农村劳动人口转移对农业生产效率与经营效率的影响——基于省级面板数据的DEA-Tobit两阶段法的分析

李 江，毛瑞男

（A.哈尔滨商业大学 学术理论研究部；B.哈尔滨商业大学 经济学院，黑龙江 哈尔滨 150028）

一、引言

改革开放以来农村人口不断向城镇转移，随着十八大、十九大党中央对城镇化、市民化的深入部署，农村转移人口的获得感和幸福感日益增强，进一步强化了农村向城市转移的意愿。截止到2019年末我国流动人口总量2.36 亿，占全国总人口的18%左右，常住人口城镇化率达到60.6%，预计到2025 年城镇化率将达到65.5%，新增农村转移人口8 000 万人以上，［1］人口流动迁移将一直是我国经济社会发展中的重要人口现象。在发展中国家，农村人口迁移并不是农村剩余劳动力的迁移，城乡二元经济结构下往往转移的是农村优质劳动力资源，具有高素质的农村劳动力更有机会也更倾向于向城镇转移。［2］与此同时，在新时代背景下，农业的效率化发展同样需要高素质的劳动力，随着优质劳动人口不断向城镇转移，由此导致的农村优质劳动力短缺将给农业效率带来怎样的影响？

有研究表明农村劳动人口转移对我国农业生产效率存在显著的负面影响，高素质劳动力的转移弱化了农村人力资本要素对生产的作用，“老、弱、幼”的劳动力结构阻碍了农技新技术的使用，劳动力的严重不足使农业生产由精细化向粗放化改变，同时增加了土地流出和退耕的倾向，以致农业产出不能实现持续性增长。［3-5］相反观点则认为农村劳动力转移不会降低农业生产效率，一方面，现阶段我国农业生产存在资本替代劳动的证据，非农收入的增加将对缺失的劳动力产生替代效应；另一方面，农村劳动力的转移有利于土地流转，［6］土地的集约化生产会提升农业生产效率。

已有研究大多集中在劳动人口转移对农业生产率的影响，而涉及农业经营效率①农业经营是生产的连续环节，是指将初级农产品辅以附加值的加工与销售过程，本研究测算的农业经营效率是农产品加工业的资源配置情况。的较少。生产与经营都是农业经济组织运行的必要环节，尤其是目前农业产业链与价值链脱节问题突出，生产环节的初级农产品持续位于价值链底端，无法获得加工与流通的增值收益，在面向国际农产品竞争市场中依然处于弱势谈判地位，经营则是链接农业生产与农业加工销售的重要环节，经营效率体现了农业获得增值收益的能力，对农业现代化发展的作用不容忽视。因此，本文将重点分析农村劳动人口转移对农业生产效率和经营效率的影响以及在城乡对高素质劳动人口的共同需求下如何保障农业效率的实现。

二、文献综述

农村劳动人口流动和迁移自改革开放以来贯穿我国经济发展全貌。［7］为何会发生劳动力转移现象？其原因在二元经济理论、人口迁移规律、托达罗模式和“推拉”理论中均进行了解释。首先，在刘易斯的二元经济理论中，农村经济体中存在大量的剩余劳动力，其对农村经济的边际生产率为零或负，城市较高的固定工资吸引这些劳动力向城市转移，直至双方劳动力市场的工资达到均衡，二元经济结构转变为一元经济；［8］其次，在拉文斯坦的人口迁移规律中指出经济利益是人口迁移的主要驱动力，城乡居民生活的差异性促使农村人口向城市转移；［9］再次，托达罗模式认为城乡收入差距是发展中国家农村劳动力向城市转移的主要原因，在城乡二元经济结构下，实际城乡收入水平存在差异，当转移者对城市预期收入高于其转移成本，转移便会发生；［10］最后，“推拉”理论将劳动人口转移的原因概括为“流出地推力”和“迁入地拉力”，人口转移是在推力与拉力的共同作用下实现的，除了城乡经济结构差异与收入水平差异外，流出地的农业技术、土地规模、社会化服务等因素，迁入地的医疗教育水平、交通条件、户籍制度、就业机会等均是影响人口迁移的重要因素。［11］

农村劳动人口转移已经成为城市经济高速发展的重要推动力，其对农村经济的发展尤其是农业的效率会带来怎样的影响目前还没有得出一致的结论。持有二者是反向作用观点的主要是通过劳动力数量、劳动力质量与劳动力结构三方面的分析得出结论。在土地流转受限的现实条件下，农业劳动人口的大规模转移出现农村“空心化”趋势，土地的规模收益不足以弥补劳动力流失带来的损失，生产要素绝对值的降低在短期内便可快速导致农产品产量减少，长期来看农产品产量的持续性减少进一步拉大了城乡的收入差距，导致农村劳动力对农业生产的积极性下降，抛荒、撂荒将进一步降低农业生产效率。［12］同时，农村劳动人口转移还将导致高素质农村劳动力下降，不断弱化的人力资本使得新型职业农民成长缓慢，不愿过多地尝试新技术、新知识，先进农业技术推广困难，农业生产难以实现现代化。［13］

持二者是正向观点的文献认为其他生产要素的替代效应可以弥补劳动力人口转移的损失。首先是非农收入的替代作用，农村劳动力转移获得的非农收入提升了家庭的总体收入水平，迁移汇款促使农业由劳动密集型向资本密集型转变，农村劳动人口转移不但没有降低农业效率，反而通过获得的非农收入弥补了农业生产的资金缺口，提高了农业生产要素投入预算，从而提升农业生产效率；［14］其次是土地规模的替代作用，农村劳动人口转移推动了土地流转，土地规模效应的实现不仅弥补劳动要素的损失还优化农业生产的资本配置效率和劳动配置效率；［15］再次是社会化服务的替代作用，农村劳动人口转移为生产性服务业创造发展条件，社会服务业可以满足由劳动人口流失引致的对生产中播种、施肥、植保、收割等环节产生服务需求，这种社会化服务业对转移劳动人口的替代效应不仅不会使农业生产陷入停滞，反而可以促进区域农业生产要素合理有效配置；［16］最后是农业技术的替代作用，农业技术是农村剩余劳动力转移的主要推动力，同时农村劳动人口的转移也会促进农业技术的进步。农业劳动人口的转移可以促使大量资本和农业技术进入农业生产领域，伴随着土地规模的扩大，不仅提高了农业生产的数量，同时还保障了粮食安全。［17］

上述研究虽然在农村劳动人口转移对农业生产效率的影响机制方面进行了深入的分析和探讨，但是却忽视了农业现代化发展最重要的经营环节效率。生产环节把资源要素转化为产品，产品本身没有商业价值，只有通过经营手段将其置于流通领域参与交换才能变成具有价值的商品，产品商业价值最大化是经营的目标，目标的实现程度是经营效率衡量的标准。农业效率发展不能仅依靠生产效率的改进，经营效率的优化更为重要。基于此，本研究将采用2007-2016 年全国31 个省份的面板数据，使用DEA-Tobit 两阶段法探讨农村劳动人口转移对农业生产效率和经营效率的影响，试图为农业效率化发展与城镇化进程的高素质劳动人口需求矛盾提供解决策略的理论依据与现实支撑。

三、农业效率的测度

（一）研究方法

数据包络分析方法又称DEA法，起源于1978年，由美国运筹学家A.Charnes和W.W.Cooper提出，是一种基于线性规划理论的相对效率评价方法，用于评价具有多个投入系统与多个产出系统的同类型组织的效率水平。该方法的原理是每一个决策单元（DMU）都存在最优的输入输出组合包络面，称之为生产前沿面。通过输入决策单元的实际投入量，便可得出实际产出量与生产前沿面上对应最优产出量的相对比值。若实际产出量与最优产出量相等，表示该决策单元DEA 相对有效。DEA 有CCR和BCC两种基本模型，前者应用于规模报酬不变的条件下，后者的规模报酬是可变的，基于本研究对象我国农业生产与经营，具有规模可变、产量最大化目标的特征，因此将选用DEA 法中产出导向且规模报酬可变的BCC方法，具体模型如下：

假设有n个决策单元（DMU），每个决策单元有m种类型投入和s种类型的产出，对于第j个决策单元，其投入向量Xj和产出向量Yj分别表示为：

每个决策单元的效率值可通过以下模型求解：

其中，X0和Y0分别表示选定决策单元DMU0的投入向量和产出向量；θ为DMU0的效率值。

（二）数据来源及指标选择

1.数据来源

本研究所需要的数据均来自《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国工业统计年鉴》和各省市的统计年鉴，由于本文研究经营环节的农产品加工所对应的相关数据在《中国工业统计年鉴》，基于数据的可获得性以及保证研究对象数据的连续性与可对比性，将经营环节与生产环节的相关数据取值年限设定为2007-2016。

2.指标选择

在测算农业生产效率时，根据以往文献经验，本研究的投入指标将从农业生产必备的“人、地、钱”三要素进行选择：（1）劳动力要素，用各省市第一产业劳动人口数量表示；（2）土地要素，用各省市耕地面积表示；（3）资本要素，采用化肥使用量、农药使用量、农用地膜使用量和机械动力总量等实物资本指标。由于在生产环节只测算既定资源的生产能力情况，并不涉及销售及后续环节，故产出指标为农产品生产总量，其中农产品只涉及种植类产品①我国在统计上将农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业、烟草制品业、纺织业、纺织服装服饰业、皮革毛皮羽毛及其制品业、木材加工及竹藤棕草制品业、家具制造业、造纸及纸制品业、印刷业记录媒介的复制和橡胶制品业共12 个行业计入农产品加工业。为了保证农业生产与农业经营环节效率测算的连续性，本研究在测算农产品加工业经营效率时排除未使用土地投入要素农产品的行业，只保留种植类农产品加工业，其数据取值包括农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业、烟草制品业和纺织业。，包括：粮食、蔬菜、水果、糖、烟叶、棉、麻、茶、油料9种。

在测算农业经营效率时，经营主要体现在如何提升农产品的产品附加值，其效率测度的是农产品加工业的资源配置情况，因此本研究在投入指标的选择上将选取种植类农产品加工业劳动人口数量、种植类农产品加工业固定资产投入和投入初级农产品数量，其中初级农产品投入数量无法正面获取，以各省市种植类农产品加工业应付账款额度侧面反映。产出指标将从生产能力与销售能力两个角度表示，生产能力选择各省市农产品加工业产值（种植类）指标，销售能力选择种植类农产品加工业利润总额指标。

（三）结果分析

表1与表2所示为全国31个省市2007-2016年种植类农业生产综合效率与经营综合效率。结果显示在生产综合效率上，全国平均水平呈现稳步上升趋势，由2007年的0.711升至2016年0.816。按照国家统计局对东、中、西、东北部的划分①东部地区包括：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南。中部地区包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。西部地区包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。东北地区包括：辽宁、吉林和黑龙江。，东部地区的整体效率水平最高，在2015和2016年全部省份效率值均在0.7 以上；中部地区整体效率水平最低，远低于其他三个区域，虽然效率水平也在稳步上升，但上升幅度不大；东北地区整体效率趋于稳定，2010-2014 年效率水平最高，2015 和2016 年有所下降，但效率水平可观，保持在0.8左右；西部地区发展势头强劲，大部分省份的效率水平呈现快速增长趋势，但区域内效率差异较大，云南与广西、宁夏、陕西相比差距明显。从个体效率情况来看，只有上海、广西、陕西、宁夏四个省份的效率值为1，实现DEA 有效，北京、天津、江苏、新疆在部分年份实现DEA 有效，其余省份在近10 年的农业生产效率中均处于未完全有效，其中山西、江西与安徽的效率值虽然不断上升，但与其他省份比较相对较低，尤其是安徽，其效率值最高仅为0.52。重庆、四川、甘肃的生产效率进步较大，例如重庆的效率值由2007年的0.52上升至2016年0.898，效率提升幅度位居全国第一，表明其资源利用能力逐渐增强。

表1 各省市生产综合效率

表2 各省市经营综合效率

在经营综合效率上，全国各省市平均效率水平呈现先上升后下降的趋势，在2011 年达到峰值0.867，除2007 年效率值为0.789 外，其余年份均维持在0.8 的水平线上。分区域来看，东部地区各省市之间效率值差距不大，整体保持稳定；中部地区整体效率水平最高，除山西外，其余各省市均存在DEA有效年份；东北地区的效率水平也较为可观，含有完全有效的决策单元，也有省份的效率值稳定在0.8～0.9；西部地区各省份之间差距较大，贵州在2007-2016 年间均实现了DEA 有效，而新疆的效率值稳定在0.4～0.5 的区间范围内，最高仅为0.498。从个体效率水平来看，只有湖南和贵州两个省份实现了全部年份的DEA 有效，天津、上海、山东、安徽、江西、河南、湖北、吉林、辽宁、内蒙古、四川、云南和西藏13 个省区市在部分年份实现完全DEA 有效，其中天津、上海、吉林是在稳步上升后实现了DEA 有效，并一直稳定在此效率水平上，与此相对应的四川、云南和西藏，则是由DEA 有效逐步下降至0.7 左右的效率水平，稳步下降的省份还包括河北、江苏、浙江和辽宁，尤其是辽宁，2010-2016年效率值由1降至0.533，降幅最大，位居全国首位。

结合生产效率与经营效率值来看，中部地区的生产效率值最低，但是经营效率值最高，说明中部地区配置自然资源的能力不足，但是经营能力较强，与之完全相反的是新疆，在生产效率上，新疆除2007 年效率值为0.968 趋近于1 外，其余年份效率值均为1，然而其经营效率值显示的结果却不尽如人意，效率区间仅为［0.394，0.498］，这也是新疆面临的现实问题，有丰厚的自然资源，可以生产出优质的农产品，但是却由于经营能力不足难以实现价值。作为农业大省的东北地区，其生产效率与经营效率均保持在相对有效状态，尤其是吉林省，经营效率由0.875 逐步上升至1，并维持在DEA 有效阶段7 年，这与东北地区推行新型农业经营主体的发展战略有关，农业产业化与市场化促使农业经营主体在保证生产效率的前提下不断提升经营能力纵向延长产业链以提升农产品附加值。

四、农村劳动人口转移对农业效率的影响

（一）研究方法

为了明确农村劳动人口转移对农业生产效率和经营效率的影响，本研究将以DEA 法测算的效率值为被解释变量，以包括农村劳动人口转移等其他影响因素为解释变量，建立多元回归模型，由于DEA 法测算的效率值取值范围为（0，1］，是截断数据，针对因变量取值受限的情况，与其他多元回归模型相比，Tobit模型更适用，具体形式如下：

其中，Yi为被解释变量，在本文中指农业生产效率与农业经营效率；解释变量中X核心为核心解释变量，本文中指劳动力转移规模；X控制为控制变量，本文中指影响农业生产效率与经营效率的关键要素，具体变量名称及影响机制如下文所示；μi为随机扰动项，其分布为μi∼(0,σ2)。

（二）数据来源与指标选择

在使用Tobit 模型确定劳动人口转移对农业效率的影响时，以各省市的生产效率和经营效率分别作为被解释变量，解释变量的核心变量为农村劳动人口转移规模，在参考其他研究成果并考虑数据的可获得性后，以政府、农业生产经营条件、社会化服务、农产品供给与需求四个层面共六项指标作为控制变量，具体为财政支农（农林水财政支出）、农业基础设施（有效灌溉面积、初加工机械量）、人力资本水平（劳动力平均受教育年限）、流通业增加值（交通运输、仓储和邮政业增加值）、加工农产品需求（城镇居民人均可支配收入）、农业生产积极性（农村家庭经营收入），具体如表3所示，其中各变量的描述性统计值为对数值。

表3 变量说明及描述性统计

理论分析表明在农业生产中，农村劳动人口转移所损失的效应可以被机械化服务、社会化服务、资本等因素替代，因此，预测该因素不会对农业生产效率产生显著的负向影响。然而在城乡二元结构下，由乡村转移到城市的劳动人口素质往往较高，提升农业经营效率更多涉及如何延长农业产业链、提升农产品附加值方面，需要更多的高素质劳动力完成此目标，因此，劳动人口转移规模可能对农业经营效率有负向影响作用。

农业生产经营条件要素主要包括农业基础设施与人力资本水平，其中有效灌溉面积代表土地生产的稳定程度，该值越高说明农业生产越稳定，与农业生产效率呈正相关关系。初加工机械量表示农产品加工的机械化水平，该值越大说明投入到农产品加工环节的技术水平越高，越有利于提升初级农产品的附加值，进而提升农业经营效率。劳动力平均受教育年限越长表明其文化水平越高，劳动力素质越好，对农业生产与农产品加工新技术接受能力越强，对农业生产效率与经营效率都将产生正向影响。

政府对农业的支持力度越大，农民越有积极性参与农业生产与经营，预计财政支农对农业生产效率与经营效率均有正向影响。交通运输、仓储和邮政业增加值则是地区流通业发展的代表，流通业的发展能够有效降低农产品的运输损耗成本，提升农产品利润，激发农业生产与农产品加工的积极性，从而正向影响农业生产效率与经营效率。

城镇居民人均可支配收入可以衡量市场对农产品的需求情况，该变量对农业生产效率与经营效率在不同阶段产生不同方向的影响作用，首先在城镇居民人均可支配收入较低阶段，更多的是对初级农产品的需求，不会将更多的收入配置在价格更高的加工型农产品上，此时人均可支配收入对农业生产效率产生正向影响，对经营效率无影响；其次，当城镇居民人均可支配收入增长到一定阶段后，对两种商品都将产生正向需求，对其分别代表的生产效率与经营效率都将产生正向影响；最后，当收入水平继续增长至下一个阶段后，加工型农产品是城市居民的主要需求，初级农产品类似于“吉芬商品”，此时收入水平将对经营效率产生正向影响，而对生产效率产生负向影响作用。目前，我国城镇人均收入的发展水平还处在第二阶段水平，因此本文预测城镇人均收入水平对生产效率与经营效率都将产生正向影响作用。

农业家庭收入可以从供给与需求两方面正向影响农业生产效率，作为农产品的供给方，农业家庭收入越高意味着从农业生产中获得的回报越多，越有积极性投入更多的能力、技术、时间等无形资源，而这些资源都是正向影响效率水平的重要因素。作为农产品的需求方，农业家庭收入代表着对农产品需求量的大小，与城镇可支配收入的影响机制同理，目前以我国农业家庭收入的实际水平，结合与城镇收入的差距来看更有可能处在第一阶段，即对初级农产品的需求较大，对加工型产品的需求较小，农业家庭收入水平的上升将会正向影响农业生产效率，对农业经营效率影响较小或无影响。

Tobit 截断回归模型中所使用的数据来源如下：作为被解释变量的农业生产效率与经营效率源于上一阶段DEA 的测算结果，核心解释变量为农村劳动力转移规模，部分文献以家庭为单位，将该变量衡量为非农劳动力数与家庭总劳动力数的比值，还有部分文献侧重于实际转移人口数量的衡量，将该指标用“城镇从业人数-城镇职工人数+乡村从业人数-乡村就业人数”来表示，或者以流出地角度将其视为乡村产业人员总数与第一产业人数之差，本研究基于数据的可获得性从流入地角度计算，农村劳动力转移规模=第二产业从业人数+第三产业从业人数-二、三产业中城镇就业人数。控制变量中除“农村劳动力平均受教育年限”需要计算无法直接在统计年鉴中获得外，其余均可在《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》以及各省份统计年鉴中获取。

（三）结果分析

本文利用Stata14.0 软件对上述变量与解释变量的面板数据进行Tobit 回归，其结果如表4 与表5所示。

由表4 显示的结果可知，核心解释变量农村劳动人口转移规模的系数为-0.221 3，且通过了1%的显著性水平检验，这说明劳动人口转移规模对生产效率有显著的负向影响，同时在劳动力人力资本水平（农村劳动力平均受教育年限）的显著正向影响下，证实高素质农村劳动力的转移将对农业生产效率带来负向影响，也表明近10年我国农村的农业技术、资本和社会化服务发展不足以补偿高素质劳动力转移给农业生产带来的损失。

有效灌溉面积的系数为0.056 3，并通过了1%的显著性水平检验，说明农业机械化水平对农业生产效率有显著正向影响，与预测结果一致；交通运输、仓储和邮政业增加值变量也通过了1%的显著性水平检验，其系数为0.075 8，该变量对农业生产效率的正向影响也证实了流通业的发展可以通过提升农产品运输效率降低销售成本，增强了农业生产的积极性，进而提升了农业生产效率。

财政支农变量通过了10%的显著性水平检验，其系数为-0.005 6，说明随着财政支农补贴金额的提高，将会显著降低农业生产效率，与理论预期不一致，财政补贴政策的激励效应无法实现的原因可能在于目前财政支农补贴通常以直补的手段激励农户，谁拥有土地，谁获得补贴，然而在农村劳动人口转移的背景下，进城从事非农生产的劳动者往往将土地流转给同村的农民，这部分补贴的归属却依然在土地流出者，而真正从事农业生产的土地流入者则不能享受到，因此也就不能对农业生产产生激励效应。

初加工机械量、城镇居民人均可支配收入与农村家庭经营收入没有通过显著性检验，其中初加工机械量主要作用于农业加工环节，该变量对农业生产效率无显著影响符合理论预期，但预计随着农业加工环节与生产环节链接更为紧密，初加工机械量可以通过有效提升农业经营效率刺激农业生产的积极性，从而对农业生产效率产生正向影响作用。城镇可支配收入对农业生产效率影响不显著的原因可能在于人民物质生活水平的提高会对初级农产品的需求逐渐缺乏弹性，不能显著影响初级农产品的产量。

由表5 经营效率回归分析结果可知，核心变量农村劳动人口转移规模以0.02 的P值通过了5%的显著性水平且其系数为0.451 5，对农业经营效率产生正向影响，与理论预期不一致，原因在于本研究所测算的农业经营效率是以农产品加工环节为研究对象，农产品加工环节虽然是农业生产的延伸环节，但却作为工业数据记录在统计年鉴中，而农村劳动人口转移也恰恰是由第一产业向城镇的第二产业和第三产业转移，该变量对经营效率的正向影响反映的是农村劳动人口向城镇转移有利于城镇农产品加工业效率的提升，这反而恰恰证明了在农村农业产业链的延伸中，加工业的效率发展需要农村劳动人口的推动作用。同样以正向影响且通过显著性检验的变量还有交通运输、仓储和邮政业增加值，该变量对农业经营效率的影响机制与生产效率雷同。

表4 生产效率回归结果

表5 经营效率回归结果

农林水财政支出变量通过1%的显著性水平检验，并对农业经营效率的影响为负，可能原因有两方面：其一是财政支农补贴对农业生产效率呈负向影响，而农业经营作为农业生产的延伸环节，因此受到同方向的影响；其二是农业经营效率以第二产业的农产品加工业为研究对象，农林水财政支出的增加意味着增加了第一产业财政支出比例，与之相对的便是减少了第二产业的财政支出比例，农产品加工业作为第二产业构成要件可能受此影响产生了负作用。有效灌溉面积同样以1%的显著性水平负向影响了农业经营效率，可能是由于机械化水平的提高大幅度增加了初级农产品产量，作为农业经营环节的主要投入品会造成冗余，致使农业经营效率水平下降。劳动力平均受教育年限呈现对农业经营效率显著负影响的原因可能在于农产品加工业是第一产业与第二产业之间的连接型行业，属于中低端行业，人力资本水平高的人更倾向于在其他高端行业中就业，并且随着人力资本水平的提高，这种倾向会更加明显，这也是提升农业经营效率的难点之一，如何吸引更多高素质人才参与农业产业链延伸。城镇居民可支配收入也从负向显著影响了农业经营效率，与理论预期相反，这说明目前农产品加工程度不够，还处在初级加工阶段，未达到城镇居民的高标准需求，并且随着城镇居民可支配收入水平的提升更需要高级农产品满足效用，这也就大大降低了初级加工农产品的需求，在供过于求的市场中难以实现利润。

从系数反映情况来看，初加工机械量虽然对农业经营效率产生正向影响，但却没有通过显著性检验，同样没有通过检验的还有农村家庭经营收入变量，后者与本文预期情况一致，原因不再赘述，对于前者可能是目前加工机械使用效率不高，投入大量机械也难以对经营效率产生实质性的影响。

五、结论与启示

本文运用DEA-Tobit 两阶段法测度了全国31 个省市2007-2016 年的农业生产效率与农业经营效率，在此基础上进一步探讨农村劳动人口转移对上述效率的影响。研究结果显示全国平均生产效率呈现不断上升趋势，区域差距明显，东部地区的整体效率水平最高，中部地区整体效率水平最低，西部地区发展势头强劲。平均经营效率的发展趋势则是先扬后抑，区域之间也存在差异，与生产效率完全相反，中部地区的经营效率水平最高，东北地区的双效率一直保持稳定。其次，农村劳动人口转移规模对农业生产效率与经营效率均存在显著性影响，影响作用强度仅次于人力资本水平但高于其他控制变量，前者为负向影响，后者为正向影响，说明农村劳动人口转移不利于农业生产效率，而由于农业经营效率测算的是农产品加工环节效率，相关数据记录在工业统计年鉴和城镇数据库中，正向影响反映的是农村劳动人口向城镇转移有利于城镇农产品加工业效率的提升，这反而恰恰证明了在农村农业产业链的延伸中，加工环节效率发展需要农村劳动人口的推动作用。此外，在其他控制变量中，农林水财政支出对农业生产效率和经营效率均产生显著的负向影响，交通运输、仓储和邮政业增加值对双效率均产生显著的正向影响，有效灌溉面积与劳动力平均受教育年限均对生产效率产生正向影响，对经营效率影响为负。初加工机械量、农村家庭经营收入未能通过双效率的显著性检验，城镇居民可支配收入未对生产效率有显著影响，但对经营效率有显著的负向影响。

“提高粮食生产能力的同时挖掘新潜力”是我国农业现代化发展的必然选择，［18］这就要求农村在保证农业生产能力的同时向下延伸产业链，与农产品加工、流通、销售等产业融合发展。借鉴日本在农业六次产业化发展融合经验，地产地销模式能够有效链接农业生产与加工环节，提高农产品附加值，实现产业链延长与价值链升级，将利润留在本地。［19］那么在劳动人口转移的大背景下，如何实现农产品加工业的乡村发展？从本文研究的结论看，目前农村劳动人口转移规模已经对农业生产效率产生负向影响，且对城镇农产品加工业的效率发展有明显的促进作用，也就是说农业生产与农产品加工业的本土发展必须要依靠人力资本的输送。劳动人口转移的主要动因是城乡的经济结构差异与收入差异，我国农村劳动人口转移也正是在上述两种差异中形成的，因此可通过调节城乡经济结构差异与收入差异调节人口转移倾向，以吸引替代限制转移政策，如通过给予农村地区倾斜性政策以及不断加大政府财政投入力度与比重，确保农村人力资本存量水平的持续提升，［20］或将生产性财政补贴落实到实质性生产者，提升生产者在农村从业的预期收入，再者还可通过投入固定资金用于人才工作补助、安家补贴、奖励资金等吸引城镇优秀人才下乡等。［21］若考虑城镇与农村劳动人口的需求矛盾问题，根据本文的研究结果显示，农产品加工业作为低端产业，过高素质的劳动力反而对农业经营效率产生负向影响，农村吸引的也仅限于与农业生产和加工层次相匹配的人才，城乡发展结构差异导致的人才需求结构化差异将自动平衡这一矛盾。