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农村劳动力流转是贯穿转型中国的重要内容，对农业生产方式产生着深刻的影响。从上世纪90年代的“民工潮”再到始于2004年的“民工荒”，劳动力结构性短缺成全年性常态现象，劳动力成本显著地进入上升通道。“刘易斯拐点”到来及其对农业生产的影响成为理论探讨与政策研究的热点。在此背景下，农村劳动力流转对农业机械化发展的影响成为一个亟待验证的问题。
一、文献综述与理论框架
“二元经济理论”是研究转型时期农业机械化问题的理论基础。刘易斯（1964）在二元经济理论的基础上形成了著名的“刘易斯拐点”，从初步阐释了农村劳动流转对工农关系的影响。张培刚（1949）在《农业与工业化》中通过论述传统农业国工业化进程中的工农关系提出了机械引入农业的两个必要条件，即农产品价格保持较高、劳动力稀少而昂贵，为转型时期农业机械化的发展进程作了总体判断。希克斯（1945）、速水佑次郎（1949）、林毅夫（1983）等从土地与劳动力禀赋出发发展了农业技术诱致性变迁理论，为研究农业机械化发展的动力机制提供了理论支撑。Hans Binswanger（1986）在对农业机械化进程作历史比较分析时，提出农业机械化发展的速度与模式取决于土地与劳动的禀赋、非农产业对劳动的需求、农产品的社会需求，也受资本稀缺度、农场规模、补贴等经济因素的影响。国内学者对于农业机械化研究成果较多，陈升（1986）提出“户办、小型”的农机经营模式在经济不发达地区有着广泛的适应性。许锦英（2002）认为，农机服务产业化能够兼容不同的农业生产规模与经营体制，能够形成符合市场经济体制的农机化发展机制。黄季锟（2002）、林万龙（2007）、李伟毅（2010）等研究了二元经济结构转型对农业机械化发展的影响机制。
根据现有研究，大部分文献从不同角度论证了农村劳动力流转对农业机械化发展的正向激励作用，农村劳动力流转改变了农村人地禀赋关系，提高了农业劳动力的机会成本，有利于诱致农机作业替代人工劳动的技术变迁。实际上，从诸多田野调查来看，尽管国家出台了不少惠农政策，但由于农业比较收益低，农村劳动力流转使农业的生存保障功能与经济效益功能不断弱化，农业生产要素追求报酬最大化而“脱农”成为转型时期的重要特征，表现为农地非农使用、农民非农就业、农资非农投入，不利于农业机械化的发展。总体而言，农村劳动力流转对农业机械化发展既有正向的激励也有负面的影响，具体的作用方向有待于进一步的实证分析。
二、样本数据与模型构建
（一）数据来源
按照全面性、简洁性、可获性原则，本文实证分析所采用的数据是除港、澳、台及重庆、海南、西藏外的全国28个省（自治区、直辖市）1985—2008年共24年间的相关数据。数据来源包括2005—2009年《全国农业机械化统计年报》、《国内外农业机械化统计资料（1949—2004）》、《新中国60年农业统计资料》、《新中国60年统计资料汇编》、《改革开放三十年农业统计资料汇编》、《中国农业统计资料汇编1949—2004》、《中国统计年鉴》等。
（二）变量设置
1、被解释变量
为了全面度量不同年份、省区的农业机械化发展程度，本文选取耕种收综合机械化水平、单位农作物播种面积的农机化经营总收入作为被解释变量。耕种收综合机械化水平是机耕水平、机播（种）水平与机收水平的加权平均指数，加权因子分别为0.4、0.3、0.3，它是反映农业机械化发展水平的主要指标。单位农作物播种面积的农机化经营总收入指各类农机化生产经营服务单位（含兴办实体）当年的全部生产经营服务收入和个体户经营农机化服务的收入，它是反映农机社会化服务发展水平的重要指标，为削弱计量分析的共线性、异方差与非平稳性等问题的影响取其对数形式。
2、解释变量
本文选取农业劳动力流转率及其二次项、农村居民家庭人均纯收入、非农产业占GDP比重、第一产业从业人员人均产值、人均农地经营规模、被解释变量滞后项以及截面、时期固定效应项作为解释变量。本文设定农业劳动力流转率=（乡村从业人员第一产业从业人员）/乡村从业人员，作为反映农村劳动力流转程度的解释变量。本文选取被解释变量的滞后一期作为新的解释变量，用以考察农业机械化发展的路径依赖效应。为了反映不同地区、不同时期其他未知因素的时空特殊性及其衍生的异方差问题，本文设定截面固定效应项与时期固定效应项作为控制变量来解释农业机械化发展的地区异质性与时期异质性。此外，为削弱计量分析的共线性、异方差与非平稳性等问题的影响，本文对第一产业从业人员人均产值、农村居民家庭人均纯收入取对数形式。
为便于分析，本章对被解释变量耕种收综合机械化水平、单位农作物播种面积的农机化经营总收入、单位农作物播种面积的农业机械总动力设定为Mach、Machs，对解释变量非农产业占GDP比重、第一产业从业人员人均产值、农村居民家庭人均纯收入、农业劳动力流转率、人均农地经营规模分别设定为Indus、Agri、Incom、Labor、Land。
（三）模型构建
根据上述理论分析与变量设定，本文利用面板数据构建计量分析模型如下：
Machit=α0+αi+αt+Xitβ+γMach（-1）it+εit
Machsit=α0+αi+αt+Xitβ+γMach（-1）it+εit
Xit=（Laborit，Labor2it，Indusit，Agriit，Incomit，Landit）
β=（β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7）T
i=1，2，3，…，28；t=1，2，3，…，24
在上述模型中，αi是个体固定效应项，包括随个体变化而不随时间变化的难以观测的变量的影响，表示对于本文研究的28个省（自治区、直辖市）存在28个不同的截距项，且其变化与Xit有关系；αt是时点固定效应项，包括随时点变化而不随个体变化的难以观测的变量的影响，表示对于本文研究的24个时期有24个不同的截距项，且其变化与与Xit有关系；εit是误差项，满足一般假设E（εit|Xit，αi，αt）=0。 三、模型估计与结果分析
（一）Mach面板数据模型估计与结果分析
1、模型估计
通过梳理中国农机化发展的制度变迁历程，截至1995年，随着农用平价柴油供应正常的取消，计划经济体制下的农业机械化优惠政策全部废止，而始于1996年河南省小麦跨区机收作业标志着中国农机化发展从自给性的农户自营农机模式向社会化的农机作业市场模式转变。因此本文以1996年为分界点对面板数据模型分两时段予以实证分析，利用Eviews6.0对模型予以运行，运行结果如下表1所示：
2、结果分析
首先，根据表1的模型估计结果，在1996—2008年期间，Labor的系数符号为负且其二次项符号为正，其经济意义在于：农村劳动力流转与农机作业呈“U”型关系，当农业劳动力流转率在小于临界值增加时，它对耕种收综合农机化水平存在逐渐衰减的负向激励。其中可能的解释是，上世纪90年代中后期以来，农村劳动力大规模流转使农业生产要素“离农”程度加剧，尤其是比较收益较低的粮食作物种植。
其次，模型估计结果表明，在1996—2008年期间，Indus（非农产业占GDP比重）对耕种收综合农机化水平在1%的显著性水平上存在着正向激励作用。需要指出的是，在改革开放初期，农机化发展路径依然没有完全脱离计划经济体制的影响，工业化进程的推进（Indus）对农业机械化发展的影响甚微，且是负向激励作用，这与国家以重化工为主的工业化战略以及计划经济体制向市场经济体制转轨的特殊性有着紧密的关系。
第三，Agri（第一产业从业人员人均产值）是反映农业结构调整与农业现代化发展的重要指标。在整个观测期内，Agri的增加对提高耕种收综合农机化水平存在显著的正向推动作用，与1985—1995年相比，1996—2008年时期Agri对耕种收综合农机化水平的正向推动作用进一步强化。
第四，模型估计结果表明，Incom（农村居民家庭人均纯收入）对耕种收综合农机化水平存在负向激励作用。从经济现实而言，随着改革开放推进，非农收入成为农民增收的主要来源，非农收入的增长诱致农户资金逃离农业与农村，不利于农户采用农机作业的农业生产方式。
第五，模型估计结果表明，在1996—2008年时期，Land（人均农地经营规模）的扩大有利于耕种收综合农机化水平的提高，在1985—1995年时期，Land对耕种收综合农机化水平的正向影响并不显著。一个可能的解释是，上世纪90年代中后期以来，农村土地流转市场的发育以及农地适当规模经营的开展诱致农业机械化的发展。
（二）Machs面板数据模型估计与结果分析
1、模型估计
Machs（单位农作物播种面积的农机化经营总收入）是反映农机社会化服务发展程度的重要指标，始于1996年的河南省跨区小麦机收是农机社会化服务发展的崭新阶段。本文利用Eviews6.0对Machs面板数据模型予以运行，得到估计结果如下表2所示：
2、结果分析
首先，模型估计结果表明，在1985—1995年时期，Labor对农机化经营总收入的影响系数估计值为2.235，在1996—2008年时期，Labor对农机化经营总收入的影响系数估计值为0.899，其经济意义在于：在1996年前后，农村劳动力流转对农机经营的影响经历了从负向激励到正向激励的反转，农村劳动力流转对自1996年以来的农机社会化服务发展存在显著的正向激励作用。
其次，模型估计结果表明，在1996—2008年时期，Indus对农机化经营总收入的影响系数估计值为0.997，且在1%的显著性水平上通过T检验，其经济意义：工业化进程的推进有利于促进农业生产的专业分工以及农机社会化服务的发展。估计结果显示，Agri对农机化经营总收入的影响系数估计值为0.169，且在1%的显著性水平上通过T检验，其经济意义在于：农业结构调整与农业现代化发展对农机社会化服务的发展具有显著地推动作用。
第三，模型估计结果表明，在1996—2008年时期，Land对农机化经营总收入的影响是负向的，与规模经济的一般理论判断是相背离的，一个可能的解释是：一个农户或者地区的农地经营规模越大，在农机具购置补贴的政策扶持下，越有利于推动自行购置农机具的自用型农机模式发展，而农地经营规模较小的农户或地区更容易接受市场化的农机服务。
四、结论
回顾工业化国家的转型进程与现代农业发展的一般规律，机械替代劳动是转型时期农业生产方式变迁与实现农业现代化的重要内容。自1978年改革开放以来，中国经历着从传统农业国到现代工业国、从计划经济体制到市场经济体制、从城乡二元分割到城乡统筹协调的转变。在此经济社会大转型的背景下，本文利用全国省级面板数据实证分析农村劳动力流转对农业机械化发展的影响。研究结果表明，农村劳动力流转对耕种收综合农机化水平的提高存在着负向影响，对以农机社会化服务为典型特征的农机经营存在着正向激励，但对农机装备投入的作用并不明显。
参考文献：
[1] Hans Binswanger Agricult-
ural Mechanization： A Comparative Historical Perspective[J]， The World Bank Research Observer，1986
[2]张培刚. 农业与工业化[M].武汉：华中科技大学出版社，2009
[3]蔡昉. 刘易斯转折点——中国经济发展新阶段[M].北京：社会科学文献出版社，2008
[4]林毅夫. 制度、技术与中国农业发展[M]. 上海：上海三联出版社，1992
[5]韩喜平. 中国农户经营系统分析[M]. 北京：中国经济出版社，2004
[6]速水佑次郎，神门善久. 发展经济学—从贫困到富裕[M]. 北京：社会科学文献出版社，2005
[7]A·刘易斯. 二元经济论[M].北京：北京经济学院出版社，1989
[8]林万龙，孙翠清. 农业机械私人投资的影响因素：基于省级层面数据的探讨[J]. 中国农村经济，2007（09）：25—32
[9]许锦英.农机服务产业化是稳定家庭承包责任制发展农业生产力的重要途径[J].中国农村经济，1998（09）
[10]胡瑞法，黄季焜.农业生产投入要素结构变化与农业技术发展方向[J].中国农村观察，2001（6）：9—16
（胡拥军，1982年生，经济学博士，国家信息中心经济分析师。研究方向：农村劳动力流转、农民工市民化、农村信息化）
一、文献综述与理论框架
“二元经济理论”是研究转型时期农业机械化问题的理论基础。刘易斯（1964）在二元经济理论的基础上形成了著名的“刘易斯拐点”，从初步阐释了农村劳动流转对工农关系的影响。张培刚（1949）在《农业与工业化》中通过论述传统农业国工业化进程中的工农关系提出了机械引入农业的两个必要条件，即农产品价格保持较高、劳动力稀少而昂贵，为转型时期农业机械化的发展进程作了总体判断。希克斯（1945）、速水佑次郎（1949）、林毅夫（1983）等从土地与劳动力禀赋出发发展了农业技术诱致性变迁理论，为研究农业机械化发展的动力机制提供了理论支撑。Hans Binswanger（1986）在对农业机械化进程作历史比较分析时，提出农业机械化发展的速度与模式取决于土地与劳动的禀赋、非农产业对劳动的需求、农产品的社会需求，也受资本稀缺度、农场规模、补贴等经济因素的影响。国内学者对于农业机械化研究成果较多，陈升（1986）提出“户办、小型”的农机经营模式在经济不发达地区有着广泛的适应性。许锦英（2002）认为，农机服务产业化能够兼容不同的农业生产规模与经营体制，能够形成符合市场经济体制的农机化发展机制。黄季锟（2002）、林万龙（2007）、李伟毅（2010）等研究了二元经济结构转型对农业机械化发展的影响机制。
根据现有研究，大部分文献从不同角度论证了农村劳动力流转对农业机械化发展的正向激励作用，农村劳动力流转改变了农村人地禀赋关系，提高了农业劳动力的机会成本，有利于诱致农机作业替代人工劳动的技术变迁。实际上，从诸多田野调查来看，尽管国家出台了不少惠农政策，但由于农业比较收益低，农村劳动力流转使农业的生存保障功能与经济效益功能不断弱化，农业生产要素追求报酬最大化而“脱农”成为转型时期的重要特征，表现为农地非农使用、农民非农就业、农资非农投入，不利于农业机械化的发展。总体而言，农村劳动力流转对农业机械化发展既有正向的激励也有负面的影响，具体的作用方向有待于进一步的实证分析。
二、样本数据与模型构建
（一）数据来源
按照全面性、简洁性、可获性原则，本文实证分析所采用的数据是除港、澳、台及重庆、海南、西藏外的全国28个省（自治区、直辖市）1985—2008年共24年间的相关数据。数据来源包括2005—2009年《全国农业机械化统计年报》、《国内外农业机械化统计资料（1949—2004）》、《新中国60年农业统计资料》、《新中国60年统计资料汇编》、《改革开放三十年农业统计资料汇编》、《中国农业统计资料汇编1949—2004》、《中国统计年鉴》等。
（二）变量设置
1、被解释变量
为了全面度量不同年份、省区的农业机械化发展程度，本文选取耕种收综合机械化水平、单位农作物播种面积的农机化经营总收入作为被解释变量。耕种收综合机械化水平是机耕水平、机播（种）水平与机收水平的加权平均指数，加权因子分别为0.4、0.3、0.3，它是反映农业机械化发展水平的主要指标。单位农作物播种面积的农机化经营总收入指各类农机化生产经营服务单位（含兴办实体）当年的全部生产经营服务收入和个体户经营农机化服务的收入，它是反映农机社会化服务发展水平的重要指标，为削弱计量分析的共线性、异方差与非平稳性等问题的影响取其对数形式。
2、解释变量
本文选取农业劳动力流转率及其二次项、农村居民家庭人均纯收入、非农产业占GDP比重、第一产业从业人员人均产值、人均农地经营规模、被解释变量滞后项以及截面、时期固定效应项作为解释变量。本文设定农业劳动力流转率=（乡村从业人员第一产业从业人员）/乡村从业人员，作为反映农村劳动力流转程度的解释变量。本文选取被解释变量的滞后一期作为新的解释变量，用以考察农业机械化发展的路径依赖效应。为了反映不同地区、不同时期其他未知因素的时空特殊性及其衍生的异方差问题，本文设定截面固定效应项与时期固定效应项作为控制变量来解释农业机械化发展的地区异质性与时期异质性。此外，为削弱计量分析的共线性、异方差与非平稳性等问题的影响，本文对第一产业从业人员人均产值、农村居民家庭人均纯收入取对数形式。
为便于分析，本章对被解释变量耕种收综合机械化水平、单位农作物播种面积的农机化经营总收入、单位农作物播种面积的农业机械总动力设定为Mach、Machs，对解释变量非农产业占GDP比重、第一产业从业人员人均产值、农村居民家庭人均纯收入、农业劳动力流转率、人均农地经营规模分别设定为Indus、Agri、Incom、Labor、Land。
（三）模型构建
根据上述理论分析与变量设定，本文利用面板数据构建计量分析模型如下：
Machit=α0+αi+αt+Xitβ+γMach（-1）it+εit
Machsit=α0+αi+αt+Xitβ+γMach（-1）it+εit
Xit=（Laborit，Labor2it，Indusit，Agriit，Incomit，Landit）
β=（β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7）T
i=1，2，3，…，28；t=1，2，3，…，24
在上述模型中，αi是个体固定效应项，包括随个体变化而不随时间变化的难以观测的变量的影响，表示对于本文研究的28个省（自治区、直辖市）存在28个不同的截距项，且其变化与Xit有关系；αt是时点固定效应项，包括随时点变化而不随个体变化的难以观测的变量的影响，表示对于本文研究的24个时期有24个不同的截距项，且其变化与与Xit有关系；εit是误差项，满足一般假设E（εit|Xit，αi，αt）=0。 三、模型估计与结果分析
（一）Mach面板数据模型估计与结果分析
1、模型估计
通过梳理中国农机化发展的制度变迁历程，截至1995年，随着农用平价柴油供应正常的取消，计划经济体制下的农业机械化优惠政策全部废止，而始于1996年河南省小麦跨区机收作业标志着中国农机化发展从自给性的农户自营农机模式向社会化的农机作业市场模式转变。因此本文以1996年为分界点对面板数据模型分两时段予以实证分析，利用Eviews6.0对模型予以运行，运行结果如下表1所示：
2、结果分析
首先，根据表1的模型估计结果，在1996—2008年期间，Labor的系数符号为负且其二次项符号为正，其经济意义在于：农村劳动力流转与农机作业呈“U”型关系，当农业劳动力流转率在小于临界值增加时，它对耕种收综合农机化水平存在逐渐衰减的负向激励。其中可能的解释是，上世纪90年代中后期以来，农村劳动力大规模流转使农业生产要素“离农”程度加剧，尤其是比较收益较低的粮食作物种植。
其次，模型估计结果表明，在1996—2008年期间，Indus（非农产业占GDP比重）对耕种收综合农机化水平在1%的显著性水平上存在着正向激励作用。需要指出的是，在改革开放初期，农机化发展路径依然没有完全脱离计划经济体制的影响，工业化进程的推进（Indus）对农业机械化发展的影响甚微，且是负向激励作用，这与国家以重化工为主的工业化战略以及计划经济体制向市场经济体制转轨的特殊性有着紧密的关系。
第三，Agri（第一产业从业人员人均产值）是反映农业结构调整与农业现代化发展的重要指标。在整个观测期内，Agri的增加对提高耕种收综合农机化水平存在显著的正向推动作用，与1985—1995年相比，1996—2008年时期Agri对耕种收综合农机化水平的正向推动作用进一步强化。
第四，模型估计结果表明，Incom（农村居民家庭人均纯收入）对耕种收综合农机化水平存在负向激励作用。从经济现实而言，随着改革开放推进，非农收入成为农民增收的主要来源，非农收入的增长诱致农户资金逃离农业与农村，不利于农户采用农机作业的农业生产方式。
第五，模型估计结果表明，在1996—2008年时期，Land（人均农地经营规模）的扩大有利于耕种收综合农机化水平的提高，在1985—1995年时期，Land对耕种收综合农机化水平的正向影响并不显著。一个可能的解释是，上世纪90年代中后期以来，农村土地流转市场的发育以及农地适当规模经营的开展诱致农业机械化的发展。
（二）Machs面板数据模型估计与结果分析
1、模型估计
Machs（单位农作物播种面积的农机化经营总收入）是反映农机社会化服务发展程度的重要指标，始于1996年的河南省跨区小麦机收是农机社会化服务发展的崭新阶段。本文利用Eviews6.0对Machs面板数据模型予以运行，得到估计结果如下表2所示：
2、结果分析
首先，模型估计结果表明，在1985—1995年时期，Labor对农机化经营总收入的影响系数估计值为2.235，在1996—2008年时期，Labor对农机化经营总收入的影响系数估计值为0.899，其经济意义在于：在1996年前后，农村劳动力流转对农机经营的影响经历了从负向激励到正向激励的反转，农村劳动力流转对自1996年以来的农机社会化服务发展存在显著的正向激励作用。
其次，模型估计结果表明，在1996—2008年时期，Indus对农机化经营总收入的影响系数估计值为0.997，且在1%的显著性水平上通过T检验，其经济意义：工业化进程的推进有利于促进农业生产的专业分工以及农机社会化服务的发展。估计结果显示，Agri对农机化经营总收入的影响系数估计值为0.169，且在1%的显著性水平上通过T检验，其经济意义在于：农业结构调整与农业现代化发展对农机社会化服务的发展具有显著地推动作用。
第三，模型估计结果表明，在1996—2008年时期，Land对农机化经营总收入的影响是负向的，与规模经济的一般理论判断是相背离的，一个可能的解释是：一个农户或者地区的农地经营规模越大，在农机具购置补贴的政策扶持下，越有利于推动自行购置农机具的自用型农机模式发展，而农地经营规模较小的农户或地区更容易接受市场化的农机服务。
四、结论
回顾工业化国家的转型进程与现代农业发展的一般规律，机械替代劳动是转型时期农业生产方式变迁与实现农业现代化的重要内容。自1978年改革开放以来，中国经历着从传统农业国到现代工业国、从计划经济体制到市场经济体制、从城乡二元分割到城乡统筹协调的转变。在此经济社会大转型的背景下，本文利用全国省级面板数据实证分析农村劳动力流转对农业机械化发展的影响。研究结果表明，农村劳动力流转对耕种收综合农机化水平的提高存在着负向影响，对以农机社会化服务为典型特征的农机经营存在着正向激励，但对农机装备投入的作用并不明显。
参考文献：
[1] Hans Binswanger Agricult-
ural Mechanization： A Comparative Historical Perspective[J]， The World Bank Research Observer，1986
[2]张培刚. 农业与工业化[M].武汉：华中科技大学出版社，2009
[3]蔡昉. 刘易斯转折点——中国经济发展新阶段[M].北京：社会科学文献出版社，2008
[4]林毅夫. 制度、技术与中国农业发展[M]. 上海：上海三联出版社，1992
[5]韩喜平. 中国农户经营系统分析[M]. 北京：中国经济出版社，2004
[6]速水佑次郎，神门善久. 发展经济学—从贫困到富裕[M]. 北京：社会科学文献出版社，2005
[7]A·刘易斯. 二元经济论[M].北京：北京经济学院出版社，1989
[8]林万龙，孙翠清. 农业机械私人投资的影响因素：基于省级层面数据的探讨[J]. 中国农村经济，2007（09）：25—32
[9]许锦英.农机服务产业化是稳定家庭承包责任制发展农业生产力的重要途径[J].中国农村经济，1998（09）
[10]胡瑞法，黄季焜.农业生产投入要素结构变化与农业技术发展方向[J].中国农村观察，2001（6）：9—16
（胡拥军，1982年生，经济学博士，国家信息中心经济分析师。研究方向：农村劳动力流转、农民工市民化、农村信息化）