非农就业经历、心理特质与新型职业农民生产效率

罗明忠 雷显凯，2

(1.华南农业大学经济管理学院，广东 广州 510642；2.南昌工程学院工商管理学院，江西 南昌 330099)

一、引言与文献综述

随着乡村振兴战略的全面推进，越来越多在外开阔了视野、增强了才干、丰富了知识并具有农业情怀的有非农就业经历的劳动者返回农村从事农业生产活动，成为新型职业农民。这些具有非农就业经历的新型职业农民加入农业生产者的行列，无疑将对其生产效率带来影响。对这一问题的考察，为进一步促进我国现代农业发展，助推乡村振兴具有重要现实意义。

改革开放以来，我国大量农村剩余劳动力向城镇转移，出现了农村劳动力从低生产率的农业和农村，跨地区、跨产业地进入城市或沿海地区的非农产业就业现象(Alan，2002[1]；Wakabayashi，2010[2]；蔡昉，2018[3])。由此，带来的直接效应体现在农民收入的增加(Malchow，2013[4]；罗明忠等，2021[5])。但是，非农就业导致农业生产规模偏小和要素配置不合理(钱龙、洪名勇，2016)[6]，其带来的“收入效应”无法弥补“劳动力转移效应”，在一定程度上阻碍了农业生产效率的提升(李江、毛瑞男，2021)[7]。作为劳动力转移的另外一种表现形式，劳动力返乡能弥补劳动力流出地区对劳动力的需求，避免因劳动力外迁所造成的人力资本流失(任远、施闻，2017)[8]。同时，这些劳动力或多或少具备不同类型的非农就业经历，在非农就业岗位中实现了资本、技术、能力等多方面的提升，推动后期农业生产行为和生产经营效益的改变(罗明忠等，2019)[9]。

2012年中央一号文件首次提出了“新型职业农民”，之后学术界对新型职业农民的研究逐渐增多。朱启臻(2013)[10]指出新型职业农民除了符合农民的一般条件，还具备了以追求报酬最大化为目标、以务农为终身职业、具有高度的社会责任感和现代观念等特征。作为小农户与大市场衔接的重要新型农业经营主体，新型职业农民的农业生产经营效果直接影响到城乡居民收入差距以及城乡一体化发展进程，事关我国现代农业发展的前景和共同富裕目标的实现。调查数据显示，具有非农就业经历的新型职业农民农业生产经营性收入明显要高于没有非农就业经历的新型职业农民。究其原因何在？

烙印理论为分析非农就业经历与新型职业农民生产效率的关系提供了一个良好的解释视角。烙印理论主要关注个体在“环境敏感期”的经历所形成与环境相适应的“烙印”对其产生的持续性影响。与务农相比，非农就业岗位的工作经历给个体留下的记忆更加深刻，对新型职业农民的原有心理特质产生持续性影响。为此，本文在烙印理论分析基础上，以心理特质为切入点，分析非农就业经历对新型职业农民农业生产效率的影响。

二、理论分析

(一)烙印理论的发展与应用

起源于生物学的烙印理论，在社会科学领域的研究最早出现在组织方面。Stinchcombe(1965)[11]将烙印理论引入组织的相关研究中。之后众多学者从不同的角度进行了系列研究。几十年来，烙印理论已经成为多层次分析组织研究的一个重要视角。在个体层面上，主要分析个体在“敏感期”所产生的烙印对其个体特质的持续影响。如民营企业家“体制内”工作经历(戴维奇等，2016)[12]、科学家既往科研研发经历(Hahn等，2019)[13]和创业经历(周怀康等，2021)[14]等如何发挥烙印效应在后续工作中产生持续性影响，发现不同的经历所形成的烙印对个体的影响存在差异。

(二)非农就业经历对新型职业农民生产效率提升有积极影响

个体的思想观念包括农业生产观念会随着农业现代化的推进、社会结构的变化和人生经历的丰富而不断改变。特别是个体经历对其思想观念的改变影响程度较深，如上学、就业等经历，这些经历一旦发生，对个体观念的影响会持续存在，即烙印效应。受在农村接触个体和活动范围的影响，农民获得新知识的程度有限。对于冲破地域限制，从农村转移到城市的农民而言，其工作内容发生了改变，农民原有的思想观念会在新的环境中发生改变或者重塑。并且随着非农就业时间的增加，接受城市文明的影响程度越深，原有观念发生改变的概率增加，推动新型职业农民打破旧的农业生产方式，紧跟市场需求，提高生产效率。另外，作为农业生产经营活动的决策主体，新型职业农民掌握农业生产资源，并且决定着如何分配农业生产资源，进而影响生产效率的高低(石智雷，2011)[15]。

(三)心理特质在非农就业经历与新型职业农民生产效率间发挥中介作用

首先，良好的心理特质对新型职业农民生产效率有积极影响。一方面，实验经济学已经证明，个体对事物的看法会因为其对风险控制程度的不同而显现出差异化的风险偏好类型。虽然风险偏好作为自己本身的一种心理特质，不同的新型职业农民的风险偏好类型存在差异，如果新型职业农民的风险偏好偏向于冒险型，会较乐观看待采纳生产技术所带来的预期收益，其风险偏好会强化其对生产技术采纳行为的影响，进而影响其生产效率(李容容、罗小锋，2017)[16]。另一方面，“信心有时比黄金更重要”。自信往往被认为是个体重要的心理特质之一，能够促进新型职业农民相信自己能够适应农业生产环境，并能有效的根据农业生产环境变化做出相应的对策，也能够促使新型职业农民愿意持续从事农业生产活动(沈琼、陈璐，2019)[17]。当然，过度自信在管理者群体中普遍存在，属于个体高估自己能力的一种表现，认为自己的某些能力高于平均水平，过度自信的个体会过分相信自己的知识和经验，在行为上可能会出现某些错误的判断。过度自信的个体会高估预期收益，低估市场风险带来的负面影响，使得个体不清楚自身对生产经营状况的掌握程度，造成组织或者企业处于高风险位置。过度自信的个体在生产行为上倾向于积极扩张的战略，一些研究发现过度自信会让个体盲目地向不应该增加资金投入的项目上增加资金投入，影响资源的配置效率，降低组织绩效(Hiller，2005)[18]。因此，对于新型职业农民而言，在非理性驱动下，过度自信可能对农业生产经营活动带来不利影响，降低生产效率。

其次，非农就业经历能够给新型职业农民打上“心理特质”烙印，进而影响其农业生产效率。一方面，非农就业经历强化新型职业农民风险偏好程度，影响其生产效率。事实上，每个新型职业农民对风险的敏感程度存在差异。与简单的务农不同，非农工作，特别是经商工作，个体面对更加激烈的市场竞争和经营风险，在一定程度上推动新型职业农民原有风险偏好发生变化，树立较强的偏好风险意识。久而久之，非农就业经历无形中给新型职业农民打上偏好风险的烙印。基于成本和长远利益考虑，作为“理性经济人”，为了最大限度化解农业经营风险，实现“弯道超车”，在非农就业过程中沉淀的冒险精神和创新意识可能促使新型职业农民在农业生产过程中更加积极增加投入。另一方面，非农就业经历增加新型职业农民生产经营的信心，影响其农业生产效率。如前文分析，经营信心强的个体会给自己良好的心理暗示，进而引导个体以良好的心态促成事业发展趋向良性。一般而言，经营信心强的新型职业农民农业生产效率要高于自信心不强的新型职业农民。而经历对个体经营信心理会产生持续的影响(曾春影等，2020)[19]。与简单的务农相比，非农工作环境更加复杂，劳动者必须面对不同文化的碰撞以及工作压力，可能会增强新型职业农民的心理素质，由不成熟向成熟转变。农民由农村向城市非农岗位就业转移，不可避免地会遭受因个体交流方式的差异所带来的“排挤”，产生心理落差。随着非农就业时间的增加不断淬炼其心智，增强抗挫折能力和抗压能力，提高农民面对困难时的应对能力，推动农民逐渐适应城市生活节奏。同样，新型职业农民的从军经历磨炼人的意志，增强其克服困难的信心，从容应对危机，且容易抓住市场机会，提高生产效率(赖黎等，2017)[20]。

三、数据来源与模型设置

(一)数据来源

本研究采用的数据为2019-2021年连续三年对江西和广东两省的新型职业农民调查数据(调查内容分别为2018、2019和2020年)，根据三年调查数据构成本研究所需的混合截面数据。问卷调查内容包括新型职业农民所在村庄层面特征，如村所在地理环境和距离镇政府远近等；新型职业农民个体特征，如就业经历和培训经历等；新型职业农民生产经营状况，如农业生产经营规模、农业生产经营类型、雇佣劳动力和农业保险等。根据各个培训点的实际情况，为保证数据质量，课题组采取随机抽样的方式对参加培训的新型职业农民发放调查问卷。共发放1800份调查问卷，收回1750份。在剔除存在异常值的样本后，依据本文所需指标，最终使用1707份新型职业农民样本展开研究，问卷使用率为97.54%。

(二)变量选取

1.因变量。新型职业农民生产效率是其农业生产行为的一种结果表现，主要指在土地等农业生产要素合理投入下，实现产出最大化，即农业生产要素最优匹配形成的投入产出比。在参考罗明忠等(2020)[21]的研究基础上，采用综合效率值作为本研究新型职业农民生产效率的代理变量(见表1)。

表1 新型职业农民生产效率值分区间统计分析结果

2.核心自变量。本文主要分析非农就业经历对新型职业农民生产效率的影响。受到政策利好条件的影响，越来越多具有非农工作经历的个体返乡、下乡从事农业生产活动。根据调查问卷的设置，如果个体在成为新型职业农民之前有非农就业经历，则赋值为1(有非农就业经历=1)；若没有非农就业经历，赋值为0(没有非农就业经历=0)。

3.中介变量。心理特质变量，主要从风险偏好和经营信心两个方面来衡量。一是风险偏好变量，作为新型职业农民对风险的一种主观判断，风险偏好影响着新型职业农民的农业生产活动，如风险保守型新型职业农民在农业生产中一般会表现出审慎的态度。本文借鉴相关研究关于测度风险偏好的方法(雷显凯等，2021)[22]，根据调查问卷中设置风险偏好的问题：“下列5种情况，您愿意选择哪一种？”选项为：A.只获得1000元；B.获得900元的概率为50%，获得1600元的概率为50%；C.获得800元的概率为50%，获得2000元的概率为50%；D.有一半机会获得400元，一半机会获得3000元；E.有一半机会获得0元，一半机会获得4000元。根据选项A到E分别赋值1至5，其中1代表最低风险偏好，5代表最高风险偏好。二是经营信心，反映着个体面对挫折和困难时的心态，经营信心较强的个体，能够增强其克服困难的信心，从容的应对危机，利于生产经营活动朝着有利的方向发展。因此，选择个体的经营信心作为新型职业农民心理特质的另一个代理变量。根据调查问卷设置的问题“非农就业经历对您从事农业的影响”，依据选项“是否增强了经营信心”来判断非农就业经历对新型职业农民的影响，如果新型职业农民选择增强经营信心，则赋值1，“否”则赋值0。

4.控制变量。主要从新型职业农民个体、家庭和区域外部环境方面选择控制变量。 表2报告了变量描述性统计结果。新型职业农民生产效率偏低，均值为0.124，也反映出在全面乡村振兴的背景下，提高新型职业农民生产效率已经成为亟待解决的问题。新型职业农民非农就业经历的均值为0.675，说明67.5%的新型职业农民具有非农就业经历。在控制变量中，样本新型职业农民以男性为主；样本新型职业农民年龄以中年为主，均值为39.6岁；新型职业农民是村干部的比例较低，均值为0.262；新型职业农民从事农业生产年限的均值为9.156年；样本新型职业农民参加农业相关培训的比例较高，均值为0.605；样本新型职业农民购买农业保险的比例较低，均值为0.320；样本新型职业农民所在的地理环境为丘陵的均值是0.261。

表2 变量定义、赋值及其描述性统计结果

(三)模型设置

本文主要采用Tobit模型探究非农就业经历对新型职业农民生产效率的影响，其模型公式为：

y*=βχi+ε
yi=yi*，ify*>0，
yi=0，ify*≤0

(1)

此处，εi:N(0,σ2)，β为回归参数估计系数，x为非农就业经历变量，y为新型职业农民生产效率，i表示不同的新型职业农民，ε为误差项。

同时，采用中介效应模型实证分析心理特质在非农就业经历与新型职业农民生产效率之间的作用机理。

四、实证检验结果与讨论

考虑到变量之间可能存在多重共线性问题，本文对变量之间进行共线性检验，结果表明VIF均值为1.15，最大的VIF值为1.52，远低于10，说明了变量之间共线性可能性较低。

(一)基准回归结果

表3报告了非农就业经历对新型职业农民生产效率影响的实证检验结果，其中，列(Ⅰ)报告了没有加入控制变量情况下，非农就业经历对新型职业农民生产效率影响的回归结果，列(Ⅱ)报告了加入控制变量，非农就业经历对新型职业农民生产效率影响的回归结果。

表3 非农就业经历对新型职业农民生产效率影响的回归结果

首先，非农就业经历有助于提高新型职业农民生产效率。表3的列(Ⅰ)(Ⅱ)采取逐步回归的方法验证非农就业经历和新型职业农民生产效率之间的关系，可见，非农就业经历对新型职业农民生产效率的影响系数分别为0.035和0.027，均在1%的显著水平上通过检验，且均为正向，表明既往非农就业经历能够提升新型职业农民生产效率。

其次，控制变量对新型职业农民生产效率的影响各异。其中，受教育程度为中专或者高中、从事农业生产年限、农业相关培训、家庭人口数量、农业保险、农机具数量、所在村庄为平原地区和是否城镇郊区变量均通过显著性检验，只是影响方向存在差异。

(二)稳健性检验

表4汇报了PSM方法进行稳健性检验的结果。受制于数据与变量，且新型职业农民在农业生产经营活动中其非农就业经历并不能满足随机抽样，而是新型职业农民自我选择的结果，分析过程中仍然面临着样本选择性偏误。基于此，本文采用倾向得分匹配法(PSM)，验证非农就业经历对新型职业农民生产效率的正向作用是否具有稳定性。

本研究采用K近邻匹配、半径匹配、核匹配等匹配方法，根据倾向值对处理组(具有非农就业经历的新型职业农民)和控制组(不具有非农就业经历的新型职业农民)进行匹配。结果显示，3种匹配结果相差较小，匹配后均通过1%的显著水平检验，其效应方向和显著水平是一致的。加之3种方法匹配后，ATT均有所降低，下降幅度较小，且符号一致，总体上，非农就业经历可以提高新型职业农民生产效率，说明研究结果具有稳健性。即运用倾向得分匹配法克服样本选择性偏差问题后，非农就业经历对新型职业农民生产效率的影响仍然具有显著促进作用。也说明本文所得到的研究结果没有因为匹配方法的不同而发生变化，验证了非农就业经历对新型职业农民效率的影响实证结果具有稳健性。

表4 非农就业经历对新型职业农民生产效率的PSM估计结果

(三)内生性检验

参考王伟同等(2019)[23]的做法，利用可观测变量来度量未观测变量带来可能性的偏差，进一步消除因遗漏变量可能带来的内生性问题。具体做法为考虑两个不同控制集合的回归，第一个回归仅控制有限的控制集，回归估计的核心解释变量系数为βr；第二个回归控制所有可能的控制集，其估计的核心解释变量系数为βf。从式2的分子看，βf越大，即 Ratior.f值越大，不可观测变量对估计结果造成偏误的可能性越小，表明已经控制的所有控制集具有很强的解释能力。具体公式如2式所示。

(2)

为了增加Ratior.f的计算值，本研究选取了2种有限集和1种全集来构造该指数。有限集包括以下3种情况：一是仅包括新型职业农民个体特征变量；二是包括新型职业农民个体特征和家庭特征变量。两种有限集的估计核心解释变量系数分别为0.033和0.029，全集的估计核心解释变量系数为0.027，分别得到的Ratior.f的计算值为：13.5和4.58，均值为9.04。因此，基本上可以排除前文估计结果因遗漏变量而出现的估计偏差，也表明了前文估计结果的可靠性。

(四)机制检验

非农就业经历可能强化新型职业农民风险偏好意识和提高新型职业农民经营信心，提升其生产效率。表5报告了心理特质的中介效应机制检验结果。非农就业经历强化新型职业农民风险偏好意识，提高经营信心，进而促进生产效率的提升。

首先，风险偏好在非农就业经历与新型职业农民生产效率之间的中介效应检验(列Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ)。由列Ⅰ可知，非农就业经历对新型职业农民生产效率具有显著的正向影响，表明非农就业经历有利于提高其生产效率；由列Ⅱ可知，非农就业经历对新型职业农民风险偏好产生正向影响，表明非农就业经历能够强化新型职业农民风险偏好意识；由列Ⅲ可知，在引入风险偏好这一变量后，非农就业经历对新型职业农民生产效率仍具有显著的正向影响，且风险偏好对新型职业农民生产效率的影响也具有正向影响，依据中介效应判定方法可知，风险偏好在非农就业经历与新型职业农民生产效率的关系中起着部分中介作用。同时，采用sobel检验进行验证，得出Z统计量为1.74，通过显著性检验，也证实了风险偏好的部分中介效应。非农就业在一定程度上改变了个体风险偏好类型，为其打上强烈的风险烙印，如由风险规避型向风险偏好型转变。可见，非农就业经历改变了新型职业农民的风险偏好类型，影响农业生产投入，进而影响其生产效率。

其次，经营信心在非农就业经历与新型职业农民生产效率之间的中介效应检验(列Ⅰ、Ⅳ、Ⅴ)。结合回归结果，依据中介效应判定方法可知，生产经营信心在非农就业经历与新型职业农民生产效率的关系中起着部分中介作用。可见，作为个体心理特质的一部分，信心能够增强新型职业农民处理问题的能力，推动其做出正确的决策行为，提升生产效率。侧面说明了“信心有时比黄金还重要”。

表5 心理特质的中介效应机制检验结果

(五)进一步分析

1.非农就业经历的多样性。在成为新型职业农民之前，因个体就业选择不同，可能只有一种非农就业经历，如务工经历；也有可能有多种类型的非农就业经历，如务工、经商等多种经历。新型职业农民非农就业经历之间并不是相互独立的，而是存在相互联系。每一次非农工作的转换，都会对其产生不同的影响。本部分主要从非农就业经历的多样性出发，进一步探讨与单一的非农就业经历相比，多种非农就业经历对新型职业农民生产效率的影响是否存在差异？根据个体成为新型职业农民之前的就业类型，以此判断其是否具有多种非农就业经历，是则赋值为1，否则赋值为0。通过对数据整理发现，该变量的均值是0.598，说明超过50%的新型职业农民具有多种非农就业经历。

表6汇报了非农就业经历多样性对新型职业农民生产效率的回归结果。表中列(Ⅰ)(Ⅱ)采取逐步回归的方法验证非农就业经历多样性和新型职业农民生产效率之间的关系，可见，非农就业经历多样性对新型职业农民生产效率的影响系数分别为0.039和0.032，均在1%的显著水平上通过检验，且均为正向，表明非农就业经历多样性能够提升新型职业农民生产效率。与单一的非农就业经历相比，非农就业经历多样性变量的影响系数较大，也说明了多种非农就业经历更能够为新型职业农民积累丰富的工作经验，促进其生产效率的提升。究其缘由，可能在于，经历就是一种财富，具有多样性的非农就业经历更能提升新型职业农民的人力资本等，拓宽其社会网络，在后期的农业生产经营活动中，这种影响效应表现得更加明显。

表6 非农就业经历多样性对新型职业农民生产效率的影响

2.非农就业经历对不同类型新型职业农民生产效率的影响。依据新型职业农民的定义，对新型职业农民类型进行细分，进一步探讨非农就业经历对不同类型新型职业农民生产效率的影响。第Ⅰ-Ⅳ列的研究对象分别为种植大户、家庭农场主、农民专业合作社带头人和农业企业负责人。表7汇报了非农就业经历对不同类型新型职业农民生产效率的回归结果。

非农就业经历对不同类型新型职业农民生产效率的影响存在差异。首先，非农就业经历对种养殖大户的生产效率影响在5%的水平上通过显著性检验，系数为0.037。其次，非农就业经历对家庭农场的生产效率影响在5%的水平上通过显著性检验，系数为0.038。再次，非农就业经历对农民合作社的生产效率影响在1%的水平上通过显著性检验，系数为0.062。最后，非农就业经历对农业企业的生产效率影响在1%的水平上通过显著性检验，系数为0.071。从系数大小上看，非农就业经历对农民专业合作社和农业企业的生产效率影响程度要高于种养殖大户和家庭农场。

表7 非农就业经历对不同类型新型职业农民生产效率的影响回归结果

五、结论及启示

本文运用粤赣两省2019-2021年1707份混合截面数据进行实证检验，结果表明，非农就业经历对新型职业农民生产效率有显著的正向影响。具体而言，在没有控制其他变量的情况下，非农就业经历对新型职业农民生产效率的影响系数是0.035；在其他控制变量不变的情况下，非农就业经历对新型职业农民生产效率的影响系数是0.027。采用PSM方法进行重新估计的结果表明，本研究结论具有稳健性。进一步分析发现，非农就业经历的多样性对新型职业农民生产效率具有显著的正向影响，在没有加入和加入控制变量两种情况下，非农就业经历多样性对新型职业农民生产效率的影响系数分别为0.039和0.032，均在1%的显著水平上通过检验，且均为正向，说明多种非农就业经历更能够为新型职业农民积累丰富的工作经验，促进其生产效率的提升。另外,非农就业经历对不同类型新型职业农民生产效率的影响存在差异，非农就业经历对农民专业合作社和农业企业的生产效率影响程度要高于种养殖大户和家庭农场。

应继续出台并完善相关政策支持具有多种非农就业经历的个体返回农村创新创业，做到“引进来”，也要“留得住”。政府必须积极扮演平台搭建者、服务提供者等公共产品提供者的角色，着力构建和保障新型职业农民成长壮大的政策支持体系。新型职业农民自身也应重视非农就业可能带来的烙印效应，不断提升自我认知和能力水平，以适应农业发展要求。同时，积极将非农就业工作中积累的技能和社会网络关系等运用到农业生产经营活动中，发挥“经历赋能”作用，扬长避短，缩小收入差距，真正将经历变成财富和资本。在生产效率不断提升发展的同时，带动周围农民走向共同富裕。