劳动力外出务工对农户种植结构的影响研究-王翌秋-南京农业大学

劳动力外出务工对农户种植结构的影响研究? ——基于江苏、河南两省农户调查的实证分析

王翌秋1，陈玉珠2

(1南京农业大学金融学院，江苏省南京市，wangyiqiu@njau.edu.cn; 2南京农业大学经济管理学

院，江苏省南京市，yuzhuchen208@sina.cn;)

摘要：劳动力的配置组合向更优的方向调整和变化是农业结构调整的实质。本文基于2012年在江苏和河南省四个市的实地调研数据，以农户为分析单元，从农户种植概率和种植比重角度考察了劳动力外出务工对农户种植结构的影响。计量分析表明，劳动力外出务工并未改变家庭对各类型作物的种植概率，而务工却改变了农户各作物的种植比重。务工户更重视劳动力相对不密集的粮食生产并更少参与经济作物生产活动，劳动力外出打工给农户的资金支持并未促使他们生产更多资金相对密集的农产品。以此，本文对农村劳动力合理转移提出政策建议，加快传统农业改造与城镇化建设的步伐。

关键词：外出务工；种植生产结构；种植概率；种植比重

The Impacts of Labor Migration on Farm Households’ Cropping Structure

in the Context of Urbanization

Abstract: The essence of agricultural structural adjustment is that the allocation of production factor tends to be more reasonable. Based on a field survey carried out in 2012 at four cities in Jiangsu and Henan Province, the influence of labor migration on cropping structure was analyzed from the perspective of planting probability and proportion. Empirical results suggest that labor migration hasn’t changed the planting probability of different crop, while it changes the crops’ planting proportion. Migrant households pay more attention to food production that labor is relatively less intensive and less involved in the activities of producing economic crop. Households’ financial support from labor migration hasn't prompted them to produce more agricultural products which capital is more needed. Thus, the essay presents some policy suggestions on transferring rural labor reasonably, fastening the Pace in the transformation of traditional agriculture and the urbanization construction.

Keywords: labor migration; cropping structure; planting probability; planting proportion

一、引言

随着我国城镇化、工业化进程的加快，促使农村劳动力的非农就业及乡城转移规模不断扩大。 ?

项目来源：本文得到国家社会科学基金重大项目“现代农业导向的农业结构战略性研究”（编号：11&ZD010）资助。

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根据国家统计局农村司的监测调查，到2011年底全国跨地区流动的农村劳动力已达15,198万人。如果加上就地非农就业的农村劳动力，这一数字将增加到22,978万人，占农村总人口的比例超过了30%。然而，由于城乡二元结构的客观限制，以及养老与社会保障制度的不健全，又使得绝大多数农户不能完全放弃农业生产。同时，大量农村人口向城镇转移，尤其是青壮年劳动力，也给国家粮食安全和农业现代化造成了巨大压力。

因而，研究劳动力务工所带来的家庭劳动力资源禀赋、结构改变对农户的农业种植结构的影响，辨别劳动力因素对农户种植概率及种植比重的影响方向与程度及影响路径，从而为制定相关的制度与政策提供理论与实证依据，以最大限度上降低劳动力务工后对农业生产的消极影响，并实现农村劳动力乡城转移的合理抉择。这一方面可以加速中国城镇化发展，另一方面也可以促进中国农村土地的高效利用、保障国家粮食安全。

二、文献综述

面对劳动力外出务工所带来的劳动力缺失，由于无法方便地在市场上找到外出者的替代物，农户可能会改变生产技术或者调整生产结构以使得家庭面临的劳动力约束降低（肖文韬，2005）；劳动力流动的新经济学理论（NELM）也指出，劳动力外出务工所带来的劳动力流失和汇款流入会改变农户实现效用最大化时的投入或产出组合，导致农业生产结构发生变化。例如，Taylor & Yunez-Nande（2000）发现，墨西哥劳动力外出务工农户的经济作物生产参与率显著较高，从经济作物生产中获得的收入也更多。Schmook & Radel（2008）发现在墨西哥务工农户种植业的播种面积显著更小。陈风波（2006）发现，中国部分地区农民的出省务工导致农户放弃了两季稻而改种一季。此外，外出务工丰富了农户的收入来源，由于收入的增加，非农就业减轻了农户对农业投资的风险，有利于农户资本的积累（贺振华，2005），从而提高农户的土地投资水平（胡浩等，2003），有利于土地产出率的提高。同时，由于资金流动性得到了改善，农户可能会将家庭生产的重心转向那些回报较高同时也是资本较为密集的活动。如，Wouterse & Taylor（2008）发现，布基纳法索农村劳动力外出务工与农户的粮食生产（相对劳动密集）收入负相关、而与家禽畜养殖（相对资本密集）收入正相关。Miluea（2010）对阿尔巴尼亚的研究也表明，劳动力外出务工使农户减少了粮食生产（相对劳动密集）、增加了家禽畜养殖（相对资本密集）。而de Brauw（2007）在越南的研究却显示，劳动力外出务工虽然降低了农户的水稻种植规模，但是农业生产结构并没有向资本密集的方向调整。该研究与其他学者研究结论的差异可能是各自的取样地区的农业生产模式不同所引起的。

劳动力外出务工会给农户的农业生产带来复杂的影响，但国内探讨它对农户农业生产结构影响的文献却很少。现有文献考察劳动力转移对农业生产的影响时，往往仅从宏观或中观角度验证劳动力流失的消极作用和汇款流入的积极作用是否存在这一层面，从微观层面考察劳动力务工后对农户农业生产结构影响的研究相对较少，这可能是因为研究人员比较难于获得关于各种农业生产的详细投入产出数据。此外，农户之间的不可观测的异质性对结论的影响也相当大。

本文尝试在现有文献结论的基础上进行进一步挖掘，通过区分不同程度外出务工，以实证数据为基础，从投入角度分析农户种植生产各类型作物种植概率和种植比重，揭示劳动力流失及资金流入给农户农业生产造成影响的作用路径。本文以下部分的安排：第三部分界定了本文的相关概念，介绍了本文分析框架并说明数据来源；第四与第五部分分别用描述性和实证研究方法分析劳动力外

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出务工与农户种植结构的关系并展开对相关作用机制的具体论述，最后提出具有针对性的政策建议。

三、概念界定、分析框架、研究假说及数据来源

（一）相关概念界定 1.劳动力外出务工与务工户

我国的劳动力务工形式多样，陆学艺等将各种劳动力务工形式形象地总结为了三种，分别是“离土不离乡，进厂不进城”、“离乡不离土，离乡不进厂”、“离土又离乡，进厂又进城”(陆学艺等，1990)。这里“土”是指土地和农业，是个产业概念，“乡”是指乡村，是个地域概念。根据本文的研究目标，结合现有统计数据的分类，选取劳动力是否跨地区转移的维度，对目前农户家庭劳动力务工进行分类。本文中的外出务工指的是县外就业。在农户家庭层面，按照是否有家庭成员县外就业（外出务工），可以将农户划分为务工户和非务工户。务工户是指生活在农村，部分家庭劳动力在县外就业的农户。非务工户是指生活在农村， 家庭劳动力没有在县外就业，以农业生产活动为主或是在本村从事第二、第三产业但仍然拥有土地的农户。 2.农户种植结构

种植结构是一个地区或国家在农作物种类种植比例上的问题，一般以粮食作物为主，其他经济类作物为辅。本文从以下两方面考察样本地区的农户种植结构：（1）种植概率：农户参与某种作物种植的可能性或参与意愿；（2）种植比重：某种作物播种面积占该年总播种面积的比例。即，种植比重=粮食（经济作物）种植面积/该农户该年总种植面积。 （二）分析框架

由于劳动力外出务工对农户最大的影响是使家庭劳动力和资金禀赋以及抗风险能力发生了变化，要分析它对农业生产结构的影响，就必须把农业生产中的各种活动按劳动密集度、资本密集度及风险程度等属性进行分类。一般来说，粮食生产对劳动力和资金的要求都相对较低，且风险较小。经济作物的劳动力和资金需求则都比较密集、并且风险较大。因此，本文中将以此为依据把农户的种植业生产划分为上述两大类，考察劳动力外出务工对农户种植生产结构的影响。

分析农业生产结构可以从产出的角度出发，也可以从投入的角度出发。两种角度所得出的结果能分别从不同的方面解释农户的生产行为。鉴于数据的有效性和结论的普遍性，本文将从投入角度分析，首先通过考察各种要素（资金和劳动力）投入差异的描述分析，初步考察劳动力外出务工给农户种植结构带来的影响。然后，从土地投入的角度实证分析农户在种植业内部的结构调整中的决策变化，发现农户对各种约束条件变化的反应。 （三）研究假说

劳动力外出务工改变了农户劳动力供给、资金流动性及风险承受能力等方面的禀赋。汇款的流入可以缓解家庭所受到的资金及风险约束，从而提高农户的土地投资水平（胡浩等，2003），尤其是将家庭生产的重心转向那些回报较高同时也是资本较为密集的活动。同时，由于农村劳动力市场不完善，务工带来的劳动力流失可能会制约农户的劳动力供给。面对无法方便地在市场上找到外出者的替代物，农户可能会改变生产技术或者调整生产结构以使得家庭面临的劳动力约束降低（肖文韬，2005）。因此，实证部分的主要任务就是检验劳动力约束及汇款替代对家庭种植概率及种植比重的影响。归纳农户的决策分析，具体提出以下三个假说：

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（1）农户在生产中使用打工流入的汇款，增加了能够替代劳动力的机械投入，以降低务工所带来的劳动力约束，即汇款部分替代了劳动力约束。

（2）农户因劳动力外出务工而更愿意参与劳动力需求较不密集的粮食生产，而降低参与生产劳动力相对密集的经济作物的可能性。劳动力约束是农户倾向劳动力相对不密集的粮食生产，而汇款流入所带来的流动性增强可能刺激农户生产资本相对密集的经济作物，但由于资金替代效应的滞后性，最终仍然是降低经济作物参与种植的可能性。

（3）务工将使家庭提高劳动力相对不密集的粮食生产比重并减少经济作物生产比重。 （四）数据来源

本研究的数据来自调研组2012年7月在江苏、河南两省的农村入户调查，我们综合考虑了地理区位因素和经济发展水平后选择了南京、盐城、焦作和济源市作为样本采集地。在样本的选取中，我们使用了多阶段随机抽样法：每个县随机抽取四个乡镇、每个乡镇随机抽取2~4个村、每个村随机抽取40户进行问卷调查。最后共获得了970个有效样本。

在所有970个样本农户中，有908户从事了或多或少的种植生产。总体来说，两省的农业生产参与率较高。样本农户户均产值为8663.45元，其中务工户为8552.36元，非务工户为8774.53元，两种农户之间无显著差距。

四、劳动力外出务工与农户种植结构的关系分析

根据推断，劳动力的流失及汇款的流入会促使农户调整农业生产结构，以实现效用最大化目标。本文将考察，劳动力是否务工以及不同务工程度导致了农户的种植生产结构发生了怎样改变？这对于推进我国城镇化以及保障国家粮食安全具有重要的指导意义。 （一）非务工户与务工户的种植结构比较

根据表1可以看出，2011年，样本地区基本上所有农户都参与了粮食种植①。其中，非务工户和务工户在粮食种植参与方面，务工户低于非务工户；而务工户经济作物种植参与概率高于非务工户。农户经济作物的参与率明显低于粮食。分别有8.9%的非务工户和9.7%的务工户种植了经济作物。

非务工户粮食及经济作物的播种面积分别为9.5亩和3亩；务工户粮食及经济作物的播种面积分别为9.2亩和4.7亩。非务工户粮食播种面积更大，而经济作物播种面积更小，但两种农户之间的差异在5%的置信水平上不显著。不管是粮食作物还是经济作物，从其播种面积比例上看，非务工户都小于务工户；而从种植比重上看，却能得到相反结论，即非务工户种植业的种植比重均大于务工户。T检验结果也显示，两种农户无论在粮食作物种植比重还是在经济作物种植比重上都有显著差别。

（二）不同务工程度农户之间的种植结构比较

不仅非务工户与务工户之间的播种结构存在差异，不同务工程度务工户之间种植结构也存在差异。务工比例越大的农户组，其粮食种植面积越大。即使从播种面积比例看，务工比例越大的农户组，其粮食播种面积比例也越高。但从粮食种植比重上看，这种关系却不明显。与粮食种植不同，不同程度务工户之间无论是家庭经济作物种植面积还是其经济作物种植比重都存在显著差异。 ①

在本研究的样本来源地江苏、河南两省，传统的农产品有粮食作物（包括水稻、小麦和玉米）、经济作物（包括油料、棉花、花生、蔬菜等）等。

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表1 劳动力外出务工与农户种植生产结构的关系分析

是否务工： 否 是 务工程度： 低 中 高

观测户数 （户）

359 545 136 288 118

参与情况 粮食 0.933 0.917 0.912 0.934 0.890

经济作物

0.089 0.097 0.096 0.108 0.076

户均种植面积（亩） 户均播种面积比例 粮食 9.477 9.240 13.170 8.938 5.746

经济作物

3.039 4.673 2.680 5.362 1.333

粮食 1.717 1.892 1.890 1.898 1.883

经济作物

0.441 0.729 0.754 0.683 0.803

种植比重（%） 粮食 91.210 89.620 88.668 90.964 88.005

经济作物

4.553 3.763 3.979 4.522 1.739

注：1播种面积比例=粮食（经济作物）种植面积/该农户耕地面积，它包括了复种，因此全年的播种面积大于农户耕地量；种植比重=粮食（经济作物）种植面积/该农户该年总种植面积；

2我们将545户务工户按家庭劳动力务工比例分为三组：务工比例不超过33%的为低务工组，在33%-67%之间的为中等务工组，其余的为高务工程度组。

（三）户主是否务工对种植结构影响的比较

从表2数据可以看出，户主是否务工在粮食生产参与中没有显著区别（在5%置信水平上），但户主务工户稍低于户主未务工户。而户主务工户经济作物种植参与概率高于户主未务工户。分别有8.7%的非务工户和12.4%的务工户种植了经济作物。

在种植面积上，户主务工户的粮食播种面积相对户主为务工户更大，而经济作物播种面积更小。不管是粮食作物还是经济作物，从其播种面积比例与种植比重上看，户主为外出务工户均大于户主务工户。也就是说，相对户主务工户，户主未务工户的土地利用程度和各作物种植比重更高。

表2 户主是否务工对种植结构影响的比较

户主是否务工： 否 是

观测户数（户） 621 226

参与情况 粮食 0.931 0.885

经济作物

0.087 0.124

种植面积（亩） 粮食 8.681 9.915

经济作物

4.419 2.075

播种面积比例 粮食 1.772 1.694

经济作物

0.633 0.449

种植比重（%） 粮食 90.840 86.145

经济作物

4.329 3.678

（四）不同类型农户亩均劳动力及资金投入比较

表3中数据显示，非务工户与务工户在粮食生产中劳动力和资金的投入密度没有显著差别。务工户每亩的劳动力投入相对非务工户稍少，而每亩的资金投入相对非务工户较高。但从T检验的结果看，两种农户在粮食生产上无论是劳动力投入还是资金投入上都没有显著差别。从主要粮食作物的亩均机械投入看，随着务工比例的不断增大，机械投入额也呈增加趋势。非务工户每亩经济作物的劳动力及资金投入分别为5.3亩和237元；务工户每亩经济作物的劳动力及资金投入分别为3.9亩和306元。务工户在经济作物生产中投入的劳动力更少，资金更多，且务工程度越高这种替代作用越明显。

整体而言，劳动力外出务工所带来的劳动力和资金禀赋改变促使他们采用了资金替代劳动的策

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略，而且这种替代效应在经济作物生产上体现得更明显。

表3 单位面积各种作物劳动力与资金投入的对比分析

是否务工： 否 是 务工程度： 低 中 高

观测户数 （户）

359 545 136 288 118

粮食作物

经济作物

劳动力（人/亩） 机械（元/亩） 资金（元/亩） 劳动力（人/亩） 资金（元/亩）

3.807 3.627 3.912 3.757 2.974

121.923 137.792

129.978 129.308 163.598

1037.287 1214.163

1261.853 1300.648 1059.742

5.317 3.971 4.212 4.075 3.661

237.144 306.028

288.777 312.648 331.175

注：资金包括种子、农药、化肥、牲畜机械、水电排涝及其他费用。

五、务工对农户种植生产结构影响的实证研究

（一）实证模型构建

我们用粮食和经济作物生产情况来衡量务工对农户种植业结构调整的影响情况，包括农户是否参与种植和各类型农作物播种比重两个方面。本文采用多项Logit和Tobit模型对农户种植的行为分别进行估计。多项Logit模型反映农户种植的概率，Tobit模型反映农户在己经决定种植的情况下，种植的比例水平。具体如下：

1.务工对农户种植结构的影响分析模型（多项Logit模型）

通过一个简单的农户模型分析，可以得到农户种植选择模型的函数形式为：

prob?Y?1?????1kM??2kXk??k （1）

其中：M是一个务工的变量；X是一些其它影响生产活动k收益的变量。

（1）式中的因变量是一个无序多值的响应变量。由于数据资料满足选择项的独立无关性（即IIA假设）因此，本文选择多项Logit模型进行实证分析。假设Y为结果变量，农户种植选择的多项Logit模型为：

prob?Yi?j??e4k?1?'jxi ，j?1，2，3 （2）

'?kxi?e（2）式是一个多选项对数选择模型，所估计的方程表示第i个农户进行第j个选择的一组概率。其中，xi为第i个农户的估计解释变量，k为由4个选择项组成的选择集。Y=1,2,3,4分别表示均不参与粮食和经济作物种植、只种粮食、只种经济作物、兼种粮食和经济作物。 2.务工对农户种植比重的影响分析模型（Tobit模型）

当解释变量为种植比重时，考虑随机样本中有一定数量样本的种植面积为0，即受单尾约束。在这种情况下，用普通最小二乘法的估计将得出有偏和不一致的结果。为此，我们采用Tobit模型，依据极大似然估计方法来估计各种因素对农户各类型作物种植比重的影响。Tobit模型的一般形式为：

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?0??yk??yk?1??yk?0?0?yk?1 （3） ?yk?1（4）种植比重?粮食?经济作物?种植面积 该年农户种植总面积

* 种植比重yk??0k??1kM??2kXk??k （5）

??（二）自变量选择与描述

农业生产结构演变的驱动因素可以按自然环境条件和经济社会因素来区分（王勇，2007），也可以从农产品供求的角度来考察。总体来说，农业生产结构是技术、风险、农业政策、要素禀赋及社会消费结构等的函数。在农户层次上进行分析时，上述的许多因素是常量，可以忽略，主要应考虑的影响因素是家庭的人力资本、实物资本以及风险偏好。

本研究将以上可能影响农户种植结构的因素具体分为四类：劳动力务工、农户自身特征、农户家庭特征和自然条件的影响。 1.劳动力务工变量

前文曾指出，劳动力外出务工将从劳动力流失和汇款流入两个方面影响农户的农业生产，在模型中应分别使用是否务工、打工收入等级来识别。为了区分各种不同务工程度、类型的影响，我们又将务工分解为外出务工比例、户主是否外出务工两个变量。 2.其它控制变量

其它影响农户农业生产的变量包括农户个人特征、农户家庭特征和自然条件等。一般家庭中户主负责整个家庭的生活安排，因此，户主的个人特征对种植业结构调整重要影响；根据生产函数，农户家庭的资源察赋在使用者手中分配的不同决定了生产活动行为的不同；除了受到上述因素影响外，土壤、农田水利等自然条件也会对农户种植业结构调整的决策行为产生影响。而地区间的差异，通过影响农户外出务工的预期而影响务工变量，最终导致农户家庭种植结构的调整。

结合数据可得性，模型中加入了如下控制变量：户主受教育年限、户主年龄、户主技能、家庭劳动力数、是否加入农业生产性协会、耕地规模、耕地土质、农田水利设施、地区变量等。各解释变量的均值和标准差如下表所示：

表4 各解释变量的均值和标准差

变量名

劳动力务工变量 外出务工比例

外出务工人数占家庭劳动力人数的比例（%）

户主务工

户主是否务工，0=没有，1=有

变量解释

所有农户

0.338（0.331） 0.302（0.021）

打工收入 （*1000） 农户个人特征

家庭实际收到的打工收入（千元）

24.120（1.408）

江苏农户

0.439

河南农户

0.256

0 非务工户

务工户 0.560（0.010）

0

0.336（0.021）

0

26.580（1.408）

（0.016） （0.014） 0.311

0.231

（0.024） （0.020） 26.463

17.951

（1.817） （0.890）

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户主年龄 户主年龄（年） 54.28856.26052.78353.09355.078

（10.350） （0.492） （0.443） （0.604） （0.406）

户主受教育

户主受教育年限（年）

7.658（3.256）

户主技能

户主是否有技能，0=没有，1=有

0.284（0.451）

农户家庭特征 劳动力人数

家庭劳动力（能下地和打工的人）人数（人）

农业协会

家庭是否加入农业生产性协会，0=没有，1=有

耕地面积

家庭自家和租种地的总面积（亩）

3.369（1.783） 0.066（0.249） 5.447（5.267）

自然条件 耕地土质

1=粘土，2=砂土，3=壤土

1.522（0.729）

农田水利设施

0=良好，1=较差

0.386（0.487）

地区变量

0=江苏，1=河南

0.560（0.497）

7.046

8.143

7.771

7.510

（0.192） （0.111） （0.172） （0.146） 0.248

0.309

0.278

0.283

（0.022） （0.021） （0.024） （0.020）

3.399

3.345

3

3.627

（0.087） （0.078） （0.107） （0.067） 0.123

0.022

0.067

0.066

（0.016） （0.006） （0.013） （0.011） 7.275

4.276

4.672

6.147

（0.283） （0.211） （0.236） （0.268）

1.528

1.514

1.486

1.480

（0.036） （0.034） （0.040） （0.032） 0.264

0.484

0.391

0.393

（0.021） （0.021） （0.026） （0.021）

—

—

0.716

0.044

（0.024） （0.021）

注：此处农业生产性资产指一般性农业资产（包括农具、畜役及农业生产用房等）；括号中为标准差。

（三）模型估计结果与解释 1. 农业种植参与模型的估计与解释

表5描述了以粮食和经济作物均不种为基准组，农户种植选择的多项 Logit 模型回归结果。 模型估计结果表明：劳动力外出务工对农户参与各种农业生产的可能性没有显著影响。家庭劳动力是否务工不会显著降低农户粮食和经济作物种植的积极性。不同程度外出务工，不论是对粮食种植还是经济作物生产，其劳动力流失都不会影响农户参与种植的可能性。但是，如果户主外出务工，农户参与经济作物生产的概率就会降低0.22%，而粮食种植可能性无显著影响。这比较出人意料，但这很可能是家庭自我需求和当地现代农业机械化的普及所造成的。作为家庭自我消费的基本农产品——粮食，其生产的技术要求较为容易（家庭非务工成员替代性低），且江苏和河南两省农业机械使用率相对较高（非务工户机械使用率为89.96%；务工户机械使用率为91.04%），因此户主务工与否并不影响其过程。流入的汇款数量对农户参与任何农业种植的概率都没有显著影响。这可能是务工户资金投向的特点所致（务工户的消费和财产性支出占比合计74.4%）。农村各种市场发展滞后、农业生产规模超小化、农业生产比较效益严重偏低，导致农户对通过发展农业来致富毫无信心。因此，对务工农户来说，他们更愿意将资金投向其他方面。

其它控制变量中，自然条件对农户农业种植活动选择的作用很明显。户主农田水利设施越好，

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农户从事粮食生产的概率就越高。说明水利设施的提高有利于激发农户参与传统作物的生产活动。地区变量的显著，说明农户农业种植活动选择具有明显的地区差异。

家庭耕地面积少的农户从事粮食和经济作物生产的可能性也较低。表明我国人多地少的现状严重制约了农户从农业中获取更多收入，农村劳动力需要进一步向城市部门转移，以扩大农户的农地经营规模。表中还显示，加入农业生产性协会的农户参与粮食种植的可能性也较大，这可能是出于其提供代耕的便利性。

表5 农户各项农业生产参与可能性的多项logit回归结果

只种粮食

解释变量

模型1

劳动力务工变量 是否务工 务工户的不

—

同务工程度 务工比例 户主务工 打工收入（*1000） 农户个人特征 户主年龄 户主受教育 技能

农户家庭特征 劳动力人数 生产性协会 耕地面积 自然条件 耕地土质 农田水利设施 地区变量 常数项

3.591*** 23.091*** 3.629*** 5.070*** -2.002

-0.257

-2.567

-6.095*

24.987 -6.058

5.115*** 3.018** 22.420*** 3.039*** -6.852

-5.313*

-3.109

-5.814

0.212 2.395*** 0.288**

-0.600 1.676* 0.083 -0.089 -0.239

0.000 0.269 -2.938 0.078 1.911 0.812**

-0.722 -0.017

0.084** -0.074 -0.178 0.297 2.423*** 0.302**

-0.583 1.666

0.042 -0.190 -41.249

0.386 1.415

-0.021 0.146 -45.852

0.35 40.345

0.049 -0.171 -43.238

0.438 1.469

0.075* -0.123 -1.051 0.324 1.092

0.007 0.228 -3.543*

0.103 1.010 0.852***

-0.278 -1.301

0.077* -0.113 -0.983 0.398 1.128 0.345**

0.253 1.057

0.530 -0.007

-0.711 -0.007

0.344 0.596 -0.007

-0.228* -0.015

-0.876 -0.009

0.433 -0.148 -0.016

1.183 -0.008

0.213 -0.007

0.308 1.248 -0.009

0.668

—

—

0.801

—

—

0.550

—

0.646

— 模型2

— 模型3

0.838 模型1

— 模型2

— 模型3

0.607 模型1

— 模型2

— 模型3

只种经济作物

兼种粮食和经济作物

0.373*** 0.934*** 0.390*** 0.332**

0.554 -0.068

0.085 -1.367

0.539 -0.014

0.252 1.058

卡方值LR chi2（14）/

133.50 / 0.0000

显著性Prob>chi2 似然值Log likelihood/判定系数R2 样本容量n

-249.43536 / 0.2111

790

-140.79058 / 0.2268

85

-249.16919 / 0.2104

33

28.59 / 0.0000

132.76 / 0.0000

- 9 -

注： *、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平上显著。

2.农户种植比重模型的估计与解释

回归结果表明，务工所导致的劳动力流失会反而增加粮食种植比重，务工比例越大的农户组，其粮食种植比重也越高，该结论与上节描述分析一致，这也说明样本地区的劳动力流出并未对当前农业生产产生约束；而家庭是否存在务工以及不同程度务工不会显著改变农户经济作物的播种比例。务工所带来的汇款流入对各种农作物的播种面积比例没有显著影响。但如果户主外出务工，则农户将减少经济作物播种比重。也就是说，由于户主外出务工导致家庭农业劳动力严重流失，农户将调整其农业生产结构，减少劳动力相对密集的经济作物生产。

由于外出务工程度的系数对粮食生产比例是正的，而对经济作物生产的影响系数为负的。我们认为，随着家庭成员外出务工比例的提高，劳动力约束突显，农户将倾向于减少经济作物的播种面积，增加粮食播种。这表明，目前农村剩余劳动力无限供给的情况正在转变中。

此外，受教育程越低的农户获得非农收入的机会更少，因此更偏向于种植价格稳定的粮食作物以满足家庭日常消费和销售。同时，农户家庭的播种结构往往是被动选择，这体现于农户种植比重受自然条件影响显著，如：耕地土质和地区变量。相对江苏省农户而言，河南省农户更愿意增加粮食和经济作物的种植面积。正可能是因为，两地区经济发展水平及劳动力市场化程度差异较大，河南农户更多的是在满足农业生产前提下的兼业经营，因此其务工产生的劳动力约束不明显。

总的来说，如果从种植比重的角度观察，可以发现劳动力外出务工一定程度上改变了农户的农业生产结构。由于劳动力外出务工，农户农业产出中粮食的种植比重将有提高，而经济作物的比重将会降低。如果外出务工的是户主，则经济作物的产出比重还会进一步下降。也就是说务工所导致的家庭劳动力流失会使农户转向生产劳动力需求相对不密集的粮食作物。务工汇款的流入并未如NELM所推断的那样，刺激农户生产更多高风险、高回报、资金需求更为密集的农产品，这可能是我国小农生产的特点所致。农村各种市场发展滞后、农业生产规模超小化、农业生产比较效益严重偏低，导致农户对通过发展农业来致富毫无信心。因此，对务工农户来说，劳动力制约对农业生产结构的影响比资金约束更为重要。

将上述结论结合表4数据特征，可以发现，虽然劳动力外出务工促使他们采用了资金替代劳动的策略，但劳动力制约对农业生产结构的影响仍大于资金约束。说明打工收入间接补偿作用不足以完全抵消劳动力流失对其种植结构的影响。

表6 农户各项农业种植比重影响因素的回归结果

粮食作物

解释变量

模型1

劳动力务工变量 是否务工

务工户的不同务工

—

程度 务工比例 户主务工

-0.055

-0.099

0.083 -0.053

-0.174*

-0.249*

-0.246* 0.007

0.188**

—

—

-0.028

—

0.061*

模型2 —

模型3 —

模型1 -0.084

模型2 —

模型3 —

经济作物

- 10 -

打工收入（*1000） 农户个人特征 户主年龄 户主受教育 技能

农户家庭特征 劳动力人数 生产性协会 耕地面积 自然条件 耕地土质 农田水利设施 地区变量 常数项

卡方值LR chi2（14）/显著性Prob>chi2 似

然

值

Log

-0.007 0.002 -0.011** -0.030 -0.007 0.130* -0.011***

-0.107*** 0.019 0.373*** 1.593*** 200.10 / 0.0000

-0.001 0.001 -0.019*** -0.037 -0.005 -0.007 -0.005 -0.088 0.045 0.421 1.480 118.97 / 0.0000 -210.63928 / 0.2202 727

-0.000 0.001 0.011** -0.031 -0.003 0.132* -0.010***

-0.106*** -0.021 0.375*** 1.603*** 196.61 / 0.0000 -337.92721 / 0.2254 903

-0.001 -0.001 0.001 -0.107 -0.002 0.178* -0.010 0.010 -0.115 0.190** 0.726** 23.33 / 0.0250 -11.690951 / 0.4995 94

0.000 -0.007 -0.017 -0.142 -0.018 0.127 -0.011 0.014 -0.094 0.130 1.540*** 13.74 / 0.31772 -2.4676401 / 0.7358 49

-0.000 -0.001 -0.002 -0.117 -0.005 0.196* -0.011 -0.006 -0.094 0.167** 0.836** 23.81 / 0.0216 -28.51987 / 0.2945 94

-338.84495 /

likelihood/判定系数R 样本容量n

903

2

0.2280

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平上显著。

六、结论及政策启示

（一）主要结论

本文分别从农户各类型作物参与概率及种植比重的角度考察了劳动力外出务工对农户种植生产结构的影响。研究结果表明，劳动力外出务工对农户的农业生产结构并不存在显著影响。农户没有因劳动力外出务工而改变农户对各类型农作物的种植可能性，但他们在生产中使用流入的汇款替代了部分劳动力投入。

从各类型作物的种植比重角度看，劳动力外出务工使农户的种植结构发生了改变。务工将使家庭更重视劳动力相对不密集的粮食生产并更少参与经济作物生产活动。劳动力外出务工所带来的劳动力流失使农户的种植结构转向了劳动力需求较不密集的粮食生产。而汇款流入所带来的流动性增强却并未刺激农户生产资本相对密集的经济作物。这也说明，劳动力约束对种植生产结构的影响比资金约束更为重要。值得注意的是，这种务工所带来的种植结构调整存在显著地区差异，欠发达地区的调整不明显。 （二）政策启示

1. 加快产业结构向内地欠发达地区调整转移的步伐，推进小城镇建设，促进县域经济繁荣发展，为农村劳动力提供更多的当地非农就业机会。本文实证表明，城镇化建设并未增加国家粮食安全压

- 11 -

力。同时，政府应通过增强农户永久性脱离农业的信心，使他们更愿意、更放心地将承包地流转出去。由于目前我国农地流转不畅的一个重要原因是农地具有潜在的保障作用，在农地流转市场发育的过程中，除了保证农户非农就业的稳定性，还应注意配套做好针对农民的社会保障工作。

2. 从直接方面提高农业生产补贴力度，提高资金替代效应，促进机械化生产，加速农业现代化。农民工在给家人汇款时，增加农业投入是预期用途中被忽视的一项，打工收入主要流向生活性消费或财产性投资。对此，如果能在农村地区建立起有效地农业补贴机制（如：机械费补贴、拖拉机购置补贴），直接提高收入补偿效应，则可以促进机械化生产，降低劳动力约束，加速传统农业向现代农业的转变。

3. 大力培育有知识、懂技术的新一代农民，促进农业技术进步，防止农业后继无人。虽然目前农业劳动力老龄化的现象暂时还未对农户种植结构调整显著负面影响，但由于有经验的老农更倾向于作为一个谨慎的新技术追随者，青壮年劳动力的大量流出将会极大地阻碍农业现代化进程，而年轻的农民由于更容易获得非农就业机会，往往会忽视比较效益相对较低的农业生产，造成生产力严重下降的后果。因此，政府必须通过各种政策激励手段加大力度培养新一代农民，遏制农业老龄化、女性化的趋势，保障农业的长期健康发展。

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本文来源：https://www.bwwdw.com/article/2lcp.html