农业生产环节外包、劳动力转移与粮农家庭增收——基于全国7 560户种粮家庭的实证研究

赵 鑫，任金政，王亚军

（1.中国农业大学经济管理学院，北京 100083；2.北京农业职业学院继续教育学院，北京 100031）

一、引言与文献综述

农民收入问题是“三农”问题的核心。2004 年以来，农民收入增长虽然实现“十七连增”［1］，但城乡区域发展差距仍然较大，促进农村农民共同富裕的任务十分艰巨［2］。农村富余劳动力向非农产业和城镇转移，是提高农民收入的重要途径，但当前中国经济步入“刘易斯拐点”，人口红利正逐步消退，农村面临老龄化、女性化、兼业化等问题，大规模的劳动力转移已难以为继［3］。农户作为第一产业主体，若忽略粮农生产经营收入，则难以提高种粮积极性，可能阻碍并将制约农业发展，危及粮食安全［4-5］。2017年9月，农业部、国家发展改革委、财政部联合印发《关于加快发展农业生产性服务业的指导意见》，提出要以服务农业农民为根本，以推进农业供给侧结构性改革为主线，大力发展多元化多类型的农业生产性服务，通过服务外包的经营方式促进粮农增收。

较多学者对农业生产环节外包影响粮农家庭收入的效果及机制进行大量的探索，主要集中于以下3 个方面：一是农业生产环节外包产生的动因。粮农可借助外包方的服务作业减少购置农机设备的投入成本，避免高额且易闲置的农资浪费［6-7］；通过外包服务组织专业分工实现标准化和规范化作业，减少不必要的效率损失，分散生产风险［8］。二是农业生产环节外包与劳动力转移关系。钟甫宁［9］指出，农业生产环节外包有助于克服家庭劳动力限制，是家庭承包经营制度下农民增收的可行路径。随着外包服务的不断发展，小规模农户在土地细碎化、生产分散化的困境下，通过连片服务方式实现农业机械化水平的提升，改变劳动力需求。农业部门内劳动力相对机械的机会成本增加，进一步促进劳动力非农转移［10］。三是农业生产环节外包对农户收入的影响。吕亚荣和李登旺［11］、吴萍等［12］通过案例研究发现，农业生产环节的外包服务促进劳动力转移与非农收入的增加，且有助于农业产业服务链的横向和纵深融合，实现多环节、多领域的功能性互补；韩春虹和张德元［13］指出以“土地托管”为代表的生产“全链条”外包服务通过整合粮食生产中的要素资源，有助于增加物质资本投入、改善人力资本结构，实现粮食生产过程中资本替代劳动以及高技能人力资本替代低技能人力资本，进而提高粮食产出水平，提升农业生产种植性收入。然而，也有文献表明，服务的碎片化、分散化、不稳定化和区域差异化会使部分环节外包对生产效率的提升并不显著［14-15］。外包服务较高的交易费用大于分工带来的收益时，生产环节外包的成本节约优势和创新溢价能力会被显著降低，加大土地撂荒风险，影响种粮收益［16］。

已有研究在探讨生产环节外包与劳动力转移关系及对粮农家庭收入影响方面得到诸多有益结论，但鲜有文献同时考察三者之间的逻辑关系。有鉴于此，本文基于分工视角，引入中介效应模型探究农业生产环节为外包能否通过劳动力转移促进粮农家庭总收入增长，并考察不同生产环节的外包以及生产环节外包的强度对劳动力非农转移的影响及产生的增收效果；同时也检验以外出务工为主的转移劳动力群体能否通过生产环节外包促进非农工资性收入的提升。

二、理论分析与研究假说

（一）劳动力转移对农业生产环节外包的推动效果

农业机械化是一种劳动节约型技术，小规模农户若以自购农机方式进行生产往往具有较高的投入门槛且专用性资产易被锁定，进而导致投资成本和收益不匹配问题［17］。当前，我国农业劳动力转移具有明显的结构性特征，主要以中青年劳动力为主，而老人、妇女和儿童留守农村这部分人群无法适应以农业机械化为主导的现代农业生产模式，能够通过购买服务的迂回方式替代生产中的直接投资，且在资本约束不强的情况下获取规模经济［18］。一方面，非农工资性收入的增加将促进粮农生产环节外包决策，并促使农户将更多的剩余时间用于闲暇生活而非农业生产，为外出务工提供机会；另一方面，非农转移所带来的劳动力缺口也需要外包服务弥补，外包服务是农业应对“刘易斯拐点”和人口红利消失的必然选择。随着农业劳动力丰裕度的下降，有必要引入替代要素以弥补劳动缺口，满足生产需求，并推动粮农在生产环节中采纳外包服务。农业生产的特殊性决定其时间约束较强，为了满足季节性劳动力需求，农户倾向选择稳定的外包服务，以确保生产的可持续性，减少波动性和不确定性。

（二）农业生产环节外包对劳动力的替代效应

粮农在自身时间、技术层次有限的条件下，将耕地、播种和收割等生产环节委托外包给拥有先进机械设备和技术的农业生产性服务组织，能改变农机及技术对农户（特别是小农户）的稀缺性，进一步发挥外包服务对劳动力的替代性［19］。外包服务通过两种方式替代劳动：一种是生产环节中对务农劳动力的直接替代，如在收割或耕地环节的机械使用减少人力使用；另一种是采用先进的动力、智能和联合控制技术，直接减少作业环节，如小麦生产中耕地、播种和施底肥一次性操作的“少免耕”技术及玉米收割、脱粒和烘干一体化联合收割技术［20］。

因此，生产环节外包不仅是简单的资本投入，更是一种农业生产技术的进步。图1 阐述生产环节外包劳动力替代关系的农业生产等产量曲线图，横、纵坐标分别为劳动（L）与资本（K）的要素投入。由于粮农将生产环节交付给专业化服务组织进行生产，粮食种植的生产函数曲线发生了位移（由Y1→Y2），当Y1=Y2= 100 时，L1＞L2，K1≤K2，则K1/L1≤K2/L2，即农户将生产环节外包后，劳动对资本的份额减少，劳动的节约程度大于资本的节约程度（资本水平是不确定的：外包会产生服务费用，但同时服务也能够降低固定机械的投入资本）；斜率OC2＞OC1进一步表示：(ΔY/ΔL1)/(ΔY/ΔK1) ＜(ΔY/ΔL2)/(ΔY/ΔK2)，当固定投入资本（土地、生产规模）一定时，外包服务可以有效替代劳动，保障粮食生产。

图1 生产环节外包劳动力替代效果的作用路径

（三）农业生产环节外包对粮农家庭收入的影响

农业生产环节外包通过分工作业将劳动力从土地中释放出来，通过促进劳动力转移和增加非农就业时间来增加非农工资性收入。特别是一部分尚未能离土的兼业农户，原先需季节性返乡料理家中田地，生产环节外包服务出现后，小农户的兼业程度随之增加，兼业范围得到拓展。同时，农户外出打工者的非农工资性收入可以作为农业投资的金融媒介，使农户获得现金流并为农业生产性投资提供潜在可能［21-23］。

对于劳动密集型外包服务，其关键作用在于要素替代效应而非产出增长效应。与规模农户相比，传统小农通过劳动的“过密化”耕种土地而享有更高的单产水平［24］，劳动密集型外包服务促进劳动的产出效率而非土地的生产率，其对粮食生产的影响并不显著；对于技术密集型外包服务，外包服务可以实现一些依靠人力、畜力所不能达到的技术，如依靠大功率拖拉机实现的“深松翻”和“少免耕”技术，这不仅可以减轻对土壤的压实，还能减少土壤水分蒸发和土壤侵蚀，提高土壤蓄水和保水能力，改善土壤结构，增加有机质含量，从而提高产量［20］；无人机施药包括喷洒除草剂、杀虫剂、杀菌剂、生长调节剂的精准变量喷洒，通过航测建图确定农田边界和飞行航线，10 分钟即可完成6.67 公顷农药的喷洒工作，助力粮食生产减肥减药，确保农户的增产增收。然而，生产环节外包本质上是一种雇工行为，同时由于信息不对称，可能存在逆向选择和道德风险，进而产生高昂的监督成本，导致粮食产值下降，对农业生产经营收入产生负面影响［25］。

基于“理性人”假设的农户，采取生产环节外包的决策依据在于是否实现家庭收益最大化，即外出务工获取的非农工资性收入足够高于粮农生产环节外包所需支付服务费用，农户才会克服各种迁移成本而选择劳动力转移，从而选择外出务工，获取非农收入。一般来讲，生产环节的外包服务选择为粮农外出务工腾出较为充裕的时间，其对非农工资性收入和家庭总收入应为正向影响。考虑到农业生产环节外包和劳动力转移之间的相互作用及各自的农民增收效应。以外出务工为主的转移劳动力也可以将农业生产环节外包后增加非农就业时间，进而提升非农工资性收入水平。基于此，提出如下研究假说：

H1：农业生产环节外包正向促进粮农非农工资性收入和家庭总收入；

H2：农业生产环节外包通过劳动力转移正向促进家庭总收入；

H3：劳动力转移通过农业生产环节外包正向促进非农工资性收入。

三、数据来源、变量选取与模型选择

（一）数据来源

本文数据使用2017 年浙江大学“中国家庭大数据库”（CFD）和西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心的“中国家庭金融调查”（CHFS）数据，调查除新疆、西藏、港澳台地区的全国29个省（市、区）实际居住在农村的12 732个家庭45 067人，在全国层面、城镇层面、农村层面具有代表性。在剔除样本缺失值或存在极端异常值样本后，获得有效种粮农户样本7 560 份。外包服务选择的整体来看，耕地、收割单环节外包环节选择比例较高，分别为12.923%和7.844%；多环节外包服务选择中，耕地和收割组合、耕地播种收割组合这类劳动密集型服务农户选择较多，分别为11.005%和21.561%；生产全部环节外包服务比例达11.085%，未进行外包服务的农户比例为21.217%。

（二）变量选取

1.核心被解释变量 本文核心被解释变量为粮农家庭总收入，选取家庭年均总收入变量描述粮农收入水平。进一步区分农业生产经营收入和非农工资性收入，采用粮农家庭年度种粮总收入和粮农家庭年度工资性收入收入作为其代理变量。

2.核心解释变量 本文核心变量为农业生产环节外包强度，采用耕地、播种、防治及收割各环节外包服务比率（外包服务比率为本环节农机服务面积与种植面积之比）的算术平均数表示。

3.中介变量 本文的中介变量为劳动力转移，分别采用劳动力转移程度和单位面积家庭务农时长衡量。根据配第-克拉克定理，随着经济发展水平的提高，劳动力会逐渐由第一产业向第二、三产业转移［26］。进一步考虑刘易斯二元经济模型描述的劳动力转移客观变化规律和数据的可获得性，结合现有文献选取家庭长期务农人数占家庭劳动力总数比例作为劳动力转移程度的代理变量［18，24］，家庭内部长期从事农业生产的人员比例越高，劳动力非农转移程度越弱。以单位面积的务农时长表示农户家庭时间的资源配置情况，非农就业机会扩大，直接表现为减少农业劳动时间投入；农业生产外包服务实现了农业生产的专业化的分工，通过生产性服务的购买获得闲暇时间，实现务农时长的减少。

4.控制变量 借鉴已有研究及数据的可得性，控制变量主要包括：（1）个人特征，包括粮农家庭户主性别、年龄、受教育程度、健康状况、医疗保险、政治面貌。（2）家庭特征，选取家庭劳动力人数、社会网络表示。社会网络难以被直接观测，以受访农户的亲戚邻居帮忙人数作为其量化指标。（3）经营特征，选取粮食耕种面积、种粮产出、生产性政策补贴、家庭总资产、是否自有农机、借贷状况作为其代表变量［24］。（4）耕地资源特征，选取是是否拥有耕地经营权证、土地细碎化程度表征土地质量。土地细碎化程度采用每公顷平均地块数（地块数/经营总面积）作为衡量指标，每公顷平均地块越多，表明单位面积被分成的地块数量越多，则土地细碎化程度越高［27-28］。（5）村级特征，包括是否参与村级新型农业生产经营主体、本村是否有公共服务平台。（6）区域特征，将区域划分为东部、中部和西部地区。各变量具体说明与描述性统计如表1所示。

表1 变量说明与描述性统计 n=7 560

（三）模型选择

1.粮农家庭总收入的增长模型 基于外包服务所产生的劳动力分工效应，进一步讨论劳动力非农转移程度，务农时长在农业生产环节外包增收中的作用路径，从而确定粮农生产环节外包、劳动力转移和家庭总收入之间的相互机制和因果关系。构建如下模型：

式（1）中，Incomei表示农户家庭总收入、农业生产经营收入及非农工资性收入，对其进行对数化处理，避免数值过大导致样本方差偏大；Outsourcing为农户种粮过程中生产环节外包的强度；Labor表示劳动力转移，包括劳动力转移程度与家庭务农时长，CVni为控制变量，包括户主特征、家庭经营特征、耕地资源特征、村庄及区域特征；α0为常数项，α1和α2为待估计系数，μi为误差项。

2.中介效应模型 运用Baron和Kenny［29］提出的中介效应检验逐步回归方法，并参考温忠麟和叶宝娟［30］提出的研究思路，建立如下中介效应模型：

式（2）～式（4）中，Wi是核心被解释变量家庭收入，具体为家庭总收入和非农工资性收入；CVni为影响粮农家庭收入的因素，包括户主特征、家庭经营特征、耕地资源特征、村庄及区域特征；Xi是核心解释变量，分别为农业生产环节外包强度、劳动力转移；Mi为中介变量，分别为劳动力转移、农业生产环节外包强度。η、a、b、c、c'为待估系参数，ν表示随机扰动项；当模型中待估系数当模型中待估系数a、b、c均显著时，则存在中介效应；若待估系数c显著，而a、b至少有一个不显著时，则还需要进一步检验系数乘积的显著性（即是否拒绝（H0：ab= 0）），显著时存在中介效应；当存在中介效应时，若c'不显著则为完全的中介作用，否则为“部分的”中介作用。

本文主要考虑两种中介作用：第一，农业生产环节外包能否通过促进劳动力转移而提升粮农家庭总收入。核心被解释变量为粮农家庭总收入，核心解释变量为农业生产环节外包强度，中介变量分别为劳动力转移。第二，劳动力非农转移增加能否通过粮农生产环节外包提高生产的专业化分工，为农户兼业的继续发展提供空间，促进非农工资性收入的增长。核心被解释变量为非农工资性收入，核心解释变量为劳动力转移，中介变量为粮农生产环节外包强度。

四、结果与分析

（一）农业生产环节外包、劳动力转移对粮农家庭收入结构的影响分析

表2 的实证结果显示农业生产环节外包对粮农家庭总收入、农业生产经营收入和非农工资性收入的影响均显著为正，且对农业生产经营收入影响系数显著大于其对非农工资性收入，因此粮农生产环节外包对农业产出的增长效应大于要素替代效应，对农业生产收益的净增加是直接的。

表2 生产环节外包、劳动力分工对粮农家庭收入增长的关系

由于本文以家庭长期务农人数占家庭劳动力总数的比例来衡量劳动力转移程度，该比例越低，劳动力的转移越充分。该变量对粮农家庭总收入和非农工资性收入影响都显著为负，影响系数分别为-0.241 和-0.070，而对农业生产经营收入在1%显著水平上影响系数为0.125。随着家庭农业从业人员比例下降，家庭的非农工资性收入会显著增加。虽然劳动力转移对粮食生产造成不利影响，降低了粮农的农业生产经营收入，但生产环节外包的决策能够有效弥补劳动力转移在农业生产经营中的负向作用，整体来看，劳动力转移对粮农家庭总收入影响还是正向的。

家庭务农时长的增加均在1%显著性水平上降低粮农家庭总收入和非农工资性收入，影响系数0.001。这也表明受务农时长的影响，乡村劳动力的非农就业具有灵活性和不稳定性；对农业生产经营收入具有显著的正向促进作用，影响系数为0.002。当农村劳动力转移到非农生产时，无法在从事非农工作的同时参与农业劳动，导致农业生产时间投入减少，对粮食生产造成不利影响；同时“农村留守”问题严重，当农业生产依赖于体力、资本、技术等的获取能力以及精神状态都呈弱势的群体，将会导致农地“撂荒”，农业生产的脆弱性和农村空心化持续恶化，通过缩短家庭耕作时间来体现。但是，非农转移增加的工资性收入可以缓解农民在生产中面临的资金约束，通过外包的方式购买农业生产性服务，在保障粮食生产的同时促进非农工资性收入和家庭总收入的增加［31］。基于此，H1得以验证，即农业生产环节外包通过专业化服务提高粮食生产率，促进粮农生产经营收入的增加。

（二）劳动力转移的中介效应分析

为进一步揭示农业生产环节外包、劳动力转移和粮农家庭收入三者之间的互动关系，运用中介效应模型分别检验农业生产环节外包和劳动力转移的中介效应。实证结果如表3所示，劳动力转移、家庭务农时长通过Sobel和Bootstrap的中介效应显著性检验。

表3 劳动力转移的中介效应检验

模型（1）表明，农业生产环节外包强度对粮农家庭总收入在1%的显著性水平上影响系数为0.196。模型（2）表明，农业生产环节外包强度可以显著促进劳动力转移，农业第一产业的就业比例随着外包服务的推进而显著降低，影响系数为-0.019。模型（3）在控制农业生产环节外包强度的影响后，中介变量劳动力转移对农户家庭总收入促进效果仍然显著。由于三个参数的估计值均显著，劳动力转移的中介效应为0.006，占总效应的2.839%。即农业生产环节外包服务对粮农家庭总收入的增长2.839%通过劳动力转移程度的中介作用实现。模型（4）同样表明农业生产环节外包强度在1%的显著水平上促进粮农家庭总收入提高，影响系数为0.184。模型（5）表明农业生产环节外包强度在5%的显著水平上节省家庭的务农时长，估计系数为-3.818。模型（6）中农业生产环节外包强度、家庭务农时长在1%的显著性水平上影响粮农家庭总收入，系数分别为0.181 和-0.001。家庭务农时长存在“部分”中介效应，家庭务农时长的中介效应为0.001，占总效应的1.991%。基于此，H2得以验证，粮农生产环节外包服务可以提升其闲暇时间，减轻劳动负担，实现劳动力的有效分工，为多渠道增收提供可能。随着农业外包服务的市场发育，农事活动的可分性逐步加强，代耕代种、联耕联种及各种专业化服务从不同层面实现农业经营的迂回交易，拓宽分工深化的空间。

（三）不同环节及外包强度下劳动力转移程度中介效应的差异分析

种粮过程中不同环节生产特征和技术条件迥异，不同类别的生产环节外包对劳动力转移程度影响不同，造成外包服务的增收效果存在差异。表4 的实证结果显示，对于低强度外包服务（单一环节外包），耕地、收割环节外包，劳动力转移程度的中介效应在1%的显著水平上，影响系数分别为0.008 和0.005，中介效应占总增收效应比例分别为5.460%和16.822%。基于服务外包对劳动力的替代视角，耕地、收割环节外包属于劳动密集型服务，对劳动的替代效应较强，促使种粮农户增加非农劳动时长，进一步扩散劳动力红利，提升粮农家庭总收入。对于高强度外包服务（多个环节外包组合），耕地+X（X 为其他外包环节或组合）中劳动力转移程度的中介效应＞非耕地+X，如耕地播种、耕地防治、耕地收割环节的外包，其劳动力转移程度的中介效应较为显著，分别为：0.007、0.008和0.008，中介效应占总效应比例分别为：4.406%、6.874%和5.457%；收割及病虫害防治环节的外包，其劳动力转移程度的中介效应为0.014，占总效应比例的3.553%。

表4 不同环节及外包强度下劳动力转移程度中介效应的差异分析

（四）农业生产环节外包的中介效应分析

对于以外出就业为主的劳动力转移群体，选取非农工资性收入作为被解释变量，并以此为基础检验农业生产环节外包强度的中介效应（表5）。模型（7）～模型（9）为农业生产环节外包强度在劳动力转移影响粮农非农工资性收入中发挥中介效应的检验结果。模型（7）显示劳动力转移在10%的显著性水平上影响粮农的非农工资性收入，影响系数为-0.163。模型（8）表明劳动力转移促进粮农生产环节外包的强度，在10%显著性水平上影响系数为-0.113。模型（9）在控制外包强度后，劳动力转移提升非农工资性收入的效果在10%的显著性水平上影响系数为0.132。Sobel 和Bootstrap 的检验结果表明，劳动力转移对粮农非农性工资收入的直接影响是存在的，未能通过农业生产环节外包强度的中介效应检验。

表5 农业生产环节外包的中介效应检验

模型（10）～模型（12）为农业生产环节外包服务强度在家庭务农时长影响粮农非农工资性收入中发挥中介效应的检验结果。模型（10）表明，家庭务农时长的提升对粮农家庭的非农工资性收入产生负向影响，在10%的显著性水平上影响系数为-0.002。模型（11）家庭务农时长在10%的显著性水平上推动粮农外包服务的需求。模型（12）在控制粮农家庭务农时长后，中介变量农业生产环节外包强度对非农工资性收入的正向效应仍然显著。继而进行中介效应的显著性检验，Sobel和Bootstrap结果表明外包强度的中介效应并不显著。

上述实证结果初步断定，劳动力转移未通过中介效应的检验，劳动力转移对于粮农非农工资性收入的促进作用是直接的，H3不成立。劳动力转移兼具替代效应和收入效应，劳动力缺口和成本上升会诱发生产环节的外包行为替代劳动力，以保障粮食生产，减少产量损失；同时，劳动力非农转移促进非农工资性收入增加，缓解了外包服务投资的资金约束。

综合农业生产环节外包和劳动力转移的中介效应来看，一方面劳动力非农转移程度、家庭务农时长的限制会促进粮农生产环节外包；劳动力非农转移程度、家庭务农时长的减少为粮农提供外出就业的机会，直接影响粮农家庭非农收入的增长，进而促进粮农家庭总收入的提高。另一方面，外包服务可以直接作用于农业生产经营收入的增长；同时外包服务实现对农村劳动力的替代，增加农户的闲暇时间，提高粮农的非农性工资收入。各类别农业生产环节外包服务的对劳动力转移程度的影响效果存在差异，其中耕地、播种、收割环节外包显著促进劳动力转移程度，而病虫害防治环节外包服务则属于技术密集型外包，劳动力转移程度的中介影响效应并不显著，这一环节直接提升粮农家庭总收入。这一结论可以通过图2 综合判断出，农业生产环节外包、劳动力转移和粮农家庭收入三者之间的因果关系和具体作用逻辑。

图2 农业生产环节外包、劳动力转移对粮农收入影响的综合作用路径

五、主要结论与政策建议

基于劳动力转移视角，运用中介效应模型对粮农生产环节外包、劳动力转移和粮农家庭收入三者之间的作用逻辑和因果关系进行实证，进一步分析不同生产环节外包及服务强度选择下的劳动力转移程度和增收差异。结果表明：（1）粮农生产环节外包对粮农家庭总收入、农业生产经营收入和非农工资性收入的作用均是显著的，但其对农业收入的作用力度要显著地大于非农收入。（2）生产环节外包既可以直接提高农业生产经营收入，也能够通过劳动力转移的中介效应“部分地”作用于非农工资性收入增长。（3）不同的外包环节及服务强度对于粮农家庭增收的影响路径存在差异。对于劳动密集型服务，耕地、播种、收割环节外包通过促进劳动力转移提升家庭收入的作用路径显著，其中耕地＞收割＞播种＞病虫害防治，耕地+X＞非耕地+X（X为其他环节外包项目或组合）。（4）劳动力转移程度、家庭务农时长的减少为粮农提供外出就业机会，直接促进家庭非农工资性收入的增长，但并未通过农业生产环节外包发挥中介作用，其对粮农非农工资性增长的作用路径是简单而直接的。

基于上述研究结论，提出以下政策建议：第一，粮农生产环节外包兼顾农业生产经营收入和非农工资性收入的提升，是解决人口红利消失的有效途径。应加大对劳动密集型服务的支持力度，在应对农业劳动力短缺挑战的同时，积极引导农民选择施肥、病虫害防治等技术密集型服务，促进农业优质高效发展。第二，要充分发挥非农劳动力转移促进服务外包的作用，因地制宜探索创新小农服务模式和组织形式，不断完善单环节、多环节、全程托管等多种服务模式，引导服务组织探索和建立服务标准，规范服务合同，优化服务流程，提高生产服务的专业化和效率。第三，为增加农民收入，要进一步优化劳动就业环境，消除阻碍城乡劳动力自由流动的制度性障碍，完善相关就业扶持政策，去除转移壁垒，通过多种渠道增加农民收入，促进城乡一体化发展。