农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应——基于1 832个县的面板数据

徐清华，张广胜

（1.沈阳农业大学经济管理学院，辽宁 沈阳 100866；2.辽宁大学商学院，辽宁 沈阳 110136）

农村劳动力转移可以优化农业部门与非农业部门的劳动力要素配置，提高农业产业集约化、专业化发展水平[1]。如果没有农村劳动力转移，分散经营的小农经济不利于土地机械化作业[2]，会恶化农村劳动力错配[3]。然而县域农村劳动力转移释放的农业生产规模化发展利好并没有及时抓住，农业生产性服务业资源跨区域流动受阻，使得农村土地抛荒问题日益严重，县域局部农村劳动力过度转移反而使得“劳动力缺失”效应逐渐显现，即缺少必要农业劳动力要素投入而导致农地使用效率下降[4-5]。

已有文献从微观角度论述了农村劳动力转移对农业生产的负面效应[6-7]，然而从宏观角度上，两者负相关关系在县域范围上是否成立还需要进一步分析。并且，区域农业发展不平衡，与全国整体农业经济发展相比，县域农业经济增长条件已经有明显时间滞后性和空间差异性[8]。越来越多的证据表明，“劳动力缺失”效应很可能因区域间农业生产要素替代市场建立而逐步缓解。第一，农业机械等生产性服务业已经取得一定发展，土地规模化发展为县域农业生产要素跨区域流动创造了条件[9]。第二，现阶段农业生产过程中有资本替代劳动力的迹象，劳动力要素在农业生产过程中的作用逐渐降低[10]。第三，通过土地流转“释放”农业劳动力要素投入“冗余”，促进农户采用农业新技术和增加农业机械等社会化生产服务需求[11-12]，推动工商资本下乡解决农业生产信贷约束[13]，提高农地产出率和农业劳动生产力[14]。因此，农村劳动力转移是否能够改善县域农业生产效率？农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应是否存在？目前鲜有文献进行研究。

已有文献探讨了农村劳动力转移对农业生产效率的影响，但相关研究仍然存在以下不足：首先，在研究角度上面，多以微观数据研究农村劳动力转移的“劳动力缺失”效应，很少有人从宏观县域角度研究两者之间的关系。其次，在研究方法上，没有考虑到县域间农业生产要素的再配置效应，使得有关农村劳动力转移与农业生产效率之间关系的看法相互矛盾[15-16]。最后，国家出台了《全国新增1 000亿斤粮食生产能力规划（2009—2020年）》等农业政策，鼓励建设800个产粮大县确保国家粮食安全，县域农业重要性由此提升到国家层面，而有关县域农业要素合理配置的研究没有得到足够重视。基于此，本文采用空间杜宾模型，利用全国1 832个县2002—2010年的面板数据，分析农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应，进一步探讨粮食主产区与非粮食主产区两者空间溢出效应的区域差异，为促进县域农业经济发展和确保国家粮食安全提供理论依据和现实支撑。

1 理论分析

1.1 “劳动力缺失”效应

农村劳动力转移会造成农业劳动力供给短缺，短期内会对县域农业经济增长产生不利影响。根据资源优化配置理论，投入要素合理有效配置能够促进农业产出最大化，区域农村劳动力流动受阻，局部农村劳动力错配严重，不利于区域农业集约化生产[3]。农村劳动力转移过快会产生“劳动力缺失”效应，降低了农业土地产出效率[7]。从区域角度看，县域“劳动力缺失”现象产生原因很可能是农业劳动力要素区域间流动性不足所致，进而降低了县域农业土地利用效率。

1.2 收入效应

农村劳动力转移对县域农业生产的影响很可能来自于农村劳动力转移的收入效应、农业土地规模化生产的示范效应和农业生产性服务对本地农业劳动力要素的替代效应。在收入效应方面，农村劳动力转移提高了农村家庭非农收入，促使县域农业从劳动力密集型向资本密集型、科技密集型产业转型。农村劳动力转移带来多重红利，既增加农户收入，也为农业发展创造机遇[17]。农村劳动力转移给农户家庭带来汇款收入，弥补农业生产所需资金缺口，包括农业生产中间投入品购买和农业机械等生产性服务购买，避免因收入预算约束而削减农业生产要素投入。

农村劳动力转移提高了县域土地流转规模，通过土地生产规模扩大可以同时改善资本配置效率和劳动配置效率[18]。通过汇款购买劳动力服务或者机械化服务等方式来填补农业劳动力供需缺口，汇款发挥着生产性消费作用，而不是生活性消费作用[19]。农户收入提高反向推动区域农业生产逐渐从劳动密集型生产转到以农业机械化为主的资本密集型生产，对农业经营形态将产生重大改变[20]。

1.3 示范效应

在示范效应方面，农村劳动力转移可以提高土地规模化发展和加速邻近地区农村劳动力转移。为了纠正土地要素扭曲，2005年国家就出台了《农村土地承包经营权流转管理办法》等政策法规，为土地流出创造政策条件，农村劳动力转移有助于农村土地流转[21]。示范效应产生于两方面，一方面，土地规模化有利于改善农业生产要素配置效率，通过示范效应有助于邻近地区土地流转加速。本地政府会根据邻近地区政府行为来修订产业政策，由此会产生产业集聚的空间溢出效应[22]。在湖南土地规模化发展过程中，通过样本家庭农场的示范效应，会促进邻近农业资源优化配置和助推农业现代化发展[23]。另一方面，农村劳动力转移可以降低家庭生计脆弱性，该模式具有示范效应，带动更多农村劳动力向非农产业转移[24]。

1.4 区域要素替代效应

在要素替代效应方面，农村劳动力转移可以增加农业机械、外地劳动力等农业生产性服务对本地农业劳动力要素的替代作用。一方面，农村劳动力转移很可能让农业机械等农业生产性服务对农业劳动力的替代作用增强，优化区域农业劳动力要素配置。从县域农业机械化推广实践来看，中国小麦、水稻、玉米的耕、种、收环节综合机械化率分别为93.71%、73.14%、79.76%，三大主粮机械化生产在2004—2013年实现快速发展[25]。农业机械化服务不仅可以补充本地农村劳动力转移后的农业劳动力要素缺口，还能够缓解邻近地区“劳动力缺失”效应，农业机械跨区域作业在一定程度上能够抵消农村劳动力转移对农地产出率的负向影响[26]。

另一方面，农村劳动力转移促进了县域农地流转，为在市场上购买农业生产要素与服务提供了条件，增加了外地劳动力对本地劳动力的替代作用。农业生产规模化发展促进农业生产选择合作化发展道路和采用农业新生产技术，提高了农业生产效率[27]。农村劳动力转移过程中，会为农业生产性服务业发展创造条件，农业规模化生产会诱导农业生产性服务外包需求，有助于播种收割、植保施肥、疾病防治等生产环节外包服务对本地劳动力的替代，促进区域农业生产要素合理有效配置[9]。

2 研究方法与数据来源

2.1 县域农业生产效率

本文采用全要素生产率（Total Factor Productivity,TFP）测度县域农业生产效率。农业生产效率常用测度方法有数据包络分析（DEA）方法和随机前沿分析（SFA）方法两种，DEA模型用来衡量相对效率，对造成无效率原因无法做出解释，因此SFA方法越来越受到研究者重视。参照Battese和Coelli[28]的方法，将SFA方法应用到平衡面板数据的研究，采用超越对数型生产函数，计量方程式设定如下：

式中：y表示县域农业产出，x表示投入要素，分别为县域农业劳动力投入要素（x1，人）、县域农业资本投入要素（x2，万元）、县域土地投入要素（x3，hm2）、县域农业生产技术投入要素（x4，10 MW），β0、βk、βkj、βit、βt、βtt为待估参数，TE表示县域农业生产效率的测度指标。i=1，2，3，…，1 832，表示1 832个县，t表示技术变化的时间趋势虚拟变量，从2002到2010年共9年，v为服从正态分布的随机变量，u为服从正态截尾分布的非负随机变量，采用半正态分布随机前沿分析方法，使用最大似然估计法得到县域农业生产效率的观测值。

农业产出指标选择县域第一产业总产值衡量，以2002年为基期，采用分省消费者价格指数（CPI）进行平减。农业劳动力投入要素选择县域范围内从事农林牧渔的农村劳动力人数衡量。由于在统计年鉴上无法获得县域农业资本存量数据，本文采用每年县域农业生产性支出测度农业资本要素投入，采用农业生产性人均支出与县级行政区农村从业人口的乘积衡量，农业生产性人均支出包括人均家庭经营费用支出和人均购置生产性固定资产支出，数据来源于《中国农村住户调查统计年鉴》和《中国住户调查年鉴》，以2002年为基期，采用每年分省农业生产资料价格指数进行平减。土地投入要素选择县域耕地面积作为衡量指标，农业生产技术投入要素选择农业机械总动力作为衡量指标。

2.2 空间杜宾模型

在测度县域农业生产效率基础上，选择县域农村劳动力转移作为解释变量，研究农村劳动力转移对县域农业生产效率的影响，计量方程式如下：

式中：TE表示县域农业生产效率，RLM表示县域农村劳动力转移，X为控制变量，β0、β1、λ为待估参数，ζ为OLS模型的残差项。

县域相邻区域的空间共性大于间隔较远的区域，存在空间交互作用和外溢效应，OLS模型误差项与解释变量之间的相关系数不等于0，会造成OLS回归系数有偏。在计量模型中加入空间权重修正经典回归模型，模型表达式如下：

式中：W为空间距离标准化权重矩阵，In为单位矩阵，σ为残差的标准差，n表示空间矩阵的维度，参数ρ为空间滞后系数，W'为空间距离标准化权重矩阵的转置矩阵，TE'为县域农业生产效率观测值列矩阵的转置矩阵，通过下式估计参数ρ：

通过最大似然估计法构建函数如下：

式中：(TE-ρ×W× TE)'为矩阵(TE-ρ×W× TE)的转置矩阵，通过求函数极大值，可得到自变量的估计量。空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM）可以消除空间交互作用，但是空间滞后相关和空间误差相关可能同时存在于回归模型中，影响回归模型的相关参数估计，通过构建空间杜宾模型（SDM）来检验农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应，模型如下：

式中：β1、β1、γ、φ为待估参数，τ为服从标准正态分布的残差项，模型中包含空间固定效应μi和时间固定效应θt，下标i表示第i个县级行政区，下标j表示第j个县级行政区，下标t表示第t年。通过将农村劳动力转移对县域农业生产效率的估计结果分解为直接效应、间接效应和总效应，依次为，其中间接效应为空间溢出效应。

2.3 自变量

为了排除其他因素对结果的影响，在计量模型中加入经济发展、产业结构、财政自给率、金融发展、工业发展等控制变量。在解释变量方面，农村劳动力转移（RLM）：将县域农村劳动力转移总人数与县域农村劳动力总人数的比值作为农村劳动力转移的代理指标，县域农村劳动力转移总人数等于县域乡村从业人员总人数减去县域乡村农林牧渔业从业人员总人数。

在控制变量方面，经济发展（AGDP）：采用县域人均国内生产总值衡量，观测值越大，县域经济发展程度越高。产业结构升级（CA）：采用二、三产业总产值占县域国内生产总值的比重衡量，县域产业升级越快，县域农业产值所占比重越小。财政自给率（FS）：采用当年县（市）政府财政收入与财政支出的比值衡量，比值越高，县域政府自身财政造血功能越强。金融发展（FD）：用年末金融机构各项贷款余额与县域国内生产总值的比值衡量，比值越大，县域金融发展水平越高。工业发展（IDL）：采用县域规模以上工业总产值与县域国内生产总值的比值衡量，比值越大，县域工业发展水平越高。各变量采用winsorize方法对1%的极端值进行处理，变量定义与描述性统计分析见表1。

表1 变量的描述性统计分析Table 1 Descriptive statistics of variables

2.4 数据来源

考虑到2010年后《中国县（市）社会经济统计年鉴》数据结构发生重大改变，多数变量没有继续更新，而《中国区域经济统计年鉴》在2002年之前没有公布县域数据，常用耕地面积数据无法获取，因此研究时间段选择在2002—2010年之间。本文研究数据来源于《中国县（市）社会经济统计年鉴》（2003—2011）、《中国区域经济统计年鉴》（2003—2011）、《中国农村住户调查统计年鉴》（2003—2010）、《中国住户调查年鉴》（2011），将各统计年鉴数据通过县级行政区名称进行匹配合并，删除指标值缺失比较多的样本，部分缺失数据选择线性插值法补充，共得到全国1 832个县2002—2010年的面板数据（不包括港澳台地区）。

3 结果与分析

3.1 县域农业生产效率测度结果

3.1.1 县域农业生产效率时间趋势 表2是基于SFA模型测度县域农业生产效率的结果，首先，在2002—2010年全国县域整体农业生产效率平均值为0.747，平均每年增长0.12%。本文测度结果低于郇红艳[29]测量全国1996—2013年农业生产效率的平均测度值0.784，说明同时期县域农业生产效率落后于全国整体水平。从时间上看，县域农业生产效率从2002年的0.743上涨到2004年的0.751，县域农业生产效率增长来自于农业减费降税，降低农民农业生产负担，增加了农民农业生产积极性。

表2 2002—2010年县域农业生产效率分布情况Table 2 Annual average agricultural production efficiency from 2002 to 2010

然后县域农业生产效率连续三年出现下滑，在2007年降到最低。2006年正式取消农业税，没有农业税费负担后，农村劳动力转移加速，很可能在这期间产生短期“劳动力缺失”效应，降低了县域农业生产效率。随后县域农业生产效率出现反弹，2007年到2008年出现上升，2008到2010年连续出现轻微下降，从反弹迹象上看，很可能由于合作社快速发展和新型农业经营主体出现，与“劳动力缺失”效应相互作用，从而使得县域农业生产率平稳波动。

从区域来看，根据国家粮食局关于粮食主产区划分，将辽宁、河北、山东、吉林、内蒙古、江西、湖南、四川、河南、湖北、江苏、安徽、黑龙江十三个省级行政区划分为粮食主产区，其他省（市、自治区）划分为非粮食主产区，从横向比较来看，粮食主产区县域农业生产效率明显高于非粮食主产区，粮食主产区县域农业生产效率年均增长率为0.08%，非粮食主产区县域农业生产效率年均增长率为0.09%，表明粮食主产区县域农业生产效率总体增速小于非粮食主产区。

3.1.2 县域农业生产效率空间分布特点 按照31个省（市、自治区）对样本进行分组，通过比较2010年与2002年的县域农业生产效率均值，用以分析地区县域农业生产要素配置的改善情况，具体情况见表3。从区域分布来看，2002年全国县域高农业生产效率区域主要分布在海南、福建、广东、湖北、吉林、江苏、江西、广西、浙江等，分布特点是南方县域农业生产率高于北方，东中部地区县域农业生产率高于西部地区。2010年全国县域高农业生产效率集聚区主要分布在海南、福建、广东、江苏、湖北、辽宁、吉林、四川、广西、安徽、江西等，分布特点表现为南方县域农业生产效率高于北方。粮食主产区农户农地较为分散，主要用于种植业生产，农村劳动力转移导致粮食主产区县域农业规模化生产和农业劳动力替代要素的进入，其县域农业生产效率高于非粮食主产区。

2002—2010年全国县域农业生产效率增加的地区主要有青海、新疆、宁夏、四川、辽宁、黑龙江、江苏、山西、内蒙古等，县域农业生产效率降低的地区主要有西藏、浙江、吉林、江西、广东、湖南、贵州等，分布特点是西部县域农业生产率改善程度高于中东部地区，北方县域农业生产率改善情况好于南方。从粮食产区的角度来看，2002—2010年期间粮食主产区55.67%的县（县级市）农业生产效率得到改善，而非粮食主产区只有41.20%的县（县级市）农业生产效率得到改善，表明粮食主产区县域农业生产要素配置效率改善程度高于非粮食主产区。

3.1.3 空间相关性检验 农业生产效率空间自相关性和空间依赖性诊断结果见表4，结果显示县域农业生产效率空间依赖性为正值，从2002到2010年Moran’s I指标值在0.2左右变动，空间自相关系数在1%统计水平上统计显著，说明县域农业生产效率非随机独立分布，存在显著的空间外溢效应。对县域农业生产效率与县域农村劳动力转移及其控制变量进行OLS回归，计量结果所得残差做空间自相关检验，结果表明，在2002—2010年期间，残差项存在显著的空间依赖性，因此使用空间杜宾模型进行研究，消除空间自相关性和空间误差项对计量结果的不利影响。

表3 2002与2010年县域平均农业生产效率对比分析Table 3 Comparison analysis of average agricultural production efficiency of counties between 2002 and 2010

表4 2002—2010年县域农业生产效率空间自相关及其计量诊断Table 4 Spatial autocorrelation and metrological diagnosis of the efficiency of county agricultural production from 2002 to 2010

3.2 农村劳动力转移对县域农业生产效率的影响

3.2.1 农村劳动力转移的空间溢出效应 空间杜宾模型回归结果见表5，第1列到第5列中县域农业生产效率的空间相关系数ρ都在1%统计水平上显著，说明县域农业生产效率存在明显的空间关联效应。从计量结果上看，第1列中农村劳动力转移与县域农业生产效率的直接影响在1%统计水平上显著，县域内农村劳动力转移程度每增加一个单位，县域农业生产效率就增长6.3个百分点，说明农村劳动力转移能够促进县域农业生产效率提高，县域农村劳动力表现出显著的“剩余”特征。从空间溢出效应来看，计量结果表明，农村劳动力转移对县域农业生产效率的影响存在空间外溢效应和正的外部性，邻近县域农村劳动力转移对本地县域农业生产效率的影响具有正向促进作用。从总效应来看，农村劳动力转移对县域农业生产效率的影响在1%统计水平上显著为正，空间溢出效应明显大于直接效应，使得总效应远大于直接效应。

空间溢出效应产生的原因主要有三点：首先，农村劳动力转移有利于县域内外农业资源进一步整合，例如土地规模进一步扩大，获得农业生产规模收益，县域农业资源跨区域整合能够促进县域农业生产要素的合理配置，提高农业生产要素资源的配置效率。其次，农村转移劳动力通过非农收入购买农业机械等农业生产性服务，填补了县域农业劳动力要素供需缺口，机械收割、打药、脱粒等农业生产性服务更加有利于农业生产要素跨区域流动，提高了邻近县域农业机械等农业生产性服务对本地县域农业劳动力的替代性[9]。周振等[25]通过研究农业机械化对农村劳动力转移的贡献时，发现从2004年到2010年底，农业机械化对农村劳动力转移贡献度从开始的21.6%上升到目前的72.5%，农业机械化对农业劳动力的替代作用不断上升。最后，县域农业生产合作社的成立为县域农业规模化生产和县域农村劳动力从农业生产的长期退出创造了条件。农民能够稳定从非农就业中获取工资收入，通过人口城镇化成为城镇常住人口，因此农村劳动力转移对县域农业生产的影响具有长期性。

3.2.2 控制变量的计量结果 控制变量对县域农业生产效率的影响计量结果见表5基本回归结果，在经济发展方面，经济发展对县域农业生产效率的直接影响在1%统计水平上显著为正，表明县域经济发展可以改善县域农业生产效率。经济发展对县域农业生产效率的空间溢出效应在1%统计水平上显著为负，邻近县域经济发展水平每提高一单位，本地县域农业生产效率下降67.3个百分点，说明邻近县域经济发展能够对本地县域农业要素资源产生明显的“吸附”作用，区域经济集聚效应对本地县域农业生产产生不利影响。

在产业结构方面，产业结构升级对县域农业生产效率的直接影响为负，在1%统计水平上显著，说明县域产业结构升级会降低县域农业生产效率。产业结构升级对县域农业生产效率的间接影响和总影响不显著，说明考虑到空间溢出效应后，产业结构升级对县域农业生产效率的影响减弱。

在政府财政方面，如果县域政府财政实力增加，会拥有更多财政支农资金投入到农业生产，有助于本地县域农业生产效率提高。由于县域之间政府财政严重依赖中央财政转移支付，本地政府与邻近地区县级政府对获取中央支农资金时会产生竞争效应，邻近县级政府获得中央财政转移支付资源越多，对本地县域农业获取资金支持的不利影响就越大，从而抑制了本地县域农业发展。

在金融发展方面，金融发展水平对县域农业生产效率的影响在1%水平上统计显著为负，金融发展水平每提高一个单位，县域农业生产效率就下降2.8个百分点。金融发展对县域农业生产效率的空间溢出效应在5%统计水平上显著为正，邻近县域金融发展水平每提高一个单位，本地县域农业生产效率就增加23.1个百分点。计量结果说明，经济过度金融化对县域农业生产产生显著的负面影响，而邻近县域经济过度金融化能够显著改善本地县域农业生产要素的配置效率。

表5 农村劳动力转移对县域农业生产效率的影响Table 5 Effects of off-farm employment from the rural areas on the efficiency of county agricultural production

在工业发展方面，工业发展对县域农业生产效率的直接影响和空间溢出效应都在1%统计水平上显著为负，邻近县域工业发展水平每提高一个单位，本地县域农业生产效率会下降57.7个百分点，原因在于邻近县域工业发展能够吸纳本地农村劳动力转移人口，过度吸纳本地农村劳动力资源容易让本地农业劳动力要素投入短缺，不利于本地县域农业生产。

3.3 地域差异

县域间农业机械化、农地规模化、要素替代市场等发展情况差异较大，农村劳动力转移对县域农业生产效率的影响存在地域差异，按照国家粮食局标准，将全国划分为粮食主产区和非粮食主产区，回归结果见表5。粮食主产区的回归结果显示，粮食主产区农村劳动力转移对县域农业生产效率的直接影响在1%统计水平上显著为正，对邻近地区县域农业生产效率的空间溢出效应也在1%统计水平上显著为正，原因可能在于粮食主产区县域农业“剩余”劳动力转移，降低农业部门与非农业部门间的劳动力错配，通过土地流转有利于解决土地零碎化问题，促进粮食主产区本地县域农业生产效率提高。

在非粮食主产区回归结果中，非粮食主产区农村劳动力转移对本地县域农业生产效率的直接影响显著为正，说明非粮食主产区农村劳动力转移可以显著改善县域农业生产要素的配置效率。在空间溢出效应方面，县域劳动力转移的回归系数为5.348，在1%统计水平上显著，说明在非粮食主产区，农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应也存在。

通过粮食主产区与非粮食主产区两者计量结果的比较，可以看出非粮食主产区县域农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应大于粮食主产区。原因可能在于非粮食主产区部分区域属于粮食主销区，靠近市场有利于农业生产要素市场化，通过农产品市场需求引导县域农业生产。此外，粮食主产区被政策限制于种植业发展，非粮食主产区更加注重养殖业和海洋捕捞业等附加值高的农业产业部门发展，这些农业部门更有利于区域规模化发展和农业生产要素县域间流动，因此非粮食主产区两者关系的空间溢出效应大于粮食主产区。

3.4 稳健性分析

考虑到空间杜宾模型中空间距离权重只能够衡量地域间的地理联系，而无法衡量地域范围内的经济联系，为了验证计量的稳健性，本文将空间距离权重矩阵换成经济距离权重矩阵，经济指标值采用县级行政区第一产业总产值在观测期的年平均值衡量，主要考虑到县域经济与农业生产的相关性没有县域农业经济大，通过权重构造函数生成经济距离权重矩阵，其计量结果见表5经济距离权重矩阵回归结果。结果显示农村劳动力转移对县域农业生产效率的直接效应、空间溢出效应和总效应在1%统计水平上显著为正，再次说明计量结果的可靠性。通过不同空间权重结果对比，农村劳动力转移与县域农业生产效率之间的作用机制很可能通过农业机械和土地流转等途径产生影响，而采用经济距离权重后，空间溢出效应更多地通过生产组织资源整合和农业资本要素区域流动等途径来产生影响，空间溢出效应明显下降。

此外，考虑到空间面板数据内生性往往来自于不随时间变化的未知地区特征因素，为了消除县域未知因素对随机项产生的不利影响，在基本回归结果的基础上，对各变量进行一阶差分处理，然后进行空间杜宾模型分析，计量结果见表5内生性处理回归结果。消除未知县域特征因素的影响后，农村劳动力转移对县域农业生产效率影响的直接效应、间接效应、总效应也依然存在，其回归系数在1%统计水平上都显著为正。与基本回归计量结果相比，不同点在于农村劳动力转移对县域农业生产效率影响的直接效应增加，空间溢出效应迅速下降，但仍然大于其直接效应。

4 结论与建议

4.1 结论

农业生产会因劳动力要素投入不足产生“劳动力缺失”效应，区域劳动力流动和农业生产性服务受到区域农业生产要素市场交易成本和区域地理障碍等限制，影响到县域农业生产要素配置效率。本文基于全国1 832个县2002—2010年的面板数据，使用空间杜宾模型研究农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应及其区域差异。研究发现：

1）在时间上，2002—2010年中国县域农业生产效率从0.743增长到0.750，年均增长率为0.12%，并且粮食主产区县域农业生产效率大于非粮食主产区。

2）从区域分布上看，2002—2010年南方县域农业生产效率普遍高于北方，东中部地区县域农业生产效率高于西部地区，粮食主产区县域农业要素配置效率改善程度要高于非粮食主产区。

3）空间杜宾模型计量结果显示，农村劳动力转移对县域农业生产效率的直接影响在1%统计水平上显著为正，表明农村劳动力转移能显著改善县域农业生产要素配置效率。从空间计量结果来看，邻近县域农村劳动力转移对本地县域农业生产效率的影响具有显著的空间外溢效应。

4）农村劳动力转移对非粮食主产区县域农业生产效率的空间溢出效应大于粮食主产区，说明粮食主产区县域农业有待进一步发展。通过在替换空间权重矩阵和采用一阶差分对数据进行处理的基础上，再次计量后发现农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应仍然存在。

4.2 建议

1）破除城镇就业的地方保护主义思想和政策，推动县域农村转移，有助于通过农业规模化生产提高县域农业生产效率。农村转移对县域农业生产效率的空间溢出效应产生的直接原因，来自于区域经济的集聚作用，非农产业聚集可以吸纳更多农村劳动力转移人口从事非农工作，然而部分地区劳动力就业政策偏向于保护本地就业，不利于农村劳动力转移的空间溢出效应释放。

2）推进县域农村劳动力从农业土地中退出，全面有序推进农村转移人口市民化。农村转移人口落户城镇既可以为农业土地流转创造条件，有利于区域间土地要素合理优化配置，为农业生产性服务资源跨区域流动奠定基础，进而提高县域农业生产效率，避免土地非农化、非粮化等情况进一步恶化。

3）政府应该出台农机跨区域燃油补贴等补贴政策，促进区域农机专业合作社建设，努力推进农业机械等农业生产性服务资源跨区域流动。“劳动力缺失”效应产生很重要的原因是农业机械等农业生产性服务资源对农村劳动力的替代作用太弱，可以通过区域农业机械等农业生产性服务资源调配，解决县域局部农业劳动力投入不足问题。而区域农业生产性服务会提高农业要素市场交易成本，通过国家政策性补贴解决区域农业生产要素替代市场失灵问题，促进农业生产要素县域间流动。