóng)戶樣本，采用工具變量法實(shí)證分析農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響，并進(jìn)一步探索農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的作用機(jī)制。研究結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移具有顯著正向影響，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平越高，農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例越大，且通過替換因變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明這一研究結(jié)論穩(wěn)健，且在引入工具變量后發(fā)現(xiàn)，如果不考慮內(nèi)生性問題將低估農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的影響。機(jī)制分析結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用不但通過降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)單位土地農(nóng)業(yè)勞動力投入促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，而且可有效降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強(qiáng)度，通過改善農(nóng)戶健康狀況而推進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。在控制變量方面，戶主年齡對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有倒“U”型影響；相對于未上過學(xué)的農(nóng)戶，戶主受教育程度為高中（中專）、大專、本科及以上的家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的比例更高；戶主健康狀況、家庭禮金支出總額、村莊交通狀況對農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移有顯著正向影響；勞均耕地面積與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移具有顯著負(fù)向影響。相對于平原地區(qū)的農(nóng)戶家庭，丘陵地區(qū)的農(nóng)戶家庭非農(nóng)轉(zhuǎn)移比例更高。

為進(jìn)一步提高中國農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，得到以下幾點(diǎn)啟示：第一，加大農(nóng)業(yè)機(jī)械發(fā)展支持，不斷提高農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平。中國要實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化，必須進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，而不斷提高農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用水平是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動力持續(xù)轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵推動力。需要從以下幾方面努力來提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平：一是加大對農(nóng)業(yè)機(jī)械研發(fā)支持，引導(dǎo)農(nóng)機(jī)生產(chǎn)企業(yè)、高校與科研機(jī)構(gòu)等相關(guān)科研力量加強(qiáng)對各類適宜性強(qiáng)的農(nóng)業(yè)機(jī)械的研發(fā)，不斷提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平；二是加大農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼力度，將各類具有廣泛應(yīng)用前景的農(nóng)業(yè)機(jī)械納入農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼范圍，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)機(jī)擁有率；三是鼓勵農(nóng)業(yè)機(jī)械社會化服務(wù)發(fā)展，支持擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械的各類農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)供給，促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接，不斷提高小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化水平；四是適應(yīng)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展趨勢，推進(jìn)耕地宜機(jī)化改造，不斷提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。第二，強(qiáng)化農(nóng)民培訓(xùn)力度，提高農(nóng)戶人力資本水平。較高的人力資本水平有助于促進(jìn)農(nóng)村勞動力參與非農(nóng)就業(yè)，因而在做好農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能培訓(xùn)的同時要完善農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)技能培訓(xùn)，構(gòu)建農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)技能培訓(xùn)體系，提高農(nóng)村勞動力人力資本水平。第三，繼續(xù)完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)差距。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施中，要著重加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，不僅能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)要素互動，促進(jìn)城鄉(xiāng)資源優(yōu)化配置，還可推進(jìn)農(nóng)村剩余勞動力進(jìn)一步轉(zhuǎn)移。