農機社會化服務對小規模農戶勞動力轉移的影響研究

楊思雨，蔡海龍

（中國農業大學經濟管理學院，北京 100083）

加快農村勞動力轉移是我國提高農業勞動生產率的重要途徑，有利于農村經濟發展、農民收入增長和促進產業結構的升級與調整。中國農村勞動力轉移由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，包括農業機械化作業在內的各類社會化服務組織迅速發展，填補了勞動力短缺的空白，農業機械化水平不斷提高[2]。在小規模農戶仍是中國長期內農業生產經營主體的情況下，其受自身稟賦約束，缺乏投資農機的激勵，從2004年開始，國家連續出臺十個“一號文件” 提出要“健全農業社會化服務體系”，積極發展農機社會化服務，為小規模農戶利用農業機械提供了便利條件。黨的十九大報告指出：“健全農業社會化服務體系，實現小農戶和現代農業發展有機銜接”。2019年中國農業社會化服務面積達1 333萬hm2，未來市場規模可以達到上萬億元。農機社會化服務最直接的效果是減輕勞動強度，提高勞動生產率，形成了對農業勞動力直接的替代作用，對小規模農戶勞動力轉移產生一定的影響。那么，農機社會化服務是否通過提高小規模農戶的機械化水平進而促進了小規模農戶勞動力的轉移，這是值得探討的問題，也具有十分重要的現實意義。

農業機械化是實現農業現代化的必由之路，而實現農業現代化則需要不斷提高農業勞動生產率，讓農業勞動生產率和非農勞動生產率在較高水平上相等。農業勞動生產率的增長來自兩個方面[3]：一是土地生產率的提高，即增加單產；二是擴大人均耕地面積。土地單產的提高更多地依賴于要素投入和全要素生產率的提高，而人均耕地面積的擴大則需要擴大經營規模或者減少單位面積上的勞動力數量來實現。我國人多地少，通過擴大土地規模來實現農業勞動生產率的增長空間不大，羅丹等[4]、倪國華和蔡昉[5]測算出農戶適度經營規模約為8～13.3 hm2。因此，擴大人均耕地面積需要更多地依靠農業勞動力的轉移。目前官方統計中國農業勞動力所占比重為28%[6]，若按照實現農業現代化時農業勞動力占比15%計算，仍然需要轉移13%的農業勞動力，可見推進農戶勞動力轉移的必要性。

中國農村勞動力加速向非農領域轉移，同時期農業機械化也快速增長。國內許多學者分析并證實了農業機械化與農戶勞動力轉移之間存在顯著關系[7-9]，實際上農業機械化對農戶勞動力轉移的推動作用被普遍認為是理所當然的[10-12]。伴隨中國農業勞動力大量外流，農業勞動機會成本持續增加，在家庭承包為基礎的農戶小規模經營約束下[13]，中國農業在人均和單個農戶耕地規模都沒有實質性擴大條件下，為保證國家糧食安全，采用農機社會化服務走出了一條有特色的農業機械化道路，以服務規模化彌補經營細碎化的嚴重不足[14-15]，為小規模農戶實現較高水平的機械化提供了便利[16]。為解決中國現階段農機高需求與小規模農戶低購買力，長期可采用土地流轉，改變農戶小規模經營現狀；但是土地流轉后將有大量農民從農業中分離出來，短期內中國的第二、三產業可能難以提供充足的就業機會。因此，短期可通過社會分工下的農機社會化服務，把農業勞動力從土地中釋放出來，在一定程度上促進農戶勞動力轉移，把小規模農戶引入現代農業發展軌道并分享分工經濟[17]。

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

1 理論分析

依據新古典主義的農戶行為理論，假定農戶行為決策基于經濟理性；農戶家庭要素稟賦約束下，當勞動力要素在農業與非農部門間的價差不斷擴大時，農業生產的機會成本不斷提高，收益最大化目標的農戶將自發做出勞動力向非農部門轉移的決策。與此同時，當社會化服務發展和農業機械化程度提高時，一方面幫助農戶以此替代轉移至非農部門的勞動力，另一方面會使農業部門內勞動力相對機械的機會成本增加，從而進一步產生促進農戶實現勞動力非農轉移的決策。

專業化分工理論被古典經濟學視為勞動效率提高和財富增長的重要源泉，農機社會化服務這一專業分工現象是技術進步和社會分工的結果。農戶自身時間、設備和技術水平等稟賦有限條件下，農戶將耕整地、播種和收獲等生產環節托管或外包給擁有機械設備、勞動力和技術的農機社會化服務組織，改變了農機對農戶（特別是小規模農戶）的稀缺性，使其成為比勞動力更為富裕的要素[20-22]，進一步發揮了農業機械對農戶勞動力的替代作用，即在生產技術水平不變的情況下，投入的農業機械越多，所需勞動力數量越少。當農業機械有限投入到糧食生產時，在農戶勞動力未充分轉移情況下，以機械替代勞動力的經濟成本很高，勞動力成本低于機械成本，以勞動力密集方式進行糧食生產更具經濟效益；而隨技術進步，農業機械制造成本大規模降低，非農就業機會帶動勞動力成本增加，此時在農機社會化服務市場的作用下[23]，社會化服務幫助實現農機“分割”，能夠有效提升各類農戶單位面積土地的機械投入，以此實現的機械成本低于勞動力成本，將有助于以機械替代勞動力，從而形成更多剩余農業勞動力，進而促進農戶勞動力轉移。

特別是對于小規模農戶而言，其耕種收環節自有機械化程度不高，自購農機也難以實現農機的最優利用。農機社會化服務通過替代農戶自購農機自我服務，能夠有效實現對小規模農戶勞動力的替代，考慮到糧食生產具有高度依賴密集勞動力和技術投入特征[24]，耕整地、播種和收獲等環節的農機社會化服務更加有效替代小規模農戶勞動力，彌補農戶勞動力數量短缺、技術經驗不足等短板[25-26]，實現規避投資風險、降低交易費用、改善經營效率[27]，并在一定程度上促進了農戶勞動力的轉移。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文使用數據來自于2016年中國農業大學國家農業農村發展研究院在河北、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村調查。數據收集采取分層抽樣和隨機抽樣結合的方式，按照糧食生產的地域分布情況，隨機選擇一定數量的樣本縣，再抽取行政村作為調研區域，每個村按花名冊隨機選取10戶左右糧食種植戶，通過走訪、座談等形式進行問卷調研。調查問卷的設計充分考慮了已有農機社會化服務與勞動力轉移的相關研究成果，并在正式調研之前隨機選取部分農戶進行預調查以進一步完善問卷。此次調查共回收問卷2 399份，其中有效問卷2 065份，問卷有效率86.08%。該問卷主要包括農機社會化服務情況、農戶勞動力轉移情況、經營情況、加入農業產業化組織情況、獲得補貼情況和農戶特征情況等指標變量，完全可以滿足本研究的數據需求。

2.2 變量選擇與測度

1）被解釋變量。農戶勞動力轉移比例作為被解釋變量（表1），農戶勞動力轉移比例=家庭在外務工人數/家庭勞動力人數。

2）解釋變量分為兩個部分，一是農戶是否采用農機社會化服務，“0”表示未采用，“1”表示采用農機社會化服務。二是農機社會化服務的主要環節：耕整地、播種和收獲。同樣地，“0”表示未采用，“1”表示采用該環節農機社會化服務。

表1 變量定義及描述性統計Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

3）控制變量，分為經營情況、加入農業產業化組織情況、獲得補貼情況和農戶特征情況4個維度。經營情況，包括人均糧食種植面積、地塊平均面積和土地流轉合同；加入農業產業化組織情況，包括加入合作社情況和與企業合作情況；獲得補貼情況是指三項補貼取對數；農戶特征情況，包括戶主年齡、戶主文化程度、戶主健康狀況、戶主性別、家庭農業培訓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

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

由于無法獲取采用農機社會化服務農戶在不采用時的狀態，需要構造一個反事實框架，即在給定一組協變量的情況下，對每一農戶進行打分，計算其進入處理組的概率，記為傾向得分，實際上是對一組協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機社會化服務組農戶與未采用農機社會化服務組農戶進行匹配，使得配對的兩個農戶協變量分布相同，只是一個分配在采用農機社會化服務組，另外一個分配在未采用農機社會化服務組，這相當于一個隨機試驗[29]。在這種情況下，是否采用農機社會化服務與結果變量相互獨立，即：

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

3.1 描述性統計分析

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

從勞動力轉移情況來看，采用耕整地、播種和收獲階段農機社會化服務的農戶勞動力轉移比例主要集中在30%～50%，采用耕整地和收獲階段農機社會化服務的農戶勞動力轉移大于采用播種階段農機社會化服務的農戶勞動力轉移，說明采用農機社會化服務的農戶更傾向于進行勞動力轉移，耕整地和收獲階段農機社會化服務對農戶勞動力轉移的作用大于播種階段農機社會化服務的作用。采用農機社會化服務的農戶年齡主要集中在40～60歲，年齡較大的農戶具有較為豐富的糧食生產經驗，但在糧食生產上存在一定的勞動力約束，更愿意采用農機社會化服務來替代勞動。采用農機社會化服務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，農村年齡較大者其文化程度一般較低，雖然文化程度低對農機社會化服務需求認知較欠缺，但其年齡較大，由于體力的下降也會增加其對農機社會化服務的需求，表明文化程度較低的農戶更愿意采用農機社會化服務。

表2 調研樣本的描述性統計Table 2 Descriptive statistics of the survey samples

3.2 農戶采用農機社會化服務的影響因素分析

為實現樣本匹配，本文分析了農戶采用農機社會化服務的影響因素，Logit模型的估計結果見表3。結果顯示農戶購買農機社會化服務的可能性與簽訂土地流轉合同情況、加入合作社情況、與企業合作情況、獲得三項補貼、戶主年齡、性別和健康狀況顯著相關。年齡較大的戶主采用農機社會化服務的傾向性較強，可能因為年齡較大的戶主難以從事繁重的農業勞動，更愿意采用農機社會化服務來替代勞動。身體健康狀況越差的男性戶主傾向于采用農機社會化服務，可能由于身體不適合勞動而選擇農機社會化服務。以前沒有加入過合作社并不與企業合作的農戶采用農機社會化服務的傾向性較強，可能因為農戶沒有參與農業產業化組織，無法通過產業化組織獲取農業機械服務，轉而采用農機社會化服務來進行農業生產。沒有簽訂土地流轉合同的農戶更傾向于購買農機社會化服務，可能由于土地規模化和服務規模化存在一定的替代關系，農戶沒有進行土地流轉，會采用農機社會化服務，以服務規模化來提升農業生產率。獲得三項補貼較少的農戶更傾向于購買農機社會化服務，可能因為農戶土地稟賦較少，會愿意通過采用農機社會化服務來改善農業經營。

表3 基于Logit模型的農戶采用農機社會化服務的估計結果Table 3 Logit equation estimation results of the adoption of socialized service of agricultural machinery

3.3 農機社會化服務對農戶勞動力轉移的效果分析

為了保證樣本數據的匹配質量，在獲得傾向得分后進一步繪制了密度函數圖，以檢驗匹配后的共同支撐域。農機社會化服務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），表明多數觀察值在共同取值范圍內，進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PSM匹配結果分析表明，購買農機社會化服務的農戶樣本損失量為3個（表4），損失較小，共同支撐域令人滿意。

圖1 農戶傾向得分匹配后的密度函數圖Fig. 1 Density function after matching the farm’s propensity scores

表4 PSM匹配結果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。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，則難以減小因為農戶個體異質性產生的偏差而得到凈效應[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差異。但是，對樣本進行匹配后，所有控制變量的標準化偏差小于10%，且所有控制變量的標準化偏差均小于匹配前的標準化偏差，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、未采用組之間農戶樣本的組間異質性。

表5 匹配前后控制變量的平衡性檢驗結果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]。檢驗結果表明匹配是成功的。

在通過PSM估計的相關檢驗后，本研究測算了農機社會化服務（耕種收）、耕整地階段農機社會化服務、播種階段農機社會化服務和收獲階段農機社會化服務對農戶勞動力轉移的平均處理效應（ATT），估計結果見表7。經過傾向得分匹配的反事實估計后，農機社會化服務（耕種收）正向顯著影響農戶勞動力轉移，影響的凈效應為0.027，并且在5%的統計水平上顯著，表明在考慮了農戶選擇性偏差后，農機社會化服務（耕種收）能夠有效促進農戶勞動力轉移。

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

耕整地階段農機社會化服務對農戶勞動力轉移具有顯著的正向影響。在樣本匹配前，耕整地階段農機社會化服務的平均處理效應為0.032，并且在1%的統計水平上顯著。但是，在樣本進行匹配后，其影響效應值下降為0.029，顯著性變小。可見，在排除不同類別的組間協變量差異性之后，耕整地階段農機社會化服務能夠增加農戶勞動力轉移。

播種階段農機社會化服務對農戶勞動力轉移不具有顯著影響。這可能由于機播是目前農業機械化中的短板，由于耕整地和收獲環節的農業機械技術發展水平已成熟化，而機械播種技術尚未達到與人工播種同樣的糧食產出水平，部分農戶因機械播種的存活率和產出水平低而不愿選擇機械播種，并且機械播種技術僅在小部分地區推行[32]，部分農戶表示未接觸過機械播種。

表7 分環節農機社會化服務的平均處理效應Table 7 Average treatment effect of socialized service of agricultural machinery

收獲環節農機社會化服務對農戶勞動力轉移具有顯著的正向影響。在樣本進行匹配前，收獲環節農機社會化服務的平均處理效應為0.041，并且在1%的統計水平上顯著。但是，在樣本匹配后，其影響效應值下降為0.031。這表明，摻雜了組間協變量的差異性影響，將高估收獲環節農機社會化服務的正向促進作用。同時，在消除組間協變量的差異后，農戶采用收獲環節農機社會化服務將傾向于增加農戶勞動力轉移。

3.4 農機社會化服務對農戶勞動力轉移的組群差異分析

前文雖選用處理組的平均處理效應（ATT）測度農機社會化服務對農戶勞動力轉移的影響凈效應，但是ATT無法體現樣本農戶影響效應的結構性差異，即組群差異。因而，探討不同類型農戶的組群差異有助于豐富農機社會化服務對農戶勞動力轉移的研究內容。

除全體樣本外，參照學界慣例和國家統計局官方統計口徑，農戶家庭經營面積是否大于3.33 hm2，將樣本分為規模農戶組和小規模農戶組。依據秦嶺淮河分界線，將樣本所含11個省分為北方農戶組和南方農戶組。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，結果見表8。

農機社會化服務對小規模農戶勞動力轉移具有顯著的正向影響，ATT估計值為4.5%，并且在1%的統計水平上顯著。而農機社會化服務對規模農戶勞動力轉移不具有顯著影響，可能與規模農戶存在自購農機和采用農機社會化服務有關。目前中國的農業經營主體依然以傳統小規模農戶為主，而農機社會化服務對要素稟賦較差的小規模農戶帶動效果更好。

農機社會化服務對北方省份農戶勞動力轉移具有顯著的正向影響，ATT估計值為4.2%，并且在1%的統計水平上顯著。而農機社會化服務對南方省份農戶勞動力轉移不具有顯著影響，由于南方省份具有經濟發展快、區位條件好和交通條件便利等眾多優勢條件，具有更多非農就業機會，可能存在著勞動力已經轉移的比較充分。并且南方省份耕地多為山地和丘陵水田，土地的宜機化整理效應較高，也不利于農機社會化服務的發展。

表8 不同規模與地區農戶采用農機社會化服務的平均處理效應Table 8 Average treatment effect of different sizes and regions adopting socialized service of agricultural machinery

4 結論與政策啟示

4.1 結論

研究表明，農機社會化服務的總體使用比例不高，有48.1%的農戶在糧食生產過程中至少有一個環節采用農機社會化服務，有39.1%、25.7%和37.9%的農戶采用耕整地、播種和收獲階段農機社會化服務。在當前農戶采用農機社會化服務普遍較低的階段，農機社會化服務對農戶勞動力轉移存在正向影響效應；研究驗證了農機社會化服務通過提高小規模農戶的機械化水平進而促進了小規模農戶勞動力的轉移。但是，不同環節農機社會化服務對農戶勞動力轉移的作用效果存在差異，收獲階段農機社會化服務對農戶勞動力轉移的促進作用最好，其次為耕整地階段農機社會化服務；而播種階段農機社會化服務對農戶勞動力轉移沒有表現出顯著的影響。因此，需要提升糧食生產的重點環節和薄弱環節的農機社會化服務水平。組群差異結果表明，相較于其他規模與地區的農戶，農機社會化服務對小規模、北方省份的農戶勞動力轉移的影響效應更為顯著。農機社會化服務在帶動傳統小規模農戶進行勞動力轉移、實現其與現代農業有機銜接方面發揮了重要作用。

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。后續會根據農機社會化服務發展設計調查問卷，獲取更為全面的調研數據進一步檢驗農機社會化服務對勞動力轉移的影響效應。

4.2 政策啟示

發展農機社會化服務，具有促進農戶勞動力轉移的政策參考價值，但其作用效果針對不同規模、地區的農戶存在異質性，應采取適應性的具體手段。

1）應重點支持糧食生產的重點環節和薄弱環節參與農機社會化服務，避免普惠性農機社會化服務支持政策導致的低效率，如重點支持播種階段農機社會化服務，提高支持政策效能。

2）抓住高標準農田建設的機遇，積極引導中國北方省份小規模農戶采用農機社會化服務。在有條件的地區努力建成高標準農田，激發小規模農戶購買農機社會化服務的需求，實現農業領域“機器換人”。同時，在中國南方省份積極推進“地適機”和“機適地”等宜機化工作。

3）鑒于農機社會化服務對小規模農戶勞動力轉移存在正向影響效應，且在今后相當長一個時期內，小規模農戶仍將是中國農業經營主體的重要組成部分[33]，因此，推廣農機社會化服務應對小規模農戶給予充分關注，應重點提高小規模農戶對農機社會化服務的認知，讓更多小規模農戶能放心地采用農機社會化服務，從而促進小規模農戶融入現代農業發展軌道。