华中农业大学学报（社会科学版），（总１３４期）２０１８（２） Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｈｕａｚｈｏｎｇ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ（Ｓｏｃｉａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ Ｅｄｉｔｉｏｎ） 农业机械与农业劳动力投入对粮食产出 的影响及其替代弹性 黄玛兰’，李晓云’，游良志１，２ （１．华中农业大学经济管理学院，湖北武汉４３００７０；２．国际食物研究所，美国华盛顿特区２０００６） 摘要利用１９７８－－２０１５年１３个粮食主产区的省域面板数据，采用超越对数生产函 数分析了中国农业劳动力与机械利用变迁对粮食生产的影响。并在测算出机械与劳动力替 代弹性的基础上分析弹性变化的原因，论证农业机械对劳动投入与粮食生产的影响。研究 表明：农业劳动力与农业机械均对粮食产量具有显著正向影响，但是两者对粮食产出的边际 影响不显著。农业机械与劳动力之间存在显著的替代关系，农机具购置补贴不仅使农业机 械对劳动的替代作用变强，而且显著提高了农业机械化水平。１９７８—２０１５年农业机械与劳 动力的替代弹性呈现出四个较明显的阶段性特征，并与中国农业劳动力转移的阶段性特征 相一致。但粮食主产区域内农业机械与劳动力的替代弹性变化存在显著差异性。为适应农 业生产方式转变、保障国家粮食安全，粮食主产区应采取差异化的农村剩余劳动力转移政 策，将农业机械化支持偏向农机具购置补贴与农业机械示范推广。 关键词主产区 农业劳动力；农业机械化率；替代弹性；粮食产量；超越对数生产函数；粮食 文献标识码：Ａ 文章编号：１００８—３４５６（２０１８）０２—００３７—０９ 中图分类号：Ｆ ３２３．６ ＤＯｌ编码：１０．１３３００／ｊ．ｃｎｋｉ．ｈｎｗｋｘｂ．２０１８．０２．００５ 在精耕细作的“小农”生产方式下，中国农业长期存在“过密化”和“内卷化”现象，导致中国农业 处于“只有增长没有发展”的高水平陷阱＿１］。２００３年，东南沿海一带的“民工荒”现象引发了一场关于 “刘易斯拐点”是否到来的大论战。但中国的“刘易斯拐点”是否到来，人口红利是否已经消失，学术界 并未形成一致的观点。改革开放以来，随着工业化、城市化的快速发展，农业劳动力不断大规模向非 农产业析出ｌ２］。全国农业劳动力占总劳动力的比重由１９７８年的７Ｏ．５３ 下降至２０１５年的２８．３０ ①。 粮食主产区的农业劳动力占总劳动力的比重由１９７８年的７Ｏ．６８ 下降至２０１５年的３３．６６ 。伴随农 业劳动力数量不断减少的同时，我国农业机械化水平不断提高。截至２０１５年底，全国农作物机耕、机 播与机收面积分别达１１９ ８７６．３６千公顷、８６ ８５１．２０千公顷与８７ ６４４．３８千公顷，分别占当年耕地面积 的８８．８０ 、农作物播种面积的５２．Ｏ９ 、收获面积的５６．９３ 。中国实现粮食产量连年增长，粮食生产 不断向粮食主产区集中的趋势ｌ＿３］。２０１５年，我国１３个粮食主产区的粮食总产量达４７ ３４１．３０万吨 （全国粮食总产量为６２ １４３．９２万吨），占全国粮食总产量比重的７６．１８ 。保障粮食主产区的粮食生 产地位对保障中国粮食安全至关重要。 关于劳动力非农转移对粮食生产的影响学界存在不同的观点。第一种观点认为劳动力非农转移 收稿日期：２０１７—１０—１２ 基金项目：国际（地区）合作与交流项目“国际应用系统分析研究学会暑期青年科学家项目”（７１７１１５４０１４０）；国家自然科学基金项目 “长江中下游传统粮棉产区作物种植结构时空演化过程、机理与交互”（７１６７３１０２）；高校基本科研业务费专项基金 资助项目“粮食安全营养目标下的粮食消费量预测”（２６６２０１６ＰＹＯ６Ｏ）。 作者简介：黄玛兰（１９９０一），女，博士研究生；研究方向：资源与环境经济及粮食安全。 通讯作者：李晓云（１９７８一），女，教授，博士；研究方向：资源与环境经济及农业耕作系统。 ①农业劳动力采用第一产业从业人数表示，总劳动力采用三次产业总从业人数表示。数据来源于《中国统计年鉴》、各省《统计 年鉴》 ３８ 华中农业大学学报（社会科学版） （总１３４期） 对粮食产出具有正向影响。农村剩余劳动力转移可促使资本等投入要素进人农业生产，从而提高农 业劳动生产率，促进农业规模化经营 。赖明勇等研究表明，农业劳动力转移产生的资源配置和对劳 动生产率的贡献分别达０．９０ 和７．８５ ［ 。第二种观点认为中国农业发展已经来到了后刘易斯转折 点时期 引。２００３年以来中国农业已经进入劳动投入不足对农业产出产生负作用时期ｌ＿７］。秦立建等 研究表明劳动力非农转移减少了农户劳动力投入时间，降低了粮食生产效率［８］。第三种观点认为劳 动力转移对粮食产量的影响在统计上不显著。陈素琼等采用辽宁省的调研数据论证了不同类型劳动 力转移对水稻生产技术效率的负向影响并不显著Ⅲ９］。程名望等采用扩展的Ｃ－Ｄ生产函数分析表明， 农业劳动力转移对粮食主产区的粮食产出无显著影响＿】 。 我国农业生产已经来到由于农业劳动力持续非农转移，导致农业劳动力价格不断上涨诱致的农 业机械化时代Ⅲ］。众多学者测算了农业机械化对粮食产出的贡献，但估计结果由于选取的测算方 法、测量指标、统计口径等不同而存在较大差异。祝华军采用经典线性回归测算表明，中国农机化总 投人资金每增长２亿元，可保证４万左右农业剩余劳动力转移出去Ｌｌ 。王鸥等采用超越对数生产函 数测算的替代弹性表明，农业机械投入对劳动力投入存在显著替代关系，并且对于不同的粮食品种和 地区，机械对劳动力的替代强度呈现出显著差别［１引。周振等采用工具变量法测算表明，１９９８—２０１２ 年采用农作物耕种收综合机械化率为机械化衡量指标时，农业机械化对劳动力转移贡献率为 ２１．５９Ｏ［Ｍ］。彭代彦利用住户调查数据研究发现，使用农业机械替代劳动力弥补农忙时节由于劳动 力短缺导致的产量损失，是提高水稻复种指数和粮食产量的重要措施＿１引。张宗毅等研究认为，按照 １９８５年的劳动生产率标准生产２０１０年的农产品，中国农业机械化弥补了１．７８亿农业劳动力缺口，避 免了５９．Ｏ６ 的粮食播种面积下降 引。 农业劳动力大规模转移是否会影响中国粮食生产？中国农业机械化以及劳动力与机械的交互作 用在粮食生产中的贡献如何？现有文献分别从农村劳动力转移、农业机械化发展等角度分析其对粮 食生产的影响，具有许多借鉴之处。诱致性技术创新理论认为基于要素的相对价格变化可以诱导要 素节约（希克斯的要素替代），即一种要素相对于其他要素的价格上涨，会导致降低该要素相对于其他 要素的使用量［１７ １８］。在农业生产领域，农业技术变革方向倾向于节约更为昂贵（稀缺）的生产要素，使 用相对便宜（充裕）的生产要素［１ 。农户在不确定性条件和环境的约束下，为获得最大化的边际 产出，将会依据农业劳动力与机械要素价格的相对变动，在保持产量不变的前提下调整两种要素的投 入比例。当农村劳动力价格不断上涨，用机械替代劳动就成了农户的理性选择。但在农业机械化不 断发展背景下，现有文献较少从农业机械化与劳动力两者之间的交互关系出发，研究两者的交互作用 对粮食生产的影响。此外，大部分研究均是针对全国范围进行整体分析，较少对粮食主产区等区域范 围进行研究。因此，本文采用１９７８—２ｏ１５年１３个粮食主产区面板数据，利用超越对数生产函数模 型，论证劳动力与机械投入要素对粮食产量的贡献。模型设立时考虑各投入要素交互项影响，引入制 度虚拟变量考察农机具购置补贴对农业机械化的直接影响和对粮食生产的间接影响，并在此基础上 测算农业机械对劳动投入的替代弹性，分析农业机械化对农业劳动投入与粮食生产的影响。 一、农村劳动力转移与机械化发展现状 １９７８年以来，中国粮食总产量平稳增长，粮食产量由１９７８年的３０ ４７６．５万吨上升到２０１５年的 ６２ １４３．９２万吨。１９７８—２０１５年，中国粮食主产区的粮食总产出增长了２５ ７７５万吨，增长量占全国粮 食总增长量的８１．３９ ９／６。粮食主产区粮食产出的大幅增长成为中国粮食产量增长的主要来源。与此 同时，１９７８年以来全国及粮食主产区的农村劳动力转移量①均呈上升趋势（图１）。１９７８年全国农村 劳动力转移２ １８２．２万人，２０１５年上升到２３ ８６３．１１万人。而粮食主产区的劳动力转移量则由１９７８ 年的１ ４８９．４万人上升到２０１５年的１４ ４５８．１８万人。２０１５年粮食主产区的劳动力转移量占全国劳动 ①借鉴周振等［ ］的做法，农村劳动力转移量一乡村从业人员一农林牧渔业从业人员。 第２期 黄玛兰等：农业机械与农业劳动力投入对粮食产出的影响及其替代弹性 ３９ 力转移量的６０．５９ 。粮食主产区农业劳动力大规模转移为全国农村劳动力转移做出了较大贡献。 虽然我国农业劳动力数量在不断减少，但是粮食产量却一直在稳步增长，王跃梅等认为这得益于 ２００３年后农业税费减免和惠农对种粮农民的激励作用以及农业生产技术进步的贡献 ］。 ３０ ８０ ７０ ２５ ６０堡 ２０ Ｉｉ｛Ｌ 龄 辩１５ Ｒ ５０萎 ４ｏ杀 ３０ ２０ 需 粘Ｒ １０ ５ ｌＯ Ｏ 时间 图１ ｌ９７８—２０１５年劳动力转移量及农作物综合机械化率 在农村劳动力不断转移的同时，我国农作物综合机械化率呈稳步上升趋势（图１）。全国的农作 物综合机械化率由１９７８年的１９．６６ ９／６增长到２０１５年的６４．１８ 。而粮食主产区的农作物综合机械化 率则由１９７８年的１７．８８ 上升到２０１５年的７６．９７ ，２０１５年已超过全国平均水平１２．７９ 。我国农 业机械化的不断发展促进了农业生产效率的提高，缩短了农业劳动时间，从而保证在其他条件不变的 情况下，弥补由于劳动力转移导致劳动力短缺产生的粮食产量损失。农业机械与劳动力作为农业生 产的基本投入要素，对粮食生产具有重要影响。但是影响粮食产出的因素众多，除此之外还包括耕地 面积、生物化学技术投入、自然气候、农业补贴等因素。因此，本文将对影响粮食产出的因素进行 综合分析，并在此基础上重点分析农业机械与劳动力两者之间的交互关系与农机具购置补贴对 粮食产出的影响。 二、模型设定与数据来源 １．超越对数生产函数模型设定 农业生产中，某种投入要素对产出的影响不仅与该要素有关，同时与其他投人要素有关。而 Ｃｏｂｂ—Ｄｏｕｇｌａｓ规模报酬不变生产函数和ＣＥＳ生产函数均不能描述要素之间的相互作用，Ｃｈｒｉｓｔｅｎｓ— ｅｎ等提出了具有变弹性性质的超越对数生产函数，它可有效估计生产函数中投入要素的交互作用与 各种投入技术进步之间的差异＿２ 。其基本形式为： ｌｎＹ—ａｏ＋ａ ｉｎｋ＋ｄＬｌｎｇ＋１／２ｐＫ￣（ｉｋ）。＋１／２ｆｎｉＬＬ（１ｎＬ） ＋ ＫＬｌｎＫｌｎＬ （１） 式（１）中，Ｙ表示农业产出，Ｋ表示资本存量，Ｌ代表劳动投入量。本研究在式（１）基础上，引入时 间趋势项ｔ及其二次项来表征希克斯中性技术进步，得到模型式（２）。本文首先考察各生产要素对粮 食主产区粮食生产的影响，然后引入代表农机具购置补贴的虚拟变量，以验证２００４年以来实施 的农机具购置补贴对各种农业投入要素的整体激励效果。粮食生产不仅受农业投入要素的影 响，也受气候因素变化的影响，因此粮食生产函数模型中，产量是人为要素投入和自然气候要素投入 的联合函数形式。由于自然灾害影响各要素的边际产出能力，进而对技术进步类型测度的影响具有 系统性，因此，自然灾害（ｄｉｓ）采用指数的形式进入生产函数。函数基本形式如下： ｌｎｙ ＝ａ ０＋ｄ ｌｎｌａｂｎ＋口～ｌｎｍａｃｎ＋ａ ｉｎｆｅｒｎ＋ｄ。 ｌｎａｒｅ ＋１／２ｐ （１ｎｌａｂｉ ） ＋ １／２卢一（１ｎｍａｃ ） ＋１／２ｐ￣（ｉｎｆｅｒ ） ＋１／２ｐ （１ｎａｒｅ ） ＋卢 ｌｎｌａｂ☆ｌｎｍａｃｉｔ＋ ｚ，ｌｎｌａｂ￣ ｌｎ． ， ＋ ｌｎｌａｂ ｌｎａｒｅ ＋Ｐ￣ｆｌｎｍａｃ ｉｎｆｅｒ ＋卢 ｌｎｍａｃ ｌｎａｒｅ ＋ 向Ｉｎ ｒ ｌｎａｒｅ ￡＋ ｄｉｓｄｉｓｎ＋ｄ Ｔ＋ “Ｔ。＋ ｌｄｖｌｎｌａｂ ＋ ２ｄｖｌｎｍａｃ ＋ ３ｄｖｌｎｆｅ￣ ＋ ４ｄｖｌｎａｒｅ ＋￡ ４０ 华中农业大学学报（社会科学版） （总１３４期） 式（２）中，因变量 为ｉ省在ｔ年的粮食总产量。解释变量ｌａｂ ｍｎ 、ｆｅ 、ｎｒ 、ｄｉｓ 分别为 农林牧渔业劳动力、农作物综合机械化率、化肥施用量、粮食播种面积、受灾率。 为虚拟变量， ｄｖ一１表示２００４年以后的年份；ｄｖ一０表示２００４年以前的年份。交叉项分别用ｄｖｌａｂ ｄｖｍａｃ 、ｄｖａｒｅ 表示。ａ。为截距项， 为扰动项，ｉ表示省份，ｔ为时期。根据式（２），农业机械与农业 劳动的替代弹性为： （ ） —— ｍ Ｚ 其中，式（３）的农业劳动与农业机械的边际替代率之比可表示为： ａｙ ＭＰ ＭＰ 一ｅｆ ｍ ｏＹ ｅ ｌ ａｍ … Ｃ ～ 而￡ 、￡ 分别为机械与劳动的投入产出弹性，可具体表示为： ｅ ＝ａＭＹ ／￣ｌｎｍ ＝ａ ＋ ～ｌｎｍａｃ ＋ ｌｎｌａｂ ＋ ｓｌｎｆｅ ＋卢 ｌｎａｒｅｉ （５） ￡ ＝３１ｎＹ“／Ｏｌｎｌ 一ｐ ｎ６＋ “ｌｎｌａｂ ＋ ｚ ｌｎｍａｃ ｑ－ｐｌｆｌｎｆｅｒｌ ＋ ｌｎａｒｅｉ 弹性如下： ）（６） 结合式（２）的回归参数，将式（４）～（６）带入式（３）进行运算整理 。 ，可求得机械与劳动力的替代 —一行一， 一ｍ ｄ —广 ， 、 １—１ Ｉ １＋（２卢州一 一一 ）（ｓ ＋￡ ） ｛ （７） 一 一 ２．数据来源及变量说明 本文利用粮食主产区１９７８－－２０１５年的面板数据，其中粮食主产区包括辽宁、吉林、黑龙江、河北、 内蒙古、山东、河南、江苏、安徽、江西、湖南、湖北、四川等１３个省份。粮食总产量（３，）、农林牧渔业从 业人员数量（１ａｂ）、化肥折纯用量（ｆｅｒ）、粮食作物播种面积（ａｒｅ）、受灾率（ｄｉｓ）数据来源于历年《统计 年鉴》。农业机械化水平指标采用农作物耕种收综合机械化率衡量，使用机耕、机播与机收水平按照 ０．４、Ｏ．３、Ｏ．３的比例进行加权平均，由农业部统计测算，数据来源于《国内外农业机械化统计资料 １９４９－－２００４｝、２０１６年《中国农业机械工业年鉴》。文章极个别缺失数据用相应省份的《统计年鉴》、 《农村统计年鉴》，以及采用插值法补全。变量的描述性统计结果见表１。 ／ 表１粮食产量影响因素变量设定与描述性统计 三、模型估计与分析 １．模型选择 本文对１３个粮食主产区１９７８—２０１５年粮食产量与生产投入面板数据进行实证分析。面板数据 具有截面与时间两个维度，通常样本容量大，能够提高自由度，使估计结果更准确。本文使用ＳＴＡ— ＴＡ１３．０软件进行数据操作。文章分两步确定函数模型，首先用Ｆ检验判断使用混合回归还是个体 效应模型，若检验结果拒绝零假设，即说明个体固定效应模型优于混合回归，否则使用混合回归。若 第２期 黄玛兰等：农业机械与农业劳动力投入对粮食产出的影响及其替代弹性 ４１ 检验结果拒绝零假设，则进一步采用Ｈａｕｓｍａｎ检验来确定是建立固定效应还是随机效应模型。若 检验结果拒绝零假设，则采用固定效应模型，否则建立随机效应模型。由表２可知，Ｆ检验结果拒绝 原假设，说明个体固定效应模型优于混合回归。因此进一步采用Ｈａｕｓｍａｎ检验来确定应使用固定 效应还是随机效应模型，由Ｈａｕｓｍａｎ检验结果可知，模型在１ 显著性水平上强烈拒绝原假设，所以 考虑采用个体固定效应模型。 表２判断面板数据模型选择的Ｆ检验与Ｈａｕｓｍａｎ检验 ２．生产函数模型检验结果 在具体分析模型经济意义之前还需要对超越对数生产函数的参数进行检验，确定所设定模型形 式的合理性（如表３）。文章采用ＬＲ（Ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ－ｒａｔｉｏ Ｔｅｓｔ）来完成不同约束条件下的检验。首先，检 验变量间的相互作用，即检验交互项的系数是否为Ｏ；其次，检验希克斯中性技术进步，即检验时间趋 势项ｔ及二项式是否为Ｏ；最后，检验冗余变量，即分别检验基础模型（１）、（２）中不显著变量的系数是 否为ｏ。 表３生产函数模型检验结果 注：ＬＲ检验公式为ＬＲ一一２（ＬＬＦＲ—ＬＬＦＵＲ）。如果零假设成立，则检验统计量ＬＲ—ｘ ２ １（ ），其中 为自由度表示零假设中约束 条件的个数，在显著性水平０．０１下，检验临界值ｚ；。 （ｎ）与ＬＲ统计量来判断是否拒绝或接受零假设。若ＬＲ％ｘ。２ （”），＿０则接 受零假设，否则拒绝零假设；…表示Ｐ＜Ｏ．Ｏ１。 表３检验结果表明，所有模型均拒绝了零假设。基础模型（１）和（２）均拒绝了无变量间相互作用 的假设和无技术进步的假设。这说明，农业投入要素间的相互作用及技术进步都促进了农业产出增 长。因此，选择时间趋势项ｔ及其二次项的超越对数生产函数形式是合理的。其次，基础模型（１）和 （２）均拒绝有冗余变量的假设，即基础模型中所有不显著变量的系数不为０。因此，选择现有的基础 模型是比较合理的。 ３．回归结果与讨论 模型（１）为未考虑农机具购置补贴虚拟变量的生产函数投入要素分析，模型（２）考虑农机具购置 补贴虚拟变量对农业机械投入变量的直接影响以及对粮食产出的间接影响。模型（２）回归结果表明， 劳动力投入、播种面积、农作物综合机械化率、化肥施用量均对粮食生产具有显著正向影响，但其二次 项系数对粮食产出均无显著影响。农业自然灾害对粮食生产具有显著负向影响（表４）。 从劳动投入对粮食产量的影响来看，劳动投入对粮食生产影响显著，系数为０．１９３，Ｔ值为６．０５， 在１ 统计水平上显著。其二次项系数对粮食产出无显著影响。一方面，农业劳动力在改革开放初 期促进了中国粮食生产，这符合中国精耕细作的劳动力密集型农业生产方式的事实。但是近年来的 农业发展历程表明，随着时间的推移单纯以劳动力数量促进粮食生产的农业发展方式难以为继，需要 转变农业发展方式。另一方面，农业劳动投人对粮食产量的贡献受到机械替代作用的影响。劳动与 农业机械的交互项变量系数为一０．１８８，通过１ ９／６显著性水平检验，Ｔ值为一２．７２，这说明近年来中国 农业机械化快速发展过程中产生了机械替代劳动现象。 从农业机械对粮食产出的影响来看，农业机械化发展对粮食生产具有显著的正向影响，系数为 ０．１０８，Ｔ值为４．５Ｏ，在１ 统计水平上显著。这说明农业机械化发展对粮食生产的促进作用随着农 业机械化投人数量的增加、农机社会化服务的逐步推广而凸显。但是农业机械化率的二次项系数不 ４２ 华中农业大学学报（社会科学版） （总１３４期） 表４粮食产量影响因素的回归结果 变量 ｌｎＶ ｌｎｌａｂ ｌｎａｒ＇ｅ ｌｎｍａｆ 系数 ３．５５３…１．１６２ ０．１２９ 模型（１） 稳健标准误 ０．６３４ ０．９７３ ０．３６７ Ｔ值 ５．６Ｏ １．１９ ０．３５ 系数 ０．１９３…０．７８３…０．１０８…模型（２） 稳健标准误 ０．０３２ ０．０５５ ０．０２４ Ｔ值 ６．０５ １４．３６ ４．５０ ｌｎｆｅｒ ｜ｎｌａｂｚ ｌｎｌｎａｆ —０．６１０ 一Ｏ．２２７ ０．０６４ ０．３０３ ０．１００ ０．０４０ —２．０１ —２．２７ １．６０ ０．１４８…—０．Ｏ９３ ０．０５０ ０．０２２ Ｏ．１１０ ０．０３９ ６．６５ —０．８５ １．２８ ｌｎｆｅ？－２ １ｎａＴ＇ｅ０ —０．０６２ ０．０２６ ０．０３０ ０．１５ｌ —２．０７ ０．１７ ～０．０２３ ０．１４９ ０．０３２ Ｏ．１５２ —０．７５ ０．９８ ｌｎｌａｂ×ｌｒｕ２ｒＰ —０．１６８ ０．１Ｏ６ —１．５８ —０．２３４ ０．１０６ —２．２Ｏ ｌｎｆｅｒ×ｌｎａｔ＇ｅ ｌｎ１＂１＂１￣ｌｃ×１ｎａｔ＇ｅ ０．０７２ ０．０６２ ０．０５６ ０．０７２ ｌ｜２７ ０．８６ ０．０９８ ０．１４８ ０．Ｏ５５ ０．０７４ １．７８ ２．Ｏ０ １ｎｌａｂ×ｌｎｆｅｒ ｌｎｌａｂ×ｌｎ ｍｃ ０．Ｏ３７ —０．１４９ ０．０５１ ０．０６６ ０．７２ —２．２６ 一Ｏ．Ｏ３ｌ 一Ｏ．１８８…Ｏ．Ｏ５５ ０．０６９ —０．５７ —２．７２ １ｎｆｅｒ×１ｎｌ＂ｇｌｇＬｃ ｃｉｚｓ ｕ×ｌａｂ ０．Ｏ５６ —０．０１３…０．０３０ ０．Ｏ０１ Ｌ８６ —１】．５２ ０．０４９ 一Ｏ．Ｏ１３…０．１５７…０．０３０ ０．Ｏ０１ ０．０３９ １．６１ —１１．６５ ４．０７ ｄ×ａｒｅ ｄ口×ｍａｃ —０．１２９…０．０３５ ０．０４９ Ｏ．Ｏ１８ —２．６４ １．９４ ｄ ×ｆｅｒ ０．Ｏ２１…—０．０４９ ０．００３ ０．０００ ３．８４８ 一 一 ７．４８ —６．１４ —３．４８ 一 一 ０．０２２…—０．Ｏ０１…７．３８２…０．９７８ ２ ４７ ３９３－８９ ０．００１…１３．３７９…０．９７７ ２ ５１ ５００．１８ ０．０３４ ０．００３ ０．０００ ０．０３５ 一 一 —１．４３ ７．８８ —５．９７ ２０９．８４ 一 一 Ｒ２ Ｗ ｌｄ ｃｈｉ２ Ｐｒｏｂ￣．ｃｈｉ２ ０．０００ 一 一 ０．０００ 一 一 注： 、～和…分别表示在１Ｏ 、５ 和１ 的水平上显著。 显著，因此也意味着我国农业机械化发展需进一步深化。应继续推动薄弱地区农机化建设，促进农机 农艺结合，建立健全农机社会化配套服务机制，以此促进农业现代化＿２ 。播种面积与农业机械交互 项对粮食生产具有正向影响，这说明随着中国农业适度规模化经营的推进，以及土地流转的深入贯彻 实施，农业机械化的规模效应逐渐显现。 播种面积对粮食生产具有正向影响，其二次项系数对粮食生产无显著影响。这意味着过度依赖 扩大种植面积增加粮食产量的粗放经营模式尽管对当前粮食增产贡献较大，但对粮食进一步增产贡 献微弱。化肥投入变量对粮食产出具有正向影响。自然灾害对粮食生产具有显著负向影响，这意味 着自然灾害仍然制约着中国粮食生产，应引起重视。同时，时间趋势项ｔ系数为０．０２２，通过１ 统计 水平显著性检验，说明粮食主产区年平均技术进步率为２．２ 。其二次项系数为一０．００１，在１ 统计 水平上显著，表明技术变化的增长率出现逐年下降趋势。 与模型（１）相比较可知，在模型（２）中加入虚拟变量后的回归方程整体拟合优度有所提高，这 意味着２００４年以来实施的农机具购置补贴对中国粮食生产具有显著影响。加人虚拟变量 后，原模型（１）中不显著的农作物综合机械化率指标变得显著，系数为０．１０８，Ｔ值为４．５０，通过１ ９／６显 著性水平检验。且虚拟变量与农业机械交互变量系数显著，其系数为Ｏ．０３５，Ｔ值为１．９４，通过５％ｏ统 计水平检验。这表明农机具购置补贴的实施提高了粮食主产区农业机械化水平，进而有利于提 高粮食生产效率。同时劳动与机械变量的交互项系数由原来的一０．１４９变为一０．１８８，分别通过５ ９／６、 １ 显著性水平检验。这说明引入代表农机具购置补贴的虚拟变量后，农业机械对劳动的替代作 用变强了。此结论与林毅夫＿２ ］的观点一致，即虽然中国技术变迁过程中一直存在引导，农业生 产依然具有诱致性技术变迁特征。 四、农业机械与劳动力的替代弹性变化 从整体上看，１９７８－－２０１５年１３个粮食主产区农业机械对劳动力的替代弹性不断增强，平均替代 弹性达Ｏ．７６（图２）。这表明随着农业生产中劳动力资源变得越来越稀缺，农户更倾向于通过采用机 第２期 黄玛兰等：农业机械与农业劳动力投入对粮食产出的影响及其替代弹性 ４３ 械化生产来替代稀缺的劳动力资源，保障粮食产量。 ０ ０ 蔓。 靶 Ｏ ０ 牵譬 鑫茬 ； 农业劳动力大规模转移；打工潮 种 时间 妻 图２ １９７８－－２０１５年粮食主产区农业机械与劳动力替代弹性 从各阶段来看，粮食主产区农业机械与劳动力的替代弹性呈现出四个较明显的阶段性特征，并表 现出与农业劳动力转移的阶段性特征相一致的趋势（图２）。１９７８—１９８３年，替代弹性整体处于下降 阶段。ｌ９７８—１９８３年是中国劳动力转移在“控制流动”下的起始阶段。家庭联产承包责任制的 实施大量释放了农村劳动力，农民生产积极性大幅提高，使大量劳动力投入农业生产中。农业就业人 数从１９７８年的２８ ３１８万人增加至１９８３年的３１ ３５１万人。此阶段中国农村存在大量农业剩余劳动 力，与价格昂贵的农业机械相比，农业劳动力成本非常低廉，农户缺乏使用农业机械替代劳动的积极 性。１９８４—１９９９年是中国劳动力转移的拓展和深化阶段，机械与劳动力的替代弹性整体处于稳步上 升趋势。这期间中国劳动力转移实现了从“允许流动”到“规范流动”的转变，１９９２—１９９６年还出 现了“打工潮”现象，农村转移了大量剩余劳动力。从２０００年起，中国农村剩余劳动力转移在“公平流 动”下进人稳步加快时期。２０００—２００７年，替代弹性出现较明显下降趋势。这可能是由于该时 期中国农业正处于第三轮结构调整时期，大量调减粮食作物播种面积，扩大经济作物播种面积，导致 此阶段农业机械化水平下降，从而使农业机械技术替代劳动的比例稍有降低。从２００８年起，农业机 械与劳动的替代弹性逐渐稳步回升，并处于上升阶段。这可能是因为随着２００８年在全国范围内实施 的农机具购置补贴大力推进了农业机械化发展水平，进一步导致农业机械技术对劳动力的替代 作用不断增强。 我国粮食主产区包括了从东北到西南地区１３个省份，区域内①自然地理条件、作物种植结构、农 业基础设施建设、农业劳动力转移与非农就业、家庭人均耕地经营规模与人口规模等存在显著的空间 差异。这些因素也导致了区域内农业机械化进程呈现出显著差异，进而导致农业机械对农业劳动的 替代强度具有显著差异性（图３）。１９７８－－２０１５年华北平原农业机械与劳动的替代弹性变化趋势基本 与粮食主产区变化趋势相一致，平均替代弹性为０．６８。东北平原土地广袤、地势平坦，再加上东北老 工业基地的优势地位，一直以来是中国机械化发展起步最早，基础条件最好，发展水平处于全国领先 地位的地区之一Ｌ２ 。近年来随着中国粮食生产重心转移，东北平原作为第一大“粮仓”的地位变得 越来越突出。但是东北平原农业机械与劳动力的替代弹性经历了由负值到正值的变化。虽然替代弹 性值从１９７８—１９８９年不断上升，但一直为负数，这说明此阶段东北平原在农业生产中机械和劳动力 两者之间更多地表现为一种互补性关系。但从１９９０年开始两者间的替代弹性变为正值。２００４年我 ①为了便于分析粮食主产区之间农业机械与劳动力替代弹性的区域差异，本文将其划分为东北平原、华北平原、长江中游。东北平 原包括黑龙江、吉林、辽宁、内蒙古４个省；华北平原包括河北、河南、山东、安徽、江苏５个省；长江中游包括四川、湖北、湖南、江 西４个省。 ４４ 华中农业大学学报（社会科学版） （总１３４期） 国开始小范围实施农机具补贴，东北地区作为重要试点地区，２００５年其机械与劳动的替代弹性 值突破０．２４，２０１５年其值已达Ｏ．４１。这表明随着农业生产机械技术的进步，农业机械和劳动力之间 的关系经历了从互补到替代的转变。长江中游机械与劳动的替代弹性显著低于粮食主产区，其平均 替代弹性值仅０．２５。这可能是因为川、鄂、湘、赣地形复杂，地貌类型较其他省份更丰富，山地、丘陵面 积比例大，相对不利于大型农业机械化作业，因此机械化水平相对偏低。另外，川、鄂、湘、赣地区是中 Ｏ ０ Ｏ Ｏ Ｏ ０ ０ 融 鞭 国劳务输出大省，存在劳务输出尤其是携家带口依靠劳务输出维持生计的农户使土地大量弃耕、撂 荒，导致农业机械化水平降低。 ０ ４５ 东北平原 ０ ３５ 。 Ｏ ２５ 莩０．１５ 磊ｏ．０５ ．＾、 ． ． ．． ． ． ． ．． ． ， ． Ｏ．０５ ０．１５ Ｏ．２５ 垂薹至墨至萎至墓蚕薹蚕三 时Ｉ１＿ＪＪ 一时ｌｈ】 ０．６８ ０．４８ 垫 ｏ．２８ 堰 辩０ ０８ —０ ｌ２ 一Ｏ ３２ 时间 图３ １９７８—２０１５年不同区域农业机械与劳动力的替代弹性 五、结论与启示 研究发现，劳动投入对粮食产量影响显著，但其边际影响不显著，且劳动投入对粮食生产的影响 受到农业机械技术替代作用的制约。农业机械化水平对粮食生产的直接贡献影响显著，但是边际贡 献不显著。但是随着近年来土地流转深入实施，中国农业规模化经营不断推进，农业机械的规模效应 逐渐凸显。而２００４年以来实施的农机具购置补贴对中国的粮食产出具有显著的正向影响，农机 具购置补贴不仅使农业机械对劳动的替代作用变强，而且显著提高了农业机械化水平，有利于提高粮 食生产效率，促进粮食生产。 现代农业生产要素替代传统要素是农业现代化进程中的必然结果。１９７８—２０１５年粮食主产区 机械对劳动力的替代弹性不断增强，平均替代弹性达０．７６。粮食主产区之间机械与劳动力替代弹性 的阶段性变化具有显著差异。华北平原机械与劳动力替代弹性变化趋势基本与粮食主产区总体变化 趋势相一致，平均替代弹性为Ｏ．６８。东北平原机械与劳动力的替代弹性值经历了由负值到正值的变 化。以１９９０年为界点，农业机械和劳动力之间的关系经历了从互补到替代的转变，并且随着农业机 械技术的进步，机械对劳动力的替代弹性进一步增强。长江中游农业机械与劳动力的平均替代弹性 值仅为０．２５，远远低于粮食主产区平均水平，且阶段性特征不明显，波动较大。 为更好地发挥劳动力与机械生产要素对粮食生产的贡献，不同农业生产区域应制定差异化的农 第２期 黄玛兰等：农业机械与农业劳动力投人对粮食产出的影响及其替代弹性 ４５ 村剩余劳动力转移。在中国区域耕地规模与农业机械化发展水平存在巨大差异的背景下，中国 的劳动力转移应当考虑区域农村非农化和城镇化进程，使农村劳动力转移进程与农业机械化技 术进步相协调，并注重采取措施提高农业经营者的素质，保障农业生产稳步发展。另外基于中国土地 流转加快、种粮大户不断形成和农业劳动力不断分化的现实，应当因地制宜适时转变惠农， 如将农业机械化支持的侧重点偏向农机具购置补贴和农业机械的示范推广。 本文重点探讨劳动力、机械及物质投人与产出的关系而忽略了农业劳动力价格因素。价格是反 应生产要素投入变化的重要指示器，在市场经济中，劳动力机会成本上升不仅改变了农业和非农行业 要素之间的相对价格，而且使农业内部生产投人要素之间的相对价格发生变化，导致农业经营者在生 产投人要素价格发生相对变化的情形下重新配置家庭资源禀赋，调整农业投入要素生产决策。因此， 后续研究会考虑将农业劳动力价格纳入实证模型，研究劳动力价格变化与劳动力投人对中国粮食生 产的影响。 参考文献 ［１］黄宗智，高原，彭玉生．没有无产化的资本化：中国的农业发展［Ｊ］．开放时代，２０１２（３）：１０—３０． 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ｏｆ ｗａｇｅｓ［Ｍ］．２ｎｄ ｅｄ．Ｌｏｎｄｏｎ：Ｍａｃｍｉｌｌａｎ，１９６３． ［１８］ＨＡＹＡＭＩ Ｙ，ＲＵＴＴＡＮ Ｖ Ｗ．Ｆａｃｔｏｒ ｐｒｉｃｅｓ ａｎｄ ｔｅｃｈｎｉｃａｌ ｃｈａｎｇｅ ｉｎ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ：ｔｈｅ Ｕｎｉｔｅｄ Ｓｔａｔｅｓ ａｎｄ Ｊａｐａｎ，１８８０— １９６ｏ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ｐｏｌｉｔｉｃａｌ ｅｃｏｎｏｍｙ，１９７０，７８（５）：１１１５—１１４１． ［１９１ ＣＡＬＯＧＨＩＲＯＵ Ｙ Ｄ。ＭＯＵＲＥＬＡＴｏｓ Ａ Ｇ．ＴＨ０ＭＰＳＯＮ Ｈ．Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｅｎｅｒｇｙ ｓｕｂｓｔｉｔｕｔｉｏｎ ｄｕｒｉｎｇ ｔｈｅ １９８０ｓ ｉｎ ｔｈｅ Ｇｒｅｅｋ ｅｃｏｎ— ｏｍｙ Ｉｊ］．Ｅｎｅｒｇｙ ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９７，１９（４）：４７６—４９１． ［２０］王跃梅，姚先国，周明海．农村劳动力外流、区域差异与粮食生产口］．管理世界，２０１３（１１）：６７—７６． ［２１］ＣＨＲＩＳＴＥＮＳＥＮ Ｌ Ｒ，ＬＡＵ Ｌ Ｊ．Ｔｒａｎｓｃｅｎｄｅｎｔａｌ ｌｏｇａｒｉｔｈｍｉｃ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ｆｒｏｎｔｉｅｒｓ［Ｊ］．Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ＆ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９７３，５５ （１）：２８－４５． ［２２］郝枫．超越对数函数要素替代弹性公式修正与估计方法比较ＥＪ］．数量经济技术经济研究，２０１５（４）：８８—１０５． ［２３］孔祥智，周振，路玉彬．我国农业机械化道路探索与建议［Ｊ］．经济纵横，２０１５（７）；６５—７２． ［２４］林毅夫．制度、技术与中国农业发展［Ｍ］．上海：上海人民出版社，２００５：１２１—２０７． ［２５］杨印生，刘佩军，李宁．我国东北地区农业机械化发展的影响因素辨识及系统分析［Ｊ］．农业技术经济，２００６（５）：２８—３３． ［２６］卢晓玲．土地流转背景下的东北农业机械化发展对策研究口］．中国农机化学报，２０１１（１）：２３—２６． （责任编辑：陈万红）
