农地规模经营对农村劳动力转移的影响

宋元梁，孙凤礼

(西安工业大学 经济管理学院，西安 710021)



农地规模经营对农村劳动力转移的影响

宋元梁，孙凤礼

(西安工业大学 经济管理学院，西安 710021)

摘要：研究农地规模经营对农村劳动力转移的定量影响，以发展经济学理论为基础，以陕西省实地调查数据为依据，通过建立多元回归模型，实证分析现有条件下农地规模经营对农村劳动力转移的影响程度.研究表明，农地规模经营是农业经济集约发展的内在要求，既能促成职业农民阶层形成，又能释放边际农村劳动力向城镇非农产业转移，发展农地规模经营有助于提高农村劳动力转移效率和形成迁移型人力资本等资源.

关键词：农地规模经营；农村劳动力转移；多元回归模型；迁移型人力资本

migratory human capital

开展农地规模经营，发展现代农业，是发达国家农业现代化的通行做法，也是我国农业现代化的必经之路.围绕农业专业化、市场化、现代化的目标，尊重广大农民的意愿，打破家庭小块土地的分散经营格局，以农民为主体，组织土地适度规模经营，实行专业化生产，社会化服务和机械化配套，能够提高农业劳动生产率、农产品商品率和农产品进入市场的时效，促进农村经济全面发展，是我国农业持续发展的客观要求.

农地规模经营指在一定的生产力水平和农业社会服务体系多元的情况下，从家庭经营为核心的规模经营道路走向多种形式的规模经营,以实现最佳的规模经营效益的活动[1].在我国农业种植规模过小，导致主要农产品生产成本高，缺乏国际竞争力.因此，必须扩大土地经营规模以提高农产品在国际市场上的竞争力[2].农地的适度集中和规模化经营是一国提高土地利用率，促进乡镇企业发展、小城镇建设的客观需要和必然选择[3].通过规模经营，可以促进农业市场化、专业化、集约化经营，农业和粮食生产长期稳定增长，有利于农业向三高一优的现代化农业发展[4].同时，农地规模经营通过提高农民的组织化程度，引导农民有组织的进入市场[5]，缓解了农民外出务工和农业劳动力老龄化带来的土地撂荒问题[6]，增加了农民收入，促进农村社会和谐发展[7].在进行农地规模经营时，如果社会保障体系不健全，农户不会轻易地将土地流转出去，否则将面临生存问题[8].我国目前制约农地规模经营的因素是农地流转机制不健全、农地产权不明晰、农村剩余劳动力难以解决就业问题以及农业人口社会保障体系不健全[9].农地规模经营的实现需要二、三产业的发展，使得很多农户非农收入所占比重提高，农户对农地依赖性减弱，自愿流转农地意愿增强才可行[10].目前，我国农村社会保障工作已经取得了较为明显的成绩，农村居民的生活安全得到了基本的保护，新农合在农村的覆盖率已经超过了80%[11]，新型农村社会养老保险制度在2009年开始试点，2012年实现了全国基本全面覆盖的目标[12].

城乡二元经济结构存在所导致的收入差异，使农村劳动力不断地向城市流动[13].引起人口流动最重要的因素是经济因素，追求生产生活条件的改善是人口流动最重要的动机.2014年我国农民工总量达2.74亿人，其中外出农民工1.68亿人，从区域分布看，中西部地区增长快于东部地区[14].陕西省农民工总量2014年为693万人，预计到2020年陕西省农村劳动力转移人数将会缩减至400万人，到2020年累计转移1 000万人，即陕西省要转移将近40%的农村居民进城落户[15].我国20世纪70年代末80年代初推行的农村土地家庭联产承包责任制，与之前实行的农业集体化的“大锅饭”体制相比，极大地调动了农民的农业生产经营积极性，粮食等农作物产量连年增加，农民收入提高，农产品积累增多，从而有力地支持了我国工业化和城镇化的快速成长.然而，二元结构下城乡收入差距长期存在，导致农村资源(劳动力、资金等)持续地向城镇或经济发达地区流入，原有的农地家庭承包经营制度遇到极大挑战：种地缺劳、投资乏力、增收困难，甚至出现土地撂荒、抛荒现象.时代呼唤农地经营制度的创新,文中以陕西省实地调查数据为依据，通过建立多元回归模型，实证了现有条件下农地规模经营对农村劳动力转移的影响程度.

1样本数据与指标变量的选择

1.1样本数据

文中所用数据为项目组2015年2月份《农地规模经营主体情况调查》汇总数据.调查问卷设计分四部分，涵盖农业经营主体划分、基本情况、政府优惠政策落实情况以及土地规模经营的外部环境四大问题，问卷调查涉及陕西省粮食主产区规模经营生产的农场54家.剔除无效问卷，最终得到有效问卷48份.部分调查数据见表1，农地面积以亩(1亩=0.667公顷，下同)为单位，便于农户识用.

1.2指标选取

选取指标遵循理论与实际相结合原则，指标参考《中国统计年鉴》、《陕西统计年鉴》及其他相关数据.所选指标既能反映研究内容，又能从资料中查得.根据理论分析和调查问卷的实际情况，农地规模经营实体以农场为单位,农地规模经营四个指标选取农地规模经营面积、经营土地的承包年限、农地规模经营主体的固定资产投资、农地规模经营主体拥有农用机械数量等；农村劳动力转移指标以外出务工人数为代表.

1.3变量假设

假设农村劳动力转移指标为因变量,与之相关的独立的自变量有四个,分别是:农地规模经营面积、农地规模经营土地的承包年限、农地规模经营主体的固定资产投资和农地规模经营主体拥有农用机械数量.假设因变量与四个独立的自变量之间呈现正向相关关系.

表1　农地规模经营主体部分调研数据表

2实证分析

2.1方差分析

方差分析假设:建立原假设和备择假设.原假设H0：自变量对因变量没有显著的影响.备择假设H1：自变量对因变量有显著的影响.当分析结果的显著性水平值小于临界值0.05时，拒绝原假设；当分析结果的显著性水平值大于临界值0.05时，接受原假设.

方差分析结果:农地规模经营面积对农村劳动力转移的方差分析见表2,显著性水平值为0.000，小于临界值0.05，故拒绝原假设H0，农地规模经营面积对农村劳动力的转移有显著影响.农地规模经营面积的扩大可使农地得到集约化、规模化的经营管理，从而提高生产效率，促使农村劳动力转移.

农地规模经营土地的承包年限对农村劳动力转移的方差分析见表3,显著性水平值为0.346，大于临界值0.05，故接受原假设H0，农地规模经营土地的承包年限对农村劳动力转移没有显著影响.

在理论上，承包年限越长，越利于规模经营主体增加固定资产投资，兴修基础设施，提高农业生产效率，促进农村劳动力转移.但由调研数据分析得出农地的承包年限对农村劳动力转移的影响不显著，产生该结果是由于当地的特殊环境和外部因素造成的.调研数据显示，近八成的农场注册资本30万元以下，而且资金来源困难；超过7成的农场目前流动资金10万元以下；有近7成的农场负债5万元以下.规模经营主体2012—2014年平均修水渠415 m，平均打机井1.63口，平均购入农业机械3.75台，累计平均投资约为33.3万元.由于规模经营主体拥有的资金较少，且资金来源困难，导致农地承包年限对农村劳动力转移的影响不显著.

农地规模经营主体固定资产投资对农村劳动力转移的方差分析见表4,显著性水平值为0.000，小于临界值0.05，故拒绝原假设H0，农地规模经营主体固定资产投资对农村劳动力转移有显著影响.规模经营主体固定资产投资增加，可优化农地规模经营的内外部基础环境，使农地生产经营效益效率进一步提高，从而使农村劳动力进一步转移.

表2　农地规模经营面积对农村劳动力转移的方差分析

表3　农地规模经营土地的承包年限对农村劳动力的方差分析

表4　农地规模经营主体的固定资产投资对农村劳动力的方差分析

农地规模经营主体拥有的农用机械数量对农村劳动力转移的方差分析见表5,显著性水平值为0.013，小于临界值0.05，故拒绝原假设H0，农地规模经营主体拥有的农用机械数量对农村劳动力转移有显著影响.农地规模经营主体更多使用农用机械，提高农地生产效率和农地生产经营的规模效益，单位面积农业生产劳动力投入数量减少，从而促使农村劳动力转移.

表5　农地规模经营主体拥有的农用机械数量对农村劳动力的方差分析

由2.1分析得出，农地规模经营面积、农地规模经营主体的固定资产投资和农地规模经营主体拥有的农用机械数量对农村劳动力转移有显著影响，农地规模经营的土地承包年限对农村劳动力转移无显著影响.

2.2多元回归分析

由2.1分析看出,影响农村劳动力转移的因素不是单一的，农地规模经营面积，农地规模经营主体的固定资产投资和农地规模经营主体拥有的农用机械数量对农村劳动力的转移均有显著影响.为了进一步分析农地规模经营的不同指标对农村劳动力转移的定量影响，进行多元回归模型分析.

假设模型的多元回归方程

L=a+β1X1+β2X2+β3X3+μ

(1)

式中:L为转移的农村劳动力数量；a为劳动力的自发转移数量；β1,β2,β3为自变量系数，对应回归分析中相应的回归系数；X1,X2,X3分别为农地规模经营面积、农地规模经营主体固定资产投资和农用机械数量；μ为随机误差项.

通过对农地规模经营面积、农地规模经营主体固定资产投资和农用机械数量三个变量进行多元回归得到结果见表6.由表6可以看出，农地规模经营面积的显著性水平值为0.000，小于临界值0.05，该指标对农村劳动力转移的影响显著；规模经营主体的固定资产投资的显著性水平值为0.000，小于临界值0.05，该指标对农村劳动力转移的影响显著；农用机械数量的显著性水平值为0.199，大于临界值0.05，该指标对农村劳动力转移的影响不显著.原因是农场的固定资产投资中包括农用机械的投资，农用机械数量与农场的固定资产投资呈现正向关系，农用机械数量非独立自变量，两者有很强的相关性，农场的固定资产投资与农用机械数量这两个自变量产生了多重共线性.

表6　初始回归分析结果

故剔除农用机械数量这个自变量，以农地规模经营面积、规模经营主体的固定资产投资两个指标为自变量，重新进行多元回归得到其对农村劳动力转移影响的结果见表7，农地规模经营面积的显著性水平值为0.000，小于临界值0.05，该指标对农村劳动力转移的影响显著；规模经营主体的固定资产投资的显著性水平值为0.000，小于临界值0.05，该指标对农村劳动力转移的影响显著.得到模型的多元回归方程

L=0.684+0.198X1+0.036X2

(2)

式中：L为转移的农村劳动力数量；X1,X2分别为农地规模经营的面积和主体固定资产投资.

表7　变量筛选后回归分析结果

2.3多元回归的检验

2.3.1模型的拟合优度检验

模型的多元回归方程式(2)拟合优度检验输出结果见表8.由表8分析得出，可决系数为0.989，即有98.9%的样本数据能够被样本回归线解释，该模型的拟合程度非常好.

表8　拟合优度检验结果

2.3.2回归方程的显著性检验

模型的多元回归方程式(2)显著性检验输出结果见表9.由表9分析得出，该回归方程的显著性水平值为0.000，小于临界值0.05，该回归方程显著.

2.3.3回归方程系数的显著性检验

模型的多元回归方程式(2)系数显著性检验输出结果见表10.由表10可以得出，农地规模经营面积、规模经营主体固定资产投资的显著性水平值均为0.000，小于临界值0.05，两个指标对农村劳动力转移的影响显著，该回归方程的系数显著.

2.3.4回归方程的多重共线性检验

模型的多元回归方程式(2)多重共线性检验输出结果见表11.由表11分析可以得出，方差膨胀因子(VIF)的值均为4.987，满足小于5的条件，故该回归模型不存在多重共线性.

2.3.5回归方程的异方差检验

模型的多元回归方程方程式(2)的异方差检验输出结果如图1所示.

表9　方程显著性检验结果

表10　方程系数显著性检验结果

表11　多重共线性检验结果

图1　异方差检验结果

由图1可以看出，散点均匀围绕在均值附近，没有呈现偏离均值越来越大或越来越小的趋势，该回归方程不存在异方差.

模型的多元回归方程式(2)经过拟合优度检验、显著性检验、多重共线性检验和异方差检验，解释了农地规模经营与农村劳动力转移之间的定量关系，得到结论：农地规模经营的面积每增加100亩，可以增加19.8个农村劳动力转移；规模经营主体固定资产投资每增加100万元，可以增加3.6个农村劳动力转移.

3结 语

实证研究表明，现有条件下农地规模经营与农村劳动力转移之间存在着正向相关关系.农地规模经营是我国农业现代化的内在要求，对经济欠发达的中西部地区农村而言，由于县域经济欠发达、农民收入相对较低和农村贫困人口较多等影响，农民的恋地情节较重，因此，农民非农就业水平、农民工市民化率和农村社会保障程度等都会直接影响农地流转和规模经营的历史进程.农地规模经营主体在长期利润诱导下，持续增加农业固定资产投资，促使农业资本有机构成不断提高，促使农业发展的同时释放边际农业劳动力，可以不断地形成向城镇非农产业转移的迁移型人力资本.

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(责任编辑、校对白婕静)

Research on the Impact of Scale Operation of Farmland on Rural Labor Transfer

SONGYuanliang，SUNFengli

(School of Economics and Management,Xi’an Technological University,Xi’an 710021,China)

Abstract:The paper studies the quantitative influence of scale operation of farmland on rural labor force.With the Development Economics as the theretical foundation and on the basis of the data collected from Shaanxi province,the impact of scale operation of farmland on rural labor force under the present condition is analyzed with a multivariate regression model.The study shows that the scale operation of farmland is the inherent requirement of intensive development of agricultural economy.It can not only promote the cultivation of professional farmers,but also help the marginal rural labor force turn to urban non-agriculture industries.It is concluded that the development of scale operation of farmland is conducive to increasing the rural labor transfer efficiency and forming the migratory the human capital.

Key words:scale operation of farmland;the rural labor transfer;multivariate regression model;

文献标志码:中图号：F321.1A

文章编号：1673-9965(2016)03-0206-07

作者简介：宋元梁(1960-)，男，西安工业大学教授，主要研究方向为产业经济和和劳动经济.E-mail:yls60@sohu.com.

收稿日期：2015-12-28

DOI:10.16185/j.jxatu.edu.cn.2016.03.007

基金资助：教育部人文社科基金(10YJA790161)