農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應
——基于1 832個縣的面板數據

徐清華，張廣勝

（1.沈陽農業大學經濟管理學院，遼寧 沈陽 100866；2.遼寧大學商學院，遼寧 沈陽 110136）

農村勞動力轉移可以優化農業部門與非農業部門的勞動力要素配置，提高農業產業集約化、專業化發展水平[1]。如果沒有農村勞動力轉移，分散經營的小農經濟不利于土地機械化作業[2]，會惡化農村勞動力錯配[3]。然而縣域農村勞動力轉移釋放的農業生產規模化發展利好并沒有及時抓住，農業生產性服務業資源跨區域流動受阻，使得農村土地拋荒問題日益嚴重，縣域局部農村勞動力過度轉移反而使得“勞動力缺失”效應逐漸顯現，即缺少必要農業勞動力要素投入而導致農地使用效率下降[4-5]。

已有文獻從微觀角度論述了農村勞動力轉移對農業生產的負面效應[6-7]，然而從宏觀角度上，兩者負相關關系在縣域范圍上是否成立還需要進一步分析。并且，區域農業發展不平衡，與全國整體農業經濟發展相比，縣域農業經濟增長條件已經有明顯時間滯后性和空間差異性[8]。越來越多的證據表明，“勞動力缺失”效應很可能因區域間農業生產要素替代市場建立而逐步緩解。第一，農業機械等生產性服務業已經取得一定發展，土地規模化發展為縣域農業生產要素跨區域流動創造了條件[9]。第二，現階段農業生產過程中有資本替代勞動力的跡象，勞動力要素在農業生產過程中的作用逐漸降低[10]。第三，通過土地流轉“釋放”農業勞動力要素投入“冗余”，促進農戶采用農業新技術和增加農業機械等社會化生產服務需求[11-12]，推動工商資本下鄉解決農業生產信貸約束[13]，提高農地產出率和農業勞動生產力[14]。因此，農村勞動力轉移是否能夠改善縣域農業生產效率？農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應是否存在？目前鮮有文獻進行研究。

已有文獻探討了農村勞動力轉移對農業生產效率的影響，但相關研究仍然存在以下不足：首先，在研究角度上面，多以微觀數據研究農村勞動力轉移的“勞動力缺失”效應，很少有人從宏觀縣域角度研究兩者之間的關系。其次，在研究方法上，沒有考慮到縣域間農業生產要素的再配置效應，使得有關農村勞動力轉移與農業生產效率之間關系的看法相互矛盾[15-16]。最后，國家出臺了《全國新增1 000億斤糧食生產能力規劃（2009—2020年）》等農業政策，鼓勵建設800個產糧大縣確保國家糧食安全，縣域農業重要性由此提升到國家層面，而有關縣域農業要素合理配置的研究沒有得到足夠重視。基于此，本文采用空間杜賓模型，利用全國1 832個縣2002—2010年的面板數據，分析農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應，進一步探討糧食主產區與非糧食主產區兩者空間溢出效應的區域差異，為促進縣域農業經濟發展和確保國家糧食安全提供理論依據和現實支撐。

1 理論分析

1.1 “勞動力缺失”效應

農村勞動力轉移會造成農業勞動力供給短缺，短期內會對縣域農業經濟增長產生不利影響。根據資源優化配置理論，投入要素合理有效配置能夠促進農業產出最大化，區域農村勞動力流動受阻，局部農村勞動力錯配嚴重，不利于區域農業集約化生產[3]。農村勞動力轉移過快會產生“勞動力缺失”效應，降低了農業土地產出效率[7]。從區域角度看，縣域“勞動力缺失”現象產生原因很可能是農業勞動力要素區域間流動性不足所致，進而降低了縣域農業土地利用效率。

1.2 收入效應

農村勞動力轉移對縣域農業生產的影響很可能來自于農村勞動力轉移的收入效應、農業土地規模化生產的示范效應和農業生產性服務對本地農業勞動力要素的替代效應。在收入效應方面，農村勞動力轉移提高了農村家庭非農收入，促使縣域農業從勞動力密集型向資本密集型、科技密集型產業轉型。農村勞動力轉移帶來多重紅利，既增加農戶收入，也為農業發展創造機遇[17]。農村勞動力轉移給農戶家庭帶來匯款收入，彌補農業生產所需資金缺口，包括農業生產中間投入品購買和農業機械等生產性服務購買，避免因收入預算約束而削減農業生產要素投入。

農村勞動力轉移提高了縣域土地流轉規模，通過土地生產規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或者機械化服務等方式來填補農業勞動力供需缺口，匯款發揮著生產性消費作用，而不是生活性消費作用[19]。農戶收入提高反向推動區域農業生產逐漸從勞動密集型生產轉到以農業機械化為主的資本密集型生產，對農業經營形態將產生重大改變[20]。

1.3 示范效應

在示范效應方面，農村勞動力轉移可以提高土地規模化發展和加速鄰近地區農村勞動力轉移。為了糾正土地要素扭曲，2005年國家就出臺了《農村土地承包經營權流轉管理辦法》等政策法規，為土地流出創造政策條件，農村勞動力轉移有助于農村土地流轉[21]。示范效應產生于兩方面，一方面，土地規模化有利于改善農業生產要素配置效率，通過示范效應有助于鄰近地區土地流轉加速。本地政府會根據鄰近地區政府行為來修訂產業政策，由此會產生產業集聚的空間溢出效應[22]。在湖南土地規模化發展過程中，通過樣本家庭農場的示范效應，會促進鄰近農業資源優化配置和助推農業現代化發展[23]。另一方面，農村勞動力轉移可以降低家庭生計脆弱性，該模式具有示范效應，帶動更多農村勞動力向非農產業轉移[24]。

1.4 區域要素替代效應

在要素替代效應方面，農村勞動力轉移可以增加農業機械、外地勞動力等農業生產性服務對本地農業勞動力要素的替代作用。一方面，農村勞動力轉移很可能讓農業機械等農業生產性服務對農業勞動力的替代作用增強，優化區域農業勞動力要素配置。從縣域農業機械化推廣實踐來看，中國小麥、水稻、玉米的耕、種、收環節綜合機械化率分別為93.71%、73.14%、79.76%，三大主糧機械化生產在2004—2013年實現快速發展[25]。農業機械化服務不僅可以補充本地農村勞動力轉移后的農業勞動力要素缺口，還能夠緩解鄰近地區“勞動力缺失”效應，農業機械跨區域作業在一定程度上能夠抵消農村勞動力轉移對農地產出率的負向影響[26]。

另一方面，農村勞動力轉移促進了縣域農地流轉，為在市場上購買農業生產要素與服務提供了條件，增加了外地勞動力對本地勞動力的替代作用。農業生產規模化發展促進農業生產選擇合作化發展道路和采用農業新生產技術，提高了農業生產效率[27]。農村勞動力轉移過程中，會為農業生產性服務業發展創造條件，農業規模化生產會誘導農業生產性服務外包需求，有助于播種收割、植保施肥、疾病防治等生產環節外包服務對本地勞動力的替代，促進區域農業生產要素合理有效配置[9]。

2 研究方法與數據來源

2.1 縣域農業生產效率

本文采用全要素生產率（Total Factor Productivity,TFP）測度縣域農業生產效率。農業生產效率常用測度方法有數據包絡分析（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方法應用到平衡面板數據的研究，采用超越對數型生產函數，計量方程式設定如下：

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

農業產出指標選擇縣域第一產業總產值衡量，以2002年為基期，采用分省消費者價格指數（CPI）進行平減。農業勞動力投入要素選擇縣域范圍內從事農林牧漁的農村勞動力人數衡量。由于在統計年鑒上無法獲得縣域農業資本存量數據，本文采用每年縣域農業生產性支出測度農業資本要素投入，采用農業生產性人均支出與縣級行政區農村從業人口的乘積衡量，農業生產性人均支出包括人均家庭經營費用支出和人均購置生產性固定資產支出，數據來源于《中國農村住戶調查統計年鑒》和《中國住戶調查年鑒》，以2002年為基期，采用每年分省農業生產資料價格指數進行平減。土地投入要素選擇縣域耕地面積作為衡量指標，農業生產技術投入要素選擇農業機械總動力作為衡量指標。

2.2 空間杜賓模型

在測度縣域農業生產效率基礎上，選擇縣域農村勞動力轉移作為解釋變量，研究農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的影響，計量方程式如下：

式中：TE表示縣域農業生產效率，RLM表示縣域農村勞動力轉移，X為控制變量，β0、β1、λ為待估參數，ζ為OLS模型的殘差項。

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

式中：W為空間距離標準化權重矩陣，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ρ為空間滯后系數，W'為空間距離標準化權重矩陣的轉置矩陣，TE'為縣域農業生產效率觀測值列矩陣的轉置矩陣，通過下式估計參數ρ：

通過最大似然估計法構建函數如下：

式中：(TE-ρ×W× TE)'為矩陣(TE-ρ×W× TE)的轉置矩陣，通過求函數極大值，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，但是空間滯后相關和空間誤差相關可能同時存在于回歸模型中，影響回歸模型的相關參數估計，通過構建空間杜賓模型（SDM）來檢驗農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應，模型如下：

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

2.3 自變量

為了排除其他因素對結果的影響，在計量模型中加入經濟發展、產業結構、財政自給率、金融發展、工業發展等控制變量。在解釋變量方面，農村勞動力轉移（RLM）：將縣域農村勞動力轉移總人數與縣域農村勞動力總人數的比值作為農村勞動力轉移的代理指標，縣域農村勞動力轉移總人數等于縣域鄉村從業人員總人數減去縣域鄉村農林牧漁業從業人員總人數。

在控制變量方面，經濟發展（AGDP）：采用縣域人均國內生產總值衡量，觀測值越大，縣域經濟發展程度越高。產業結構升級（CA）：采用二、三產業總產值占縣域國內生產總值的比重衡量，縣域產業升級越快，縣域農業產值所占比重越小。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。金融發展（FD）：用年末金融機構各項貸款余額與縣域國內生產總值的比值衡量，比值越大，縣域金融發展水平越高。工業發展（IDL）：采用縣域規模以上工業總產值與縣域國內生產總值的比值衡量，比值越大，縣域工業發展水平越高。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計分析見表1。

表1 變量的描述性統計分析Table 1 Descriptive statistics of variables

2.4 數據來源

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

3 結果與分析

3.1 縣域農業生產效率測度結果

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

表2 2002—2010年縣域農業生產效率分布情況Table 2 Annual average agricultural production efficiency from 2002 to 2010

然后縣域農業生產效率連續三年出現下滑，在2007年降到最低。2006年正式取消農業稅，沒有農業稅費負擔后，農村勞動力轉移加速，很可能在這期間產生短期“勞動力缺失”效應，降低了縣域農業生產效率。隨后縣域農業生產效率出現反彈，2007年到2008年出現上升，2008到2010年連續出現輕微下降，從反彈跡象上看，很可能由于合作社快速發展和新型農業經營主體出現，與“勞動力缺失”效應相互作用，從而使得縣域農業生產率平穩波動。

從區域來看，根據國家糧食局關于糧食主產區劃分，將遼寧、河北、山東、吉林、內蒙古、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劃分為糧食主產區，其他省（市、自治區）劃分為非糧食主產區，從橫向比較來看，糧食主產區縣域農業生產效率明顯高于非糧食主產區，糧食主產區縣域農業生產效率年均增長率為0.08%，非糧食主產區縣域農業生產效率年均增長率為0.09%，表明糧食主產區縣域農業生產效率總體增速小于非糧食主產區。

3.1.2 縣域農業生產效率空間分布特點 按照31個省（市、自治區）對樣本進行分組，通過比較2010年與2002年的縣域農業生產效率均值，用以分析地區縣域農業生產要素配置的改善情況，具體情況見表3。從區域分布來看，2002年全國縣域高農業生產效率區域主要分布在海南、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業生產率高于北方，東中部地區縣域農業生產率高于西部地區。2010年全國縣域高農業生產效率集聚區主要分布在海南、福建、廣東、江蘇、湖北、遼寧、吉林、四川、廣西、安徽、江西等，分布特點表現為南方縣域農業生產效率高于北方。糧食主產區農戶農地較為分散，主要用于種植業生產，農村勞動力轉移導致糧食主產區縣域農業規模化生產和農業勞動力替代要素的進入，其縣域農業生產效率高于非糧食主產區。

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

3.1.3 空間相關性檢驗 農業生產效率空間自相關性和空間依賴性診斷結果見表4，結果顯示縣域農業生產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，空間自相關系數在1%統計水平上統計顯著，說明縣域農業生產效率非隨機獨立分布，存在顯著的空間外溢效應。對縣域農業生產效率與縣域農村勞動力轉移及其控制變量進行OLS回歸，計量結果所得殘差做空間自相關檢驗，結果表明，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，消除空間自相關性和空間誤差項對計量結果的不利影響。

表3 2002與2010年縣域平均農業生產效率對比分析Table 3 Comparison analysis of average agricultural production efficiency of counties between 2002 and 2010

表4 2002—2010年縣域農業生產效率空間自相關及其計量診斷Table 4 Spatial autocorrelation and metrological diagnosis of the efficiency of county agricultural production from 2002 to 2010

3.2 農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的影響

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

空間溢出效應產生的原因主要有三點：首先，農村勞動力轉移有利于縣域內外農業資源進一步整合，例如土地規模進一步擴大，獲得農業生產規模收益，縣域農業資源跨區域整合能夠促進縣域農業生產要素的合理配置，提高農業生產要素資源的配置效率。其次，農村轉移勞動力通過非農收入購買農業機械等農業生產性服務，填補了縣域農業勞動力要素供需缺口，機械收割、打藥、脫粒等農業生產性服務更加有利于農業生產要素跨區域流動，提高了鄰近縣域農業機械等農業生產性服務對本地縣域農業勞動力的替代性[9]。周振等[25]通過研究農業機械化對農村勞動力轉移的貢獻時，發現從2004年到2010年底，農業機械化對農村勞動力轉移貢獻度從開始的21.6%上升到目前的72.5%，農業機械化對農業勞動力的替代作用不斷上升。最后，縣域農業生產合作社的成立為縣域農業規模化生產和縣域農村勞動力從農業生產的長期退出創造了條件。農民能夠穩定從非農就業中獲取工資收入，通過人口城鎮化成為城鎮常住人口，因此農村勞動力轉移對縣域農業生產的影響具有長期性。

3.2.2 控制變量的計量結果 控制變量對縣域農業生產效率的影響計量結果見表5基本回歸結果，在經濟發展方面，經濟發展對縣域農業生產效率的直接影響在1%統計水平上顯著為正，表明縣域經濟發展可以改善縣域農業生產效率。經濟發展對縣域農業生產效率的空間溢出效應在1%統計水平上顯著為負，鄰近縣域經濟發展水平每提高一單位，本地縣域農業生產效率下降67.3個百分點，說明鄰近縣域經濟發展能夠對本地縣域農業要素資源產生明顯的“吸附”作用，區域經濟集聚效應對本地縣域農業生產產生不利影響。

在產業結構方面，產業結構升級對縣域農業生產效率的直接影響為負，在1%統計水平上顯著，說明縣域產業結構升級會降低縣域農業生產效率。產業結構升級對縣域農業生產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后，產業結構升級對縣域農業生產效率的影響減弱。

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資金投入到農業生產，有助于本地縣域農業生產效率提高。由于縣域之間政府財政嚴重依賴中央財政轉移支付，本地政府與鄰近地區縣級政府對獲取中央支農資金時會產生競爭效應，鄰近縣級政府獲得中央財政轉移支付資源越多，對本地縣域農業獲取資金支持的不利影響就越大，從而抑制了本地縣域農業發展。

在金融發展方面，金融發展水平對縣域農業生產效率的影響在1%水平上統計顯著為負，金融發展水平每提高一個單位，縣域農業生產效率就下降2.8個百分點。金融發展對縣域農業生產效率的空間溢出效應在5%統計水平上顯著為正，鄰近縣域金融發展水平每提高一個單位，本地縣域農業生產效率就增加23.1個百分點。計量結果說明，經濟過度金融化對縣域農業生產產生顯著的負面影響，而鄰近縣域經濟過度金融化能夠顯著改善本地縣域農業生產要素的配置效率。

表5 農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的影響Table 5 Effects of off-farm employment from the rural areas on the efficiency of county agricultural production

在工業發展方面，工業發展對縣域農業生產效率的直接影響和空間溢出效應都在1%統計水平上顯著為負，鄰近縣域工業發展水平每提高一個單位，本地縣域農業生產效率會下降57.7個百分點，原因在于鄰近縣域工業發展能夠吸納本地農村勞動力轉移人口，過度吸納本地農村勞動力資源容易讓本地農業勞動力要素投入短缺，不利于本地縣域農業生產。

3.3 地域差異

縣域間農業機械化、農地規模化、要素替代市場等發展情況差異較大，農村勞動力轉移對縣域農業生產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區和非糧食主產區，回歸結果見表5。糧食主產區的回歸結果顯示，糧食主產區農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的直接影響在1%統計水平上顯著為正，對鄰近地區縣域農業生產效率的空間溢出效應也在1%統計水平上顯著為正，原因可能在于糧食主產區縣域農業“剩余”勞動力轉移，降低農業部門與非農業部門間的勞動力錯配，通過土地流轉有利于解決土地零碎化問題，促進糧食主產區本地縣域農業生產效率提高。

在非糧食主產區回歸結果中，非糧食主產區農村勞動力轉移對本地縣域農業生產效率的直接影響顯著為正，說明非糧食主產區農村勞動力轉移可以顯著改善縣域農業生產要素的配置效率。在空間溢出效應方面，縣域勞動力轉移的回歸系數為5.348，在1%統計水平上顯著，說明在非糧食主產區，農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應也存在。

通過糧食主產區與非糧食主產區兩者計量結果的比較，可以看出非糧食主產區縣域農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應大于糧食主產區。原因可能在于非糧食主產區部分區域屬于糧食主銷區，靠近市場有利于農業生產要素市場化，通過農產品市場需求引導縣域農業生產。此外，糧食主產區被政策限制于種植業發展，非糧食主產區更加注重養殖業和海洋捕撈業等附加值高的農業產業部門發展，這些農業部門更有利于區域規模化發展和農業生產要素縣域間流動，因此非糧食主產區兩者關系的空間溢出效應大于糧食主產區。

3.4 穩健性分析

考慮到空間杜賓模型中空間距離權重只能夠衡量地域間的地理聯系，而無法衡量地域范圍內的經濟聯系，為了驗證計量的穩健性，本文將空間距離權重矩陣換成經濟距離權重矩陣，經濟指標值采用縣級行政區第一產業總產值在觀測期的年平均值衡量，主要考慮到縣域經濟與農業生產的相關性沒有縣域農業經濟大，通過權重構造函數生成經濟距離權重矩陣，其計量結果見表5經濟距離權重矩陣回歸結果。結果顯示農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的直接效應、空間溢出效應和總效應在1%統計水平上顯著為正，再次說明計量結果的可靠性。通過不同空間權重結果對比，農村勞動力轉移與縣域農業生產效率之間的作用機制很可能通過農業機械和土地流轉等途徑產生影響，而采用經濟距離權重后，空間溢出效應更多地通過生產組織資源整合和農業資本要素區域流動等途徑來產生影響，空間溢出效應明顯下降。

此外，考慮到空間面板數據內生性往往來自于不隨時間變化的未知地區特征因素，為了消除縣域未知因素對隨機項產生的不利影響，在基本回歸結果的基礎上，對各變量進行一階差分處理，然后進行空間杜賓模型分析，計量結果見表5內生性處理回歸結果。消除未知縣域特征因素的影響后，農村勞動力轉移對縣域農業生產效率影響的直接效應、間接效應、總效應也依然存在，其回歸系數在1%統計水平上都顯著為正。與基本回歸計量結果相比，不同點在于農村勞動力轉移對縣域農業生產效率影響的直接效應增加，空間溢出效應迅速下降，但仍然大于其直接效應。

4 結論與建議

4.1 結論

農業生產會因勞動力要素投入不足產生“勞動力缺失”效應，區域勞動力流動和農業生產性服務受到區域農業生產要素市場交易成本和區域地理障礙等限制，影響到縣域農業生產要素配置效率。本文基于全國1 832個縣2002—2010年的面板數據，使用空間杜賓模型研究農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應及其區域差異。研究發現：

1）在時間上，2002—2010年中國縣域農業生產效率從0.743增長到0.750，年均增長率為0.12%，并且糧食主產區縣域農業生產效率大于非糧食主產區。

2）從區域分布上看，2002—2010年南方縣域農業生產效率普遍高于北方，東中部地區縣域農業生產效率高于西部地區，糧食主產區縣域農業要素配置效率改善程度要高于非糧食主產區。

3）空間杜賓模型計量結果顯示，農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的直接影響在1%統計水平上顯著為正，表明農村勞動力轉移能顯著改善縣域農業生產要素配置效率。從空間計量結果來看，鄰近縣域農村勞動力轉移對本地縣域農業生產效率的影響具有顯著的空間外溢效應。

4）農村勞動力轉移對非糧食主產區縣域農業生產效率的空間溢出效應大于糧食主產區，說明糧食主產區縣域農業有待進一步發展。通過在替換空間權重矩陣和采用一階差分對數據進行處理的基礎上，再次計量后發現農村勞動力轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應仍然存在。

4.2 建議

1）破除城鎮就業的地方保護主義思想和政策，推動縣域農村轉移，有助于通過農業規模化生產提高縣域農業生產效率。農村轉移對縣域農業生產效率的空間溢出效應產生的直接原因，來自于區域經濟的集聚作用，非農產業聚集可以吸納更多農村勞動力轉移人口從事非農工作，然而部分地區勞動力就業政策偏向于保護本地就業，不利于農村勞動力轉移的空間溢出效應釋放。

2）推進縣域農村勞動力從農業土地中退出，全面有序推進農村轉移人口市民化。農村轉移人口落戶城鎮既可以為農業土地流轉創造條件，有利于區域間土地要素合理優化配置，為農業生產性服務資源跨區域流動奠定基礎，進而提高縣域農業生產效率，避免土地非農化、非糧化等情況進一步惡化。

3）政府應該出臺農機跨區域燃油補貼等補貼政策，促進區域農機專業合作社建設，努力推進農業機械等農業生產性服務資源跨區域流動。“勞動力缺失”效應產生很重要的原因是農業機械等農業生產性服務資源對農村勞動力的替代作用太弱，可以通過區域農業機械等農業生產性服務資源調配，解決縣域局部農業勞動力投入不足問題。而區域農業生產性服務會提高農業要素市場交易成本，通過國家政策性補貼解決區域農業生產要素替代市場失靈問題，促進農業生產要素縣域間流動。