劳动力转移对中国农业生产的影响

     本文 基 于２００４—２０１０年全 国 固 定 调 查 点 山 西、河 南、 山东、江苏和浙江的面板数据，研究了劳动力转移对中国农业生产 的影响。研究发现：首先，各类型劳动力在农业生产中的效率存在 显著差异，男 性、女 性、老 人 和 儿 童 的 效 率 之 比 为 １．００∶０．７６∶ ０．７１∶０．５７；其次，男性和壮年 女 性 的 转 移 不 仅 会 使 提 高 农 户 退 出 农业的概率，增大农户家庭耕地流出率，而且 会 降 低 农 业 产 出 增 长 率；最后，结合传统的 “剩余劳动力”理论可 以 推 断 在 当 前 制 度 环 境下，中国的 “刘易斯拐点”已经到来。

　　关键词 劳动力转移，农业生产，增长核算

　　一、引 言 自中国实行改革开放以来，尤其是２０世纪９０年代初以 后，随 着 工 业 的 发展和城市化进程的加快，农村劳动力开始大规模跨区域外出务工，劳动力 的大规模 流 动 对 中 国 经 济 增 长 起 到 了 非 常 重 要 的 作 用 （刘 秀 梅 和 田 维 明， ２００５）１。张广婷、江静和陈勇 （２０１０）估计１９９７—２００８年中国农业剩余劳动 力转移对劳动生产率提高和 ＧＤＰ增长的贡献分别达到１６．３３％和１．７２％，而 由于劳动力流动障碍导致的劳动力在部门间错配使经济增长的效率下降８％ （袁志刚和解栋栋，２０１１）。２ 但另一方面，在当前的制度下劳动力的转移呈现 出 “男多女少，壮年优先”的趋势。根据第二次全国农业普查的结果，２００６ 年年末农村外出就业劳动力达１．３１８１亿人，其 中 男 劳 动 力０．８４３４亿人，占比达６４％，而从 年 龄 结 构 上 看，２１—５０岁的 占７８．８％，其余 的 占２１．２％。３ 随着优质劳动力 的 向 外 转 移，农村的留守人口结构不再具有其原始的状态。 样本选择性转移后，女人、老人和儿童成为农村的主要居民。大量优质劳动 力转移后所导致的 “劳动力空缺”究竟由谁来替代，其又将对中国农业生产 产生怎样的影响？ ３ 第二次全国农业普查主要数据公报：ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｓｔａｔｓ．ｇｏｖ．ｃｎ／ｔｊｇｂ／ｎｙｐｃｇｂ。 ４ 李琴、宋月萍，“劳动力流动对农村老年人农业劳动时间的影响以及地区差异”，《中国 农 村 经 济》，２００９ 年第５期，第５２—６０页。Ｐａｎｇ、ＲｏｚｅｌｌｅａｎｄｄｅＢｒａｕｗ，“中国农村老人的劳动供给研究”，《经济 学》（季 刊），２００３年第３期第２卷，第２００３页。 ５ 李旻、赵连阁，“农业劳动力‘女性化’现象及其对农业生产的影响———基于辽宁省的实证分析”，《中国 农村经济》，２００９年第５期，第６１—６９页。 Ｃｈａｎｇ，Ｄｏｎｇａｎｄ Ｍａｃｐｈａｉｌ （２０１１）使用中国健康与营养调查的数据发 现，劳动力向外转移会导致留守儿童和老人用于农业生产的劳动时间大幅增 加，而这种改变甚至也具有性别歧视的特征，女 性 （无论是女性儿童还是女 性老人）的劳动时间要显著高于同等条件下的男性的劳动时间。李琴和宋月 萍 （２００９）以及 Ｐａｎｇ、ＲｏｚｅｌｌｅａｎｄｄｅＢｒａｕｗ （２００３）发现劳动力流动尤其是 跨省流动会增加农村老年人的农业劳动时间。４ 那么劳动力间的这种 “替代关 系”对农业生产产生怎样的影 响，值得我们进行深入研究，但目前对此的研 究尚未引起足够的重视。李旻 和 赵 连 阁 （２００９）是为数不多研究劳动力转移 导致的就业结构变化对农业生产影响的论文５，其利用辽宁省农调队２００３— ２００６年连续４年的固定农户跟踪调查数据，研究发现在影响农业生产 （如农业生产结构、农业生产技术应用）的几个重要因素中，“男女劳动力共同从事 农业生产”的农户在农业生产中表现出较强的优势，而 “主要由女性劳动力 从事农业生产”的农户表现出 一 定 的 弱 势，农 业 生 产 的 “女 性 化”不 利 于 中 国农业生产的长期发展。但其结论主要由比较研究得到，缺乏足够的理论和 实证分析，结论的稳健性需要进一步推敲。事实上，我国农村家庭中男女分 工长期以来主要是 “男主外、女主内”，即男性主要负责生产性事务，而女性 则主要负责家庭内部事务即家庭的生活。但随着经济的发展，这种分工状态 被逐渐打破，女性也参与 到 就 业 市 场 上 来，农 业 生 产 中 原 有 的 “男 耕 女 织” 的分工转变到 “男工女耕”。在当前的农村，女性也是农业经营的主要劳动者 之一 （Ｃｈａｎｇ、Ｄｏｎｇａｎｄ Ｍａｃｐｈａｉｌ，２０１１；李旻 和 赵 连 阁，２００９）。而近 来， 随着劳动力市场的进一步发展，女性外出务工者也越来越多，２００６年农村外 出就业劳动力中女性占比达到３６％。性别差异引致两类劳动力在农业生产中 的分工不同，那么当其外出务工而发生转移时，对农业生产也可能呈现不同 的影响，但当前的研究对此知之甚少。为此，本文在实证中将劳动力按性别 进行划分，分别研究男性劳动力和女性劳动力的转移对中国农户农业生产的 影响，以此弥补当前研究的不足。对劳动力转移与农业生产的关系进行研究一方面有助于我们客观认识当 前中国农业生产的现状，而另一方面也可以对当前学术界关于中国 “刘易斯 拐点”的争论提供新的实证依 据。传 统 的 理 论 认 为 “剩 余 劳 动 力”的 向 外 转 移并不会对农业生产产生负面影响，直到 “刘易斯拐点”的到来。当前，虽 然中国农村仍有大量的劳动力，但经历三十多年的大规模转移后，有的学者 认为中国的 “刘易斯拐点”已 经 到 来，而 另 一 些 则 持 反 对 意 见。本 文 的 研 究 也将从一个侧面给出自己的答案。如果发现劳动力转移对农业生产产生了负 面影响，结合传统的 “剩余劳 动 力”理 论，可 以 认 定 当 前 “刘 易 斯 拐 点”已 经到来，否则，说明当前农村依然存在剩余劳动力。 针对劳动力转移对农业生产的影响，本文基于２００４—２０１０年全国农村固 定调查点山西、河南、山东、江苏和浙江的数据，从增长核算的角度对此进 行了研究。本文的贡献主要有两点：一是基于微观数据从增长核算的角度研 究了劳动力转移对农业生产的影响，弥补了当前研究的空白。二是客观估计 了各类劳动力在农业生产率方面存在的差异，为后续研究奠定了良好的基础。 本文接下来的章节安排如下：第二部分将重点介绍对中国农业生产的要素分 解，以期能够得到各要素对最终农产品生产的影响程度；第三部分将首先描 述劳动力转移后对农业生产人口结构的影响，并在此基础上描述和构造本研 究所需的主要变量，估计研究所需要的参数，为实证部分做好准备；第四部 分是实证分析，使用面板数据来研究劳动力转移对农业生产各要素的影响； 最后，总结本研究的主要内容。 二、增 长 核 算 设处于某地区 （省份）ｓ的农 户ｉ 在第ｔ 年需 要 投 入 土 地、资 本 和 劳 动， 生产同质化的产品，其采用劳动增强型的柯布 －道格拉斯 （即 Ｃ－Ｄ）生产函数 进行生产： Ｙｉｓｔ＝ＭαｓｉｓｔＫβｓｉｓｔ ［ＸｉｓｔＡｉｓｔψ（ｈｉｓｔ ）］ γｓ ． （１） 这里，Ｙｉｓｔ代表该农户所生产的无差异的最终产品的数量，Ｍｉｓｔ代表 该 农 户 从 事农业生产所投入的土地数量，Ｋｉｓｔ代表所 投 入 的 资 本 数 量，Ａｉｓｔ表示 该 农 户 的技术进步，与 ＤｅｉｎｉｎｇｅｒａｎｄＪｉｎ （２００５）一样，生产技术由三部分构成：当 地的整体技术水平ｚｓ、农户的个体技术水平ｚｉ 和时间趋势，即 Ａｉｓｔ＝ｅｘｐ （ｚｓ ＋ｚｉ＋ｔ），Ｘｉｓｔ是投入的总劳动力数量，ψ （ｈｉｓｔ）表示农户劳动力的综合劳动 能力。αｓ、βｓ 和γｓ 分别表示土地、资本和劳动力的替代弹性，替代弹性在各 省份间可以变化，但并不随时间而改变。以往的研究表明，中国的农业生产 １１５０ 经 济 学 （季 刊） 第１３卷 具有规模报酬不变的性质 （许庆、尹荣梁和章辉，２０１１）６，因此： αｓ＋βｓ＋γｓ＝１． （２） 对劳动力投入 Ｘｉｓｔ可进一步划分为四类：男性劳动力 （ｍ）、女性劳动力 （ｆ）、 儿童 （ｃ）和老人 （ｏ）。 Ｘｉｓｔ ＝ ∑Ｈｊ ｉｓｔ． （３） ６ 许庆、尹荣梁、章辉，“规模经济、规模报酬与农业适度规模经营———基于我国粮食生产的实证研究”， 《经济研究》，２０１１年第３期，第５９—７１页。 其中，Ｈｊ ｉｓｔ表示 该 农 户 中 类 型ｊ 的 劳动力投入的劳动时间，ｊ的取 值 范 围 为 （ｍ，ｆ，ｃ，ｏ）。由于各类型的劳动力在农业生产技能和投入时间上均存在差 异，本文采用线性加总来表示劳动力的综合能力指数ψ （ｈｓｔ）： ψ（ｈｉｓｔ）＝ ∑λｊ ×ｈｊ ｉｓｔ． （４） λｊ 表示不同类型劳动力在农业劳动上的异质性，ｈｊ ｉｓｔ表示各类劳动力的劳动时 间占家庭农业劳动投入的比例，其定义为： ｈｊ ｉｓｔ＝Ｈｊ ｉｓｔ Ｘｉｓｔ ． （５） 设该农户家庭所拥有的土地数量为 Ｍｉｓｔ，并联立公式 （１）可得到该家庭的亩 均产出： ｙｉｓｔ＝Ｙｉｓｔ Ｍｉｓｔ ， （６） ｙｉｓｔ＝ Ｋｉｓｔ （Ｍｉｓｔ ） βｓ Ｘｉｓｔ Ｍｉｓｔ （ Ａｉｓｔψ （ｈｉｓｔ）） γｓ ． （７） 结合公式 （５）和 公 式 （６），并对两边取对数能得到对农户农业产出的核算 等式： ｌｎＹｉｓｔ＝ｌｎＭｉｓｔ＋ｌｎｙｉｓｔ＝ｌｎＭｉｓｔ＋βｓｌｎｋｉｓｔ＋γｓｌｎｌｉｓｔ＋γｓｌｎＡｉｓｔ＋γｓｌｎψ （ｈｉｓｔ）．（８） 这里，ｋｉｓｔ和ｌｉｓｔ分 别表示该农户的亩均资本投入和亩均劳动力投入。从 公 式 （８）可以看出，农户家庭农业产出的提高可以分解为两方面：种植面积的扩 大 （Ｍ 增加）和亩均产量的提高 （ｙ增加），而亩均产量则可以继续分解为亩 均资本投入 （ｋ＝Ｋ／Ｍ）、亩均 劳 动 投 入 （ｌ＝Ｘ／Ｍ）、绝对 技 术 （Ａ）和劳 动 力的综合能力 （ψ）。 对公式 （７） 进 行 对 数 线 性 化，能 够 得 到 农 户 农 业 生 产 增 长 率 的 核 算 等式： Ｙ＾ｉｓｔ＝Ｍ＾ｉｓｔ＋ｙ＾ｉｓｔ＝Ｍ＾ｉｓｔ＋βｓｋ＾ｉｓｔ＋γｓｘ＾ｉｓｔ＋γｓＡ＾ｉｓｔ＋γｓψ ＾ （ｈｉｓｔ）． （９） 公式 （９）是进行增长核算 的 重 要 等 式，与 公 式 （８）类 似，农户农业产出的 增长率可以划分为耕地面积增长率和亩均产量增长率之和，后者则可以进一 步划分为亩均资本增长率、亩均劳动力增长率、技术进步增长率与劳动力综 第３期 盖庆恩等：劳动力转移对中国农业生产的影响 １１５１ 合指数增长率之和。因此，劳动转移对最终产出的影响是基于对各类要素投 入的影响来实现，这也是本文后续研究的主要思路。 三、计量方法及参数估计 （一）数据来源 本文的数据来源于全国农村固定跟踪观察点办公室。从１９８６年开始，全 国农村固定观察点办公室对各省、市和自治区按随机抽样原理，随机抽取自 然行政村和农户进行连续跟踪调查 （其中１９９２年和１９９４年未进行），跟踪的 农户样本每年在２万户左右。在２００２年之前 （含２００２年），农户观察只进行 户级统计，２００３年及以后，农户样本调查内容包含两个层面：一是农户家庭 层面，二是农民个人层面。在农户家庭层面本调查搜集了农户家庭生产、投 资和消费等方面的详细情况，而在个人层面则包含农户家庭各成员的人口学 特征以及就业行为等，这套数据为本研究提供了丰富的数据资源，本研究所 选择的时间窗口为２００４—２０１０年。 ７ 朱喜、史清华、盖庆 恩，“要素配置扭曲与农业全要素生产率”，《经 济 研 究》，２０１１ 年 第 ５ 期，第 ８６— ９８页。 地域方面，本文选择的样本省份为山西、河 南、浙 江、山 东 和 江 苏。山 西地处黄土高原，为中国的能源重化工基地，农业发展在全国处于中等水平； 河南地处中原腹地，为中国的农业大省，所产粮食为全国前十位，在所有省 份中曾长期占据首位，２０１１年播种面积为９８５９．９千公 顷，粮食产量则达到 ５５４２．５万吨，同时也是最大的劳动力输出地；山东地处黄海之滨，既是中国 的农业大省，也是劳动力输出 大 省，２０１１年播 种 面 积 为７１４５．８千公 顷，产 量达到４４２６．３万吨，仅次于河南和黑龙江。江苏和浙江则位于东南沿海，其 民营经济较为发达，农业不再是支柱产业，代表了发达地区的实际情况，这 五个省份既含有农业和劳动力输出大省，也含有非农经济发达和劳动力输入 的沿海省份，对其进行研究在中国具有很大的代表性。 在样本区间内，共获得有效调查的农户２．６２万户，个 人９．７８万人。需 要注意的是：由于各种客观原因，在实际中对相当一部分农户的调查未真正 实现 “固定跟踪”，因此，此处获得的数据并非严格意义上的面板数据。我们 使用朱喜、史清华和盖庆恩 （２０１１）的方法，根据户码和户主年龄两个信息 来建立面板数据。７ 经过删选最终可得到资料完整的有效样本 １．１８万户，共 ４．７４万人，较原始数据分别减少了５４．９６％和５１．５３％。 当前中国农村劳动力的流动遵循 “男 性 优 先，壮 年 优 先”的 基 本 规 律， 他们的离去会对农村留守人员的构成造成影响。图１和图２分别从总量和性 １１５２ 经 济 学 （季 刊） 第１３卷 别构成的角度给出 了２０１０年样本省份农村留守人口的构成特征。８ 从图１来 看，相比其他区间，１７—６０岁区间内留守人员占户籍人口的比例出现了较大 幅度的下降，在１９—４５岁的年龄段内，外出务工人员的比例均超过了２０％。 具体来看，１７—２９岁，随着年龄的增加，外出务工的比例不断增加，留守人 员占比不断下降，在２９岁时达到最低的０．４７，这意味有近５３％的该 年 龄 人 员在外务工超过了半年。而后开始回升，到６０岁时，留守 人 员／户 籍 人 员 基 本维持在９０％，这与 老 年 人 丧 失 劳 动 力 无 法 在 外 获 取 工 作 有 着 直 接 的 关 系。 图２给出了留守人员和户籍人口中的性别构成与变化。从图中可以看出，在 ０—１６岁和６１岁以后，留守人员与户籍人口中的性别比例基本相同且基本在 图１ ２０１０年样本省份留守人口与户籍人口之比 资料来源：全国农村固定调查点，由作者整理。 图２ ２０１０年样本省份农村人口性别比的变化 资料来源：全国农村固定调查点，由作者整理。 第３期 盖庆恩等：劳动力转移对中国农业生产的影响 １１５３ １附近波动，说明在这两个年龄段，劳动力流动对留守人员的性别构成没有造 成显著影响。但在１７—６０岁的年龄段，留守人员中的女性比例要显著高于总 人口中的比 例。在３８岁时，留守人口中女性的比例达到最大，女 男 比 达 到 １．５９，较总人口中的１．０６，高出５３个百分点，劳动力的转移使农村留守中呈 现 “女性化的倾向”。 ８ 此处的户籍人口是指登记户口为农业户口的人员，而我们将留守人员定义为，当年在家居住时间大于 半年即１８０天的人员（在不考虑非农经营等的情况下这意味着农户外出打工的时间要小于半年）。但事 实上有相当部分的人员在外打工时间小于半年，因此由于对留守人员定义的不同，本文可能会高估留守 人员的数量。 （二）参数估计 公式 （８）和公式 （９）是对农户农业生产进行分解的关键公式，从 中 可 以看出，为了进一步研究劳动力转移对农业生产的影响，我们需要对生产函 数的要素弹性 （αｓ、βｓ 和γｓ），土地、资本和劳动力等要素投入 （Ｍｉｓｔ、Ｋｉｓｔ、 Ｎｉｓｔ和Ｘｉｓｔ），农户的技术进 步 （Ａｉｓｔ）及劳 动 力 的 综 合 劳 动 力 系 数 （ψ （ｈｉｓｔ）） 等进行估计。本文将首先估计劳动力的异质性程度，然后运用生产函数来估 计相应的要素弹性，进而获得农户的技术进步，以便于后续的研究。 劳动力异质性程度的估计 对不同类型劳动力间的生产效率差异，长期 以来对中国国内农业问题的研究比较倾向于认为男整劳、女整劳和半劳 （老 人和儿童）的生产效率指数分别为１．０、０．７５和０．５ （许庆等，２０１１），这主 要来源于计划经济时代所 确 立 的 “工 分”制 度，缺 乏 相 应 的 科 学 依 据，对 市 场经济条件下的适用性尚未可知。因此，本文将首先通过已有的调研数据来 估计当前的经济中劳动力生产效率的差异。 一般而言，在劳动力市场完全竞争的条件下，其他条件相同的劳动力其 生产效率的差异等于二者的工资之比。但是在农业生产中，由于中国的农户 规模较小，其一般采用的都是家庭的自我经营行为，无法通过观察直接获得 各类劳动力实际工资，这 为 实 证 带 来 了 非 常 大 的 困 难。Ｊａｃｏｂｙ （１９９３）开创 性地将 “影子工资” （ｓｈａｄｏｗ ｗａｇｅ）应用于农业生产，认为在劳动者完全理 性的条件下，农 户 获 得 的 工 资 要 等 于 其 机 会 成 本 （即外出打工收入）。设 ＭＰＬｊ 为第ｊ类劳动者所对应的边际产出，而ｗａｊ 则表示农户从事农业所获得 的工资收入，对本文来说，设农户追求的目标是利润最大化，则由相应的一 阶条件，可以得到： ＭＰＬｊ＝ｗａｊ ｊ∈ ｛ｍ，ｆ，ｃ，ｏ｝． （１０） 相应地： ＭＰＬｊ＝Ｙ Ｌｊ ＝ γｓＹｉｓｔ Ｘｉｓｔψ （ｈｉｓｔ）×λｊ． （１１） 对当前的中国来说，由于存在严重的劳动力市场分割，农业和非农就业间的 １１５４ 经 济 学 （季 刊） 第１３卷 渠道并不顺畅。由于比较严重的劳动力市场保护使得农户从事农业的工资往 往要低于外出务工的工资，因此，我们设： ｗａｊ＝ｇ （ｘ）×ｗｎｊ ０≤ｇ （ｘ）≤１． （１２） ９ 孙文凯、白重恩、谢沛初，“户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响”，《经济研究》，２０１１年第１期， 第２８—４１页。 这里，ｘ表示对农村劳动力转移的诸多限制因素，ｇ （ｘ）则表示这些限制因 素对农户劳动力转移中的工资影响程度。若劳动力市场完全分割，即农业和 非农间完全不转移，则ｇ（ｘ）＝０；若劳动力市场完全开放，劳动力可以在 农 业和非农间自由转换，则认为ｇ（ｘ）＝１。当前的经济社会环境中，农业劳 动 力逐步地向非农转移，但受限于各类约束其并不能真正自由转移，因此，我 们可以认为０＜ｇ（ｘ）＜１。而户口制度等 “系统性障碍”是造成中国劳动力市 场分割的主要原因 （孙文凯、白重恩 和 谢 沛 初，２０１１）９。且对于所有的农户 来说可以认为其基本不变，所以根据公式 （１２）有： ｗａｊ ｗａ′ｊ ＝ｗｎｊ ｗｎ′ｊ ． （１３） 联立公式 （１０）、公式 （１１）和公式 （１３），我们可以得到：农户 个 人 的 生产效率之比要等于工资之比。 ＭＰＬｊ ＭＰＬ′ｊ ＝λｊ λ′ｊ ｗｎｊ ｗｎ′ｊ ． （１４） 公式 （１４）是本文估算农户生产率差异的重要依据。通过农户个人信息 表我们可以获得农户成员外出务工的时间和收入，以此来估算其能够获得的 日工资，并据此来估算生产率差异。为了避免极端值的影响，本文取各类型 劳动者工资的中位数，表１给出了最终的估计结果。 表１ 各类型劳动力的生产效率指数 年份 男性 女性 儿童 老人 ２００４ １ ０．７８ ０．４９ ０．７５ ２００５ １ ０．７６ ０．５２ ０．７８ ２００６ １ ０．７３ ０．５５ ０．６７ ２００７ １ ０．７６ ０．６０ ０．６９ ２００８ １ ０．７３ ０．６３ ０．７１ ２００９ １ ０．７８ ０．６４ ０．６８ ２０１０ １ ０．７９ ０．６３ ０．６７ 总计 １ ０．７６ ０．５７ ０．７１ 一般而言男性劳动力的生产效率要高于其他类型 （Ｔｈａｐａ，２００８）。因此， 我们以男性为基准，即假设男性的生产率指数为１，其他类型的劳动力指数均 第３期 盖庆恩等：劳动力转移对中国农业生产的影响 １１５５ 通过公式 （１４）得到。从表１可以看出，２００４—２０１０年间女性的劳动力相当 于男性的７６％，其 次 是 老 人，相 当 于 男 性 的 ７１％，儿 童 则 相 当 于 男 性 的 ５７％。从最终的结果看本文的估计与许庆等 （２０１１）相比在女性和儿童部分 相差无几，而老人的估计则要高于前者，但总的来看比较吻合。 １０ 李实，“农村妇女的就业与收入———基于山西若干样本村的实证分析”，《中国 社 会 科 学》，２００１年第３ 期，第５６—６９页。 但是在现有的文献中并不是所有的研究都支持女性的生产效率要低于男 性这一结论。Ｕｄｒｙ （１９９６）的研究发现由女性控制的农场尽管产出要小于男 性，但仅有约６％的产出差距；Ｐｅｔｅｒｓｅｎｅｔａｌ． （２００７）通过对美国、挪威和 瑞典同行业中同一企业的工人的比较研究发现，虽然男性的生产效率要高于 女性，但二者之间的差别非常微小，在瑞典二者之差约为１％，美国 为２％， 挪威为３％。上述研究虽然表明了在农业生产中性别之间的差异要显著小于我 们通常认 可 的 ０．２５ （男性 为 １，女 性 为 ０．７５，本 文 估 计 男 性 为 １，女 性 为 ０．７６），但从严格意义上讲仍然认可了男性的生产率要高于女性这一观点。李 实 （２００１）推断在获取农业收入方面，中国的女劳动力要胜过男劳动力，前 者比后者要高出２４．６０％。１０从前文的综述可以看出，当前的研究对性别间 生产率的差异结 论 并 不 相 同，因 此 在 接 下 来 的 研 究 中，我们将以本文估计 的结果 （１．００，０．７６，０．５７，０．７１）作为 基 准，同时考虑性别无差异的假 设 （即１．００，１．００，０．５７，０．７１） 来分别研究劳动力转移 对农业生产的 影响。 要素替代弹性估计 在估计出各劳动力异质性系数之后，我们需要进一 步估计各要素的替代 弹 性。对 公 式 （１）两 边 取 对 数，同 时 添 加 独 立 同 分 布 （ｉ．ｉ．ｄ．）的误差项可以得到对时间ｔ、省份ｓ、第ｉ个人的估计方程，如公 式 （１５）： ｌｎＹｉｓｔ＝αｓｌｎＭｉｓｔ＋βｓｌｎＫｉｓｔ＋γｓｌｎＸｉｓｔψ （ｈｉｓｔ）＋γｓ （ｚｓ＋ｚｉ＋ｔ）＋ζｉｓｔ．（１５） 其中，Ｙ 为农户的农业收入 （用种植业经营收入代表），Ｍ 为土地经营面积， Ｋ 为资本投入 （用农业经营费用支出代表，主要包括化肥、农药费、种子费 （如自产种子按照市场价格折算为一定数额的现金）、机耕机播费、自用或租 用役畜费等，Ｘ 为劳动投入 （用种植业经营投工量代表，主要包括家庭用工 和雇工），ψ表示农户的异质性系数，ｚｓ 和ｚｉ 分别代表省份和农户家庭的生产 技术，ｔ为时间，ζｉｓｔ为独立同分布的残差项。在公式 （１５）中，对于省级生产 技术 （ｚｓ）和农户个体生产技术 （ｚｉ）均无法由数据直接得到，若直接对其进 行估计则可能会产生 “遗漏变量偏误”，使要素替代弹性有偏。但是在面板数 据中，由于各农户有多个观测值，我们可以使用农户的固定效应来无偏地估 计相关参数 （ＤｅｉｎｉｎｇｅｒａｎｄＪｉｎ，２００５）。