４６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 质量发展水平以及粮食高质量发展水平。另一部分学者则认为仅仅通过对效率的测算来衡量农 业高质量发展水平，缺少从多维视角对农业高质量发展水平进行全面系统的测算，难以掌握近年 来农业高质量发展水平的基本特征。故而刘忠宇等［１４］基于创新、协调、绿色、开放、共享五个维度 构建了农业高质量发展评价指标体系。鲁钊阳等［１５］从农业产品、农业生产、农民收入以及农村环 境四个维度构建了农业高质量发展评价指标体系，王晓鸿等［１６］从绿色发展水平、现代化水平、稳定 性以及农业经济效率四个维度来评价农业高质量发展水平。尽管现有文献未就农业高质量发展 水平评价指标体系的构建达成完全一致共识，但相比较于采用绿色全要素生产率衡量农业高质量 发展水平，通过构建综合评价指标体系能够更加灵活的从多维视角衡量农业高质量发展水平，更 能接近乃至契合农业高质量发展的本质内涵，且通过对现有文献的梳理可以发现，尽管不同学者 基于不同理解从不同维度构建了农业高质量发展评价指标体系，但是在具体的变量指标选取上却 是大同小异，存在高度相关一致性。 综上所述，已有文献为本文提供了丰富的理论参考以及经验借鉴，为本文接下来的研究打下 了一定的基础，但仍在以下几个方面存在值得进一步研究和探讨的空间。第一，虽然有关农村人 口老龄化对农业发展的影响研究颇多，已形成了相对丰硕的研究成果，但是有关农村人口老龄化 对农业高质量发展影响的研究却较少，尽管农业高质量发展与农业发展之间存在一定的关联，但 是相比于后者，农业高质量发展的寓意更加丰富、内容更为全面，使得既有研究可能难以指导现有 问题的解决，且农村人口老龄化对农业高质量发展的影响尚无统一定论。第二，相比较于过往学 者采用中介效应模型，本文尝试采用对农业高质量发展分维度再回归的方法，探究农村人口老龄 化对农业高质量发 展 的 影 响 机 理。 第 三，为 进 一 步 探 究 农 村 人 口 老 龄 化 对 农 业 高 质 量 发 展 的 影 响，本文采用门槛效应模型，探究了农村人口老龄化对农业高质量发展可能存在的非线性影响。 一、理论机制与研究假说 （一）农业高质量发展指标体系构建依据 农业高质量发展是国民经济高质量发展的重要组成部分 。［１７］ 已有研究基于经济高质量发展 的界定，将 创 新 水 平、协 调 水 平、绿 色 水 平、开 放 水 平、共 享 水 平 作 为 评 价 农 业 高 质 量 发 展 的 依 据［１８－１９］，但考虑到农业作为一个生产部门，将一些与生产毫不相关的理念和指标纳入农业高质量 发展评价指标体系中来，这无疑扩大了农业高质量发展的内涵与外延［２０］，实际上造成了指标体系 与农业高质量发展内涵的脱节。因此，本文着眼于影响农业生产的直接因素，从农业发展水平、资 源条件、环境条件、经济条件以及技术条件五个方面构建农业高质量发展评价指标体系。以求能 够构建一个更为契合农业高质量发展内涵的评价指标体系。 （二）农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 人是影响和决定农业发展的关键，农业生产离不开人，农业的发展更与人息息相关，然而随着 农业机械化的普及以及农业新技术的应用，与传统农业生产相比，现代农业生产对人的需要发生 了根本性、结构性的改变，传统的劳动密集型农业生产正朝着资本密集型、技术密集型转变。人口 老龄化并不必然会带来农业生产的负面影响。其次，本文所研究对象农业高质量发展是一个比农 业发展寓意更为丰富，内容更为全面的多维综合评价指标体系。这一综合评价指标体系并不仅仅 体现于农业发展的总量，其更为强调农业发展的质量，从关注农业增长的结果和过程，转向关注农 业增长的潜力和可持续性，故本文认为农村人口老龄化对农业高质量发展的影响可能并不是负向 相关，农村地区人口老龄化程度的加深可能有利于农业高质量的发展，以下是本文对这一假说的 具体理论分析。 （三）研究假说 １．农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应

第 ３期 唐小平，蒋　健：农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 　　４７　 正如前文所述，农村人口老龄化并不必然会给农业发展带来负面影响。一方面，根据诱致性 技术进步理论，农业生产对于技术的需求，取决于农业生产中要素的相对稀缺，农业技术进步往往 会沿着减少使用相对稀缺资源的方向发展。具体到农村人口老龄化对农业技术进步的影响，就是 农村人口老龄化带来的有效劳动力不足会倒逼农业生产采用新的生产要素和新的生产技术，以对 冲老龄化带来的负面影响，进而推动农业实现高质量发展。我国农业发展的变迁历程也证实了这 一理论，即我国农村人口老龄化程度的加深与我国农业机械化的高速发展几乎是在同一时期内发 生的。另一方面，我国农村人口老龄化问题往往伴随着农村空心化问题的出现，农村地区人口数 量的减少有利于农村相对紧张的生产、生活资源变得宽裕，部分生活资料用于农业生产变得可能， 且农村人口数量的减少也有利于农地流转以及农业相关基础设施的建设，促进规模农业的形成， 农业发展的潜力得以增强。最后，我国农村地区人口老龄化程度的加深有相当一部分是由于城乡 间大规模人口流动造成的，主要是农村青壮年劳动力向城镇地区流动，而这部分群体在城镇地区 又往往能够获得更为丰厚的收入报酬，在改善农村家庭的生产、生活条件的同时，扩大了农业生产 的可投入资金边际，为实现农业高质量发展打下了良好的经济基础 。［２１］ 综上所述，本文提出假说 １：农村人口老龄化程度的加深是有利于农业高质量的发展。 ２．农村人口老龄化对农业高质量发展的非线性影响 农业高质量发展是体现高水平土地产出率和劳动生产率的发展过程。即农业高质量发展是 一种动态的实施过程，而非静态的最终结果。因此，农村人口老龄化对农业高质量发展影响可能 存在时变特征。实际上，农业高质量发展的不同阶段会表现出不同的农业发展面貌，从生产的过 程看，这具体体现在不同的生产方式、要素投入或是技术使用上。从生产的结果看，体现在不同的 土地产出率以及劳动生产率上。而农村人口老龄化对农业高质量发展的影响在农业高质量发展 的不同阶段又会表现出并不一致的特征。在农业高质量发展水平较低时，农业生产仍较为依赖劳 动力要素投入的数量与质量。此时农村人口老龄化对农业高质量发展存在较强的负面影响，尽管 叠加上农村人口老龄化对农业高质量发展的其他正面影响，最终造成总的影响仍显著为正，但相 较于农业高质量发展水平较高时期，这一时期的老龄化对农业高质量发展的整体正面影响会有所 削弱。综上所述，本文提出假说 ２：农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应会随着农业高质 量发展水平的提高而增强。 二、数据来源、变量说明与模型设定 （一）数据来源 本文选取从 ２００４—２０２０年我国大陆地区 ３０个省（市、区）的面板数据。为确保所得数据真实 有效，农村人口老龄化数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》，农业高质量发展评价指标体系所 涵盖的 ２０个变量指标数据分别来源于《中国农村统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国环境统计年 鉴》、《中国水利统计年鉴》、《中国 人 口 和 就 业 统 计 年 鉴 》以 及 各 地 区 统 计 年 鉴 及 相 关 统 计 资 料。 其他控制变量数据则来源于《中国水利统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国统计年鉴》以及各 地区统计年鉴及相关统计资料。 （二）变量说明 １．被解释变量 农业高质量发展水平（ｈｄ）。根据前文的分析，本文参考杨念等［２２］、姬志恒［２３］的做法，从农业 发展水平、资源条件、环境条件、经济条件以及技术条件五个方面，共计二十个变量指标构建农业 高质量发展评价指标体系。对于指标权重的确定，本文采用熵值法确定各变量指标的权重。指标 体系如表 １所示：

４８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 １　农业高质量发展评价指标体系 子系统 指标 变量 说明 权重 属性 ０．０５２ ＋ 农业发展水平 农业发展程度 农林牧渔业总产值 ／农村常 住 人 口 数 （万 反映农业发展情况 环境条件 化肥施用强度 元 ／人） ０．０５５ － 农作物化肥使用总量折纯 ／播种面积（吨 ／ 农药使用强度 公顷） ０．０５５ － 实际用于农业生产的农药使用量 ／播种总 反映农业面源污染情况 面积（吨 ／公顷） 农用柴油使用强度 农用柴油使用量 ／播种面积（吨 ／公顷） ０．０５５ － ０．０５６ － 农作物受灾情况 农作物受灾面积 ／农作物播种面积（％） 反映自然状况的负面影响 ０．０５２ ＋ ０．０５３ ＋ 区域绿化覆盖率 各地区绿化覆盖面积 ／各地区面积（％） 反映森林碳汇的作用 资源条件 人均播种面积 农作物播种总面积 ／农村地区年末人口数 反映农用土地资源是否充 政府支农强度 （公顷 ／人） 足 ０．０５４ ＋ 财政支农支出 ／财政总支出（％） 反映政府对农业生产的支 持力度 交通便利程度 单位面积公路里程（公里 ／万平方千米） 反映地区交通便利程度 ０．０４７ ＋ ０．０５３ ＋ 农村劳动力规模 农村 １５～６４岁人口占农村总人口中的比 反映农村可用劳动力规模 人均水资源拥有量 重（％） 反映地区水资源情况 ０．００６ ＋ 人均水资源量（立方米 ／人） ０．０５０ ＋ 经济条件 农村居民人均可支配收入 农村居民人均可支配收入（元 ／人） 反映农村居民经济情况 ０．０５１ ＋ 农村居民人均消费支出 农村居民人均消费支出（元 ／人） ０．０５５ － ＋ 农村居民恩格尔系数 农村居民恩格尔系数（％） 反映农村居民生活情况 ０．０５３ 产业结构 农林牧渔业总产值 ／地区生产总值（％） 从价值量角度反映农业经 济发展总体情况 人均粮食产量 各地区粮食产量 ／总人口（千克 ／人） 从实物量角度反映农业经 ０．０５２ ＋ 济发展总体情况 技术条件 农业机械密度 农业机械总动力 ／农作物播 种 面 积 （万 千 反映农业生产中农业机械 ０．０５３ ＋ 农村人力资本水平 瓦 ／公顷） 化的投入情况 农田节水灌溉面积比 农村人口平均受教育年限（年） 反映农业劳动力综合素质 ０．０５４ ＋ 农田节水灌溉面积 ／农作物播种面积（％） 反映农业生产过程中的节 ０．０４９ ＋ 水情况 农村用电量水平 农村人均用电量（万千瓦时 ／人） 反映农业现代化水平 ０．０４３ ＋ 　注：“＋”表示指标为正向指标，“－”表示指标为负向指标。 　　２．核心解释变量 农村人口老龄化（ｐｏｅ）。考虑到农村居民工作时间较长，故本文采用 ６５岁以上的农村老年人 口占农村总人口的比重衡量农村地区人口老龄化水平。 表 ２　变量描述性统计结果 变量类型 变量 样本量 平均值 标准差 最小值 最大值 被解释变量 ｐｏｅ ５１０ ０．１１０ ０．０３６ ０．０４８ ０．２６１ 核心解释变量 ｈｄ ５１０ ０．４１０ ０．０５７ ０．３００ ０．６２７ ａｄ ５１０ ０．０１１ ０．００８ ０．０００ ０．０５２ 控制变量 ｅｃ ５１０ ０．１９４ ０．０２２ ０．１１７ ０．２４９ ｒｃ ５１０ ０．０６５ ０．０１７ ０．０２８ ０．１３４ ｅｃｃ ５１０ ０．０７８ ０．０２３ ０．０３４ ０．１６９ ｔｅｃｈ ５１０ ０．０６２ ０．０２６ ０．０１１ ０．１５４ ｉｎｄ ５１０ ０．４４９ ０．０８６ ０．１５８ ０．６６４ ｈｅａｌｔｈ ５１０ １．６２１ １．４７０ ０．３３０ １３．５１０ ｉｎｖｅｓｔ ５１０ ４５６．４４８ ５０５．２８９ ３．９００ ２７０６．０００ ｓｅ ５１０ ３７３６．８７３ ２９５７．４７２ ０．０００ １５２２１．５００ ｌａｂｏｒ ５１０ ０．３８０ ０．２０１ ０．００９ ０．８７１ ｒｅｓｅｒｖｏｉｒ ５１０ ３０８５．８４９ ３３５３．７００ ３．０００ １４０９８．０００ 　注：表中的 ０．０００是四舍五入的结果，并非实际值为 ０。

第 ３期 唐小平，蒋　健：农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 　　４９　 　　３．控制变量 为防止遗漏变量对本文估计结果的影响，选取工业化进程（ｉｎｄ）、农村医疗卫生条件（ｈｅａｌｔｈ）、 农林牧渔业固定资产投资额（ｉｎｖｅｓｔ）、各地区水土流失治理面积（ｓｅ）、农村劳动力转移人数（ｌａｂｏｒ） 以及已建成水库数量（ｒｅｓｅｒｖｏｉｒ）作为控制变量，其中工业化进程用第二产业增加值占 ＧＤＰ比重来 衡量，农村医疗卫生条件用每千农业人口乡村医生和卫生员数衡量。农村劳动力转移，本文借鉴 张丽等［２４］的做法，采用乡村从业人员和农林牧渔业从业人员的差与乡村从业人员之比衡量。 （三）模型设定 首先，为验证本文假说 １，考虑到农业高质量发展可能存在的惯性影响，本文构建如下动态面 板模型： Ｙｉ，ｔ＝β０ ＋β１Ｙｉ，ｔ－１ ＋β２Ｘｉ，ｔ＋β３ｃｏｎｔｒｏｌｉ，ｔ＋εｉ，ｔ （１） 　　其中，ｉ，ｔ分别表示省份和年份，β０为常数项，β１、β２、β３ 为系数，Ｙ为被解释变量农业高质量发 展水平（ｈｄ）与其五个子系统指标，分别为农业发展水平（ａｄ）、环境条件（ｅｃ）、资源条件（ｒｃ）、经济 条件（ｅｃｃ）以及技术条件（ｔｅｃｈ），Ｘ为解释变量农村人口老龄化，ε为随机误差项。 式（１）反映了农村人口老龄化对农业高质量发展及其五个子系统指标的基本影响机制。为验 证假说 ２农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应是否为单一的线性关系，本文借鉴 Ｈａｎ ｓｅｎ［２５］门槛回归模型，构建如下单一面板门槛模型。为进一步探究农业高质量发展水平各子系统 在农村人口老龄化对农业高质量发展影响过程中的作用。本文除进行以农业高质量发展水平作 为门槛变量的门槛效应分析外，还分别以农业高质量发展的五个子系统作为门槛变量展开探究。 （实际探究过程中可根据具体结果确定门槛个数）： Ｙ＝φ０ ＋φ１Ｘｉ，ｔ×Ｉ（ＴＨｉ，ｔ≤θ）＋φ２Ｘｉ，ｔ×Ｉ（ＴＨｉ，ｔ＞θ）＋φ３ｃｏｎｔｒｏｌｉ，ｔ＋εｉ，ｔ （２） 　　其中，ＴＨ为门槛变量，θ为未知门槛值，Ｉ（·）为取值 １或 ０的示性函数，满足括号内条件为 １， 否则为 ０，φ０为常数项 φ１、φ２、φ３为系数。 三、实证分析 （一）农业高质量发展的时空演变分析 　　在用熵值法计算 ２００４—２０２０年我国大陆地区 ３０个省市农业高质量发展水平的基础上，本文 将农业高质量发展水平分为低等水平（ｈｄ０．４）、中等水平（０．４＜ｈｄ０．５）、高等水平（ｈｄ＞０．５） 三个级别，以四年为一个节点考察了 ２００４—２０２０年我国大陆地区 ３０个省市的农业高质量发展水 平的时空演变情况。结果如表 ３所示。 从整体上看，观察期内我国各省市农业高质量发展水平稳步上升，在 ２００４年，３０个省市农业 高质量发展水平尚且处于低等水平，而到了 ２０２０年则全部跨过中等水平门槛，尽管在这一过程中 部分省市之间已出现较为明显的级差。从时间维度看，从 ２００４年起，每过 ４年，均有部分省市从低 等水平迈入中等水平，或是从中等水平迈入高等水平，且这一趋势变化呈现出不可逆的特征。从 空间分布看，２００４—２００８年，已有北京、内蒙古、吉林、黑龙江、河南 ５个省市的农业高质量发展水 平率先从低等水平迈入中等水平。而到了 ２０１２年这一数据变成了 １８个，过半省市农业高质量发 展水平步入中等水平，但尚未有省市农业高质量发展水平迈入高等水平。直到 ２０１６年，才有内蒙 古、黑龙江率先跨入高等水平门槛。而此时尚处在低等水平的省份仅剩福建、广东、海南、甘肃 ４ 省。２０１６—２０２０年，所有省份农业高质量发展水平均已迈过中等水平门槛，其中河北、吉林、江苏、 山东、湖南、贵州以及新疆 ７省首次从中等水平迈入了高等水平。

５０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 ３　农业高质量发展的时空演变情况 年份 ｈｄ ０．４ ０．４＜ｈｄ ０．５ ｈｄ＞０．５ ２００４ 北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉 ２００８ 林、黑龙 江、上 海、江 苏、浙 江、安 徽、福 ２０１２ ２０１６ 建、江西、山 东、河 南、湖 北、湖 南、广 东、 ２０２０ 广西、海 南、重 庆、四 川、贵 州、云 南、陕 北京、内蒙古、吉林、黑龙江、河南 西、甘肃、青海、宁夏、新疆 天津、河 北、山 西、辽 宁、上 海、江 苏、浙 江、安徽、福 建、江 西、山 东、湖 北、湖 南、 广东、广 西、海 南、重 庆、四 川、贵 州、云 南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆 天津、山 西、上 海、福 建、湖 北、广 东、海 北京、河北、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、 南、重庆、贵州、云南、甘肃、青海 江苏、浙 江、安 徽、江 西、山 东、河 南、湖 福建、广东、海南、甘肃 南、广西、四川、陕西、宁夏、新疆 北京、天 津、河 北、山 西、辽 宁、吉 林、上 海、江苏、浙 江、安 徽、江 西、山 东、河 南、 内蒙古、黑龙江 湖北、湖 南、广 西、重 庆、四 川、贵 州、云 南、陕西、青海、宁夏、新疆 北京、天 津、山 西、辽 宁、上 海、浙 江、安 河北、内蒙古、吉林、黑龙江、 徽、福建、江西、河南、湖北、广东、广西、 江苏、山东、湖南、贵州、新疆 海南、重 庆、四 川、云 南、陕 西、甘 肃、青 海、宁夏 （二）面板单位根检验分析 为防止异方差问题，本文对控制变量 ｈｅａｌｔｈ、ｉｎｖｅｓｔ、ｓｅ以及 ｒｅｓｅｒｖｏｉｒ均进行了对数化处理。为 防止伪回归问题，本文对所有变量均分别进行了 ＬＬＣ、Ｈａｄｒｉ、Ｉｐｓ、Ｈｔ、Ｂｒｅｉｔｕｎｇ单位根检验，检验结 果如表 ４所示，本文所有变量均至少通过了两种面板单位根显著性检验，说明各变量平稳性较好。 表 ４　面板单位根检验 变量 ＬＬＣ Ｈａｄｒｉ Ｉｐｓ Ｈｔ Ｂｒｅｉｔｕｎｇ ｐｏｅ －２．２４４ ３．７９６ －５．８２７ ０．０９７ １．９９４ ｈｄ －６．６１６ １０．０５８ －８．０２２ ０．１７０ －３．５２４ ａｄ －１．６５７ ２１．２２５ ０．７０２ ７．０６７ ｅｃ －３．３８０ ７．３４１ ０．２８８ ０．０５９ －７．６４２ ｒｃ －１０．３１７ １３．６８１ －９．４２６ ０．３９１ ０．３０４ ｅｃｃ －３．３７４ ７．６９１ －５．９９２ ０．２１２ －１．９０６ ｔｅｃｈ －３．８９８ ２０．５３６ －５．９３４ ０．５４５ －１．０１７ ｉｎｄ ２１．７９４ －４．６８３ ０．６０５ ２．０８５ ｌｎｈｅａｌｔｈ －０．７４９ ２０．７４２ －１．４１６ －２．３１９ ｌｎｉｎｖｅｓｔ －６．３１０ １６．３２２ －５．６６４ ０．５６１ －１．６８５ ｌｎｓｅ －５．８７２ １１．３０８ －４．４９２ ０．４６４ ０．３０５ ｌａｂｏｒ １８．４４７ －１．６８０ ０．５２８ ５．０３３ ｌｎｒｅｓｅｒｖｏｉｒ １．１８７ ２８．０９９ ０．６２５ １．８７３ －２．６７１ －０．０１４ －３．４７０ ０．７７３ ０．０２６ 　注：以上实证检验结果均保留三位小数，下同。 （三）内生性偏误与系统 ｇｍｍ估计 考虑到动态面板模型 所 固 有 的 内 生 性 问 题 对 实 证 检 验 结 果 可 能 产 生 的 影 响，本 文 采 用 系 统

第 ３期 唐小平，蒋　健：农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 　　５１　 ｇｍｍ方法对模型进行估计，并采用向前逐步回归的方法依次加入控制变量，以观察估计系数是否 会发生变化，确保本文实证检验结果的稳健。 如表 ５所示，在逐渐加入控制变量的情况下，农村人口老龄化前的系数依然显著为正。说明 农村人口老龄化程度的加深有利于农业高质量发展水平的提高，假说 １得到验证。通过观察控制 变量前的系数可以发现，控制变量工业化进程、农村劳动力转移前的系数均显著为负，说明工业化 进程的加快以及农村劳动力的转移会阻碍农业高质量的发展。产生这一结果的原因可能在于工 业化进程的加快会挤占原本用于农业生产的资金和要素，削弱了农业高质量发展的潜能。而农村 劳动力转移则会恶化农村地区人力资源条件，加速“农村空心化、农民老龄化”，农业生产面临有效 劳动力不足的问题。而农村医疗卫生条件以及农林牧渔业固定资产投资额前的系数显著为正，可 知农村医疗卫生条件的改善以及农林牧渔业固定资产投资额的增加均有利于农业高质量发展水 平的提高。农村医疗卫生条件的改善能有效提高农村居民健康状况，进而有利于农业劳动生产率 的提高。而农林牧渔业固定资产投资额的增加则会显著改善农业生产条件，提高农业生产效率。 以上控制变量的实证检验结果与分析均与现实情况相吻合。 需要特别指出的是，上述结论成立的先决条件是系统 ｇｍｍ估计结果更为有效，即系统 ｇｍｍ估 计要同时满足工具变量有效以及随机扰动项存在一阶相关但不存在二阶相关。具体在本文即 Ｓａｒ ｇａｎ检验不显著，ＡＲ（１）的 ｐ值显著，ＡＲ（２）的 ｐ值不显著。显然，本文所有使用系统 ｇｍｍ估计方 法的实证检验结果均满足上述条件。 表 ５　系统 ｇｍｍ估计结果 变量 模型（１） 模型（２） 模型（３） 模型（４） 模型（５） 模型（６） 模型（７） ｌ．ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｐｏｅ ｉｎｄ ０．９５３（０．００８） ０．９５３（０．０１０） ０．９３４（０．０１７） ０．６９５（０．０５１） ０．７０７（０．０６０） ０．６７８（０．０６４） ０．６５７（０．０６８） ｌｎｈｅａｌｔｈ ｌｎｉｎｖｅｓｔ ０．０９３（０．０１９） ０．０５９（０．０３０） ０．０７０（０．０３６） ０．１１９（０．０５１） ０．１１０（０．０５５） ０．１２７（０．０５７） ０．１４５（０．０６２） ｌｎｓｅ ｌａｂｏｒ －０．０１８（０．００９） －０．０１５（０．００７） －０．０５５（０．０１０）－０．０５０（０．００９）－０．０５４（０．０１２）－０．０５２（０．０１４） ｌｎｒｅｓｅｒｖｏｉｒ ＿ｃｏｎｓ ０．００４（０．００１） ０．０１０（０．００３） ０．００７（０．００３） ０．００９（０．００３） ０．００７（０．００３） Ｎ ＡＲ（１） ０．０１０（０．００１） ０．０１１（０．００２） ０．０１１（０．００２） ０．０１２（０．００２） ＡＲ（２） Ｓａｒｇａｎ －０．０００（０．００２） －０．００１（０．００３） ０．０００（０．００３） －０．０１９（０．００６）－０．０２０（０．００６） －０．００１（０．００２） ０．０１８（０．００２） ０．０３０（０．００５） ０．０３４（０．００４） ０．０８５（０．０１０） ０．０７８（０．０２０） ０．１０３（０．０１９） ０．０９９（０．０２７） ４８０ ４８０ ４８０ ４８０ ４８０ ４８０ ４８０ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．１１６ ０．１１１ ０．１０７ ０．１６５ ０．１４９ ０．１５０ ０．１８５ １．０００ １．０００ １．０００ １．０００ １．０００ １．０００ １．０００ 　注：括号内为标准误， 、 、 分别表示在 １０％、５％、１％水平下显著，下同。 （四）稳健性检验 为进一步确保本文实证检验结果可靠，本文采用以下三种方法进行稳健性检验，一是改变样 本容量，即剔除所有直辖市相关样本。二是变量替换，将解释变量农村人口老龄化（ｐｏｅ）置换为变 量农村老年抚养比（ｒａｉｓｅ），再带入模型中进行估计分析。三是采用差分 ｇｍｍ估计方法对模型进行 再一次的估计分析。 　　如表 ６所示，在经过以上三种稳健性检验方法后，实证检验结果仍能证明假说 １成立，本文实 证检验结果稳健。

５２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 ６　稳健性检验 变量 剔除直辖市样本 置换解释变量 差分 ｇｍｍ估计 模型（８） 模型（９） 模型（１０） ｌ．ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｐｏｅ ｒａｉｓｅ ０．５１４ （０．１０４） ０．６７６ （０．０６０） ０．５２０ （０．０６２） 控制变量 ０．４０６ （０．０８２） ０．２０６ （０．０５８） Ｎ ０．０８０ （０．０３０） ＡＲ（１） ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＡＲ（２） ４１６ ４８０ Ｓａｒｇａｎ ４８０ ０．００１ ０．０００ ０．０００ ０．３３１ ０．１０７ ０．１６０ １．０００ １．０００ １．０００ 　　此处需要特别说明的是差分 ｇｍｍ估计结果更为有效的先决条件与系统 ｇｍｍ估计方法完全一 致。显然，本文差分 ｇｍｍ估计后的结果也满足这一先决条件。 （五）分维度异质性分析 表 ７报告了农村人口老龄化对农业高质量发展各个子系统的影响。模型（１１）－模型（１５）依 次为农村人口老龄化对农业发展水平（ａｄ）、环境条件（ｅｃ）、资源条件（ｒｃ）、经济条件（ｅｃｃ）以及技 术条件（ｔｅｃｈ）的回归结果。 表 ７　分维度异质性分析 变量 模型（１１） 模型（１２） 模型（１３） 模型（４） 模型（１５） ｌ．ａｄ ａｄ ｅｃ ｒｃ ｅｃｃ ｔｅｃｈ ｌ．ｅｃ １．０５１ （０．０２５） ｌ．ｒｃ ０．２１３ （０．０４０） ０．８５１ （０．０３６） ０．６３２ （０．０２４） ｌ．ｅｃｃ ０．０４２ （０．００３） ｌ．ｔｅｃｈ ０．０１１ （０．００１） －０．１５５ （０．０１５） ０．００１ （０．０００） ０．８７８ （０．０２１） ｐｏｅ －０．０００（０．０００） ０．０２３ （０．００４） －０．０１４ （０．００７） ｉｎｄ －０．００１ （０．０００） ０．００６ （０．００１） －０．００４ （０．００１） ０．０１０ （０．００３） ０．００９ （０．００１） ｌｎｈｅａｌｔｈ ０．０００ （０．０００） ０．０００（０．０００） ｌｎｉｎｖｅｓｔ －０．００５ （０．００１） ０．０００（０．００１） ０．００１ （０．０００） －０．０４５ （０．００８） －０．００３（０．００４） ｌｎｓｅ －０．００５ （０．００１） －０．０００（０．００１） ｌａｂｏｒ －０．００６ （０．００１） －０．００７ （０．００３） －０．００２（０．００２） ０．００６ （０．００１） ０．００１ （０．０００） ｌｎｒｅｓｅｒｖｏｉｒ ４８０ －０．００７ （０．００３） －０．００２（０．００２） ＿ｃｏｎｓ ０．０００ ０．００５ （０．０００） ０．０００（０．０００） Ｎ ０．１１７ ０．０９８ （０．００９） ０．０１５（０．０１０） ＡＲ（１） １．０００ ４８０ ４８０ －０．００１ （０．００１） ０．０００（０．００１） ＡＲ（２） Ｓａｒｇａｎ ０．０００ ０．００１ －０．０１９ （０．００２） ０．００７ （０．００２） ０．１３３ ０．５８０ １．０００ １．０００ －０．０１９ （０．００２） ０．００７ （０．００２） ０．０３８ （０．００６） ０．００４（０．００９） ４８０ ４８０ ０．０８４ ０．００８ ０．２５９ ０．３７６ １．０００ １．０００ 　　如表 ７所示，模型（１１）、模型（１３）、模型（１４）、模型（１５）的核心变量农村人口老龄化前的系数 均显著为正，说明了农村人口老龄化能够有效改善农业高质量发展中的农业发展水平、资源条件、 经济条件以及技术条件。这一实证检验结果与本文理论部分的阐述相吻合。即农村人口老龄化 会通过促进农业技术进步、改善农业生产的资源条件以及农村家庭的生产、生活条件，进而促进农 业高质量的发展。而由模型（１２）农村人口老龄化前的系数显著为负可知，农村人口老龄化会通过 抑制农业高质量发展中环境条件的改善，进而阻碍农业高质量发展水平的提高。通过观察环境条 件的构成变量可以发现：与年轻群体相比较，老年群体在进行农业生产过程中，可能存在滥用农 药、化肥现象，而这一结论在杜维娜等［２６］、魏君英等［２７］学者的研究中亦得到了验证。

第 ３期 唐小平，蒋　健：农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 　　５３　 （六）区域异质性分析 　　为进一步探究农村人口老龄化对农业高质量发展影响在不同区域内的表现，本文将全国划分 为粮食主产区，产销平衡区和主销区三个区域再分别进行回归的方式逐一进行分析，表 ８是采取 这一方式后的回归结果。 表 ８　区域异质性分析 粮食主产区 产销平衡区 主销区 变量 模型（１６） 模型（１７） 模型（１８） ｌ．ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｈｄ ｐｏｅ 控制变量 －０．２７２（０．５３８） ０．５２３（０．３６７） ０．６２６（０．４３２） Ｎ １．５７５ （０．９４７） ０．３８８ （０．２２２） １．９６６（３．２９２） ＡＲ（１） ＹＥＳ ＡＲ（２） ＹＥＳ ＹＥＳ Ｓａｒｇａｎ ２０８ １６０ １１２ ０．０９５ ０．２０３ ０．０１９ ０．０２９ １．０００ ０．６６９ ０．４４８ １．０００ １．０００ 　注：本文所划分的粮食主产区省份包括：黑龙江、河南、山东、四川、江苏、河北、吉林、安徽、湖南、湖北、内蒙古、江 西、辽宁等十三个省份。产销平衡区包括：山西、宁夏、青海、甘肃、云南、贵州、重庆、广西、陕西、新疆等十个省份。 主销区包括：北京、天津、上海、浙江、福建、广东、海南等七个省份。 　　如表 ８所示，农村人口老龄化前的系数在粮食主产区以及产销平衡区内仍显著为正，但在主 销区内系数却并不显著，说明农村人口老龄化对农业高质量发展的影响存在显著的区域异质性。 农村人口老龄化对农业高质量发展的正向影响在粮食主产区以及产销平衡区内依然存在。但通 过对比系数大小可以发现，粮食主产区内农村人口老龄化对农业高质量发展的正向影响要强于产 销平衡区内，而在主销区内，这一系数则并不显著。说明农村人口老龄化对农业高质量发展的正 向影响在这三个地区内呈现出依次减弱的特征。出现这一结果的原因可能在于：这三个地区的农 业高质量发展水平、发展条件以及发展潜能各不相同，具体来说，处在不同农业高质量发展水平 下，农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应在农业高质量发展水平较高区域内表现更强。 而由表 ３可知，粮食主产区农业高质量发展水平普遍要强于产销平衡区，而产销平衡区内农业高 质量发展水平普遍强于主销区。 （七）门槛效应分析 为确定门槛模型的具体形式，本文分别以农业高质量发展水平（ａｄ）、农业发展水平（ａｄ）、环境 条件（ｅｃ）、资源条件（ｒｃ）、经济条件（ｅｃｃ）以及技术条件（ｔｅｃｈ）作为门槛变量。对单一门槛、双重门 槛以及三重门槛模型进行估计，并采用 Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ自抽样法，抽样 ３００次。结果见表 ９。 表 ９　门槛效应检验结果 门槛变量 门槛类型 Ｆ值 Ｐ值 １０％ 临界值 １％ ｈｄ 单一门槛检验 １０８．３６ ０．００００ ２３．６４５６ ５％ ３９．８７５８ ａｄ 双重门槛检验 １０４．０１ ０．００００ ２４．５６２２ ２８．０１０６ ４２．４４１４ 三重门槛检验 ７２．８３ ０．４８３３ １３３．８８９４ ３０．１４７２ １８５．２８５３ ｅｃ 单一门槛检验 ７３．８０ ０．００００ ２０．４３１６ １５０．２４９８ ３２．７２２３ 双重门槛检验 ５１．５５ ０．００００ １６．６１２９ ２２．７２５１ ２６．６２７３ 三重门槛检验 ３３．４９ ０．５８３３ ５８．９３３２ ２０．４６５７ ７８．７２３５ 单一门槛检验 ７６．４６ ０．００００ １９．６３９５ ６４．９３３２ １７．５９５１ 双重门槛检验 ５３．１７ ０．００００ １６．６０４６ ２３．１８４６ ３１．６６１５ 三重门槛检验 １６．２６ ０．７０６７ ３６．０５４５ １９．２２５５ ５２．２４８７ ３９．３２０６

５４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 门槛变量 门槛类型 Ｆ值 续表 ９ １０％ 临界值 １％ ｒｃ 单一门槛检验 ４２．７３ Ｐ值 ２３．９７９１ ５％ ３８．６４３５ ｅｃｃ 双重门槛检验 ４６．３７ １９．３５７３ ３３．８１６８ 三重门槛检验 ３７．６９ ０．０１００ ７６．８１９４ ２８．６７９２ １１４．３７７６ ｔｅｃｈ 单一门槛检验 ５２．２８ ０．００３３ ２４．９０８３ ２３．７９６０ ３４．０８５２ 双重门槛检验 ４９．９１ ０．５２３３ ２３．４０８８ ８４．９３４４ ３４．１５１３ 三重门槛检验 ２９．５３ ０．００００ ５６．６０３８ ２８．４５０９ ９８．８５１６ 单一门槛检验 ２７．８５ ０．００００ ２４．６６９８ ２６．３６０２ ３８．７４４３ 双重门槛检验 ２４．８２ ０．３７６７ ２４．４１３５ ７０．０１８７ ４２．８８２９ 三重门槛检验 ３１．７５ ０．０６６７ ５０．７１０９ ２８．９３７２ ７１．２１７７ ０．０９００ ２８．２２２２ ０．３４３３ ５９．２００４ 　　由表 ９门槛效应检验结果可知，本文所有门槛效应模型均只通过了单一门槛检验以及双重门 槛检验，而未通过三重门槛检验。因此，本文门槛效应模型采用双重面板门槛模型，表 １０是基于 双重面板门槛模型的回归估计结果。 由农业高质量发展水平（ｈｄ）作为门槛变量的模型估计结果可知，农村人口老龄化对农业高质 量发展水平的促进效应确实会随着农业高质量发展水平的提高而增强，当农业高质量发展水平跨 过其第一门槛值 ０．３７８３时，农村人口老龄化会对对农业高质量发展产生较为显著的正向影响，而 当其发展水平跨过其第二门槛值 ０．４４９４时，农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应会有所 增强。本文假说 ２得到验证。 通过观察以农业高质量发展五个子系统为门槛变量的实证检验结果可知，当各子系统水平跨 过第一门槛值时，农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应会有所增强，而当这一数值跨过 第二门槛值时，其促进效应会进一步得到增强。结合前文的实证检验结果可以推测：农村人口老 龄化对农业高质量发展的门槛效应可能是各子系统“叠加”后的结果。 表 １０　门槛模型回归估计结果 门槛变量 门槛值 ｒ１ 门槛值 ｒ２ ＴＨｉｔｒ１ ｒ１ ＜ＴＨｉｔｒ２ ｒ２ ＜ＴＨｉｔ 观测值 ｈｄ ０．３７８３ ０．４４９４ ５１０ ａｄ ０．００７３ ０．０１７５ －０．００３（０．０５２） ０．２４５ （０．０４５） ０．４１６ （０．０４０） ５１０ ｅｃ ０．１８００ ０．２０１３ ０．１０４ （０．０５７） ０．２６５ （０．０４９） ０．４３３ （０．０４３） ５１０ ｒｃ ０．０６４２ ０．０９６１ ０．２１９ （０．０５０） ０．４０２ （０．０４６） ０．５６０ （０．０４３） ５１０ ｅｃｃ ０．０７０１ ０．１１６５ ０．３４４ （０．０４９） ０．４９２ （０．０４５） ０．７１０ （０．０５５） ５１０ ｔｅｃｈ ０．０３９９ ０．０５２３ ０．２６６ （０．０５０） ０．４５７ （０．０４４） ０．７２７ （０．０５４） ５１０ ０．２０９ （０．０６４） ０．３４５ （０．０５２） ０．４６８ （０．０４６） 四、结论与启示 基于 ２００４—２０２０年中国大陆 ３０个省市面板数据，在运用熵值法测算出我国农业高质量发展 水平的基础上，通过动态面板和门槛效应模型对农村人口老龄化促进农业高质量发展的效果和机 制进行了实证检验。主要结论如下：（１）基准回归分析表明，农村人口老龄化能够显著促进农业高 质量发展水平的提高。这一结论在使用多种稳健性检验方法后依然成立。（２）分维度异质性分析 表明，农村人口老龄化能够通过改善农业高质量发展中农业发展水平、资源条件、经济条件以及技 术条件，进而促进农业高质量发展水平的提高，通过抑制环境条件的改善，进而阻碍农业高质量发 展水平的提高。（３）区域异质性分析表明，农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应在粮食 主产区内要强于产销平衡区内。而在主销区内，这一促进效应可能并不存在。（４）由门槛效应模型 可知，农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应会随着农业高质量发展水平的提高而提高，具体 为当农业高质量发展水平迈过第一个门槛值 ０３７８３时，农村人口老龄化会对农业高质量发展的促进

第 ３期 唐小平，蒋　健：农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 　　５５　 作用显著，而当这一数值迈过第二个门槛值 ０４４９４时，农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效 应会得到增强。通过将农业高质量发展的各子系统作为门槛变量代入模型后可以发现：农村人口老 龄化对农业高质量发展的促进效应受各个子系统门槛效应的影响，且影响趋势与以农业高质量发展 为门槛变量的影响趋势保持高度一致。基于上述结论，提出如下政策建议： 第一，充分利用农村人口老龄化对资源条件改善优势以及对技术进步的倒逼激励机制，鼓励 以专业化、信息化的规模农业、效率农业的发展，推动农村地区土地规模适度经营，积极引导农业 新技术、新要素的投入与使用。此外，在推动农业高质量发展过程中要注意保护生态环境，注重农 业高质量发展实现长远可持续。 第二，深刻领悟高质量发展的时代内涵，积极推动农业高质量发展迈向新台阶，努力为实现农 业高质量发展创造更为优越的政策环境以及更为坚实的物质基础。本文门槛效应检验结果表明： 努力提高农业高质量发展水平，是积极有效应对农村人口老龄化，利用其促进农业高质量发展的 有力措施。 第三，因地制宜制定、实施农业高质量发展规划方案，补齐和增强农业高质量发展的薄弱环节 与薄弱地区。尽管 ２００４—２０２０年我国 ３０个省市农业高质量发展水平均取得了长远进步，且呈现 出不可逆的喜人态势，但要注意到的是：相比于 ２００４年，２０２０年我国各省市农业高质量发展水平 已出现较为明显的级差。农业高质量发展水平在省际之间差异呈现逐渐扩大趋势。 第四，在确保粮食主产区内农业高质量发展水平稳步向前的基础上，重点关注产销平衡区以 及主销区内农业高质量发展水平的提高。尤其是经济发展相对较为落后、财政资金相对紧张的地 区，充分利用好财政转移支付的靶向作用，调动一切有利于农业高质量发展水平提高的积极因素， 努力为农业高质量发展提供更为友好的外部环境与内部条件。 参考文献： ［１］朱冬亮．农民与土地渐行渐远———土地流转与“三权分置”制度实践［Ｊ］．中国社会科学，２０２０（７）：１２３－１４４，２０７． ［２］陈锡文，陈昱阳，张建军．中国农村人口老龄化对农业产出影响的量化研究［Ｊ］．中国人口科学，２０１１（２）：３９－ ４６，１１１． ［３］何小勤．农业劳动力老龄化研究———基于浙江省农村的调查［Ｊ］．人口与经济，２０１３（２）：６９－７７． ［４］凌若愚，潘镇，刘艺园．农村人口老龄化对土地流转影响的研究［Ｊ］．现代经济探讨，２０１８（７）：４１－４４． ［５］蒋健，唐小平，李双双．农村人口老龄化对农业全要素生产率的影响研究［Ｊ］．中国农机化学报，２０２３（２）：２３０－ ２４０． ［６］魏佳朔，宋洪远．农业劳动力老龄化影响了粮食全要素生产率吗？———基于农村固定观察点数据的分析验证 ［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０２２（４）：２２－３３． ［７］杨俊，杨钢桥，胡贤辉．农 业 劳 动 力 年 龄 对 农 户 耕 地 利 用 效 率 的 影 响———来 自 不 同 经 济 发 展 水 平 地 区 的 实 证 ［Ｊ］．资源科学，２０１１（９）：１６９１－１６９８． ［８］李俊鹏，冯中朝，吴清华．农业劳动力老龄化与中国粮食生产———基于劳动增强型生产函数分析［Ｊ］．农业技术 经济，２０１８（８）：２６－３４． ［９］刘成坤．农村人口老龄化与农业全要素生产率的区域异质性［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０２１（６）： ４６－５５． ［１０］林本喜，邓衡山．农业劳 动 力 老 龄 化 对 土 地 利 用 效 率 影 响 的 实 证 分 析———基 于 浙 江 省 农 村 固 定 观 察 点 数 据 ［Ｊ］．中国农村经济，２０１２（４）：１５－２５，４６． ［１１］匡远配，陈梅美．农村人口 老 龄 化 对 农 业 全 要 素 生 产 率 影 响 的 实 证 分 析 ［Ｊ］．燕 山 大 学 学 报 （哲 学 社 会 科 学 版），２０１５（１）：１５－２１． ［１２］龚锐，谢黎，王亚飞．农业高质量发展与新型城镇化的互动机理及实证检验［Ｊ］．改革，２０２０（７）：１４５－１５９． ［１３］高维龙．产业集聚驱动粮食高质量发展机制［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０２１（２）：８０－９４． ［１４］刘忠宇，热孜燕·瓦卡斯．中国农业高质量发展的地区差异及分布动态演进［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２０２１ （６）：２８－４４．

５６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 ［１５］鲁钊阳，杜雨潼．数字经济赋能农业高质量发展的实证研究［Ｊ］．中国流通经济，２０２２（１１）：３－１４． ［１６］王晓鸿，赵晓菲．农业高质量发展水平测度与空间耦合度分析［Ｊ］．统计与决策，２０２１（２４）：１０６－１１０． ［１７］李本庆，岳宏志．数字经济赋能农业高质量发展：理论逻辑与实证检验［Ｊ］．江西财经大学学报，２０２２（６）：９５－１０７． ［１８］王兴国，曲海燕．科技创新推动农业高质量发展的思路与建议［Ｊ］．学习与探索，２０２０（１１）：１２０－１２７． ［１９］黎新伍，徐书彬．基于新发展理念的农业高质量发展水平测度及其空间分布特征研究［Ｊ］．江西财经大学学报， ２０２０（６）：７８－９４． ［２０］马红坤，曹原．小农格局下的中国 农 业 高 质 量 发 展：理 论 阐 述 与 国 际 镜 鉴 ［Ｊ］．华 中 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版），２０２３（１）：１２－２２． ［２１］张维刚，欧阳建勇．财政纵向失衡、公共财政支农偏向与农业高质量发展［Ｊ］．当代财经，２０２３（３）：４１－５４． ［２２］杨念，王蔚宇．农业高质量发展评价指标体系构建与测度［Ｊ］．统计与决策，２０２２（１９）：２６－３０． ［２３］姬志恒．中国农业农村高质量发展的空间差异及驱动机制［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２０２１（１２）：２５－４４． ［２４］张红丽，李洁艳．农业技术进步、农村劳动力转移与城乡收入差距———基于农业劳动生产率的分组研究［Ｊ］．华 东经济管理，２０２０（１）：６７－７５． ［２５］ＨＡＮＳＥＮＢＥ．Ｔｈｒｅｓｈｏｌｄｅｆｆｅｃｔｓｉｎｎｏｎｄｙｎａｍｉｃｐａｎｅｌｓ：ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ，ｔｅｓｔｉｎｇａｎｄｉｎｆｅｒｅｎｃｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｅｔ ｒｉｃｓ，１９９９（２）：３４５－３６８． ［２６］杜维娜，陈瑶，李思潇，等．老龄 化、社 会 资 本 与 农 户 化 肥 减 量 施 用 行 为 ［Ｊ］．中 国 农 业 资 源 与 区 划，２０２１（３）： １３１－１４０． ［２７］魏君英，夏旺．农村人口老龄化对我国粮食产量变化的影响———基于粮食主产区面板数据的实证分析［Ｊ］．农 业技术经济，２０１８（１２）：４１－５２． ＩｍｐａｃｔｏｆＲｕｒａｌＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＡｇｉｎｇｏｎＨｉｇｈＱｕａｌｉｔｙ ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ＴＡＮＧＸｉａｏｐｉｎｇ１，ＪＩＡＮＧＪｉａｎ１，２ （１．ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，ＧｕｉｚｈｏｕＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｇｕｉｙａｎｇ５５００２５，Ｃｈｉｎａ； ２．ＳｃｈｏｏｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，ＺｈｏｎｇｎａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＬａｗ，Ｗｕｈａｎ４３００７３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｐａｎｅｌｄａｔａｏｆ３０ｐｒｏｖｉｎｃｅｓａｎｄｃｉｔｉｅｓｉｎＣｈｉｎｅｓｅＭａｉｎｌａｎｄｆｒｏｍ２００４ｔｏ２０２０， ｔｈｅｌｅｖｅｌｏｆｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｉｓｍｅａｓｕｒｅｄｕｓｉｎｇｔｈｅｅｎｔｒｏｐｙｍｅｔｈｏｄ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒ ｅｍｐｉｒｉｃａｌｌｙｔｅｓｔｅｄｔｈｅｅｆｆｅｃｔａｎｄｍｅｃｈａｎｉｓｍｏｆｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｇｉｎｇｏｎｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｄｅｖｅｌｏｐ ｍｅｎｔｔｈｒｏｕｇｈｄｙｎａｍｉｃｐａｎｅｌａｎｄｔｈｒｅｓｈｏｌｄｅｆｆｅｃｔｍｏｄｅｌｓ．Ｔｈｅｒｅｓｅａｒｃｈｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅａｇｉｎｇｏｆｒｕｒａｌ ｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｃａｎｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｉｍｐｒｏｖｅｔｈｅｌｅｖｅｌｏｆｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ａｎｄｉｔｓｐｒｏｍｏｔｉｏｎ ｅｆｆｅｃｔｉｓｓｔｒｏｎｇｅｒｉｎｔｈｅｍａｉｎｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｉｎｇａｒｅａｓｔｈａｎｔｈａｔｉｎｔｈｅｂａｌａｎｃｅｄａｒｅａｓｏｆｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎａｎｄｍａｒ ｋｅｔｉｎｇ；ｗｈｉｌｅｉｎｔｈｅｍａｉｎｇｒａｉｎｓｅｌｌｉｎｇａｒｅａｓ，ｔｈｉｓｐｒｏｍｏｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔｉｓｎｏｔｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ．Ａｎａｌｙｓｉｓｍａｄｅｏｎ ｔｈｅｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｆｏｕｎｄｔｈａｔｔｈｉｓｅｆｆｅｃｔｉｓａｃｈｉｅｖｅｄｔｈｒｏｕｇｈｉｍｐｒｏ ｖｉｎｇｔｈｅａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｌｅｖｅｌ，ｒｅｓｏｕｒｃｅｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ，ｅｃｏｎｏｍｉｃｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓａｎｄｔｅｃｈｎｉｃａｌｃｏｎｄｉ ｔｉｏｎｓｉｎｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ｗｈｉｌｅｉｔｈｉｎｄｅｒｓｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｈｉｇｈｑｕａｌ ｉｔｙｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｌｅｖｅｌｂｙｉｎｈｉｂｉｔｉｎｇｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ．Ｆｉｎａｌｌｙ，ｔｅｓｔｒｅｓｕｌｔｓｏｆ ｔｈｅｔｈｒｅｓｈｏｌｄｅｆｆｅｃｔｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅｐｒｏｍｏｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔｏｆｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｇｉｎｇｏｎａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｗｉｌｌｂｅｆｕｒｔｈｅｒｅｎｈａｎｃｅｄｗｉｔｈｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｌｅｖｅｌ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ａｇｉｎｇｏｆｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ；ｈｉｇｈｑｕａｌｉｔｙｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ；ｍａｉｎｇｒａｉｎｐｒｏｄｕｃｉｎｇ ａｒｅａｓ；ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎａｎｄｓａｌｅｓｂａｌａｎｃｅｚｏｎｅ；ｍａｉｎｓａｌｅｓａｒｅａ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 返乡抑或留城：农民工劳动力供求结构分析 艾　慧，张曼琦 （上海大学 经济研究中心，上海 ２００４３３） 摘　要：常住与户籍人口城镇化率的差距拉大及农民工回流表明：农民工市民化政策目标与效果存在 差距。上述问题与农民工就业结构、空间配置紧密相关：第一，需求层面：存在农民工就业结构性失衡； 城市扩张强化对农民工的劳动力需求，但面临学历错位。第二，供给层面：从农民工根本利益出发，对定 居意愿、用益物权和住房性质进行 Ｐｒｏｂｉｔ计量分析发现：拥有土地承包权和宅基地使用权对定居意愿呈 负向影响，土地流转、在城市拥有住房或正规性租房均有正向影响。住房性质（购房 ／自建房与租房）对 用益物权的影响具有调节作用。第三，供求综合分析：就业错位和学历错位影响其城市收入，政策错位 可能降低户籍吸引力从而影响迁移意愿，弱化定居意愿的因素占主导。应加强农民工就业技能培训，加 强城市尤其是县域的住房保障及公共服务供给，尽快扭转三大错位，推进市民化与助力乡村振兴并进。 关键词：农民工；劳动力供求；定居意愿；结构性错位 中图分类号：Ｆ３２３．６　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００５７－１２ 一、户籍政策与农民工流动 农村剩余劳动力转移是促进城镇化与乡村振兴并行不悖的基础，农民工群体的存在不仅为城 市发展提供人口红利，同时对农业规模化生产起到一定促进作用。城市层面，２０１３年国务院下发 文件［１］指出“加快户籍制度改革，全面放开建制镇和小城市落户限制，有序放开中等城市落户限 制”，户籍改革进入快车道。２０１８年发改委提出［２］中小城市和建制镇全面放开落户限制，放宽大城 市的落户限制。２０２２年又提出“深化户籍制度改革，放开放宽除个别超大城市外的落户限制，试行 以经常居住地登记户口制度”［３］。２０１３—２０２２年农民工市民化的政策演进重点在于推进户籍制度 改革，但是实际推进效果并不理想，表现在 ２０１１—２０２１年常住人口城镇化率和户籍人口城镇化率 的差距始终在 １５％以上，２０２０年更达到了 １８４９％的最高值①。不仅如此，本地农民工比重已由 ２００８年的 ３８％上升到 ２０２０年的 ４１％，出现了一定程度的回流。在农村层面，随着农民工数量增 加，土地流转率的提升却进入瓶颈期② ，同时回流亦未有效提升土地 利用率③ 。上述问题均离 不开 对农民工劳动力供求结构及资源配置的探讨。 产业结构转型升级的同时，新的分工正在产生，新的服务业态会增加低技能劳动力的就业岗 位，城市对农民工劳动力的需求结构发生变化。为吸引劳动力留城，特大及以下城市，如郑州、宁 　 　收稿日期：２０２３－０２－１８　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００６ 　基金项目：教育部人文社会科学规划基金项目（１７ＹＪＡ７９０００１） 　作者简介：艾慧（１９７７—），女，山东泰安人，上海大学经济研究中心副教授，主要研究方向为社会保障、劳动经济 学。Ｅｍａｉｌ：ａｉｈｕｉ＿ｌｉｌｙ＠１２６．ｃｏｍ 　① 根据国家统计局历年《国民经济和社会发展统计公报》计算。 　② 根据《中国农村经营管理统计年报》计算，近五年的平均流转率为 ３５３３％，流转率到达提升瓶颈。 　③ 根据国家统计局历年《国民经济和社会发展统计公报》、《中国农村统计年鉴》计算，２０１７年的耕地撂荒率仍 与 ２００２年的耕地撂荒率相同。根据 ２０２１年农业部统计，小农户基数大，占农业经营户总数的 ９８％以上，土地细碎 化问题突出，劳动生产率和资源利用率不高［４］。

５８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 波、昆明、大连、杭州等，已经放开户籍政策，超大城市如上海逐步降低门槛，优秀农民工落户逐渐 成为激励机制。如此趋势有利于农民工劳动力在城市长期发展。 然而，决定农民工流向的原因很复杂，定居城市的能力和意愿是关键，因为目前获得城市户籍 的前提就是定居。需要考虑两大主要因素：一是其工作技能与劳动力需求的匹配程度，二是农民 工城乡基本生存条件对比权衡之后的定居意愿。随着乡村振兴战略的实施和中西部经济的发展， 农民工有了更多的选择，区域间由劳动力单向流动的补充关系转向“回流”的竞争关系。因此，既 要考虑城市发展对低端劳动力的需求，又要分析农民工的定居意愿，综合考虑城镇化过程中农民 工劳动力供求结构的调整，判断政策导向有效性不足的原因及流动区域分布趋势，提高城镇化水 平并助力乡村振兴。 二、文献综述 （一）农民工劳动力需求影响因素的研究 对农民工劳动力需求的研究主要与产业转移和城市规模相关［５］。陈细娣［６］认为农民工回流 主要向中西部转移，高龄农民工无法满足东部产业升级对用工的技能要求，逐渐回流户籍所在地， 农民工的流动范围在逐渐缩小。随着城市人口规模扩大和产业集聚程度增加，城市扩大对高技能 劳动力需求的同时，对低技能劳动力的需求也扩大［７－８］。中低技能劳动力在人口规模为１００～２００ 万的城市市民化能力最强［９］，高技能劳动力在人口规模为 ２００万左右的城市市民化能力最强①。 即使面临许多困境，农民工通过培训提高技能水平仍是尽快融入城市的主要途径［１０］。 （二）农民工定居意愿的研究 目前放开户籍的城市落户最关键的条件是定居。第一，定居能力主要依赖于农民工收入水平 的提高，而职业转换是关键。提高收入水平有两种途径：完善收入分配制度以增加农民工的工资 性收入；完善农村的土地制度以增加农民工的经营净收入、转移净收入和财产净收入。Ｊａｎｖｒｙ［１１］针 对墨西哥移民的分析发现，土地确权显著促进农村劳动力外出就业。Ｂｒａｕｗ和 Ｍｕｅｌｌｅｒ［１２］有不同的 看法：土地产权完善会促进对农地的资本和劳动投入，从而抑制劳动力转移。吴祖泉［１３］认为“非正 规就业向正规就业的变迁促进了定居市民化进程”。第二，农民工在城市定居是融入城市的重要 条件。农民工城镇住房面积的增加可以增强其市民化意愿［１４］。保障性住房对农民工的城市居留 意愿具有显著正向影响［１５］。第三，社会建设参与感［１６］、城市归属感 对［１７－１８］ 农民工定居意愿有显 著影响。具体表现为：熟练使用本地方言［１９］、消费支出的经济地位［２０］、公共服务可及性［２１－２２］、主 观上的公平感［２３］、务工单位成立工会、工作满意度［２４］以及社会参与等固有的风俗习惯、卫生习惯 对农民工市民化意愿存在负向影响 。［２５］ 根据现有文献，需做 进 一 步 研 究：第 一，现 有 文 献 缺 乏 供 求 综 合 分 析。 与 农 民 工 定 居 意 愿 相 比，需求面文献不多，有必要再进一步判断产业变迁和城市规模对低技能劳动力需求的影响。第 二，农民工定居意愿的影响因素只考虑城乡其中一侧是不完整的。农民的可支配收入来源于工资 性收入、经营净收入、转移净收入和财产净收入，其中工资性收入与受雇劳动报酬相关，剩余三项 收入都与农村用益物权②相关。因此城乡基本利益因素共同决定农民工定居意愿。 基于此，本文将以劳动力供求、城乡结合为研究视角，使用结构偏离度及面板数据对城市劳动 ① 依据 ２０１４年 １１月国务院印发的《关于调整城市规模划分标准的通知》，即劳动力在 ＩＩ型大城市（城区常住人口 为 １００万 ～３００万）市民化能力最强。 ② 《中华人民共和国民法典》中第三百二十三条规定，用益物权是指“用益物权人对他人所有的不动产或动产，依 法享有占有、使用和收益的权利”。农村用益物权主要包括土地承包经营权和宅基地使用权。

第 ３期 艾　慧，张曼琦：返乡抑或留城：农民工劳动力供求结构分析 　　５９　 力需求进行定量分析。使用“２０１７年流动人口动态监测调查数据”，对农民工定居意愿①的影响因 素进行二值选择 Ｐｒｏｂｉｔ模型分析，系统分析农村用益物权状态对农民工定居意愿的影响，分析农 地、宅基地、住房状况影响定居意愿的不同机制。综合比较农民工劳动力供求特征，为优化市民化 政策及城乡劳动力资源配置提供依据。 三、城市劳动力需求与农民工就业 劳动力流动是适应产业变迁的结果，从产业结构和就业结构入手，采用结构偏离度比较三大 产业的劳动力吸纳能力及二三产业内部各行业的劳动力需求结构，并与农民工劳动力就业领域相 对照，判断农民工劳动力资源的行业分布是否合理。农民工呈现区域性再迁移的特征，基于此探 讨城市规模与劳动力技能需求结构之间的关系，判断城市规模扩大对农民工劳动力需求的影响。 （一）产业结构调整的劳动力需求变化 １．分区域、分产业的劳动力需求 由东中西部各区域结构偏离度系数②可知三大区域 ２０００—２０２０年第一产业结构偏离度系数皆小 于 ０，表明第一产业持续存在过剩劳动力；而第二、三产业仍有吸纳就业的能力。因长期以来经济发 展水平差异，东、中部地区吸纳劳动力的产业主要是第三产业，西部地区则集中于第二产业③。 ２．产业内部劳动力供求结构分析 根据《国民经济行业分类》计算 ２０１２—２０２０年第二、三产业主要行业的结构偏离度系数，鉴于 农民工主要从事劳动密集型的行业，故将制造业细分为劳动密集型、资本密集型、技术密集型三 类。经计算④，第二产业中资本密集型制造业和建筑业的结构偏离度系数大于 ０，劳动密集型制造 业始终处于结构偏离度系数小于 ０，即劳动力过剩状态；表示其劳动力就业不饱和，仍留有就业空 间；技术密集型制造业从原有的劳动力供求基本平衡转化为近几年的劳动力短缺。 第三产业中交通运输仓储和邮政业、信息传输软件和信息技术服务业、金融业、公共管理社会 保障和社会组织行业以及科教文卫事业的结构偏离度系数在统计时期内都大于 ０，具有吸纳更多 劳动力就业的潜力；其余行业如住宿和餐饮业、批发和零售业、居民服务修理和其他服务业以及租 赁和商务服务业等结构偏离度系数由正转负，表明以上行业从劳动力吸纳转向劳动力过剩状态。 ３．农民工就业主要领域的供求结构性失衡 根据《２０２０年 农 民 工 监 测 调 查 报 告》，农 民 工 就 业 的 产 业 分 布，第 二、三 产 业 比 重 分 别 为 ４８１％和 ５１５％。在第二产业就业的农民工，９４８％的人从事制造业和建筑业，其中制造业从业 人员数量高于建筑业，参考对于行业结构偏离度系数的分析，劳动密集型制造业已处于劳动力供 过于求状态，建筑业仍具有吸纳劳动力的潜力。在第三产业就业的农民工，按照就业比重从高到 低排列分别为居民服务修理和其他服务业、批发和零售业、交通运输仓储和邮政业、住宿和餐饮 ① 本文将能力内化于意愿中，变量选择与之相一致。 ② 参考王阳和赵海珠的论文［２６］，结构偏离度系数是考察各产业劳动力就业结构与产值结构对称性的经济指标，可以 衡量产业对劳动力的吸纳潜力，计算公式为：ＳＳｉ ＝ＹＬｉｉ／／ＹＬ－１，其中 Ｓｉ／Ｓ是 ｉ产业的结构偏离度系数，Ｙ表示增加值， Ｌ表示从业人员，产业的结构偏离度系数越接近于 ０，表明产业产值结构与就业结构越接近均衡状态，若系数小于 零，则说明该行业相对劳动生产率较低，存在劳动力转出的可能，反之反是。 ③ 根据历年《中国统计年鉴》计算得出。 ④ 数据来源：根据历年《中国农村统计年鉴》《中国统计年鉴》和《中国第三产业统计年鉴》计算得出。行业增加值 源于历年《中国统计年鉴》，分行业城镇从业人员源于历年《中国第三产业统计年鉴》，二三产业就业主要集中于 城市。

６０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 业，这些行业就业的农民工占从事第三产业农民工总数的 ７３７９％，成为其就业的主要渠道，除了 交通运输仓储和邮政业就业不饱和外，其余三个行业都劳动力过剩。第三产业的其他行业如科教 文卫、金融业、信息科技服务、租赁和商务服务业等，虽然不饱和，但因其就业门槛较高，在这些领 域从业的农民工数量较少。综上所述，农民工就业的主要渠道已经出现劳动力过剩状态，而月均 收入前两位的交通运输仓储和邮政业以及建筑业，却出现了用工短缺，这种状况表明存在农民工 就业结构性失衡①。接受过非农职业技能培训的农民工所占比重较低 （３０％ 左右）且有下降趋 势［２７］，可能是造成农民工产业间转移壁垒的重要原因，同时也与用工短缺的两个行业重体力、高风 险及劳动保障程度不足有关。综上所述，农民工主要的就业领域中劳动力短缺与过剩问题并存的 现实说明，农民工就业存在较为严重的供求结构性失衡问题，这种情况会直接影响农民工收入，进 而影响其在城市的生存质量。 （二）城市规模与劳动力需求 随着产业结构升级、部分行业就业饱和以及机器替代人力，劳动力面临再转移问题，不同技能 水平的劳动力将如何流动，大城市是否更偏重于高技能人才的需求，本部分利用计量模型对城市 规模与劳动力技能进行实证分析。 １．变量选择与模型设定 被解释变量：分技能的劳动力数量（Ｌｒ）。由于无法测量每个劳动力的技能，用各个城市的分 学历层次劳动力人数替代，其中 ｒ分为 ７个层次：Ｌ１代表未上过学、Ｌ２代表小学学历、Ｌ３代表初中 学历、Ｌ４代表高中学历、Ｌ５代表大专学历、Ｌ６代表本科学历、Ｌ７代表研究生及以上学历。分学历 层次人数仅统计到省级，则用当年城市 ＧＤＰ占所在省 ＧＤＰ为权重再乘以省相关层次劳动力人数 得出地市级及以上城市的学历层次劳动力人数，Ｙｉｒｔ表示 ｉ城市在 ｔ年第 ｒ层次学历的劳动力人数。 核心解释变量：城市规模（ＣＳＩ）。按照国务院公布的划分标准，以城区常住人口为统计口径， 使用各个城市分年度年末人口数进行测量。为辨别城市分层次劳动力与城市规模之间是否存在 地域的异质性关系，加入虚拟变量 Ｄ１代表该城市是否位于我国东部地区（Ｄ１＝１为东部）、Ｄ２代 表该城市是否位于我国中部地区（Ｄ２＝１为中部）。 控制变量（Ｘｋｉｔ）：废水处理量（ＷＷＴ）与生活垃圾处理总量（ＤＷＴ）可以衡量城市环境维护能 力，良好的生活环境是吸引劳动力的重要因素。第二产业占比（ＳＩＰ）与第三产业占比（ＴＩＰ）与该城 市的经济水平及劳动力结构相关。客运量（ＰＶＴ）与货运量（ＦＶＴ）衡量的是城际交通，交通便捷吸 引劳动力流入的同时，为城市带来额外的经济增量。金融机构的存贷款量（ＦＩＤ、ＦＩＬ）可以反映经 营环境和城市的经济发展程度。财政科学支出（ＦＳＥ）是政府层面对科学创新事业的扶持程度；财 政教育支出（ＦＥＥ）表明该城市对教育的重视程度；医院卫生所数量（ＨＣＮ）表明城市的医疗水平， 医疗卫生水平是反映生活水平质量的指标；而图书馆藏书量（ＬＢＣ）则是该地的人文环境的评价指 标，其他有外商投资总额（ＦＩＴ）、固定投资总额（ＦＸＩ）、工业企业数量（ＩＥＮ）等。 数据均来自于《中国劳动力统计年鉴》与 ＣＳＭＡＲ数据库，采用 ２０１１—２０１９年面板数据，由于 被解释变量与解释变量、控制变量数值较大，对所有数据采用极值化方法进行无量纲化处理。由 ＢＰＬＭ检验结果与 Ｈａｕｓｍａｎ检验结果综合考量使用随机效应模型，其中 μｒｉ表示个体因素，ｖｒｉ表示 时间因素，∈ｒｉｔ表示随机误差项，公式如下： ｋ （２） Ｙｒｉｔ＝β０ｒ ＋β１ｒＣＳＩｉｔ＋ｋ∑＝２βｒｋＸｋｉｔ＋α１ｒＤ１ ＋α２ｒＤ２ ＋μｉｒ＋νｉｒ＋εｉｒｔ ① 疫情会加重这种结构性失衡。以建设业为例，根据《中国统计年鉴》的数据计算，２０２０和 ２０２１年的建筑业结构 偏离系数分别比 ２０１９年高 ７４４５％和 １１７９６％，这与疫情期间基建规模增加而建设行业从业人员连续两年减 少有关。其余相关行业因部分数据缺失无法进行对比。

第 ３期 艾　慧，张曼琦：返乡抑或留城：农民工劳动力供求结构分析 　　６１　 ２．实证结果 由表 １回归结果可知，Ｌ１－未上过学、Ｌ２－小学学历、Ｌ３－初中学历、Ｌ４－高中学历等劳动力 人群分别对城市规模表现为显著正相关关系，即城市规模越大，需要越多的低技能劳动力群体。 这说明城市规模越大伴随着大量的基础设施建设与更细致的劳动分工，为低技能劳动力就业创造 条件。其中 Ｌ３－初中学历、Ｌ４－高中学历劳动力人群表现出显著流向东中部的特征。就系数而 言，城市规模对劳动力的边际需求呈现极端化，对未上过学、小学及高中学历劳动力的边际需求 高，但对初中学历的边际需求低。根据对农民工学历的统计，初中学历占比最大，２０２０年为 ５５． ４％①，城市规模增大对这部分劳动力的需求反而增加不多，而边际需求最多的高中学历仅占 １６． ７％。即农民工群体面临着学历错位问题：占比最大的初中学历农民工被边缘化，而边际需求最大 的高中学历农民工劳动力供给不足。从区域看，初中和高中学历群体呈现更强的中部流动特征， 可见中部城市的吸引力逐渐增强。 表 １　城市规模与学历分布的回归结果 Ｌ１ Ｌ２ Ｌ３ Ｌ４ Ｌ５ Ｌ６ Ｌ７ ＣＳＩ ０．０６５（４．２１） ０．０５８（３．２４） ０．０２９（２．７４） ０．０９２（５．１０） ０．０２３（３．０８）－０．００６（－１．７４） ０．０１１（２．０６） 控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Ｄ１ ０．０２１（３．１０） ０．０５６（５．２３） Ｄ２ ０．０２３（３．５９）０．０５９（５．４７） 　注： ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１ 　　３．稳健性检验 稳健性检验采用两种方法：（１）增加变量：在模型中加入控制变量规模以上工业企业数量，衡 量该城市的工业发展水平。（２）样本整合：将普遍低学历的样本组重新组合，Ｌ１和 Ｌ２的样本组合 成为学历技能为小学及以下的样本 Ｌ１２，把历年单独样本组中各省分层次劳动力数相加再赋予省 级权重，利用极值化的方法进行无量纲化处理再面板数据回归②，计量结果相似。 四、农民工劳动力长期供给意愿 城市发展需要农民工，但能否实现农民工市民化还取决于其长期稳定的供给意愿，即农民工 的定居意愿，这也是获得城市户籍的前提。该意愿是农民工城乡基本生存情况对比权衡的结果， 作为核心利益，用益物权状况（耕地承包经营权和宅基地使用权）是农村层面的农民工定居意愿的 影响因素。农民工在城市的收入稳定及融入程度是城市层面的农民工定居意愿的影响因素。 （一）用益物权影响农民工定居意愿的机理及假设 农民工定居意愿是其对农村与城市生存状况理性权衡的结果，首要就是收入及居住条件的比 较，在农村主要对应的载体是农地和宅基地，在城市主要是务工收入和住房性质所决定的居住条 件。基于此，以农村基本权益为基础，城市的生存状况则可以看作农民工定居意愿的调节因素。 农地变量分为两个维度：有无土地承包权、农地是否流转，这两个维度对定居意愿的影响有不 确定性，农地可以产生农业收入，但农民工因季节性返乡而倾向于签订非正式合同，影响其工作性 质及收入，从而间接影响城市住房条件，在政策不断向农村倾斜引起农业收入日益提升的情况下， 农地的存在可能成为影响农民工返乡的因素。农地流转一方面为农民增加财产性收入，另一方面 又使农民摆脱了农地的牵绊倾向于签订更长期的劳动合同，收入的稳定会带来住房舒适度提高。 ① 数据来自 ２０２０年《农民工监测调查报告》。 ② 因篇幅原因，不再展示，结果备索。

６２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 假设一：土地承包权影响农民工定居意愿，保留承包权的群体，其意愿相对较弱。 假设二：在保留承包权的群体中，土地流转会增强定居意愿。 关于宅基地，国家政策层面正处于确权阶段，有关宅基地建设用地指标的流转，国家还没有明 确的政策，相关文献［２８－２９］研究表明宅基地使用权影响定居意愿。有宅基地意味着可以在农村建 房，如果城市居住条件比较差，宅基地就成为影响农民工返乡的因素。 假设三：宅基地使用权对农民工定居意愿造成影响，有宅基地的农民工定居意愿可能会减弱， 但具体受到城市居住条件的调节。 城市住房性质决定了居住条件，农民工进城解决住宿的方式主要有两种类型：一是自购自建 住房，二是无房者则进行房屋租赁、单位提供住房或借住。一方面这些居住方式与收入有关，收入 越高越有能力改善居住条件，它是收入情况的反映。另一方面居住方式又与城市的舒适度有关， 居住条件越好，在城市的舒适度越高，更有机会实现职业能力的提升，增强融入感。 假设四：居住性质作为收入和舒适度的综合反映，与农民工定居意愿具有很强的相关性。 根据李勇辉的观点［３０］，他将住房分为正规和非正规两种类型，但他的划分主体是包括自有住 房与租房在内的所有样本，可能会高估正规租房者的意愿。本文将自有住房与租房两种截然不同 的类型区分开，然后将租房进行正规和非正规的划分，更能客观真实地反映住房性质对农民工定 居意愿的调节作用。 （二）数据、变量与模型设定 １．数据来源、变量选择及描述性统计 被解释变量：农民工定居意愿。本文利用“２０１７年中国流动人口动态监测调查数据”（Ｃｈｉｎａ ＭｉｇｒａｎｔｓＤｙｎａｍｉｃＳｕｒｖｅｙ，以下简称 ＣＭＤＳ），研究对象为农民工，因此仅保留因务工、经商而流动的 农业户籍流动人口，其中打算居住十年以上和有定居意愿的农民工作为有定居意愿样本。 核心解释变量：用益物权的保留和使用情况，即是否拥有土地承包权、土地是否流转以及是否 拥有宅基地使用权，其中土地流转采用是否将耕地转租给私人、企业和村集体测度。调节变量为 农民工在流入地的住房类型，分为自购自建和租房两类，其中自购自建包括自购商品房、自购保障 性住房以及自购小产权住房，其中小产权房甚至部分自建房并未得到有效产权证，但仍需农民工 达到一定经济能力才能购买或筹建，因此本文将其归入自有住房。租房又可分为正规和非正规两 个子类，根据 ＣＭＤＳ和《中国农民工市民化问题研究》［３１］中对于“合法稳定住所”的界定，借住房、 就业场所、合租私房及其他非正规场所归为非正规住房，单位或雇主房（不包括就业场所）和政府 提供的公租房和整租私房归为正规住房。 控制变量：性别、年龄、民族、受教育程度、婚姻状况、收入状况、工作情况、健康状况等个人、家 庭特征变量。本文还控制了流动区域，主要是为了控制人口流动范围对农地流转和农民工定居意 愿不可观测的影响因素。上述变量的释义及描述如表 ２所示。 变量名 测量指标（问卷问题） 表 ２　变量的释义及描述 最小值 最大值 被解释变量 变量定义 　定居意愿 ０１ 核心解释变量 打算留在本地居留 １０年及以上 不愿意 ＝０，愿意 ＝１ 　土地承包权状况 ０１ 　土地流转状况 户籍地老家是否有承包地 否 ＝０，是 ＝１ ０１ 　宅基地状况 户籍地老家承包地是否流转 否 ＝０，是 ＝１ ０１ 　住房性质 １ 户籍地老家是否有宅基地 否 ＝０，是 ＝１ ０１ 　住房性质 ２ 现住房属于何种性质 租房 ＝０，自购／建房 ＝１ ０１ 现租房的性质 非正规 ＝０，正规 ＝１

第 ３期 艾　慧，张曼琦：返乡抑或留城：农民工劳动力供求结构分析 　　６３　 变量名 测量指标（问卷问题） 续表 ２ 最小值 最大值 控制变量 变量定义 　性别 　年龄 您的性别 女 ＝０，男 ＝１ ０ １ 　民族 您的出生年月 青年 １８～４４中年 ４５～５９老年 ６０以上 １８ ９６ 　受教育程度 您的民族 少数民族 ＝０，汉族 ＝１ ０ １ 　婚姻状况 您的受教育程度 小学及以下 ＝０，初中 ＝１，高中 ＝２，大专及以上 ＝３ ０ ３ 　收入状况 您的婚姻 不在婚 ＝０，在婚 ＝１ ０ １ 　是否有工作 您家平均月总收入（取对数） 连续变量 ６．９１ １０．３１ 　自评健康 前一周是否做过一小时以上有收入的工作 否 ＝０，是 ＝１ ０ １ 　流动范围 您的健康状况如何 不健康 ＝０，健康 ＝１ ０ １ 本次流动范围 跨省 ＝０，省内跨市 ＝１，市内跨县 ＝２ ０ ２ （二）模型设定 根据因变量的特征，本文采用二值选择 Ｐｒｏｂｉｔ模型： Ｐｒｏｂ（ｓｅｔｔｌｅ＝１）＝β０ ＋∑４ｉ＝１βｉｘｉ＋∑３ｋ＝１Ｃｋｘｋｘ４ ＋Ｃ４Ｘｉ＋εｉ＝β０ ＋β１ｌａｎｄｉ＋β２ｔｒａｎｓｆｅｒｉ＋β３ｈｏｍｅｓｔｅｓｄｉ＋ β４ｈｏｕｓｉｎｇｉ＋Ｃ１ｌａｎｄｉｈｏｕｓｉｎｇｉ＋Ｃ２ｔｒａｎｓｆｅｒｉｈｏｕｓｉｎｇｉ＋Ｃ３ｈｏｍｅｓｔｅａｄｉｈｏｕｓｉｎｇ＋Ｃ４Ｘｉ＋εｉ （３） ｓｅｔｔｌｅ是二值变量，表示农民工定居意愿，ｓｅｔｔｌｅ＝１表示愿意定居。公式右边分别是常数项、影 响样本农民工定居意愿的因素及与住房性质的交互项：ｌａｎｄｉ表示自有土地承包权状况；ｔｒａｎｓｆｅｒｉ表 示土地流转情况；ｈｏｍｅｓｔｅａｄｉ表示是否拥有宅基地使用权，ｈｏｕｓｉｎｇｉ是城市的住房性质，前三个核心 解释变量与住房性质交互，以反映住房性质的调节效应。βｉ、Ｃｋ为相应的待估参数，反映核心解释 变量及交互项对定居意愿影响方向和程度，Ｘｉ为控制变量。 （三）模型估计结果分析① 数据来源于 ＣＭＤＳ，使用 ｓｔａｔａ１３．０对定居意愿的影响因素进行 Ｐｒｏｂｉｔ分析。 １．住房性质第一种分类：自购 ／自建的自有住房和租房两个群体。结果如表 ３所示。 表 ３　农地流转、宅基地和住房性质对定居意愿影响的 Ｐｒｏｂｉｔ回归结果 （１） （２） （３） （４） （５） （６） （７） 有承包地（参照组：无） －０．１５０（０．０１０） －０．１４２（０．０１１） 农地流转（参照组：不流转） ０．１００（０．０１７２） ０．０９７（０．０２１） 有宅基地（参照组：无） －０．５２４（０．０１１） －０．３９３（０．０１３） 住房性质 １（自购／自建）（参照组：租房） １．２５３（０．０１２） １．２５７（０．０１９） １．２６４（０．０１７） １．１６６（０．０２１） 有承包地住房性质 １ －０．０２０（０．０２４） 农地流转住房性质 １ 有宅基地住房性质 １控制变量 －０．１２１（０．０４２） ０．０４９（０．０２６） 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 其中：省内跨市（参照组：跨省） ０．４８２（０．０１１） ０．４４８（０．０１４） ０．４６４（０．０１１） ０．３８０（０．０１０８） ０．３８０（０．０１１） ０．３３１（０．０１５） ０．３６９（０．０１１） 市内跨县（参照组：跨省） ０．５９１（０．０１３） ０．５７０（０．０１７） ０．５８２（０．０１３） ０．４１３（０．０１３６） ０．４１８（０．０１４） ０．３８７（０．０１８） ０．４１４（０．０１４） 常数项 －０．６０１（０．０７８）－１．１３１（０．１０２） －０．８２７（０．０７８）－０．７６７（０．０８０８） －０．６７４（０．０８３）－１．１０５（０．１０８） －０．８２０（０．０８３） Ｎ ７９３７２ ４５６４２ ８１３５１ ８４１１４ ７９３７２ ４５６４２ ８１３５１ Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ｐｓｅｕｄｏＲ２ ０．０７０ ０．０６３ ０．０９１ ０．１８２ ０．１８１ ０．１７６ ０．１９０ 　注： ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１ ① 稳健型检验和内生性检验说明。为检验模型的稳健性，采用转租收益衡量土地流转情况，再使用同样的方法进 行计量，回归系数的显著性和符号相似。土地流转与定居市民化意愿可能存在反向因果的内生性问题，本文进 一步选取具有外生性的“耕地质量”作为工具变量，将 ３１个省（市、自治区）的平均耕地质量等级根据三分位数 分组。弱工具变量检验发现 ＡＲ和 Ｗａｌｄ的 ｐ值均显著，拒绝原假设，即内生解释变量与工具变量相关，故工具 变量均不是弱工具变量。定居市民化意愿的回归系数与基准回归相似。因篇幅所限，结果备索。

６４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 　　由表 ３可得，核心解释变量对定居意愿的影响均显著。有土地承包权和宅基地的农民工定居 意愿相对较弱，拥有土地承包权并进行土地流转的群体定居意愿增强，假设一和假设二成立。相 对于租房群体来说，住房性质为自购或自建的农民工定居市民化意愿更强，假设四成立。从表 ３ 的模型（２）可以看出，相对于农地非流转的群体，农地流转对农民工定居意愿的影响显著为正，即 尽管拥有土地承包权对定居意愿具有负向影响，但农地流转制度的实施会作为强化因素抵消这种 负面作用。 居住性质对意愿影响的调节效应通过交互项体现，除了拥有农地承包权和住房性质的交互项 系数不显著，其余的交互项包括拥有宅基地与住房性质的交互项以及农地流转与住房性质的交互 项，其系数在 １％的显著性水平下显著。说明住房性质的调节作用是存在的，即假设三成立。 根据表 ３模型（５）中交互项系数的显著性，农地承包权对定居意愿的影响不随其在流入地 住房性质的变化而变化，换言之，住房性质没有在是否有承包地与定居意愿之间起到调节作用。 模型（６）中的交互项系数表明，住房性质显著调节了农地是否流转对流动人口定居意愿的影响。 具体表现为对于在流入地租房的群体，农地流转农民工的 定 居 意 愿 是 无 流 转 群 体 意 愿 的 １．１ 倍①。而对于流入地自购 ／自建房群体，农地流转的定居意愿是无流转者的 ９７．６％②，农地流转 对定居意愿的影响在自购房 ／自建房者与租房者之间存在差异，农地流转对租房者定居意愿提 升 作 用 更 大 。 模 型 （７）交 互 项 解 释 了 户 籍 地 （老 家 ）是 否 有 宅 基 地 对 农 民 工 定 居 意 愿 的 影 响 随 其在流入地住房性质的变化而呈现差异，即流入地的住房性质能够调节宅基地状况对农民工定 居 意 愿 的 影 响 。 具 体 而 言 ，对 于 租 房 者 来 说 ，户 籍 地 （老 家 ）有 宅 基 地 的 定 居 意 愿 比 无 宅 基 地 的 意愿显著降低了 ３２５％③，而对于自购 ／自建房群体，户籍地（老家）有宅基地的定居意愿比无宅 基地的意愿降低了 ２９．１％④，户籍地（老家）的宅基地对租房者定居意愿的削弱作用相对更为 明显。 综上，土地流转和宅基地使用权对农民工城市定居意愿的影响会受到住房性质的调节。相比 自购 ／自建房群体，租房群体因居无定所而根基不稳，农地流转租金可助其增强定居意愿，而拥有 宅基地作为削弱定居意愿的因素，对于租房群体的作用也更大。 ２．住房性质第二种分类：正规租房和非正规租房。使用 Ｐｒｏｂｉｔ模型进行调节效应回归，结果 见表 ４。对比表 ３和 ４可以看出，核心解释变量对定居意愿影响的显著性程度、方向一致，系数 相差不大。关于核心解释变量的系数，表 ４与表 ３不同之处有两点：一是住房性质第二种分类 情况下，相对于非正规租房群体来说，正规租房的农民工定居意愿更强烈。可见，拥有自住房的 群 体 其 定 居 意 愿 最 强 ，其 次 是 城 市 正 规 租 房 群 体 ，意 愿 最 弱 的 是 非 正 规 租 房 群 体 。 无 论 是 哪 种 住房性质分类，均为影响定居意愿的显著因素。二是表 ３的交互项显著，表 ４的交互项并不显 著 。 说 明 农 地 承 包 权 、流 转 状 况 及 宅 基 地 使 用 权 对 租 房 群 体 城 市 定 居 意 愿 的 影 响 ，并 不 受 租 房 正规性的调节。 ① ｅ０．０９７ ② ｅ（０．０９７＋（－０．１２１）） ③ １－ｅ（－０．３９３） ④ １－ｅ（０．０４９－０．３９３）

第 ３期 艾　慧，张曼琦：返乡抑或留城：农民工劳动力供求结构分析 　　６５　 表 ４　农地流转、宅基地和住房性质对定居意愿影响的 Ｐｒｏｂｉｔ回归结果① （１） （２） （３） （４） （５） （６） （７） 有承包地（参照组：无） －０．１５０（０．０１１） ０．０９０（０．０２１） －０．１４１（０．０２５） 农地流 转 （参 照 组：不 ０．１４０（０．０４８） 流转） 有宅基地（参照组：无） －０．３９９（０．０１３） －０．３７４（０．０２８） 住房性质 ２（参照组： ０．０７３（０．０１４） ０．０７９（０．０２１） ０．０７２（０．０１９） ０．０９６（０．０２７） 非正规租房） 有承包地住房性质 ２ －０．０１２（０．０２８） 农地流转住房性质 ２ －０．０６３（０．０５３） 宅基地住房性质 ２ －０．０３１（０．０３１） 控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 其中：省内跨市 ０．４１４（０．０１３） ０．３６４（０．０１７） ０．４０３（０．０１３） ０．４０９（０．０１３） ０．４１２（０．０１３） ０．３６３（０．０１７） ０．４０１（０．０１３） （参照组：跨省） 市内跨县（参照组： ０．４７０（０．０１６） ０．４２８（０．０２１） ０．４６４（０．０１６） ０．４５５（０．０１６） ０．４６９（０．０１６） ０．４２７（０．０２１） ０．４６２（０．０１６） 跨省） 常数项 －０．８７４（０．０９９） －１．３３４（０．１３０） －１．０２６（０．０９８） －０．９３２（０．０９９） －０．９１２（０．１００） －１．３６３（０．１３０） －１．０６３（０．１００） Ｎ ５３８４６ ３１２６６ ５５３９７ ５３８４６ ５３８４６ ３１２６６ ５５３９７ Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ｐｓｅｕｄｏＲ２ ０．０４２ ０．０３５ ０．０５３ ０．０４０ ０．０４２ ０．０３５ ０．０５３ 　注： ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１ 五、农民工劳动力供求综合分析 无论产业结构调整、城市规模扩张还是目前户籍制度的大幅放开，均说明城镇化过程仍存在 对农民工的大量需求，而现实中农民工存在的回流趋势使研究转向供给层面。需求层面的就业和 学历错位通过收入影响农民工的定居意愿。跨不同区域的农民工市民化诉求有所差异，可以结合 城市规模的结果进行分析。 （一）农村用益物权使用状况的阻碍作用 计量结果表明，拥有耕地承包权和宅基地使用权对农民工定居意愿具有负向作用，而农地流 转有正向作用。首先，家庭承包经营耕地面积逐年扩大，从 ２００５年的 １１．９８亿亩增加到 ２０２０年的 １５．６２亿亩，耕地的流转率虽有上升但仍处于低位②，并且流转去向主要是农户，多数农户手中耕地 规模在 １０亩以下③，无法实现规模化经营。上述现象既不利于城市农民工劳动力的稳定供给及定 居能力的提升，也不利于农业现代化和乡村振兴。其次，按照“中国流动人口动态监测调查数据”， 拥有宅基地的均值为 ７１％，即绝大多数农民工有宅基地，这些均成为降低农民工定居意愿的因素。 目前，耕地承包权和宅基地使用权作为农民利益的基本保障受到国家政策的保护，若要在用益物 权方面提升农民工定居意愿，则需要加大流转比重实现其金融功能，同时引导流入规模经营的农 户手中，既有利于农民工定居意愿的提升，又强化土地集约利用从而有利于实现农业现代化。 ① 在剔除自购自建房外，将住房性质重新分为了正规租房和非正规租房 ② 根据历年《中国农村经营管理统计年报》计算得出，２０２０年家庭承包经营耕地流转率为 ３４．０８％。 ③ 根据《中国农业年鉴》历年数据计算得出。

６６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 （二）农民工居住状态不容乐观 收入影响居住质量，农民工就业结构性失衡和学历结构错位显然对收入有直接影响，进而影 响住房性质，削弱定居意愿。住房支出是最为重要的生活成本，从全国看，其月均居住支出占生活 消费的比重四年都超过 ４５％①。国家统计局的《农民工监测调查报告》显示②，２０１８年进城农民工 户中租房占比 ６１．３％，仍是农民工主要的住房来源。购房占比为 １９％，仍有很大的提升空间，只有 ２．９％农民工户享受到保障性住房，ＣＭＤＳ数据库中进城农民工住房性质 １的样本均值为 ０．２６（租 房赋值为 ０，自购自建赋值为 １），住房性质 ２的样本均值 ０．７９（非正规赋值为 ０，正规赋值为 １），有 能力的农民工购房或者正规性租房，可以提升定居意愿，但目前情况并不理想。除了房地产市场 尚需规范外，农民工收入提升空间有限也是重要原因，目前农民工因就业集中于饱和领域而存在 结构性失衡，而饱和领域的劳务工资收入普遍较低，大大降低了农民工的居住质量从而影响定居 意愿。 （三）农民工流动区域与市民化诉求之间存在矛盾 计量结果显示，相对于跨省群体，省内跨市和市内跨县流动的农民工定居意愿更强。目前放 开户籍的主要是中西部地区特大及以下城市，相比于户籍，提供更好的工作、规范的购房租房市 场、职业培训、均等化的公共服务以及城市的包容性和尊重，对他们来说更为重要。因此，户籍政 策安排应辅之于更广泛的扶持制度，避免政策流于形式。因此，中西部城市尤其是中小城镇或县 级市应更注重提升公共服务投资及市场规范化管理，从而提升户籍吸引力，并积极帮助农民工定 居安居，提升其举家搬迁的可能，增强农村剩余劳动力转移意愿的同时提高土地流转率。 六、结论与政策建议 （一）结论 １．城市产业发展和规模扩张对农村剩余劳动力仍有大量需求。但目前存在两大错位：第一， 劳动力供求结构性失衡，农民工就业多集中于劳动力过剩行业，收入排前两位的行业却处于供不 应求的状态，其余行业门槛较高，农民工缺乏再培训渠道，行业壁垒明显。第二，城市规模越大对 两端劳动力的需求大幅增加，与农民工以初中为主的学历结构产生矛盾。 ２．农民工区域间再转移的过程与农民工长期劳动力供给意愿即定居意愿有关。从农民工根 本利益出发考察影响定居意愿的因素得出结论：第一，拥有耕地承包权和宅基地使用权对农民工 定居意愿产生显著的负向影响；而土地流转、城镇自购自建住房及正规住房均产生显著的正向影 响。第二，农地流转对于租房者定居意愿提升作用更大，户籍地（老家）的宅基地对租房者定居意 愿的削弱作用相对更为明显。相比跨省，省内跨市和市内跨县的农民工定居意愿更强烈。上述有 显著影响的因素部分均呈现削弱定居意愿的趋势，家庭承包耕地面积逐渐增加，而流转率近几年 达峰后转而下降。 ３．供求综合分析结果表明存在就业错位、学历错位和政策错位。一是就业和学历错位。城市 对农民工的需求结构已经发生变化，与现有农民工就业领域和学历状况相矛盾，导致就业结构性 失衡，从而影响农民工收入和居住质量，成为定居意愿逐渐降低的重要原因。二是政策错位。相 比跨省，省内跨市和市内跨县的农民工更倾向于定居，因此中西部省市户籍放开固然重要，但增强 定居吸引力的因素才最为关键。 ① 根据国家统计局历年农民工监测调查报告计算得出。 ② 只有 ２０１６—２０１８年度对农民工居住情况做出统计。

第 ３期 艾　慧，张曼琦：返乡抑或留城：农民工劳动力供求结构分析 　　６７　 （二）政策建议 １．拓展农民工技能上升渠道。提高再培训比重，保障农民工的基本权益，满足城市产业对农 民工技能的需求，缓和就业结构性失衡的同时，增强其再转移的从业能力。为农民工提升学历水 平提供相应的教育通道，通过再学习重新塑造和优化知识结构，促进阶层流动。 ２．发挥农村用益物权的金融功能。保留土地承包权和宅基地是农民工的基本经济利益和进 城务工的后备保障，但 同 时 也 是 削 弱 农 民 工 定 居 意 愿 的 关 键 因 素。 而 土 地 流 转 可 以 提 升 定 居 意 愿，用益物权通过流转、抵押等方式发挥其金融功能，并对规模流转实行补贴或贷款优惠等措施， 鼓励规模化经营。 ３．加强城市尤其是县域的住房保障及公共服务供给。县域城镇需要增加公共服务供给提高 户籍的吸引力和含金量。同时，政府应加大保障性住房的供给力度，规范租房市场。保障农民工 的合法权益和福利待遇，充分发挥优秀农民工的示范效应，为反哺农村创造人力资源条件。 参考文献： ［１］中华人民共和国商务部．中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定［ＥＢ／ＯＬ］．（２０１３－０９－１５）［２０２２－ ０３－２０］．ｈｔｔｐ：／／ｊｃｊ．ｍｏｆｃｏｍ．ｇｏｖ．ｃｎ／ａｒｔｉｃｌｅ／ｆｇｗｊ／ｊ／２０１３１１／２０１３１１００３９３８０９．ｓｈｔｍｌ． ［２］中国人民共和国中央人民政府．国家发改委关于实施 ２０１８年推进新型城镇化建设重点任务的通知［ＥＢ／ＯＬ］． （２０１８－０３－１３）［２０２２－０９－１５］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｇｏｖ．ｃｎ／ｘｉｎｗｅｎ／２０１８－０３／１３／ｃｏｎｔｅｎｔ＿５２７３６３７．ｈｔｍｌ． ［３］中华人民共和国国家发展和改革委员会．“十四五”新型城镇化实施方案［ＥＢ／ＯＬ］．（２０２２－０９－１５）［２０２２－ ０３－２０］．ｈｔｔｐｓ：／／ｗｗｗ．ｎｄｒｃ．ｇｏｖ．ｃｎ／ｆｇｇｚ／ｆｚｚｌｇｈ／ｇｊｊｚｘｇｈ／２０２２０７／ｔ２０２２０７２８＿１３３２０５０．ｈｔｍｌ． ［４］邓小刚．国务院关于加快构建新型农业经营体系推动小农户和现代农业发展有机衔接情况的报告［ＥＢ／ＯＬ］． （２０２１ － １２ － ２１）［２０２２ － ０９ － １５］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｎｐｃ．ｇｏｖ．ｃｎ／ｎｐｃ／ｃ３０８３４／２０２１１２／ｅ０９９５ｆ９９１６ｄ７４７ｅ ３８ｂｃｃ７ｄｅａｆｄａ９７０４８．ｓｈｔｍｌ． ［５］ＬＩＵＹ，ＺＨＡＮＧＸ．Ｄｏｅｓｌａｂｏｒｍｏｂｉｌｉｔｙｆｏｌｌｏｗｔｈｅｉｎｔｅｒｒｅｇｉｏｎａｌｔｒａｎｓｆｅｒｏｆｌａｂｏｒｉｎｔｅｎｓｉｖｅｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ？Ｔｈｅｓｐａｔｉａｌ ｃｈｏｉｃｅｓｏｆＣｈｉｎａ′ｓｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ［Ｊ］．ＨａｂｉｔａｔＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ，２０２２（１）：１２４－１３０． ［６］陈细娣．我国农民工回流的历史发展、变动趋势及保障路径———基于 ２０１０—２０１９年全国农民工监测数据的分 析［Ｊ］．天津农业科学，２０２１（６）：６２－６８． ［７］彭树宏．城市规模与工资溢价［Ｊ］．当代财经，２０１６（３）：３－１２． ［８］刘玮玮．户籍改革、农地转让权与城镇化率———基于新经济地理学的研究［Ｊ］．技术经济与管理研究，２０２１（７）： ７２－７６． ［９］李瑞，刘超．城市规模与农民工市民化能力［Ｊ］．经济问题探索，２０１８（２）：７５－８４． ［１０］曲洋．“互联网 ＋职业培训”背景下农民工职业技能培训的困境与纾解［Ｊ］．产业科技创新，２０２２（６）：１０４－ １０７． ［１１］ＪＡＮＶＲＹ．Ｄｅｌｉｎｋｉｎｇｌａｎｄｒｉｇｈｔｓｆｒｏｍ ｌａｎｄｕｓｅ：ｃｅｒｔｉｆｉｃａｔｉｏｎａｎｄｍｉｇｒａｔｉｏｎｉｎＭｅｘｉｃｏ［Ｊ］．ＭｅｅｔｉｎｇＰａｐｅｒｓ，２０１５（１０）： ３１２５－３１４９． ［１２］ＢＲＡＵＷ，ＭＵＥＬＬＥＲ．ＤｏｌｉｍｉｔａｔｉｏｎｓｉｎｌａｎｄｒｉｇｈｔｓｔｒａｎｓｆｅｒａｂｉｌｉｔｙｉｎｆｌｕｅｎｃｅｍｏｂｉｌｉｔｙｒａｔｅｓｉｎＥｔｈｉｏｐｉａ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ ＡｆｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｅｓ，２０１１（４）：５４８－５７９． ［１３］吴祖泉，王德，朱玮．就 业 视 角 的 农 民 工 市 民 化 过 程 考 察———基 于 上 海 的 个 案 研 究 ［Ｊ］．城 市 发 展 研 究，２０１５ （６）：１９－２６． ［１４］梅建明，袁玉洁．农民工市民化意愿及其影响因素的实证分析──基于全国 ３１个省、直辖市和自治区的 ３３７５ 份农民工调研数据［Ｊ］．江西财经大学学报，２０１６（１）：６８－７７． ［１５］祝仲坤．保障性住房与新生代农民工城市居留意愿———来自 ２０１７年中国流动人口动态监测调查的证据［Ｊ］． 华中农业大学学报（社会科学版），２０２０（２）：９８－１０８． ［１６］李荣彬，袁城，王国宏，等．新生代农民工市民化水平的现状及影响因素分析———基于我国 １０６个城市调查数 据的实证研究［Ｊ］．青年研究，２０１３（１）：１－１１． ［１７］陈延秋，金晓彤．新生代农民工市民化意愿影响因素的实证研究———基于人力资本、社会资本和心理资本的考

６８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 察［Ｊ］．西北人口，２０１４（４）：１０５－１１１． ［１８］秦立建．农地收益、社会保障与农民工市民化意愿［Ｊ］．农村经济，２０１７（１）：７９－８５． ［１９］朱纪广，张佳琪，李小建，等．中国农民工市民化意愿及影响因素［Ｊ］．经济地理，２０２０（８）：１４５－１５２． ［２０］徐延辉，史敏．社会地位与农民工的定居意愿研究［Ｊ］．湖南师范大学社会科学学报，２０１８（３）：８３－９０． ［２１］倪超军，朱俊杰．城市公共服务可及性与农民工市民化能力［Ｊ］．新疆农垦经济，２０２２（１１）：７０－８２． ［２２］梅建明，刘丰睿．农业转移人口空间积聚格局与机制［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版）［Ｊ］．２０２３（１）：４６－ ５８． ［２３］ＳＨＡＯＺ，ＺＨＡＮＧＬ，ＬＩＸ．Ｕｎｄｅｒｓｔａｎｄｉｎｇｔｈｅｒｏｌｅｏｆｊｕｓｔｉｃｅｐｅｒｃｅｐｔｉｏｎｓｉｎｐｒｏｍｏｔｉｎｇｔｒｕｓｔａｎｄｂｅｈａｖｉｏｒａｌｉｎｔｅｎｔｉｏｎｔｏ ｗａｒｄｓｒｉｄｅｓｈａｒｉｎｇ［Ｊ］．ＥｌｅｃｔｒｏｎｉｃＣｏｍｍｅｒｃｅＲｅｓｅａｒｃｈａｎｄＡｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｓ，２０２２（１０）：１０１－１１９． ［２４］龚紫钰．就业质量、社会公 平 感 与 农 民 工 的 市 民 化 意 愿 ［Ｊ］．福 建 论 坛 （人 文 社 会 科 学 版 ），２０１７（１１）：１３７－ １４６． ［２５］黄敦平，王高攀．社会融合对农民工市民化意愿影响的实证分析———基于 ２０１６年中国流动人口动态监测调查 ［Ｊ］．西北人口，２０２１（３）：１２－２２． ［２６］王阳，赵海珠．就业结构与产业结构失衡问题研究［Ｊ］．中国人口科学，２０２２（２）：７４－８５． ［２７］国家统计局．２０１７年农民工监测调查报告［ＥＢ／ＯＬ］．（２０１８－０４－２７）［２０２２－０９－１５］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｓｔａｔｓ．ｇｏｖ． ｃｎ／ｔｊｓｊ／ｚｘｆｂ／２０１８０４／ｔ２０１８０４２７＿１５９６３８９．ｈｔｍｌ． ［２８］黄忠华．农村土地制度安排是否阻碍农民工市民化：托达罗模型拓展和义乌市实证分析［Ｊ］．中国土地科学， ２０１４（７）：３１－３８． ［２９］崔宝玉，易凤．当农民还是做市民：宅基地确权对农民市民化意愿的影响———来自 ＣＲＨＰＳ２０１９的微观证据 ［Ｊ］．农村经济，２０２２（８）：５０－５９． ［３０］李勇辉，刘南南，李小琴．农地流转、住房选择与农民工市民化意愿［Ｊ］．经济地理，２０１９（１１）：１６５－１７４． ［３１］沈永生．中国农民工市民化问题研究［Ｍ］．北京：中国劳动社会保障出版社，２０１５：２４８． ＲｅｔｕｒｎｉｎｇＨｏｍｅｏｒＳｔａｙｉｎｇｉｎｔｈｅＣｉｔｙ：ＡｎａｌｙｓｉｓｏｎＬａｂｏｒＳｕｐｐｌｙ ａｎｄＤｅｍａｎｄＳｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆＭｉｇｒａｎｔＷｏｒｋｅｒｓｉｎＣｈｉｎａ ＡＩＨｕｉ，ＺＨＡＮＧＭａｎｑｉ （ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｓｅａｒｃｈＣｅｎｔｅｒ，ＳｈａｎｇｈａｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｓｈａｎｇｈａｉ２００４３３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅｗｉｄｅｎｉｎｇｇａｐｂｅｔｗｅｅｎｒｅｓｉｄｅｎｔｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｎｄｒｅｇｉｓｔｅｒｅｄｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ，ｔｏｇｅｔｈｅｒｗｉｔｈｔｈｅ ｈｏｍｅｒｅｔｕｒｎｉｎｇｏｆｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓｓｈｏｗｓｔｈｅｒｅｉｓａｇａｐｂｅｔｗｅｅｎｔｈｅｐｏｌｉｃｙｏｂｊｅｃｔｉｖｅｓａｎｄａｃｔｕａｌｅｆｆｅｃｔｓ． Ｔｈｅａｂｏｖｅｐｒｏｂｌｅｍｓａｒｅｃｌｏｓｅｌｙｒｅｌａｔｅｄｔｏｔｈｅｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔｓｔｒｕｃｔｕｒｅａｎｄｓｐａｔｉａｌａｌｌｏｃａｔｉｏｎ；ｆｉｒｓｔ，ｏｎｔｈｅ ｌａｂｏｒｄｅｍａｎｄｌｅｖｅｌ，ｔｈｅｒｅｅｘｉｓｔｓｓｔｒｕｃｔｕｒａｌｉｍｂａｌａｎｃｅｉｎｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ′ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ；ｍｉｇｒａｎｔｌａｂｏｒｓａｒｅ ｍｕｃｈｎｅｅｄｅｄｉｎｕｒｂａｎｅｘｐａｎｓｉｏｎ，ｈｏｗｅｖｅｒ，ｔｈｅｙｍａｙｃｏｎｆｒｏｎｔｑｕａｌｉｆｉｃａｔｉｏｎｄｉｓｐｌａｃｅｍｅｎｔ．Ｓｅｃｏｎｄ，ｏｎ ｔｈｅｌａｂｏｒｓｕｐｐｌｙｌｅｖｅｌ，ｗｅｆｉｎｄｔｈｒｏｕｇｈｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅａｎｄＰｒｏｂｉｔａｎａｌｙｓｉｓｏｎｌａｂｏｒｓ′ｗｉｌｌｏｆｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔ，ｒｅａｌ ｒｉｇｈｔｆｏｒｕｓｕｆｒｕｃｔａｎｄｈｏｕｓｉｎｇｏｗｎｅｒｓｈｉｐ，ｔｈａｔｔｈｅｏｗｎｅｒｓｈｉｐｏｆｌａｎｄｃｏｎｔｒａｃｔｉｎｇｒｉｇｈｔｓａｎｄｈｏｍｅｓｔｅａｄｕｓｅ ｒｉｇｈｔｓｈａｓａｎｅｇａｔｉｖｅｉｍｐａｃｔｏｎｌａｂｏｒｓ′ｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓｔｏｓｅｔｔｌｅ，ｌａｎｄｃｉｒｃｕｌａｔｉｏｎ，ｃｏｎｔｒａｃｔｉｎｇｌａｎｄａｎｄｕｓｉｎｇ ｒｉｇｈｔｏｆｒｕｒａｌｒｅｓｉｄｅｎｃｅｂａｓｅ；ｗｈｉｌｅｌａｎｄｔｒａｎｓｆｅｒ，ｕｒｂａｎｈｏｕｓｉｎｇｂｏｔｈｈａｖｅａｐｏｓｉｔｉｖｅｉｍｐａｃｔ，ｓｈｏｗｉｎｇ ｔｈａｔｔｈｅｎａｔｕｒｅｏｆｈｏｕｓｉｎｇｈａｓａｒｅｇｕｌａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｏｎｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｕｓｕｆｒｕｃｔｒｉｇｈｔｓ．Ｔｈｉｒｄ，ｏｎｔｈｅｓｕｐｐｌｙ ａｎｄｄｅｍａｎｄｌｅｖｅｌ，ｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅａｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｓｔｈａｔｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔａｎｄｅｄｕｃａｔｉｏｎｍｉｓｍａｔｃｈａｆｆｅｃｔｕｒｂａｎ ｉｎｃｏｍｅ；ｐｏｌｉｃｙｍｉｓｍａｔｃｈｍａｙｒｅｄｕｃｅｔｈｅａｐｐｅａｌｏｆｕｒｂａｎｈｏｕｓｅｈｏｌｄｒｅｇｉｓｔｒａｔｉｏｎａｎｄｆｕｒｔｈｅｒｉｎｆｌｕｅｎｃｅｌａ ｂｏｒｓ′ｗｉｌｌｏｎｔｒａｎｓｆｅｒ，ｗｅａｋｅｎｌａｂｏｒｓ′ｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔｗｉｌｌ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｔｏｉｎｔｅｎｓｉｆｙｔｒａｉｎｉｎｇｓｏｆｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔｓｋｉｌｌｓ，ｔｏｐｒｏｖｉｄｅｍｏｒｅｐｕｂｌｉｃｓｅｒｖｉｃｅｓａｎｄｅｎｓｕｒｅｔｈｅｈｏｕｓｉｎｇｓｅｃｕｒｉｔｙ，ａｎｄｔｏｒｅｖｅｒｓｅｔｈｅ ｍｉｓｍａｔｃｈｅｓａｒｅｃｒｕｃｉａｌｉｎｐｒｏｍｏｔｉｎｇｍｕｌｔｉｌｅｖｅｌｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎａｎｄｒｕｒａｌｒｅｖｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ；ｌａｂｏｒｓｕｐｐｌｙａｎｄｄｅｍａｎｄ；ｔｈｅｗｉｌｌｏｆｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔ；ｓｔｒｕｃｔｕｒａｌｄｉｓｌｏｃａｔｉｏｎ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 数字乡村对农户创业的影响机理 张　雷，孙光林 （南京财经大学 金融学院，江苏 南京 ２１００２３） 摘　要：在数字经济不断发展而农户就业压力增大背景下，探讨数字乡村建设是否能够推动农户创业 具有重要现实和理论意义。基于资源禀赋创业论，分析了数字乡村建设影响农户创业行为的基本逻辑， 并使用“中国家庭追踪调查（２０１８）”和数字乡村指数数据进行了实证检验。研究显示，数字乡村建设对 农户创业产生了显著的推动作用。在作用机制上，数字乡村建设可以通过“破解农户数字鸿沟以及提 高信贷可得性”路径，促进农户进行创业。在异质性分析上，数字乡村建设能够缓解农户收入不足因素 对创业所造成的障碍，但也会更有利于受教育程度更高的男性户主创业。 关键词：数字乡村；农户创业；数字鸿沟；信贷可得性 中图分类号：Ｆ３２３．６　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００６９－１４ 一、数字乡村建设赋能乡村振兴 农户创业既是实现乡村振兴的重要途径之一，又是实现农户增收的重要工具。为了促进农户 创业，中央政府相关部门出台了系列政策文件。例如，２０１８年中共中央、国务院印发了《乡村振兴 战略规划（２０１８—２０２２年）》，要求“合理引导工商资本下乡，推动乡村大众创业万众创新”。《中共 中央国务院关于做好 ２０２２年全面推进乡村振兴重点工作的意见》提出“促进农民就地就近就业创 业、推进返乡入乡创业园建设”。因此，在全面推进乡村振兴的战略背景下，如何进一步推动农户 创业具有重要现实意义和政策意义。数字乡村建设政策实施成为农户发展创业过程中的一种新 现象。《乡村振兴战略规划（２０１８—２０２２年）》首次提出数字乡村概念以来，数字技术基础设施建 设以及数字技术在乡村经济、乡村治理以及乡村生活等方面的运用不断深入。２０２０年 １１月农业 农村信息化专家咨询委员会发布的《中国数字乡村发展报告》也显示，截至到 ２０２０年底“全国行政 村通光纤率和 ４Ｇ覆盖率均超过 ９８％”。由此看来，数字乡村建设不可避免的对农户创业行为产生 了影响。但是，关于数字乡村建设对农户创业产生何种影响、影响路径是什么，现有研究尚未作具 体探讨。 从已有关于农户创业的研究来看，现有文献主要从外部环境和家庭（或户主）特征因素两个层 面进行分析。从外部环境层面来看，金融市场环境、农村社区的基础设施环境以及地理环境等会 对农户创业行为造成影响。例如，金融市场发展能够提高农户在创业上的信贷可得性［１］，降低农 户创业的资本门槛［２］。农村基础设施建设水平也会对农户创业造成影响。一方面，农村基础设施 建设水平越高，越有利于降低农户创业运输成本［３］，吸引农户在农村社区创业［４］。另一方面，农村 　 　收稿日期：２０２２－１０－１１　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００７ 　基金项目：国家自然科学青年基金项目（７２００３０８６；７２１０３０９５） 　作者简介：张　雷（１９９０—），男，河南信阳人，南京财经大学金融学院讲师，主要研究方向为农业经济、农村金融。 Ｅｍａｉｌ：ｎａｕｚｈａｎｇｌｅｉ＠１６３．ｃｏｍ

７０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 基础设施建设水平越高，越有利于吸引外部创业资本向农村社区流动，进而带动农户创业［５］。地 理环境对农户创业的影响同样不可忽略。一方面农户创业地点越靠近城市，不仅有利于拓宽产品 服务边界［６］，而且能够提高创业收益率［７］，进而提高农户创业概率；另一方面，属于同一社区的创 业者能够更好整合地方资源［８］，降低创业者与社区成员之间的沟通成本［９］。也有部分学者认为文 化环境［１０］、人口迁移［１１］、农业补贴政策［１２］以及农村收入差距因素［１３］会对农户创业造成影响；从家 庭（或户主）特征层面来看，受教育程度、外出务工经历以及互联网使用能力等被视为会对农户创 业造成影响。一方面，受教育程度决定了农户发现商机以及整合资源的能力［１４］，对农户创业造成 影响［１５］；另一方面，农户外出务工经历有利于农户转出土地，提高农户非农创业的概率 。［１６］ 更进 一步的，农户对于互联网、移动支付以及数字金融的使用能力，可以分别通过创业信息收集能力提 升［１７］、创业风险管理能力提升［１８］等路径对其创业行为造成影响。 从关于数字乡村的研究来看，现有文献多关注数字乡村建设改进逻辑与存在问题。例如，沈 费伟等基于自主治理理论，从行为动机、制度支持、资源供给、公共参与以及监督制度等层面指出， 数字乡村建设应从“理念转变、结构优化以及动力转换”等维度进行改进［１９］。曾亿武等基于协同 理论以及内源式发展理论等，认为数字乡村建设应遵循“顶层设计—试点探索—全面推广”的路径 进行展开［２０］。王胜等探讨了数字乡村建设的现实挑战和策略选择，研究发现数字乡村建设存在 “资金缺口大、乡土 人 才 缺 乏、科 技 创 新 供 给 少 以 及 政 策 体 系 不 健 全 ”等 问 题 ［２１］。 杨 嵘 均 等 基 于 “脱域”机制思想，指出加强数字基础设施建设、培育农民主体能力以及推动技术革新等措施有利 于促进乡村数字赋能［２２］。也有部分学者辨析了数字乡村建设与农业高质量发展、乡村产业融合以 及乡村振兴战略目标实现之间的耦合关系以及着力点［２３－２４］。 综合梳理文献可以发现，关于农户创业的研究，已有文献多关注金融市场、社区基础设施以及 家庭（或户主）特征等因素对农户创业的影响，对数字乡村发展影响农户创业的研究仍然有待于完 善；关于数字乡村的研究，已有文献多关注数字乡村建设改进逻辑与存在问题，对数字乡村是否能 够缓解农户创业难问题，仍存在进一步讨论空间。 本文可能的创新和边际贡献如下：首先，在理论层面，基于“资源禀赋”创业理论［２５］２３，本文分 析了数字乡村建设影响农户创业的内在机理，为农户创业研究提供了新视角；其次，在实证层面， 本文实证检验了数字乡村能够促进农户创业，而且进一步论证了数字乡村建设对农户创业产生影 响的“数字鸿沟破解以及信贷可得性提升”机制；最后，在政策层面，本文为政策部门通过数字乡村 建设缓解农户就业难问题提供了新的政策抓手，同时进一步说明了数字乡村建设对不同性别、受 教育程度以及收入水平农户创业所产生的异质性影响。 二、分析框架与研究假说 （一）数字乡村影响农户创业基本逻辑 创业本质上是一种综合运用非物质资本以及物质资本等资源禀赋进行自我雇佣的行为 。［２５］２３ 非物质资本包括企业家能力、受教育程度以及专利技术等，物质资本包括资金、厂房以及其他实物 资产。非物质资本以及物质资本的拥有量和获得水平将会影响创业者创业行为。基于 Ｓａｈｌｍａｎ的 “资源禀赋”创业理论逻辑［２５］２３，数字乡村建设将会通过影响农户获取非物质资本和物质资本的能 力进而对农户自我雇用行为（创业）造成影响，其中非物质资本获取主要表现为对农户数字鸿沟的 破解，物质资本获取主要表现为信贷可得性的提升。 　　从物质资本获取层面，数字乡村建设主要通过缓解农户信贷可得性对农户创业行为造成影

第 ３期 张　雷，孙光林：数字乡村对农户创业的影响机理 　　７１　 图 １　数字乡村影响农户创业传导机制 响。已有文献指出，金融资本（或信贷）可得性不足是约束个体创业的重要障碍因素［２６］。同时，相 对于富裕农户，信贷可得性不足对贫困农户的创业行为约束更加明显［２］。数字乡村建设会对农户 由于信贷可得性不足导致的创业约束行为产生缓解作用。一方面，数字乡村建设有利于农户生产 消费等信息足迹由传统的软信息转变为硬信息，进而降低银行信用评估成本［２７］；另外一方面，数字 乡村建设有利于农户通过互联网途径获取金融知识，缓解农户由于金融素养不足所导致的信贷可 得性不足。同时，数字乡村建设将会有利于农户将借款对象由传统的农商银行等地域性金融机构 拓宽到微众银行等数字金融服务提供机构，缓解农户由于地域性金融机构垄断所导致的信贷可得 性不足。 从非物质资本获取层面，数字乡村建设主要通过破解农户数字鸿沟，对农户创业行为造成影 响。已有研究表明，互联网使用可以通过电子商务等手段，实现对农户农业创业绩效的改善［１８］。 但是，数字鸿沟将会对农户的创业行为造成负面影响。一方面，由于数字基础措施的接入差距，导 致农户难以使用互联网等数字服务，约束了农户创业的行为；另外一方面，由于数字技术使用能力 的差距，导致农户使用互联网等数字服务的使用效率过于低下，对农户创业行为造成障碍。数字 乡村建设将会对农户由于数字鸿沟导致的创业障碍产生缓解作用。具体而言，一方面数字乡村建 设将会直接改善乡村地区的数字基础设施，破解农户的互联网接入基础设施障碍；另外一方面，数 字乡村建设将会通过乡村生活的数字化和乡村经济的数字化，形成数字化工具及数字化软件技术 运用方法的溢出效应［２８］，破解农户互联网接入的技能障碍。 基于以上分析，本文可以得出假说 １：数字乡村建设有利于农户进行创业。 （二）数字乡村影响农户创业：信贷可得性机制 基于上述理论逻辑，结合 ＥｖａｎｓａｎｄＪｏｖａｎｏｖｉｃ的创业决策模型［２６］，本文构建数字乡村影响农户 创业决策模型。假定农户拥有初始物质资本（以资金 Ｚ为主要代表），非物质资本（以数字工具使 用水平 ｑ为主要代表）。农户面临被雇佣和自我创业两种选择。假定农户获取雇佣工资 Ｗ 水平取 决于劳动力市场，初始物资资本的机会成本为 ｒ（ｒ为 １＋市场利率），农户的数字化工具使用水平 ｑ 对农户工资性收入产生正向影响，则农户雇佣收入 ｙｈ可以表示为： （１） ｙｈ（ｚ，ｑ）＝ｗｑ＋ｒｚ

７２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 假定农户初始资金 Ｚ和数字工具使用水平 ｑ为投入要素，则农户自主创业的收入函数 ｙｅ表 示为： ｙｅ（ｚ，ｑ）＝μｚαｑβ （２） 上式中 α表示资本产出弹性（０＜α＜１），β表示农户数字工具使用水平的产出弹性。当农户 自主创业的收入超过农户被雇佣收入时，农户会选择创业，即 ｙｔ（ｚ，ｑ）＝ｙｅ（ｚ，ｑ）－ｙｈ（ｚ，ｑ）＞０ （３） 基于（３）式，分别对 ｚ和 ｑ求导，令一阶求导等于 ０可以得 ｙｚｔ＝μαｚα－１ｑβ－ｒ＝０ （４） ｙｑｔ＝μβｚαｑβ－１ －ｗ＝０ （５） 基于（４）式可知，初始资本 ｚ是自主创业与雇佣收入差值 ｙｔ的单调递增函数。初始资本 ｚ为 ０ 时，自主创业与雇佣收入差值 ｙｔ小于 ０。因此，存在一个最小的初始资金门槛 ｚ，使得农户能够进 行自主创业。假定农户初始资金ｚ＜ｚ，此时农户需要向金融机构借贷 ｋ，以实现创业（成本为 ｒ）。 此时，农户自主创业的收入函数演变为： ｙｅ′（ｚ，ｋ，ｑ）＝μ（ｚ＋ｋ）αｑβ－ｒｋ （６） 此时（３）式演变为： ｙ′ｔ（ｚ，ｋ，ｑ）＝ｙｅ′（ｚ，ｋ，ｑ）－ｙｈ（ｚ，ｑ） （７） 依据（７）式对 ｋ进行一阶求导可得： ｙｋ′ｔ＝μα（ｚ＋ｋ）α－１ －ｒ＝０ （８） ｋｙ２″ｔ＝μα（α－１）（ｚ＋ｋ）α－２ ＞０ （９） 由上式可知 ｙｅ′（ｚ，ｋ，ｑ）是借贷资金 ｋ的单调递增 凹函数，ｙｈ（ｚ，ｑ）不受借贷资金 ｋ影响。因此当 μｚαｑβ＜ ｗｑ＋ｒｚ时，存在唯一 ｋ使得（７）式为 ０。 　　由于传统金融机构难以低成本实现农户信用评 估，农户获得融资规模 ｋ往往小于 ｋ （ｋ＜ｋ ），因此 融资约束成为农户创业的重要障碍。数字乡村不仅 通过农户使用移动互联网工具等途径，促使农户软信 息低成本转变为硬信息，而且将通过促使农户金融素 养提升以及扩宽农户借贷渠道等途径，使农户融资规 模 ｋ扩大（ｋ＞ｋ），从而使得农户实现创业。 图 ２　资金借贷与农户创业 基于以上分析可得假说 ２：数字乡村建设有利于提升农户信贷可得性，进而有利于农户创业。 （三）数字乡村影响农户创业：数字鸿沟机制 基于（５）式，对 ｑ进行二次求导可得 ｑｙ２″ｔ＝μβｚα（β－１）ｑβ－２ ＞０ （１０） 由上式可知，ｙｅ′（ｚ，ｋ，ｑ）是数字工具使用水平 ｑ的单调递增凹函数，ｙｈ（ｚ，ｑ）是单调递增函数。 当 ｑ为 ０时，ｙｅ＜ｙｈ。因此，存在唯一 ｑ使得（７）式为 ０。

第 ３期 张　雷，孙光林：数字乡村对农户创业的影响机理 　　７３　 　　由上图可知，存在一个最低门槛的数字工具使用 水平 ｑ，使得农户能够通过互联网以及电子商务等 数字化工具实施创业。但是，由于乡村数字基础设施 不健全以及数字技能不足等原因，导致农户在数字经 济不断发展背景下，难以拥有超过最低门槛 ｑ 的数 字工具使用水平（即 ｑ＜ｑ ），因此数字鸿沟将会对农 户创业造成阻碍。数字乡村不仅通过数字基础设施 建设破解农户数字接入鸿沟，而且通过数字使用技术 的溢出效应提升农户数字使用技能水平，使农户数字 工具使用水平提升（即 ｑ＞ｑ ），从而有利于农户实现 图 ３　数字工具使用与农户创业 自主创业。 基于以上分析，本文得出假说 ３：数字乡村建设有利于破解农户数字鸿沟，进而有利于农户 创业。 三、研究设计 （一）数据来源 本文的数据来源主要包括两部分：一是北京大学中国社会科学调查中心发布的“中国家庭追 踪调查（２０１８）”数据（简称 ＣＦＰＳ２０１８），二是阿里研究院与北京大学农村发展研究院联合发布的 《县域数字乡村指数（２０１８）》，通过将数据在县域层面进行匹配合并得到了 ４４３１个最终样本。中 国家庭追踪调查（２０１８）详细记录了全国 １４２４１个城镇和农村居民样本在就业、消费以及家庭资产 等方面的信息，能够全面反映中国农户的创业现状①。《县域数字乡村指数（２０１８）》数据以县域为 基本单元，基于乡村数字基础设施、乡村经济数字化、乡村治理数字化以及乡村生活数字化四个维 度构建了数字乡村指数，并测算了县域数字乡村的发展现状。 （二）指标选取 １．数字乡村 关于数字乡村发展程度的衡量，本文主要参考《县域数字乡村指数（２０１８）》报告对数字乡村指 标体系构建和衡量方法②。该指标体系主要包括乡村数字基础设施建设、乡村经济数字化、乡村治 理数字化以及乡村生活数字化四个维度。本文将县域数字乡村综合指数作为县域层面的数字乡 村代理变量（ｄｉｇ＿ｃｏｕｎｔｙ）。 ２．农户创业 已有研究对农户创业的衡量方法主要包括两种，一是将农户的工商业经营视为创业［２９］，二是 在方法一的基础上，将农户农地经营面积超过 ５０亩或经营成本超过 ５万元以上，同样视为农户创 业［２］。上述两种衡量方法都具有一定合理性，结合中国家庭追踪调查（２０１８）问卷结构，考虑到数 据的可获性问题，本文使用第一种方法对农户创业行为（ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ）进行界定：“是否有家庭 成员从事个体经营或开办私营企业”。 ３．机制变量 ① 具体指标体系构建，详见《县域数字乡村指数（２０１８）》 ② 虽然中国家庭追踪调查数据已经更新到 ２０２０年份，但是由于“县域数字乡村指数”公开可获取只有 ２０１８年份， 因此为了避免时滞因素可能造成的实证结果偏误，使用“中国家庭追踪调查（２０１８）”数据更为合理。

７４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 本文选取的机制变量如下：１、数字鸿沟（ｃｏｍｐ＿ｕｓｅ）。已有对数字鸿沟的界定方法主要是“是 否接入互联网以及是否使用智能手机等”［３０］。参考已有研究，本文使用“家庭是否使用电脑上网” 作为数字鸿沟的 衡 量 变 量；２、信 贷 可 得 性 （ｌｏａｎ＿ｂａｎｋ）。对 于 信 贷 可 得 性 的 界 定，结 合 已 有 研 究［３１］，本文主要使用“家庭从银行获得除房贷以外的贷款规模”作为信贷可得性的衡量指标。 ４．控制变量 借鉴已有关于农户创业的相关研究，结合数据的可得性，本文选取的控制变量如下：户主年龄 （ａｇｅ）、户主性别（ｓｅｘ）、户主受教育程度（ｅｄｕ）、户主婚姻状况（ｍａｒｒｙ）、户主健康（ｈｅａｌｔｈ）、家庭人 均纯收入（ａｖ＿ｉｎｃ）以及县域（或县级市）经济发展水平（ａｖ＿ｇｄｐ）等。具体变量说明见表 １。 表 １　变量说明 变量名 变量符号 变量 样本量 均值 标准差 农户创业 ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ 是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业 ４，４３１ ０．０７０６ ０．２５６ ４，２８５ ５１．９８ ８．５３１ （是 ＝１；否 ＝０） ４，４３１ 数字乡村指数 ｄｉｇ＿ｃｏｕｎｔｙ 县域数字乡村发展综合指数 ４，４３１ 机制变量 ４，４３１ ４，４３１ 　数字鸿沟 ｃｏｍｐ＿ｕｓｅ 家庭是否使用电脑上网（是 ＝１；否 ＝０） ４，４３１ ０．０７０６ ０．２５６ 　信贷可得性 ｌｏａｎ＿ｂａｎｋ 家庭从银行获得除房贷以外的贷款规模（万元） ０．６６０ ３．２８９ ４，４３１ 控制变量 ４，４３１ 　年龄 ａｇｅ 户主年龄（岁） ４，４３０ ５２．０１ １４．０７ 　性别 ｓｅｘ ３，９５６ ０．５７３ ０．４９５ 　教育 ｅｄｕ 户主性别（男 ＝１；女 ＝０） ２．２７４ １．１１５ 户主受教育程度（文盲 ＝１；小学 ＝２；初中 ＝３；高中 　婚姻 ｍａｒｒｙ ＝４；大专 ＝５；本科 ＝６；硕士 ＝７） ０．８４１ ０．３６６ 　健康状况 ｈｅａｌｔｈ 户主是否在婚（是 ＝１；否 ＝０） ３．１６７ １．２９５ 户主健康状况（１＝非常健康；２＝很健康；３＝比较 　家庭人均纯收入 ａｖ＿ｉｎｃ 健康；４一般；５＝不健康） １．５６５ ２．３３７ 　县域经济发展水平 ａｖ＿ｇｄｐ 家庭人均纯收入水平（万元 ／人） ３．３１１ １．８８０ ２０１８年县域人均 ＧＤＰ（万元 ／人） （三）模型设定 为了验证数字乡村建设是否会对农户创业造成影响，本文构建 Ｐｒｏｂｉｔ模型如下： ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ ＝α０＋β１ｄｉｇ＿ｃｏｕｎｔｙｉ＋β２ｃｏｎ＿ｔｒｏｉ＋εｉ （１） ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ＝１（ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ ＞０） 上式中ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ表示农户创业行为，ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ 表示潜变量，若ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ ＞０，则ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ取值为 １，否则为 ０。ｄｉｇ＿ｃｏｕｎｔｙｉ表示县域数字乡村发展综合指数，ｃｏｎ＿ｔｒｏｉ 表示家庭层面和县域层面的控制变量，包括户主年龄、性别以及婚姻等因素，εｉ表示随机扰动项。 若相关性系数 β１显著为正，则说明数字乡村建设有利于农户创业假说 １成立。 进一步的，为了验证数字乡村建设是否能够通过缓解农户数字鸿沟以及融资约束路径，进而 对农户创业造成影响。本文在（１）式的基础上构建了中介效应模型［３２］如下： ｍｅｄｉａ＿ｖａｒｉ＝χ０ ＋δ１ｄｉｇ＿ｃｏｕｎｔｙｉ＋δ２ｃｏｎ＿ｔｒｏｉ＋ｉ （２） ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉ＝ι０ ＋κ１ｄｉｇ＿ｃｏｕｎｔｙｉ＋κ２ｍｅｄｉａ＿ｖａｒｉ＋κ３ｃｏｎ＿ｔｒｏｉ＋λｉ （３） （２）式中 ｍｅｄｉａ＿ｖａｒｉ表示数字鸿沟 （ｃｏｍｐ＿ｕｓｅｉ）和信贷可得性 （ｌｏａｎ＿ｂａｎｋｉ）两种中介变量。

第 ３期 张　雷，孙光林：数字乡村对农户创业的影响机理 　　７５　 ｃｏｍｐ＿ｕｓｅｉ表示农户家庭是否使用电脑上网，ｌｏａｎ＿ｂａｎｋｉ表示农户家庭从银行获得除房贷以外的贷 款规模。当 ｍｅｄｉａ＿ｖａｒｉ表示数字鸿沟（ｃｏｍｐ＿ｕｓｅｉ）时，若（２）式中 δ１ 正向显著，（３）式中 κ３ 亦正向 显著，则说明中介效应成立。数字乡村能够通过破解数字鸿沟，进而对农户创业造成正向影响，假 说 ２得到验证。同理，当 ｍｅｄｉａ＿ｖａｒｉ表示信贷可得性（ｌｏａｎ＿ｂａｎｋｉ）时，若（２）式中 δ１正向显著，（３） 式中 κ３亦正向显著，这说明数字乡村能够通过提升农户信贷可得性，进而对农户创业造成正向影 响，此时假说 ３得到验证。 四、实证结果分析 （一）数字乡村对农户创业：基本回归 为了验证数字乡村建设是否有利于农户创业，本文使用逐步加入家庭层面和县域层面控制变 量的 Ｐｒｏｂｉｔ模型进行实证分析。具体实证结果见表 ２。 表 ２　数字乡村与农户创业：基本回归 变量 农户创业 农户创业 农户创业 农户创业 ｄｉｇｔｉａｌ＿ｃｏｕｎｔｙ ａｇｅ ０．０１８ （０．００４） ０．０１５ （０．００４） ０．０１８ （０．００４） ０．０１８ （０．００４） ａｇｅ＿２ ｓｅｘ ０．０４０ （０．０１５） ０．０４９ （０．０１７） ｅｄｕ ｍａｒｒｙ －０．００１ （０．０００） －０．００１ （０．０００） ｈｅａｌｔｈ ａｖ＿ｉｎｃ ０．０５０（０．０６４） ０．０４０（０．０６７） ａｖ＿ｇｄｐ Ｃｏｎｓｔａｎｔ ０．１３５ （０．０３０） ０．１４３ （０．０３２） Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ０．２１６ （０．１０１） ０．２０１ （０．１０６） ０．０１３（０．０２６） ０．０１３（０．０２７） ０．０５８ （０．０１０） ０．０５５ （０．０１０） ０．０３５ （０．０１６） ０．０１５（０．０１７） －２．４０９ （０．２７４） －３．５５４ （０．４６３） －２．５７４ （０．２４４） －３．９９６ （０．４７５） ４，２８５ ４，２８４ ３，８３６ ３，８３５ 　注：上表系数均为边际效应系数，下同。 　　由上表可知，在不考虑控制变量的条件下，数字乡村建设对农户是否创业的平均边际效应为 ０．０１８，且在 １％显著性水平下显著。即数字乡村指数每提升百分之一个单位，农户进行创业行为 的概率提升 １．８％。这说明数字乡村建设对于促进农户创业具有重要边际影响。同时，在考虑控 制变量条件下，数字乡村建设对农户是否创业的平均边际效应变化不大，且在 １％显著性水平下仍 然正向显著。这说明数字乡村建设在考虑遗漏变量的情况下实证结果依然稳健，假说 １成立。 同时，从控制变量来看，户主年龄与农户创业呈现倒 Ｕ型趋势。从经济学含义上来看，农户年 龄到达 ４２岁左右进行创业的概率最高。可能的原因在于，在此年龄阶段农户财富水平、从业经历 以及人力资本健康状况等有利于创业的因素达到最优水平；另外，户主受教育程度对农户创业在 １％显著性水平下正向显著。边际效应上，农户受教育程度每提升一个层次，农户进行创业行为的 概率提升 １４．３％。这说明人力资本因素对农户创业具有重要影响；更进一步的，是否已婚对农户 创业行为亦具有显著正向影响。相对于未婚农户，已婚农户的创业行为概率高出 ２０．１％。可能的 原因在于，一方面，婚姻扩大了农户社会网络规模，进而有利于农户对创业机会的发掘和利用。另 外一方面，婚姻增加了农户家庭人力资本规模，为农户创业提供更多人力资本要素；最后，家庭收 入水平因素对农户创业亦产生了显著正向影响。农户家庭人均纯收入每提升 １万元，农户进行创

７６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 业的概率提升 ５．５％。这说明金融资本要素是农户创业的重要基础，因此提升农户信贷可得性将 会提高农户创业的概率。 （二）数字乡村对农户创业：稳健性分析 １．替换核心解释变量 本文主要使用阿里研究院与北京大学农村发展研究院联合发布的县域数字乡村发展综合指 数（２０１８）作为解释变量。在此基础上，本文依据于中国家庭追踪调查（２０１８）家庭问卷的“是否移 动上网”和“是否电脑上网”相关问题，通过加权平均的方法构建了县域农户上网接入率指标（ｉｎ ｔｅｒｎｅｔ＿ｃｏｕｎｔｙ），作为数字乡村替代变量进行稳健性检验。具体实证结果见表 ３第一列和第二列。 ２．替换实证模型 上文中，本文主要使用 Ｐｒｏｂｉｔ模型进行实证分析，为了增强实证结论的稳健性，本文在使用县 域上网接入率指标（ｉｎｔｅｒｎｅｔ＿ｃｏｕｎｔｙ）作为数字乡村替代变量的基础上，进一步使用 Ｌｏｇｉｔ模型进行 实证分析。具体实证结果见表 ３第三列和第四列。 表 ３　数字乡村与农户创业：稳健性分析 变量 农户创业 农户创业 农户创业 农户创业 Ｌｏｇｉｔ模型 ｉｎｔｅｒｎｅｔ＿ｃｏｕｎｔｙ Ｐｒｏｂｉｔ模型 ａｇｅ ａｇｅ＿２ ０．７４６ （０．１７９） ０．５２７ （０．２１０） １．４７８ （０．３４９） ０．８８８ （０．４０８） ｓｅｘ ｅｄｕ ０．０４１ （０．０１６） ０．０９４ （０．０３４） ｍａｒｒｙ ｈｅａｌｔｈ －０．０００ （０．０００） －０．００１ （０．０００） ａｖ＿ｉｎｃ ａｖ＿ｇｄｐ ０．０４２（０．０６６） ０．１１２（０．１３３） Ｃｏｎｓｔａｎｔ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ０．１３２ （０．０３０） ０．２６６ （０．０６０） ０．２４４ （０．１０４） ０．５５７ （０．２２７） －０．００８（０．０２６） －０．０１６（０．０５３） ０．０５９ （０．０１０） ０．１０４ （０．０２１） ０．０２７ （０．０１６） ０．０５１ （０．０３１） －１．７９６ （０．０８４） －３．１５８ （０．３９６） －３．２２３ （０．１６９） －６．１６６ （０．８３１） ４，４３１ ４，４３０ ３，９５６ ３，９５５ 　　由上表可知，在使用县域上网接入率指标（ｉｎｔｅｒｎｅｔ＿ｃｏｕｎｔｙ）作为数字乡村发展程度替代变量的 条件下，数字乡村建设对农户创业的行为依然在 １％显著性水平下正向显著，这说明假说 １的结论 是稳健的。同时，由表 ３第三和第四列实证结果可知，将 Ｐｒｏｂｉｔ模型替换为 Ｌｏｇｉｔ模型的条件下，数 字乡村对农户创业产生正向影响的显著性水平并未发生变化，这也进一步说明假说 １的结论是可 靠的。 （三）数字乡村对农户创业：内生性分析 本文主要使用本县域层面的数字乡村指数作为代理变量。但是，由于县域农户创业发展水平 可能会助长县域“电子商务、网络直播”等数字化程度的发展，因此直接使用本县域的数字乡村指 数作为代理变量，可能会导致互为因果问题的产生。为了规避上述问题，本文使用“相邻县域①的 数字乡村指数均值”（ｉｖ＿ｄｉｇ）作为工具变量。从工具变量的选取原则来看，相邻县域的数字乡村指 ① 若没有相邻县域样本，则选取最近的县域样本进行替代。

第 ３期 张　雷，孙光林：数字乡村对农户创业的影响机理 　　７７　 数与本县域的数字乡村指数存在正相关性，且不会受到本县域农户创业行为的影响。因此，使用 相邻县域的数字乡村 指 数 均 值 （ｉｖ＿ｄｉｇ）作 为 工 具 变 量 具 有 一 定 合 理 性。 在 此 基 础 上，本 文 使 用 ２ＳＬＳ模型进行实证检验，具体实证结果见表 ４。 表 ４　数字乡村与农户创业：工具变量法 变量 农户创业 农户创业 农户创业 农户创业 ｉｖ＿ｄｉｇ ０．００３ （０．００１） ０．００２ （０．００１） ０．００３ （０．００１） ０．００３ （０．００１） ａｇｅ ０．００２（０．００２） ０．００３ （０．００２） ａｇｅ＿２ －０．０００ （０．０００） －０．０００ （０．０００） ｓｅｘ ０．００４（０．００８） ０．００３（０．００８） ｅｄｕ ０．０１７ （０．００４） ０．０１８ （０．００４） ｍａｒｒｙ ０．０２１ （０．０１１） ０．０２１ （０．０１２） ｈｅａｌｔｈ ０．００２（０．００３） ０．００１（０．００３） ａｖ＿ｉｎｃ ０．０１４ （０．００２） ０．０１３ （０．００２） ａｖ＿ｇｄｐ ０．００７ （０．００２） ０．００４（０．００２） Ｃｏｎｓｔａｎｔ －０．０８７ （０．０３１） －０．１５４ （０．０５３） －０．１０４ （０．０３４） －０．２０９ （０．０５８） ＡｎｄｅｒｓｏｎＬＭ统计量 ３４４５．０８１（０．０００） ３４１８．９２３（０．０００） ３０９５．００４（０．０００） ３０８２．６９４（０．０００） ＣｒａｇｇＤｏｎａｌｄＷａｌｄＦ统计量 １８０００ １７０００ １６０００ １６０００ Ｓａｒｇａｎ统计量 Ｐ值 ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ４，２８５ ４，２８４ ３，８３６ ３，８３５ Ｒｓｑｕａｒｅｄ ０．００６ ０．０４４ ０．００９ ０．０４５ 　　由上表第一列实证结果可知，在不考虑控制变量的条件下不可识别检验的 ＡｎｄｅｒｓｏｎＬＭ 统计 量为 ３４４５０８１，且在 １％显著性水平显著。这说明使用相邻县域的数字乡村指数均值（ｉｖ＿ｄｉｇ）作 为工具变量不存在弱工具变量问题。在此基础上，弱工具变量检验的 ＣｒａｇｇＤｏｎａｌｄＷａｌｄＦ统计量 和过度识别检验的 Ｓａｒｇａｎ统计量 Ｐ值分别为 １８０００（大于 １０）和 ００００，这进一步说明工具变量不 存在弱工具变量和过度识别问题。同时，使用相邻县域的数字乡村指数均值（ｉｖ＿ｄｉｇ）作为工具变 量条件下，数字乡村建设对农户创业行为的影响仍在 １％显著性水平下显著，这说明假说 １是稳健 的。更进一步的，由上表第二、第三以及第四列实证结果可知，在加入家庭层面的控制变量和县域 层面的控制变量条件下，使用相邻县域的数字乡村指数均值（ｉｖ＿ｄｉｇ）作为工具变量，数字乡村建设 能够提高农户创业概率的结论依然稳健。 （四）数字乡村对农户创业：异质性分析 本文实证检验了数字乡村建设对农户创业的正向促进作用。但是，基于 Ｓａｈｌｍａｎ的“资源禀赋 创业论”可知［２５］２３，数字乡村建设对农户创业行为的边际效应，同样会受到农户人力资本（性别及 受教育程度）以及收入水平等要素的协同影响。因此，在上文的基础上，本文进一步探讨农户创业 者在不同性别、受教育程度以及家庭人均收入水平 ① 因素下，数字乡村建设对农户创业行为所产生 的异质性影响。具体实证结果见表 ５。 ① 低受教育程度和高教育程度的划分依据于是否低于或高于户主受教育水平均值，低收入水平和高收入水平的 划分标准与此相同。

７８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 ５　数字乡村与农户创业：异质性分析 变量 农户创业 农户创业 农户创业 男性 女性 低教育程度 高教育程度 低收入水平 高收入水平 ｄｉｇｔｉａｌ＿ｃｏｕｎｔｙ ０．０２０（０．００６） ０．０１５（０．００６） ０．０１６（０．００７） ０．０１８（０．００５） ０．０２４（０．００６） ０．０１２（０．００６） ａｇｅ ａｇｅ＿２ ０．０６３（０．０２３） ０．０２７（０．０２４） ０．０５４（０．０２９） ０．０４９（０．０２３） ０．０２２（０．０２２） ０．０６８（０．０２６） －０．００１（０．０００） －０．０００（０．０００） －０．００１（０．０００） －０．００１（０．０００）－０．０００（０．０００） －０．００１（０．０００） ｓｅｘ －０．０１９（０．０９９） ０．１２８（０．０９３） ０．０８６（０．０９４） －０．０１９（０．１００） ｅｄｕ ０．１７６（０．０４２） ０．１１０（０．０４９） ０．１５０（０．０４７） ０．１３６（０．０４４） ｍａｒｒｙ ０．２４７（０．１３８） ０．１８５（０．１８２） ０．０２０（０．１４０） ０．４０５（０．１６１） ０．０２１（０．１４０） ０．２７８（０．１５６） ｈｅａｌｔｈ ０．０２１（０．０３６） ０．００４（０．０４０） ０．０２５（０．０３８） ０．００３（０．０３８） ０．０５８（０．０３７） －０．０２５（０．０４１） ａｖ＿ｉｎｃ ０．０４７（０．０１５） ０．０６１（０．０１５） ０．０８４（０．０１８） ０．０５１（０．０１３） ａｖ＿ｇｄｐ ０．０２０（０．０２３） ０．００７（０．０２７） ０．００４（０．０２９） ０．０２４（０．０２２） －０．００３（０．０３０） ０．０２１（０．０２１） Ｃｏｎｓｔａｎｔ －４．４４９（０．６４８） －３．３１５（０．６６７）－３．７５９（０．８１９）－３．６００（０．５８３）－３．６９０（０．６４２） －３．６８５（０．６８１） Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ２，１７０ １，６６５ ２，２０７ １，６２８ ２，６４７ １，１８９ 　　由上表第一和第二列实证结果可知，数字乡村建设对不同性别农户的创业行为产生了异质性影 响。相对于女性户主，数字乡村建设更有利于男性户主进行创业。可能的原因在于，男性比女性有更 强的人力资本要素和风险偏好，因此数字乡村建设所带来的资金借贷便利以及数字工具便利，能够与 更强的人力资本要素形成协同，更有利于男性户主从事创业。与此同时，由上表第三和第四列实证结 果可知，相对于低受教育程度的农户，数字乡村建设更有利于高受教育程度的农户进行创业。可能的 原因在于，高受教育程度的户主能够更快掌握互联网、电子商务等数字化工具，从而对其创业行为形 成助力。最后，由上表第五和第六列实证结果可知，相对于高收入水平农户，数字乡村建设更有利于 低收入水平农户进行创业。可能的原因在于，数字乡村建设有利于数字普惠金融的实现，进而提高了 低收入农户的信贷可得水平，弥补了其与高收入农户之间的创业初始投入资本差距。因此，数字乡村 建设能够通过降低农户信贷门槛，进而有利于低收入农户进行创业。 五、机制分析与进一步讨论 （１）数字乡村对农户创业：机制检验 １．信贷可得性机制分析 本文证明了数字乡村建设能够提升农户创业的概率，但是数字乡村建设能否通过提升农户信 贷可得性机制进而促进农户创业，仍需要进一步实证检验。因此，本文通过构建中介效应模型进 行回归分析，具体实证结果见表 ６。 表 ６　数字乡村与农户创业：信贷可得性机制 变量 农户创业 信贷可得性 农户创业 ｄｉｇｔｉａｌ＿ｃｏｕｎｔｙ ０．０１８ （０．００４） ０．２５７ （０．０１３） ０．０１８ （０．００４） ｌｏａｎ＿ｂａｎｋ ０．０２８ （０．００７） ａｇｅ ０．０４９ （０．０１７） －０．０７１ （０．０３８） ０．０５２ （０．０１７） ａｇｅ＿２ －０．００１ （０．０００） ０．０００（０．０００） －０．００１ （０．０００） ｓｅｘ ０．４１７ （０．１７３） ０．０３２（０．０６８） ｅｄｕ ０．０４０（０．０６７） ０．１３９ （０．０３２） ｍａｒｒｙ ０．１４３ （０．０３２） －０．００６（０．０８５） ０．１８３ （０．１０６） ｈｅａｌｔｈ ０．２０１ （０．１０６） ０．４４３ （０．２４３） ０．００８（０．０２７） ａｖ＿ｉｎｃ ０．０１３（０．０２７） ０．２０２ （０．０６７） ０．０５３ （０．０１０） ａｖ＿ｇｄｐ ０．０５５ （０．０１０） ０．０４９（０．０３５） ０．０１６（０．０１８） Ｃｏｎｓｔａｎｔ ０．０１５（０．０１７） －４．０７７ （０．４６７） Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ －３．９９６ （０．４６２） －０．０４０（０．０５０） ３，８３５ ３，８３５ －１２．７５８ （１．１５２） ３，８３５

第 ３期 张　雷，孙光林：数字乡村对农户创业的影响机理 　　７９　 　　由上表可知第二列实证结果可知，数字乡村在 １％显著性水平下对农户信贷可得性产生正向 影响。从边际效应上，数字乡村指数每提升百分之一单位，农户从银行获得除房贷以外的贷款规 模提升 ０．２５７万元。这说明数字乡村建设能够降低农户信贷获得门槛，进而满足农户创业的资金 借贷需求。同时，由上表第三列实证结果可知，信贷可得性因素在 １％显著性水平下对农户创业行 为产生正向影响。从边际效应上，农户获得贷款规模每提升 １万元，农户创业的概率提升 ２．８％。 更进一步的，由上表三列实证结构可知，数字乡村会对农户创业以及农户信贷可得性产生显著正 向影响，而且在控制数字乡村因素的条件下，信贷可得性因素依然正向显著。这说明数字乡村通 过提升农户信贷可得性路径，促使农户创业的中介效应成立，即假说 ２得到验证。最后，从控制变 量来看，户主受教育程度、婚姻以及家庭收入水平等因素仍在 １％显著性水平下对农户创业产生了 显著正向影响。 ２．数字鸿沟机制分析 本文证明了数字乡村建设能够通过提升信贷可得性路径提升农户创业的概率，但是数字乡村 建设能否通过缓解农户数字鸿沟机制进而促进农户创业，仍需要进一步实证检验。因此，本文通 过构建中介效应模型进行回归分析，具体实证结果见表 ７。 表 ７　数字乡村与农户创业：数字鸿沟机制 变量 农户创业 数字鸿沟 农户创业 ｄｉｇｔｉａｌ＿ｃｏｕｎｔｙ ０．０１８ （０．００４） ０．０５１ （０．００４） ０．０１６ （０．００４） ｃｏｍｐ＿ｕｓｅ ０．２５８ （０．０９５） ａｇｅ ０．０４９ （０．０１７） －０．０４７ （０．０１４） ０．０５４ （０．０１７） ａｇｅ＿２ －０．００１ （０．０００） ０．０００（０．０００） －０．００１ （０．０００） ｓｅｘ ０．２１７ （０．０７０） ０．０３１（０．０６８） ｅｄｕ ０．０４０（０．０６７） ０．３５８ （０．０３２） ０．１２４ （０．０３２） ｍａｒｒｙ ０．１４３ （０．０３２） ０．２１１ （０．１０６） ｈｅａｌｔｈ ０．２０１ （０．１０６） －０．１５０（０．０９６） ０．０１１（０．０２７） ａｖ＿ｉｎｃ ０．０１３（０．０２７） ０．０５２ （０．０１１） ａｖ＿ｇｄｐ ０．０５５ （０．０１０） ０．０２２（０．０２８） ０．０１１（０．０１８） Ｃｏｎｓｔａｎｔ ０．０１５（０．０１７） ０．０４７ （０．０１１） －４．０１８ （０．４６３） Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ －３．９９６ （０．４６２） ０．０５５ （０．０１６） ３，８３５ ３，８３５ －３．６７７ （０．４０８） ３，８３５ 　　由上表第二列实证结果可知，数字乡村建设在 １％显著性水平下，对破解农户数字鸿沟具有正 向影响。在边际效应上，数字乡村建设指数每提升百分之一单位，则农户家庭使用电脑上网的概 率提升 ５．１％。这说明数字建设对破解农户数字鸿沟有比较明显的促进作用。同时，由上表第三 列实证结果可知，与没有使用电脑上网的农户相比，有电脑上网的农户创业概率高出 ２５．８％。这 说明随着数字经济不断发展，数字鸿沟对农户创业产生了显著的抑制作用。更进一步的，在控制 数字乡村建设因素的条件下，农户数字鸿沟因素在 １％显著性水平下正向显著，这说明数字乡村通 过破解农户数字鸿沟路径，进而促使农户创业的中介效应成立，即假说 ３得到验证。最后，从控制 变量来看，户主受教育程度、婚姻以及家庭收入水平等因素仍在 １％显著性水平下对农户创业产生 了显著正向影响。 （二）数字乡村对农户创业：进一步分析 １．不同数字乡村维度与农户创业 上文中，本文主要使用数字乡村综合指数作为数字乡村代理变量，为了进一步探讨何种数字 乡村建设行为能够最有利于农户创业。依据《县域数字乡村指数（２０１８）》的指标构建体系，本文分 别分析了乡村数字基础设施（ｐｕｂ＿ｄｉｇｉｎｆ）、乡村经济数字化（ｅｃｏ＿ｄｉｇｉｎｆ）、乡村治理数字化（ｇｏｖ＿ｄｉｇ ｉｎｆ）以及乡村生活数字化（ｌｉｆｅ＿ｆｉｇｉｎｆ）四个维度对农户创业的影响。具体实证结果见表 ８。

８０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 ８　不同数字乡村维度与农户创业 变量 农户创业 农户创业 农户创业 农户创业 ｐｕｂ＿ｄｉｇｉｎｆ ０．００７ （０．００３） ０．０１２ （０．００４） ｅｃｏ＿ｄｉｇｉｎｆ ＹＥＳ ＹＥＳ ｇｏｖ＿ｄｉｇｉｎｆ －３．４７１ （０．４２３） ０．００５ （０．００２） ３，９５５ ｌｉｆｅ＿ｆｉｇｉｎｆ ０．００７ （０．００３） 家庭控制变量 ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ 县域控制变量 ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ Ｃｏｎｓｔａｎｔ －３．４９９ （０．４３８） －３．２１０ （０．３９８） －３．２５４ （０．４０５） Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ３，９５５ ３，９５５ ３，９５５ 　　由上表可知，乡村数字基础建设、乡村经济数字化、乡村治理数字化以及乡村生活数字化均在 １％显著性水平下对农户创业产生了显著正向影响。同时，从边际效应上，乡村经济数字化对农户 创业产生的影响最大。可能的原因在于，乡村数字经济的发展，一方面拓宽了农户创业领域，促使 农户创业由传统的餐饮、零售等领域向电子商务、视频创作等领域拓展；另外一方面降低了农户创 业门槛，促使农户创业由传统零售等资本密集型领域，向视频创作、直播卖货等创意密集型领域转 变。最后，乡村数字基础建设以及乡村生活数字化亦对农户创业产生重要影响。 ２．数字乡村与农户创业规模、人数及绩效 本文主要分析数字乡村建设对农户创业行为的影响。但是，数字乡村建设是否有利于促进农 户创业绩效等，仍需要进一步探讨。因此，本文进一步从创业经营规模、创业参与人数以及创业经 营利润三个维度分析数字乡村建设对农户创业绩效的影响。具体实证结果见表 ９。 表 ９　数字乡村与农户创业规模、人数及绩效 变量 创业经营规模 创业参与人数 创业经营利润 ｄｉｇｔｉａｌ＿ｃｏｕｎｔｙ ０．００８（０．０１２） －０．０２７（０．０３２） ０．０１０ （０．００４） 家庭控制变量 县域控制变量 ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ Ｃｏｎｓｔａｎｔ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ －２．１７０（１．３７４） －４．０９８（４．０５３） －１．７７５ （０．４１３） ２５０ ２７３ ３，８３５ 　　由上表第一和第二列实证结果可知，数字乡村建设对农户创业经营规模和创业参与人数均没 有显著影响。可能的原因在于，数字乡村建设促进农户创业的类型多以餐饮、零售以及电子商务 等小微企业为主，因此并不能有效提高农户创业经营规模和创业参与人数。与此同时，由上表第 三列实证结果可知，数字乡村建设在 １％显著性水平下对农户创业经营利润正向显著。从边际效 应上，数字乡村建设指数每提升百分之一单位，农户创业经营利润将提升 ０．０１万元。由此来看，数 字乡村建设不仅有利于农户进行创业，而且能够改善农户创业经营绩效。 六、结论与启示 （一）研究结论 本文使用 《县 域 数 字 乡 村 指 数 （２０１８）》以 及 “中 国 家 庭 追 踪 调 查 （２０１８）”数 据 （简 称 ＣＦＰＳ２０１８），讨论了数字乡村建设对农户创业行为产生影响的理论逻辑及机制。研究显示：第一， 数字乡村建设确实能够对农户创业产生积极促进作用，数字乡村指数每提升百分之一单位，农户 创业的概率提升 １．８％；第二，数字乡村建设主要通过破解农户数字鸿沟以及提高农户信贷可得性 路径，进而实现对农户创业行为的促进；第三，数字乡村建设能够在一定程度上缓解收入不足因素 对农户创业所造成的障碍。但是，相对于受教育程度低的女性户主，数字乡村建设对促进受教育 程度高的男性户主创业的概率更高；第四，数字乡村建设不仅对农户创业产生了显著作用，而且改 善了农户创业的经营绩效。

第 ３期 张　雷，孙光林：数字乡村对农户创业的影响机理 　　８１　 （二）政策启示 基于上述结论，本文得到的启示如下：第一，地方政府部门应该进一步加大对数字基础设施建 设的财政支持力度。数字基础设施的普及既是农户利用数字化工具的基础，也是乡村地区发展数 字经济促使农户积极创业的基石。同时，乡村数字基础设施的普及，也会缩小农户与城镇居民之 间的数字鸿沟，促使城镇地区技术、资金等要素向农村地区流动，进而缓解农村地区技术、资金等 要素不足对农户创业所造成的负面影响；第二，地方政府要进一步通过补贴、免费培训等手段，提 升农户数字技能水平。一方面，农户所掌握网络搜索、电子商务等领域的数字技能水平，将会直接 影响农户通过互联网途径获取创业经验、发现创业机会的能力，进而对农户创业造成影响。另一 方面，农户掌握网络营销以及视频剪辑等领域的数字技能水平，将会对农户通过创建电子商务平 台、视频直播卖货等实现创业产生直接影响。因此，地方政府要积极树立农户数字化创业正面典 型，引导农户主动学习与创业相关的数字化技能，进而促使农户创业。同时，也可以通过免费培训 等手段，吸引农户积极学习数字化技能，为农户创业打下基础；第三，地方政府要进一步促进乡村 数字经济的发展，为农户创业提供数字经济环境。随着互联网的不断发展，涉农短视频创作、农产 品电商等数字经济业态已经逐步成为促进乡村振兴的重要力量。同时，乡村数字经济的发展，能 够促使农户创业由传统的餐饮、零售等领域向互联网领域拓展。因此，地方政府可以通过免税、财 政补贴等途径通过推动乡村数字经济的发展，进而吸引更多农户利用数字化工具进行创业。 参考文献： ［１］卢亚娟，张龙耀，许玉韫．金融可得性与农村家庭创业———基于 ＣＨＡＲＬＳ数据的实证研究［Ｊ］．经济理论与经济 管理，２０１４（１０）：８９－９９． ［２］翁辰，张兵．信贷约束对中国农村家庭创业选择的影响———基于 ＣＨＦＳ调查数据［Ｊ］．经济科学，２０１５（６）：９２－ １０２． ［３］ＤＵＴＴＡＳ．Ｒｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｔｈｒｏｕｇｈｒｅｓｔｒｕｃｔｕｒｉｎｇｓｔａｔｅｆｉｎａｎｃｅｓ：ａｎｏｔｅｆｏｒｐｏｌｉｃｙ［Ｊ］．ＩｎｄｉａｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｄｕｓｔｒｉ ａｌＲｅｌａｔｉｏｎｓ，２０１５（２）：２０４－２１１． ［４］ＤＥＧＵＺＭＡＮＭ ＲＴ，ＫＩＭ Ｓ，ＴＡＹＬＯＲＳ，ＥＴＡＬ．Ｒｕｒａｌｃｏｍｍｕｎｉｔｉｅｓａｓａｃｏｎｔｅｘｔｆｏｒｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ：Ｅｘｐｌｏｒｉｎｇ ｐｅｒｃｅｐｔｉｏｎｓｏｆｙｏｕｔｈａｎｄｂｕｓｉｎｅｓｓｏｗｎｅｒｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＲｕｒａｌＳｔｕｄｉｅｓ，２０２０（１２）：４５－５２． ［５］ＳＴＡＴＨＯＰＯＵＬＯＵＳ，ＰＳＡＬＴＯＰＯＵＬＯＳＤ，ＳＫＵＲＡＳＤ．ＲｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉｎＥｕｒｏｐｅ：ａｒｅｓｅａｒｃｈｆｒａｍｅｗｏｒｋａｎｄ ａｇｅｎｄａ［Ｊ］．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌＢｅｈａｖｉｏｒ＆ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，２００４（１０）：４０４－４２５． ［６］ＭＬＬＥＲＳ，ＫＯＲＳＧＡＡＲＤＳ．Ｒｅｓｏｕｒｃｅｓａｎｄｂｒｉｄｇｉｎｇ：ｔｈｅｒｏｌｅｏｆｓｐａｔｉａｌｃｏｎｔｅｘｔｉｎｒｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ［Ｊ］．Ｅｎｔｒｅ ｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ＆ ＲｅｇｉｏｎａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，２０１８（２）：２２４－２５５． ［７］ＹＵＬ，ＡＲＴＺＧＭ．Ｄｏｅｓｒｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｐａｙ？［Ｊ］．ＳｍａｌｌＢｕｓｉｎｅｓｓＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１９（３）：６４７－６６８． ［８］ＫＯＲＳＧＡＡＲＤＳ，ＭＬＬＥＲＳ，ＴＡＮＶＩＧＨ Ｗ．Ｒｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｏｒｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉｎｔｈｅｒｕｒａｌｂｅｔｗｅｅｎｐｌａｃｅ ａｎｄｓｐａｃｅ［Ｊ］．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌＢｅｈａｖｉｏｒ＆ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，２０１５（１）：５－２６． ［９］ＫＡＮＩＡＩ，ＡＮＧＧＡＤＷＩＴＡＧ，ＡＬＡＭＡＮＤＡＤＴ．Ａｎｅｗａｐｐｒｏａｃｈｔｏｓｔｉｍｕｌａｔｅｒｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｔｈｒｏｕｇｈｖｉｌｌａｇｅ ｏｗｎｅｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓｉｎＩｎｄｏｎｅｓｉａ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｎｔｅｒｐｒｉｓｉｎｇＣｏｍｍｕｎｉｔｉｅｓ：ＰｅｏｐｌｅａｎｄＰｌａｃｅｓｉｎｔｈｅＧｌｏｂａｌＥｃｏｎｏｍｙ， ２０２１（３）：４３２－４５０． ［１０］ＣＡＬＺＡＦ，ＧＯＦＭ，ＰＡＲＭＥＮＴＯＬＡＡ，ＥＴＡＬ．Ｅｕｒｏｐｅａｎｒｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒａｎｄｔｏｕｒｉｓｍ ｂａｓｅｄｄｉｖｅｒｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ： Ｄｏｅｓｎａｔｉｏｎａｌｃｕｌｔｕｒｅｍａｔｔｅｒ？［Ｊ］．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＪｏｕｒｎａｌｏｆＴｏｕｒｉｓｍ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，２０１８（５）：６７１－６８３． ［１１］ＤＥＬＬＥＲ Ｓ，ＫＵＲＥＳＭ，ＣＯＮＲＯＹ Ｔ．Ｒｕｒａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐａｎｄｍｉｇｒａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＲｕｒａｌＳｔｕｄｉｅｓ，２０１９ （１）：３０－４２． ［１２］尹志超，刘泰星，王晓全．农村收入差距抑制了农户创业吗？———基于流动性约束与人力资本投资视角的实证 分析［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（５）：７６－９５． ［１３］缪书超，钱龙，宋亮．农业补贴与农村家庭非农创业———基于中国家庭金融调查（ＣＨＦＳ）数据的实证分析［Ｊ］． 农业经济问题，２０２１（３）：６２－７４． ［１４］ＫＡＵＳＨＩＫＳＫ．ＨｏｗｈｉｇｈｅｒｅｄｕｃａｔｉｏｎｉｎｒｕｒａｌＩｎｄｉａｈｅｌｐｓｈｕｍａｎｒｉｇｈｔｓａｎｄｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｓｉａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００６（１）：２９－３４．

８２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 ［１５］董晓林，孙楠，吴文琪．人力资本、家庭融资与农户创业决策———基于 ＣＦＰＳ７９８１个有效样本的实证分析［Ｊ］． 中国农村观察，２０１９（３）：１０９－１２３． ［１６］杨子砚，文峰．从务工到创业———农地流转与农村劳动力转移形式升级［Ｊ］．管理世界，２０２０（７）：１７１－１８５． ［１７］何婧，李庆海．数字金融使用与农户创业行为［Ｊ］．中国农村经济，２０１９（１）：１１２－１２６． ［１８］苏岚岚，孔荣．互联网使用促进农户创业增益了吗？———基于内生转换回归模型的实证分析［Ｊ］．中国农村经 济，２０２０（２）：６２－８０． ［１９］沈费伟，袁欢．大数据时代的数字乡村治理：实践逻辑与优化策略［Ｊ］．农业经济问题，２０２０（１０）：８０－８８． ［２０］曾亿武，宋逸香，林夏珍，傅昌銮．中国数字乡村建设若干问题刍议［Ｊ］．中国农村经济，２０２１（４）：２１－３５． ［２１］王胜，余娜，付锐．数字乡村建设：作用机理、现实挑战与实施策略［Ｊ］．改革，２０２１（４）：４５－５９． ［２２］杨嵘均，操远秡．论乡村数字赋能与数字鸿沟间的张力及其消解［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０２１ （５）：３１－４０． ［２３］夏显力，陈哲，张慧利等．农业高质量发展：数字赋能与实现路径［Ｊ］．中国农村经济，２０１９（１２）：２－１５． ［２４］陈一明．数字经济与乡村产业融合发展的机制创新［Ｊ］．农业经济问题，２０２１（１２）：８１－９１． ［２５］ＳＡＨＬＭＡＮＷ Ａ．Ｓｏｍｅｔｈｏｕｇｈｔｓｏｎｂｕｓｉｎｅｓｓｐｌａｎｓ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：ＨａｒｖａｒｄＢｕｓｉｎｅｓｓＳｃｈｏｏｌＰｕｂｌ，１９９６． ［２６］ＥＶＡＮＳＤＳ，ＪＯＶＡＮＯＶＩＣＢ．Ａｎｅｓｔｉｍａｔｅｄｍｏｄｅｌｏｆｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌｃｈｏｉｃｅｕｎｄｅｒｌｉｑｕｉｄｉｔｙｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆｐｏｌｉｔｉｃａｌｅｃｏｎｏｍｙ，１９８９（４）：８０８－８２７． ［２７］ＢＥＲＧＴ，ＢＵＲＧＶ，ＧＯＭＢＯＶＩ Ａ，ＥＴＡＬ．Ｏｎｔｈｅｒｉｓｅｏｆｆｉｎｔｅｃｈｓ：Ｃｒｅｄｉｔｓｃｏｒｉｎｇｕｓｉｎｇｄｉｇｉｔａｌｆｏｏｔｐｒｉｎｔｓ［Ｊ］．Ｔｈｅ ＲｅｖｉｅｗｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔｕｄｉｅｓ，２０２０（７）：２８４５－２８９７． ［２８］ＢＥＡＭＡＮ Ｌ，ＢＥＮＹＩＳＨＡＹ Ａ，ＭＡＧＲＵＤＥＲ Ｊ，ＥＴＡＬ．Ｃａｎｎｅｔｗｏｒｋｔｈｅｏｒｙｂａｓｅｄｔａｒｇｅｔｉｎｇｉｎｃｒｅａｓｅｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ ａｄｏｐｔｉｏｎ？［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２０２１（６）：１９１８－４３． ［２９］ＰＡＵＬＳＯＮＡＬ，ＴＯＷＮＳＥＮＤ Ｒ．ＥｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐａｎｄｆｉｎａｎｃｉａｌｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓｉｎＴｈａｉｌａｎｄ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｏｒｐｏｒａｔｅ Ｆｉｎａｎｃｅ，２００４（２）：２２９－２６２． ［３０］ＨＪＯＲＴＪ，ＰＯＵＬＳＥＮＪ．ＴｈｅａｒｒｉｖａｌｏｆｆａｓｔｉｎｔｅｒｎｅｔａｎｄｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔｉｎＡｆｒｉｃａ［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２０１９ （３）：１０３２－７９． ［３１］彭克强，刘锡良．农民增收、正规信贷可得性与非农创业［Ｊ］．管理世界，２０１６（７）：８８－９７． ［３２］ＨＡＹＥＳＡＦ．Ｉｎｔｒｏｄｕｃｔｉｏｎｔｏｍｅｄｉａｔｉｏｎ，ｍｏｄｅｒａｔｉｏｎ，ａｎｄｃｏｎｄｉｔｉｏｎａｌｐｒｏｃｅｓｓａｎａｌｙｓｉｓ：Ａ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎｂａｓｅｄａｐｐｒｏａｃｈ ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：ＧｕｉｌｆｏｒｄＰｕｂｌｉｃａｔｉｏｎｓ，２０１７：２１９． ＩｍｐａｃｔｉｎｇＭｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆＤｉｇｉｔａｌＶｉｌｌａｇｅｏｎＦａｒｍｅｒｓ′Ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ ＺＨＡＮＧＬｅｉ，ＳＵＮＧｕａｎｇｌｉｎ （ＮａｎｊｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１００２３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｎｔｈｅｃｏｎｔｅｘｔｏｆｄｉｇｉｔａｌｅｃｏｎｏｍｙａｎｄｔｈｅｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔｐｒｅｓｓｕｒｅｏｎｆａｒｍｅｒｓ，ｉｔｉｓｏｆｇｒｅａｔｐｒａｃｔｉ ｃａｌａｎｄｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅｔｏｅｘｐｌｏｒｅｗｈｅｔｈｅｒｄｉｇｉｔａｌｒｕｒａｌｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｃａｎｐｒｏｍｏｔｅｆａｒｍｅｒｓ′ｅｎｔｒｅ ｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ．Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｔｈｅｏｒｙｏｆｒｅｓｏｕｒｃｅｅｎｄｏｗｍｅｎｔｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ，ｗｅａｎａｌｙｚｅｄｔｈｅｂａｓｉｃｌｏｇｉｃｏｆ ｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｄｉｇｉｔａｌｖｉｌｌａｇｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｏｎｆａｒｍｅｒｓ′ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌｂｅｈａｖｉｏｒ，ｃａｒｒｉｅｄｏｕｔａｎｅｍｐｉｒｉｃａｌ ｔｅｓｔｕｓｉｎｇｔｈｅ″ＣｈｉｎａＨｏｕｓｅｈｏｌｄＴｒａｃｋｉｎｇＳｕｒｖｅｙ（２０１８）″ａｎｄｔｈｅｄｉｇｉｔａｌｒｕｒａｌｉｎｄｅｘｄａｔａ．Ｔｈｅｒｅｓｅａｒｃｈ ｓｈｏｗｓｔｈａｔｄｉｇｉｔａｌｒｕｒａｌｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｈａｓｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｐｒｏｍｏｔｅｄｆａｒｍｅｒｓ′ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ；Ｉｎｔｅｒｍｓｏｆ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｉｔｈｅｌｐｅｄｆａｒｍｅｒｓｔｏｓｔａｒｔｔｈｅｉｒｏｗｎｂｕｓｉｎｅｓｓｅｓｔｈｒｏｕｇｈｔｈｅｐａｔｈｏｆ″ｂｒｅａｋｉｎｇｔｈｅｄｉｇｉｔａｌｄｉｖｉｄｅ ｏｆｆａｒｍｅｒｓａｎｄｉｍｐｒｏｖｉｎｇｔｈｅａｖａｉｌａｂｉｌｉｔｙｏｆｃｒｅｄｉｔ″；Ｉｎｔｅｒｍｓｏｆｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙａｎａｌｙｓｉｓ，ｄｉｇｉｔａｌｖｉｌｌａｇｅｃｏｎ ｓｔｒｕｃｔｉｏｎｃａｎａｌｌｅｖｉａｔｅｔｈｅｂａｒｒｉｅｒｓｃａｕｓｅｄｂｙｉｎｓｕｆｆｉｃｉｅｎｔｉｎｃｏｍｅｏｆｆａｒｍｅｒｓ；ｈｏｗｅｖｅｒ，ｉｔｉｓｍｏｒｅｃｏｎｄｕ ｃｉｖｅｔｏｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｆｏｒｍａｌｅｈｏｕｓｅｈｏｌｄｈｅａｄｓｗｉｔｈｈｉｇｈｅｒｅｄｕｃａｔｉｏｎ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｄｉｇｉｔａｌｖｉｌｌａｇｅ；ｆａｒｍｅｒｓ′ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ；ｄｉｇｉｔａｌｇａｐ；ｃｒｅｄｉｔａｖａｉｌａｂｉｌｉｔｙ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 粮食安全视角下的农业水资源风险及其治理重点 杨　鑫１，穆月英２ （１．中国社会科学院 农村发展研究所，北京 １００７３２；２．中国农业大学 经济管理学院，北京 １０００８３） 摘　要：农业水资源风险治理中的局部风险管理思维，不能有效防范化解农业水资源风险。其治理难点 表现为：食物消费升级引发的回弹效应使得农业水资源生态风险扩大，小农户利益未得到充分保护导致农 业水价综合改革迟滞，地下水污染仍然严重且防治困难，特别是过于依赖农业用水效率提高而催生了农业 水资源系统性风险。由此提出以风险耦合思维灵活调整农业水资源管理目标和工具，强化控制灌溉水回 弹效应的经济激励、建立农业水价多元化形成机制、推进地下水污染治理与保护工程等政策建议。 关键词：农业水资源；粮食安全；风险耦合；风险治理 中图分类号：Ｆ３２３．２１３　　　　文献标识码：Ａ　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００８３－１２ 一、引言 在大食物观、乡村振兴、生态文明建设等背景下，新时期保障粮食安全需兼顾提高粮食综合生 产能力、持续改善居民营养健康、注重资源环境保护等目标［１］。正是把握住了粮食安全面临的复 杂局势和目标，党的二十大报告提出“全方位夯实粮食安全根基”。２０１４年，习近平在河南考察时， 对粮食安全根基做出了总结：“粮食生产根本在耕地，命脉在水利，出路在科技，动力在政策”。这 意味着，耕地和种子是“藏粮于地、藏粮于技”战略的关键要害，农业水资源同样是粮食安全的基本 保障。灌溉对中国粮食产量增长的直接贡献率超过 ３６％［２］，农田水利借助替代劳动力而提高单位 产出、促进耕地集约化经营而提高全要素生产率。然而，中国人均水资源量仅为世界人均水平的 ２８％，比人均耕地占比还要低 １２个百分点，属于严重缺水国家之一。２０１１年，中央“一号文件”提 出：“加快水利改革发展，不仅事关农业农村发展，而且事关经济社会发展全局；不仅关系到防洪安 全、供水安全、粮食安全，而且关系到经济安全、生态安全、国家安全”。２０１４年，习近平在中央财经 领导小组第五次会议上讲话指出：“我国水安全已全面亮起红灯，高分贝的警讯已经发出，部分区 域已出现水危机”。总之，合理利用农业水资源对农业生产和社会发展至关重要，防范化解农业水 资源风险对保障新时代粮食安全具有重要现实意义。 农业水资源可界定为基于农户和社会尺度，在粮食、蔬菜等重要农产品生产过程中，通过农田 水利工程设施而得以为农业所利用的地表水量、地下水量和再生水量。粮食安全与农业水资源的 关系存在大量讨论，逐步形成农业水资源风险研究领域。叶正伟［３］界定农业水资源安全为农业用 水能持续、稳定和以合理的价格得到保障。刘布春等［４］认为农业水资源安全应该是水资源的供应 保障农业不受威胁，没有危险、危害和损失，包括自然属性、社会经济和人文属性，农业水资源安全 的外延还包括由农业水资源安全引发的粮食安全、农业生态环境安全、农业经济安全、农村社会安 全等。王岌和刘渝［５］定义农业水资源生态安全的内涵为水资源系统能从数量和质量上满足农业 　 　收稿日期：２０２３－０２－０８　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００８ 　基金项目：国家自然科学基金青年项目（７２１０３２０１）；国家社会科学基金重大项目（１８ＺＤＡ０７４） 　作者简介：杨　鑫（１９９３—），男，北京昌平人，中国社会科学院农村发展研究所助理研究员，主要研究方向为食物 安全与自然资源管理。Ｅｍａｉｌ：ｒｄｉｙａｎｇｘｉｎ＠１６３．ｃｏｍ

８４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 生产的需要，同时水文生态系统自身修复的功能得到保证。总体上，农业水资源安全属于水安全 的一种特殊类型，侧重描述农业水资源对保障粮食安全的支持作用，而非局限于水资源自身安全 性。考虑到可持续性与粮食安全问题紧密相关，２０１４年世界粮食安全委员会粮食安全和营养问题 高级别专家组将可持续维度引入粮食安全，融合为可持续粮食安全，即“可以确保所有人的粮食安 全和营养，其运行方式应保证后代粮食安全和营养的经济、社会和环境基础不受损害”。因此，本 文认为农业水资源风险指特定时空条件下，农业水资源系统中的不确定性因素，对粮食安全经济、 社会和环境可持续基础产生不利影响的概率以及造成的损失程度。 １９９８年，Ｂｒｏｗｎ等提出中国水资源短缺将影响世界粮食安全，使得农业水资源风险受到社会各 界广泛关注［６］。一部分研究发现，中国农业水资源风险整体呈现下降趋势［７］。在华北地区，强脱 钩是华北地区粮食产量与地下水开采主要状态［８］，２００３年以来，京津冀农业用水安全水平不断提 高［９］。另一部分研究则认为，粮食生产与水资源存在严重时空错配［１０］，农业水资源与粮食安全在 部分地区的关系仍不协调，农业水资源系统改进和发展滞后是制约粮食安全的主要障碍因素［１１］。 粮食主产区的粮食总产量和水资源投入量均呈增长趋势，两者之间总体表现为弱脱钩关系［１２］，尤 其在水资源稀缺的粮食主产区中，灌溉面积扩大甚至加剧农业水资源压力［１３］；部分地区地下水污 染仍然严重，缺乏科学的风险管控与污染防治策略［１４］。不仅如此，气候变化令粮食主产区的农业 水资源风险难以预测，Ｘｕ等［１５］使用全球气候模型分析了气候变化对中国东北灌溉用水需求的影 响，发现在极端气候条件下，到 ２０５０年，平均灌溉用水需求有 ５０％的概率增加 １～１８倍。从治理 农业水资源风险出发，相关研究基于水—能源—粮食纽带关系分析，提出粮食和水资源存在复杂 的相互关系和相互依赖性［１６］，有必要从生态系统服务角度统筹水、粮食等部门的治理过程。 综上所述，关于农业水资源对粮食安全支持作用的研究取得明显进展，但是农业水资源投入 量“全国下降、部分地区提高”、农业水资源管理措施未达预期效果等问题仍待解决，在极端天气频 发、水资源“农转非”［１７］、食物消费升级等社会发展趋势下，农业水资源风险将长期存在。只有从 农业水资源风险生成的一般规律出发，深入分析农业水资源风险的生成机制和治理难点，才能持 续优化保障粮食安全的农业水资源系统。 二、粮食安全视角下的农业水资源风险形成机制分析 以粮食安全为目标，农业水资 源参 与 了 食 物 系 统 的 自 然 循 环、 农田水利运行、农业生产、保障居 民健康等过程，融合了自然、经济 和社会属性，整合为农业水资 源 系统，即以农业水资源为核心的、 具有一定结构和保障可持续粮食 安全的自然—经济—社会复杂系 统（图 １）。因此，农业水资源需要 在数量和质量上满足粮食安全的 基础需求，能够实现水生态服 务 图 １　粮食安全与农业水资源的交互关系 功能再生产、灌溉水经济再生产、 居民健康再生产的过程。 （一）农业水资源生态风险的形成 农业水资源兼具“存量—流量”资源属性和“基金—服务”资源属性，既直接参与农业生产过

第 ３期 杨　鑫，穆月英：粮食安全视角下的农业水资源风险及其治理重点 　　８５　 程，组成了农产品的物质基础，又通过支持生态环境间接参与农业生产，改善水生态系统功能。结 合农业水资源生态服务功能的生产函数如下： Ｑ＝ｆ（ＷＮ；Ｗ） （１） 　　式中，Ｑ为农产品产量，Ｗ为农业水资源流量，农业水资源自然资本存量（ＷＮ）可看做农业水 资源提供生态服务的基金函数，促进农业水资源流量转化为农业产品。由于农业活动挤出了部分 水资源的自然循环过程，结合式（１），存在一个维持水生态环境功能的农业水资源流量上限（Ｗ珚）， 超过后会破坏粮食安全环境可持续基础。 Ｗ＜Ｗ珚 （２） 　　由式（２）可知，用于灌溉及稀释污染物到可接受水平的农业用水量接近或超过可持续水平上 限后，水生态服务功能将出现退化，对粮食安全产生不利影响的概率将扩大，形成农业水资源安全 的生态风险。一方面，气候变化使得降水分布不确定性增强，生态服务功能下降可能令区域可持 续利用水资源量增加或下降（Ｗ珚下降）。这意味着，即便农业水资源投入量保持不变，也会引发农 水资源生态风险。从需求侧看，食物消费升级增加了生鲜农产品的需求，加之农业水价较低，农户 倾向于通过耕作方式改变、增加种植密度、调整种植结构以增加收入或降低收入风险，进而诱发灌 溉水回弹效应，即农业用水效率提高后，灌溉用水总量可能下 降不 及预期 甚至增加 （Ｗ 下降缓慢 或 增加）。 （二）农业水资源经济风险的形成 农田水利部门利用原水和资本生产灌溉水，使得灌溉水既是市场商品，又是生产要素。假设 农业灌溉水是原水（ＷＡ）和农田水利资本（ＫＡ）共同生产的产品，回归水的存在使得原水投入量大 于农业灌溉水产出量，故农业水资源供给主体的利润最大化（πＡ）决策可表示为： ｍａｘπＡ ＝ωｗＷ －ωａＷＡ －ωｋＫＡ （３） 　　ｓ．ｔ．Ｗ＝Ｗ（ＷＡ，ＫＡ） 　　式中，ωｗ 是农业灌溉水价格，ωａ是农业水资源开采税，ωｋ为资本价格。农业水利投资是保障 农业灌溉水供给的主要措施，能在一定程度上缓解水资源供给的自然波动。农田水利具有公共物 品属性，在财政投资或监管不足的状况下，农田水利建设和管理的社会成本总是高于个人成本，进 而诱发农田水利投资不足问题，特别是缺少与终端农户匹配的供水体系。不仅如此，投资不足还 表现为农田水利设施运行维护机制不完善，可能导致农业救灾抢险的关键时刻却无法投入使用。 　　在完全竞争市场机制下，灌溉水投入的农户利润最大化（πＢ）决策为： （４） 　　ｍａｘπＢ ＝Ｑ×ＰＢ －ωｗＷ－ωｋＫＢ １ ｓ．ｔ．Ｑ＝Ｅ（Ｑ│Ｗ，Ｋ）＋ｈ２（Ｑ│Ｗ，Ｋ）ε 　　式中，ＫＢ 表示农业生产投入的资本，ＰＢ 表示农产品市场价格，ε表示满足正态分布的误差项。 约束条件为 ＪｕｓｔＰｏｐｅ生产函数框架，农产品产量分解 为 两 部 分：ｈ（·）表 示 农 产 品 产 量 方 差， Ｅ（·）表示农产品产量平均值。根据式（３）和（４），需要存在一个满足多方利益的农业灌溉水价， 结合政府补贴共同支持农田水利主体和种植主体经济再生产过程。因此，农业水资源安全的经济 风险指由于农业水价功能不健全，农田水利主体无法维持运行、农业生产净收益下降的概率扩大， 进而影响灌溉水供给稳定性与农户种植积极性，破坏粮食安全经济可持续基础。 （三）农业水资源健康风险的形成 随着居民生活水平提高，与农产品质量安全相关的健康资本对维持家庭经济社会活动愈加重 要。根据家庭生产理论模型，居民利用食物（Ｘ）、其他市场商品（Ｚｉ）和健康资本（Ｈ）实现效用最大 化（Ｕ），其中健康资本存在动态投资过程，即在初始健康资本存量（Ｈ０）的基础上，通过农产品质量 安全（Ｑｅ）、闲暇时间（ＴＨ）和环境变量（Ｅ）生产健康资本流量（Ｉ）。

８６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 ｍａｘＵ＝Ｕ（Ｈ，Ｚｉ，Ｘ） ｓ．ｔ．Ｈ＝Ｈ０ ＋Ｉ（Ｑｅ，ＴＨ，Ｅ） ｎ （５） Ｔωｌ＋Ｖ＝ＴＨωｌ＋∑ｉｐｉＺｉ＋ＰＢＸ 　　式中，Ｔ为工作时间，Ｖ为非劳动收入，ωｌ为劳动力工资，ｐｉ表示其他市场商品 ｉ的价格。根据 式（５），农产品质量安全是消费者健康需求的引致需求，而农业水资源水质又是保障农产品质量安 全的必要条件。因此，农业水资源安全的健康风险表现为农业水资源质量和安全不达标，导致农 产品质量安全水平下降，影响居民健康再生产能力，威胁粮食安全的社会可持续基础。这一风险 源于专业分工催生的信息不对称，作为终端环节，消费者需要承受从生产到零售全产业链环节的 农产品质量安全风险，且无法依靠自身识别农产品质量安全问题。农产品的重金属、硝酸盐等有 害物质只有累积到一定程度才会危害人体健康，导致消费者健康受到损害也难以及时发现。此 外，农业水资源污染监管难度较高，农业生产主体众多、农产品标准化程度较低，农户也普遍不具 备灌溉水净化能力。 （四）农业水资源风险的系统特征 粮食安全根本的目标是保障居民食物数量与质量需求。令 Ｘ（ＰＢ，ｐｉ，Ｉ）表示由食物价格、其他 商品价格和居民收入决定的食物需求函数，食物数量与质量供需差距分别表示如下： ～ （６） ｍｉｎσ＝Ｑ －Ｘ（ＰＢ，ｐｉ，Ｉ） （７） ｍｉｎσｅ＝Ｑ～ｅ－Ｑｅ（Ｈ） 　　式中，Ｑ～表示食物供给量，Ｑ～ｅ表示农业水资源实际质量水平，Ｑｅ（Ｈ）表示居民健康需求下对农 业水资源质量的引致需求。通过联合式（２）－（７），农业水资源与粮食安全借由自然、经济与社会 系统产生联系，不同类型农业水资源风险存在系统耦合过程。 风险耦合指系统活动过程中一类个别风险的发生及其影响力依赖于其他风险的程度和影响 越大，则风险耦合度越大，反之，风险耦合度越小。风险之间复杂的耦合性和级联效应凸显出农业 水资源风险具有很强的系统风险本质。具体地，随着农业水资源系统的自然、经济和社会子系统 相互作用，由于事 件 发 生 的 不 确 定 性 或 者 系 统 内 部 运 作 不 畅，局 部 风 险 可 能 演 化 扩 散 到 整 个 系 统［１８］，令农业水资源系统功能严重偏离粮食安全预期目标。而局部化和静态化的农业水资源管理 政策体系缓冲作用不足，使得各类农业水资源风险容易演变为系统风险。也就是说，农业水资源 风险防控思路需关注总体系统的稳定性而非单个子系统的稳定性。 三、农业水资源风险的治理成效 （一）灌溉水可持续利用水平提高 ２０１２年，党的十八大报告强调要将生态文明建设融入经济建设、政治建设、文化建设、社会建 设各方面和全过程。２０１５年，针对部分地区水资源开发已经接近或超出水资源和水环境承载能 力，“十三五”规划明确提出，“加强生态文明制度建设，建立健全生态风险防控体系”。２０２２年，党 的二十大报告提出“推进美丽中国建设，坚持山水林田湖草沙一体化保护和系统治理”。总体上， 生态文明战略促进了农业水资源可持续利用，通过保证农业用水不超过生态红线，维持农田生态 系统功能。 在生态文明战略推动下，环境承载力不断增加，农业水资源流量上限（Ｗ珚）保持稳定。水土保 持率由 ２０００年的 ８４．５％提高到 ２０２０年的 ９４．２％，黄河实现 ２０余年不断流；２０２１年 １２月与 ２０１８ 年同期相比，京津冀平原区地下水治理区浅层地下水水位平均上升 １．８９米。从农业水资源可持续

第 ３期 杨　鑫，穆月英：粮食安全视角下的农业水资源风险及其治理重点 　　８７　 利用量出发，气候变化对不同地区的农业水资源可持续利用量影响缓慢且存在差异，例如西北地 区暖湿化、南方干旱频率增加。为应对气候变化，２０２０年 ９月，习近平提出“二氧化碳排放力争于 ２０３０年前达到峰值，努力争取 ２０６０年前实现碳中和”，温室气体排放下降将促进中国水生态服务 功能持续提高。在粮食产量实现“十九连丰”背景下，农业水资源投入总量呈现下降趋势。由图 ２ 可知，１９９７—２０２１年，农田灌溉用水从 ３６０６．１亿立方米下降到 ３１０４．５亿立方米（计算方式为实际 耕地灌溉面积乘以农田灌溉亩均用水量），农田灌溉亩均用水量从 ４９２立方米下降到 ３５５立方米， 林牧渔畜用水从 ２０１２年的 ５６４．５亿立方米下降到 ２０２１年的 ５３９亿立方米。从区域看，２０１２— ２０２１年，江苏、河北、山东、新疆的农业用水量分别下降了 ２５％、１９％、１６％、１４％，广东、广西、河南 的农业用水量降幅超过了 ８％。 图 ２　１９９７—２０２１年农田灌溉水量与农业灌溉亩均用水量变化 数据来源：历年中国水资源公报与中国农村统计年鉴 （二）农田水利供水能力逐步增强 随着农田灌溉投资不断增加，农业水资源供给效率明显提高。２００５年，中央财政设立小型农 田水利工程建设补助专项资金，启动“民办公助”补助小型农田水利工程建设试点，发挥财政资金 的引道作用，充分调动农民参与小型农田水利设施建设和管理的积极性。２００５—２０１０年农田水利 工程累计投资达 ４７０多亿元，其中中央补助资金 １７２亿元，带动地方投资 １７０多亿元。２０１１年，中 央“一号文件”明确提出各地财政要提取土地出让收益的 １０％用于农田水利建设。２０１９—２０２０ 年，财政部共安排农田建设补助等资金 １３９６．２８亿元，大力支持高标准农田和农田水利建设。党的 十八大以来，累计投入中央资金约 １５００亿元用于灌区建设和改造，骨干工程建设取得显著成效。 在小型农田水利资金来源方面，农田水利与农田基础设施建设逐步融合，从财政主导变为多 元化投资模式，资金来源不足问题得到缓解。２０１５年，财政部和水利部发布《农田水利设施建设和 水土保持补助资金使用管理办法》，明确可创新采用政府和社会资本合作模式开展项目建设，扩大 水利投资来源渠道，减少财政资金的一次性巨额投入。２０１８年出台了《深化农田水利改革的指导 意见》，其中提出“鼓励和吸引社会资本投入，创新农田水利多元化投融资机制”；２０２２年，水利部 发布《关于推进水利基础设施政府和社会资本合作（ＰＰＰ）模式发展的指导意见》，灌区现代化建设 等水资源集约节约利用方向是主要发展领域。 从结果上，全国农田灌溉水有效利用系数由 ２０００年的 ０．４３提升到 ２０２１年的 ０．５６８，其中 ２０２１年北京、上海、天津进入了 ０．７以上的国际先进水平，吉林、黑龙江、江苏、山东、河南等粮食主 产区均超过了 ０．６。２０００—２０２０年全国灌溉面积增长了 ２７．５％，耕地灌溉面积占灌溉面积比重始 终在 ９１％以上，节水灌溉面积增长了 ２３１％，占灌溉面积比重由 ２７．６％提高到 ４９．９％（表 １）。在 节水灌溉面积中，喷灌、微观和低压管灌三种现代管道灌溉方式面积增长迅速，占节水灌溉面积比 重由 ３５．７％增长到 ６１．４％。农田水利有效降低了农业自然灾害影响，１９９０—２０２０年，农业受灾面

８８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 积占农作物总播种面积的比例由 ３５％左右逐步下降到 １２％（图 ３）。２０１２年以后，旱灾受灾面积 比例保持在 １０％以下，洪涝灾受灾比例保持在 ５％以下。综合来看，小型农田水利体制机制建设取 得明显成效，农业水资源供给保障能力大幅提高。 表 １　２０００和 ２０２０年灌溉面积与节水灌溉面积变化 单位：千公顷 ２０００ 灌溉面积 耕地灌溉面积 节水灌溉面积 喷灌面积 微灌面积 低压管灌面积 ２０２０ ５９３４１．６ ５５０１３．２ １６３８８．９ ２１３１．４ １５２．６ ３５６７．９ ７５６８７．１ ６９１６０．５ ３７７９６．０ ４６１３．３ ７２０２．６ １１３７４．６ 　数据来源：历年中国水利统计年鉴。 图 ３　１９９０—２０２０年农业受灾面积占农作物总播种面积的比例变化 数据来源：历年中国水利统计年鉴 （三）农业水资源质量整体改善 ２０１６年，《“健康中国 ２０３０”规划纲要》要求“实施最严格的环境保护制度，推进地下水超采区 治理与污染综合防治”，提出到 ２０３０年，有利于健康的生产生活环境基本形成，食品药品安全得到 有效保障。２０２２年，《“十四五”国民健康规划》强调加强环境健康管理，深入开展污染防治行动， 提高食品污染物风险识别能力。２０２３年，修订的《中华人民共和国农产品质量安全法》开始实行， 第二十二条规定“农业生产用水和用作肥料的固体废物，应当符合法律、法规和国家有关强制性标 准的要求。”随着“健康中国”国家战略的深入实施，农业水资源质量得到重视。雨水质量与农业水 资源质量相关性较强，在酸雨治理方面，《中国生态环境状况公报》显示，２０１１—２０２１年，酸雨区面 积占国土面积比例由 １２．９％下降到 ３．８％；２０１１年降水酸碱度年均值低于 ５．６的市县占监测总数 的 ５７．４％，而 ２０２１年全国降水酸碱度年均值平均为 ５．７３，酸雨问题基本被解决。在地表水源水质 方面，２０２１年Ⅰ －Ⅲ类水质断面比例为 ８７％，Ⅳ －Ⅴ类水质断面比例为 １２．１％，劣Ⅴ类断面比例 下降到 ０．９％。具体到重点湖泊（水库），２０１１—２０２１年，Ⅰ －Ⅲ类、Ⅳ －Ⅴ类和劣Ⅴ类水质的湖泊 （水库）比例分别提高 ３０．６个百分点、降低 ２８．１个百分点、降低 ５．２个百分点。２０２１年，检测的 １３５３３个灌溉规模达到 １０万亩及以上的农田灌区灌溉用水断面（点位）中，达标率为 ９０．９％。 整体上，中国水环境理化指标已接近或达到中等发达国家水平［１９］，农业水资源污染水平显著 下降。农业水资源质量改善推动了农产品质量安全水平提高。截至 ２０２０年底，全国绿色有机地标 农产品获证单位超过 ２．３万家，产品总数超过 ５万个，比“十二五”末分别增长了 ９３％和 ７２％。 ２０２２年，绿色、有机和地理标志农产品数量累计达到 ６．２万个，国家农产品质量安全例行监测总体 合格率为 ９７．６％。 四、农业水资源风险的治理难点 （一）食物消费升级扩大农业水资源生态风险 灌溉水回弹效应被证明普遍存在［２０］，种植结构调整与用水效率改善可能无法降低灌溉水投入

第 ３期 杨　鑫，穆月英：粮食安全视角下的农业水资源风险及其治理重点 　　８９　 量［２１］，种植主体追求利润最大化是回弹效应生产的直接机制，根本动力源于居民食物消费决策。 随着居民收入增加，食物消费结构的转变会显著增加农业生产耗水强度［２２］。２０１３—２０２１年，城镇 和农村居民膳食结构中，谷物、猪肉等消费比重逐步下降，牛羊肉、禽类、蛋类、奶类消费量增长较 快。在同样质量下，禽类和水产品水足迹是谷物水足迹的 ２倍，鲜瓜果为 ２．７倍，猪肉和羊肉为 ３ 倍，牛肉接近 ７倍。由表 ２可知，２０１３—２０２１年，城镇居民人均年食物消费水足迹由 ７２９．９立方米 增长到 ８４７．２立方米，年均增长率为 ２．２％；农村居民人均食物消费水足迹由 ６１９．８立方米增长到 ８０６．３立方米，年均增长率为 ３．８％。伴随城乡居民收入进一步提高，食物消费升级传递的价格信 号将持续诱发灌溉水回弹效应。 表 ２　２０１３和 ２０２１年居民人均主要食品消费量及水足迹变化 人均主要食品消费 城镇居民 农村居民 人均主要食品消费 城镇居民 农村居民 量（公斤） ２０１３年 ２０２１年 ２０１３ ２０２１ 量（公斤） ２０１３年 ２０２１年 ２０１３ ２０２１ 谷物 １２１．３ １１２．０ １６９．８ １５６．９ 禽类 ８．１ １２．３ ６．２ １２．４ 薯类 １．９ ２．７ ２．７ ３．３ 水产品 １４．０ １６．７ ６．６ １０．９ 豆类 ８．８ １０．１ ６．０ １０．６ 蛋类 ９．４ １３．４ ７．０ １３．０ 食用油 １０．９ １０．１ １０．３ １１．７ 奶类 １７．１ １８．２ ５．７ ９．３ 蔬菜及食用菌 １０３．８ １１２．０ ９０．６ １０７．０ 鲜瓜果 ４７．６ ６１．６ ２７．１ ４７．５ 猪肉 ２０．４ ２５．１ １９．１ ２５．４ 坚果类 ３．４ ４．４ ２．５ ３．８ 牛肉 ２．２ ３．１ ０．８ １．５ 人均年食物消费水 ７２９．９ ８４７．２ ６１９．９ ８０６．３ 羊肉 １．１ １．６ ０．７ １．２ 足迹（立方米） 　数据来源：历年中国统计年鉴，不同食品单位水足迹数据来自 Ｍｅｋｏｎｎｅｎ等有关中国 １９９６—２００５年的研究成 果［２３－２４］。 　　值得强调的是，全国农业用水总量持续下降，但并不说明灌溉水回弹效应不存在。２０１２—２０２１ 年，部分地区的油料和蔬菜种植面积快速增加，农业用水量随之提高，四川、贵州、四川、湖南的农 业用水量分别增长了 １３％、６１％、５４％、５％。更为重要的是，北方地区降雨量增多可能遮掩了灌 溉水回弹效应。《中国气候变化蓝皮书（２０２２）》显示，１９６１—２０２１年，中国平均年降水量平均每 １０ 年增加 ５５毫米。根据 ２０２１年《中国水资源公报》，２０１０—２０１９年，南方 ４个一级水资源区的水资 源总量较常年平均值偏多 ５２７％，２０２０年、２０２１年平均偏多 ５３％；北方 ６个一级水资源区偏多 ４５％，２０２０年、２０２１年 ２年平均偏多 ３５１％。根据中国气象局发布的《２０２２年中国气候公报》， ２０２２年有 １１个省（区、市）降水量较常年偏多，其中吉林（偏多 ３５％）为 １９６１年以来历史最多，辽 宁（偏多 ３９％）为历史第三多，山东较常年偏多 ２９４％。利用年降雨量调整灌溉用水量，发现 ２０１５ 年后灌溉用水量应处于更低水平（图 ２），而非仅保持稳定。 从发展区趋势来看，农业农村政策调整和耕地规模化经营趋势可能增加灌溉水回弹效应的大 小［２５］。２０２２年中央农村工作会议提出，要实施新一轮千亿斤粮食产能提升行动，灌溉面积增加意 味着更多灌溉水需求。多元化食物供给体系意味着增加豆类、水果、水产品等重要副食品的产量， 大力发展林牧渔畜业与设施农业，农业种植结构会向利润更高更耗水的方向发展。而且，土地流 转和土地托管将会推动耕地规模化经营，新型经营主体扩大灌溉面积和调整种植结构的能力更 强，农业用水效率提高增加农业灌溉水量的可能性增大。 （二）“大国小农”基本国情农情约束农业水价综合改革 “农田水利最后一公里”的建设不足问题得到缓解，但“政府管理、市场调节、社会自治”的农田 水利管护体系存在三重失灵，致使投资巨大的农田水利损毁、废弃和质量不达标。基于对 ２０１３年 盐城市农户问卷分析，蔡荣发现小型农田水利设施管护效果整体较差，仅有不足 ４０％的农户愿意

９０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 参与小型农田水利设施的建设和维护，绝大多数农户不具有任何形式的投资意愿［２６］。过低的农业 水价使农田水利主体无法可持续运营，只能依靠大量财政补贴维持运行，否则就会出现农田水利 设施“一年建、两年用、三年坏”，导致农业水资源供给不稳定，进而催生农业水资源安全的经济风 险。为突破水价偏低与水费计收困难的两难局面，２０１６年国务院办公厅下发《关于推进农业水价 综合改革的意见》，要求配套制定精准补贴、节水奖励等奖补政策。到 ２０２０年，仅 ５５％的大型灌 区、４４％的重点中型灌区、２０％的一般中型灌区调整了水价，大部分已调整水价的地区并未将水价 提高到运行维护成本水平。大中型灌区农业灌溉执行水价不足运行成本水价的一半，农业水费计 收率不足 ７０％［２７］。２０２２年，《“十四五”水安全保障规划》提出到 ２０２５年，农业水价综合改革深入 推进，基本完成改革任务。按照当前改革面积推进速度预估，按期完成存在难度。 小农户是农业水价改革的主要对象，全国经营耕地 １０亩以下的农户有 ２１亿户，占全国农业 经营主体的 ９８％以上。在“大国小农”的基本国情农情下，以工资性收入为主的小农户缺少农业投 资意愿，不愿意为更好的灌溉水服务付费，而以经营性收入为主的小农户大多对农业水价提高的 容忍度较低。原因在于，市场化农业水价与运行良好的非正式灌溉制度存在冲突，且普遍采用的 “先提后补”形式会引发收入波动，弱化灌溉社会保障功能［２８］，农业水价精准补贴和节水奖励也无 法消除农业综合水价改革带来的小农户生产生活风险。 即使心理上能够接受农业水价提高，大部分小农户也没有条件利用现代灌溉技术实现节水增 效。根据 ２０２１年笔者在邢台市南和区的实地调研，１０亩是安装喷灌设施的底线，规模太小不存在 采用条件：一方面是喷灌使用成本过高，半移动式管道喷灌的初始投资为 ６５０元 ／亩，喷灌零件和管 道需要 ３年一换，每亩地成本约 ６０元，还存在设备维修、清除堵塞物等额外费用。由于对节水技术 认知水平较低，小农户可能被农业节水补贴诱发节水技术采用意愿，但进一步了解持续的资金投 入强度后就会出现应用行为背离［２９］。另一方面，小农户使用喷灌存在“反公地悲剧”，即耕地产权 划分清晰但面积过小，导致相邻地块的喷灌使用会相互影响，交界处农作物面临浇水过多的减产 风险。相比之下，当地的种粮大户不仅能够运用现代灌溉技术获得节水奖励、节约劳动力，规范化 的灌溉管理制度有助于其避免与小农户的用水冲突，综合成本节约效应显著。 综上，农业水资源供给不稳定根源是农业水资源市场运行机制不健全，而农业水价综合改革 有助于促进农田水利维护体系完善、提高农户用水经济效率，更是农业水资源市场融入整个经济 系统的关键抓手。当前，农业水价改革任务的挑战是完善兼顾小农户利益的农业水价制度，促进 小农户与现代农业节水技术、节水管理模式有机融合，形成政府、市场与社会三方共治的农业水资 源供需调节机制。 （三）地下水污染严重且防治困难 随着居民健康意识和需求提升，对农产品质量安全要求愈加严格，改善北方地区地下水水质 迫在眉睫。全国 ４０％的耕地使用地下水灌溉，农业灌溉地下水开采量 ６６６亿立方米，占农田灌溉 总用水量的 １９％；在地下水实际开采量中，用于农田灌溉的地下水开采量占 ５４．３％［３０］。地下水开 采利用程度北方地区远高于南方地区，其中河北省地下水供水量的 ７５％用于农业灌溉［３０］。同时， 北方地区也是粮食、蔬菜、油料、畜禽等重要农产品的主要产地，２０２１年黑龙江等 ７个北方粮食主 产区的粮食、油料、蔬菜产量占全国的比重分别为 ５０％、４１％、３３％。根据地下水环境质量标准 （ＧＢ／Ｔ１４８４８—２０１７），Ⅳ类及以上适宜作为农业用水。２０１１年《中国水资源公报》显示，２０１１年能 用于农业用水的Ⅲ类及以上监测井站占 ２３．２％，黑龙江、江苏、吉林、辽宁等粮食主产区的监测水 井水质以Ⅳ类及以下为主。经过 １０年治理后，Ⅳ －Ⅴ类类地下水比重仍然较大，意味着用于灌溉 的地下水质量较脆弱。根据 ２０２０年《中国生态环境状况公报》，自然资源部门 １０１７１个地下水水 质监测点中，Ⅰ －Ⅲ类水质监测点占 １３．６％，Ⅳ类占 ６８．８％，Ⅴ类占 １７．６％；水利部门 １０２４２个地

第 ３期 杨　鑫，穆月英：粮食安全视角下的农业水资源风险及其治理重点 　　９１　 下水水质监测点（以浅层地下水为主）中，Ⅰ －Ⅲ类水质监测点占 ２２．７％，Ⅳ类占 ３３．７％，Ⅴ类占 ４３．６％。 在彻底清除污染源后，地下水质恢复依然需要很长时间。在 ２０１９年公布的《地下水污染防治 实施方案》中，提出“到 ２０２５年，地下水污染加剧趋势得到有效遏制；到 ２０３５年，力争全国地下水 环境质量总体改善，生态系统功能基本恢复。２０２１年七部门联合印发的《“十四五”土壤、地下水 和农村生态环境保护规划》，将目标下调为“２０２５年，全国土壤和地下水环境质量总体保持稳定，到 ２０３５年稳中向好”，可见地下水污染治理的困难程度。新修订《农产品质量安全法》将农户纳入法 律调整范围，实现监管对象全覆盖，但地下水灌溉与农户收入稳定紧密关联，且灌溉行为分散，完 全禁止农户使用污染的地下水难度较高。 再生水灌溉有助于减少地下水污染，还能促进工业原料作物、园林绿地、林木、部分经济作物 的农业水资源循环利用。２０２０年城市污水年排放量 ５７１．４亿立方米，县城污水处理年排放量 １０３． ７６亿立方米。若按照 ２０１６—２０２０年的 １８％年增速估算，２０２５年，仅城市和县城污水排放量就接 近 ８００亿立方米。２０１９年《国家节水行动方案》、２０２２年《“十四五”水安全保障规划》均提出，统筹 利用再生水、雨水、微咸水等用于农业灌溉和生态景观。但是，中国再生水灌溉处于起步阶段，与 再生水灌溉的多元化应用发展需求矛盾。２０２０年全国非常规供水量为 １２８．１亿立方米，再生水用 于灌溉的比例与多数发达国家相比仍有差距［３１］。 （四）依赖农业用水效率提高与系统风险防控不匹配 农业水资源对粮食安全的总体保障作用提升，得益于农业水资源管理体系不断演进。鉴于扩 大农业水资源供给的管理思路难以持续，加强农业水资源需求管理成为应对粮食水危机的主要方 式。在 ２０１２年《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》中，确立了“水资源开发利用控制 红线、用水效率控制红线、水功能区限制纳污红线”，完善了农业水资源管理的顶层设计。２０１５年， 《全国农业可持续发展规划（２０１５—２０３０年）》发布，明确 ２０２０年和 ２０３０年全国农业灌溉用水量分 别保持在 ３７２０亿立方米和 ３７３０亿立方米。但是，在粮食安全视角下，农业水资源开发利用红线具 有软约束特征，更多要保障农业水资源开发利用的底线而非上线。２０２１年发布的《“十四五”节水 型社会建设规划》中，提出了 ２０２５年农田灌溉水有效利用系数要达到 ０．５８，但并未强调农业用水 总量控制目标。此外，灌溉水污染无法局限于农业领域进行治理，一般与农业面源污染、工业污水 排放、农村环境整治等水污染专项行动整合。由于总量红线软约束特征和纳污红线被整合，“农业 用水效率提高红线”成为最严格水资源管理制度具体到农业水资源管理的重要抓手。 在农业增产的政策目标驱动下，提高农业用水效率成为强势措施，农业用水总量控制、农业用 水价格体系、水权交易、推广节水灌溉技术等服务于农业用水效率的提高，水污染、水生态退化、水 灾害目标相对次要［３２］。在粮食供不应求阶段，农业用水效率提高伴随着农田水利设施建设和减低 种植主体灌溉成本，提高了农产品产量和农民收入，也为农业水价综合改革奠定了良好基础。不 过，追求“粮食产量”转向提高“粮食综合生产能力”后，农业水资源管理面临多目标、多系统决策， 依赖农业用水效率提高已无法防控农业水资源系统风险，这也是农业用水效率提高与农业水资源 风险同时出现的根本原因。例如，实施农业节水政策在部分地区并未显著减少农业用水量［３３］，农 业用水效率提高并非农业水资源市场顺畅运行的充分条件，地下水污染无法通过提高农业用水效 率得以解决。 不仅是经济子系统，任何仅关注单一子系统的农业水资源管理政策均可能放大其他子系统的 风险。若仅关注农业水资源生态系统稳定性，过于严格的农业用水限制将抬高农业水价，增加农 业种植成本，也会诱发种植主体通过非正规途径利用未达标的水资源灌溉，扩大居民健康风险；若 仅关注农业水资源社会系统稳定性，消费者对灌溉水质的高水平需求会导致种植主体进一步分

９２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 化，令部分有能力获得高质量灌溉水资源的种植主体能获得市场溢价，其他小农户可能面临农产 品售价下降的挑战，也会压缩农业水价浮动空间。 五、防范化解农业水资源风险的对策建议 （一）以风险耦合思维灵活调整农业水资源管理目标和工具 在粮食供需平衡时，应将生态脆弱区的农业水资源可持续利用、经济落后地区的农业收入提 高、地下水污染地区的水质改善作为核心目标，是否要提高农业用水效率取决于目标要求；在粮食 安全风险扩大时，需大力推广现代农业节水技术，提高农业水资源经济子系统的运行效率，快速提 升粮食生产功能区和重要农产品生产保护区的农产品产量。通过农业水资源管理目标的灵活调 整，与“藏粮于地、藏粮于技”粮食安全战略紧密结合，及时化解可能扩大的局部风险。在农业水资 源风险防控的政策工具方面，农业水资源风险治理应遵循“机制先行”原则，坚持政策工具的数量 大于或至少要等于政策目标数量的“丁伯根法则”，对不同地区自发选择的行政型、市场型与自愿 型政策工具更加包容。 （二）强化控制灌溉水回弹效应的经济激励 若种植主体数量较少，且农业用水限额和水权交易制度的监管成本较低，灌溉水回弹效应能 被有效控制；若种植主体数量较多，农业用水市场化调节困难，完全限制灌溉水回弹效应出现的监 管成本极高。也就是说，在农业水价难以大幅提高下，通过限制种植主体决策行为并非控制灌溉 水回弹效应的最优选项，关 键 是 从 农 业 水 资 源 系 统 视 角 出 发，解 决 “谁 来 为 节 约 的 农 业 水 资 源 付 费”的经济激励问题。第一个主体是政府，中央政府根据省级农业用水限额完成情况发放农业用 水精准补贴和节水奖励，每个省、市、县根据自身情况划定灌溉限额，委托村级农业用水协会进行 补贴发放。需要注意的是，还需要强化村级农业用水协会的灌溉服务、技术咨询、农业水费垫付等 功能，抵消农业水价“先提后补”的农户生产生活风险。第二个主体是消费者，通过建立水足迹标 签体系、开展饮食和健康教育以加强食品需求管理，助推消费者购买水足迹更低的农产品，促进水 足迹友好型农产品产生额外溢价。 （三）建立农业水价多元化形成机制 从降低制度成本出发，农 业 水 利 治 理 结 构 需 要 再 创 新。 鼓 励 更 多 “因 地 制 宜 ”的 农 业 用 水 计 价、收缴、服务等形式以加快农业水价综合改革，可先以面积、电价、时间等间接计价方式进行过 渡，培养农户节水意识的同时完善用水计量设施。对于水资源较为紧张且利用地下水较多地区， 农业用水终端计量设施成本较低，适宜采用统一管理模式，运营职责可承包给个人或企业。对于 以地表水灌溉的地区，村级或灌溉区域放水员可成为终端责任主体，减少收缴灌溉水费的社会成 本。为保障灌溉管理者适当盈利，可采取整合式承包，将经营内容从单一的灌溉水供给拓展为灌 溉社会化服务、灌溉技术指导、养鱼、发电等多种业务。农业水价与农业灌溉服务应同步提高，建 设农田水利主体、农业技术推广机构与市场合作的多元信息网络缓解农业节水技术风险。农田水 利与农业技术推广机构以节水技术政策宣传、知识培训和技术示范为主，提供标准化、接受程度 高、风险小的农业节水技术方案；市场主体以灌溉社会化服务、节水技术销售培训、节水知识和咨 询为主，发挥农资销售人员的积极性，协助农户选择订制化的农业节水技术方案。此外，尽快开展 第二次全国水利普查，进一步提高水利设施建设和监管的信息化水平，巩固农业水价多元化形成 机制的工程基础。 （四）推进地下水污染治理与保护工程 首先，健全地下水监管体系，完善顶层设计。２０２１年，《地下水管理条例》正式实施，针对地下 水污染制定了严格的处罚标准。如利用废弃机井、岩层孔隙来填埋垃圾、排放污水，由县级水利部

第 ３期 杨　鑫，穆月英：粮食安全视角下的农业水资源风险及其治理重点 　　９３　 门责令限期改正，并处以 ２０～２００万元的罚款，对直接责任人处以 ２～２０万元的罚款。在已有法规 和监管体系基础上，可对积极举报污染地下水行为的农户进行奖励，同时基层农业农村局与水利 局需定时展开联合执法，将部分罚款转移给受影响的农户，或将其用于受影响的种植区地下水治 理。其次，严格控制农业灌区的地下水污染源，实现地表水与地下水联合治理，推动再生水灌溉。 各地区应在临近城镇附近的耕地率先展开试点，逐步建设完善农业污水收集处理再利用设施，处 理达标后实现就近灌溉回用。最后，加强地下水生态环境监测，进一步完善农产品质量安全溯源 与舆情监控制度，及时公布调查结果和地下水资源污染治理方案，最大程度减少对未违法违规农 户等农产品市场主体收入的不利冲击。 参考文献： ［１］仇焕广，雷馨圆，冷淦潇，等．新时期中国粮食安全的理论辨析［Ｊ］．中国农村经济，２０２２（７）：２－１７． ［２］康绍忠．藏粮于水 藏水于技———发展高水效农业 保障国家食物安全［Ｊ］．中国水利，２０２２（１３）：１－５． ［３］叶正伟．我国农业水资源安全与农村水利调整战略探讨［Ｊ］．农村经济，２００３（１０）：３－５． ［４］刘布春，梅旭荣，李玉中，等．农业水资源安全的定义及其内涵和外延［Ｊ］．中国农业科学，２００６（５）：９４７－９５１． ［５］王岌，刘渝．农业生态安全与农业水资源利用的耦合关系［Ｊ］．水科学与工程技术，２０１２（６）：５－８． ［６］ＢＲＯＷＮＬＲ，ＨＡＬＷＥＩＬＢ．Ｃｈｉｎａ′ｓＷａｔｅｒＳｈｏｒｔａｇｅＣｏｕｌｄＳｈａｋｅＷｏｒｌｄＦｏｏｄＳｅｃｕｒｉｔｙ［Ｊ］．ＷｏｒｌｄＷａｔｃｈ，１９９８（４）： １０－２０． ［７］黄德春，房泽伟，冯同祖．基于水资源—能源投入约束的粮食安全风险评价研究［Ｊ］．农业经济，２０２２（７）：１３－ １５． ［８］封丽，赵又霖．华北地下水开采与粮食生产的脱钩效应及其空间差异性研究［Ｊ］．中国农村水利水电，２０２１（１）： １３２－１３８＋１４６． ［９］刘苗苗，潘佩佩，任佳 璇，等．京 津 冀 粮 食 安 全 与 农 业 用 水 安 全 耦 合 协 调 研 究 ［Ｊ］．中 国 农 业 资 源 与 区 划，２０２３ （２）：１７０－１８２． ［１０］杨鑫，穆月英．中国粮食生产与水资源的时空匹配格局［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０１９（４）：９１－ １００． ［１１］李长松，周玉玺．中国粮食主产区农业水资源脆弱性与粮食安全时空耦合关系研究［Ｊ］．生态与农村环境学报， ２０２２（６）：７２２－７３２． ［１２］栾健，周玉玺，李明辉．基于 ＩＰＡＴ方程的粮食生产与水资源投入量的脱钩分析———以我国 １３个粮食主产省 （区）为例［Ｊ］．资源开发与市场，２０１６（４）：４３０－４３６． ［１３］ＱＩＸ，ＦＥＮＧＫ，ＳＵＮＬ，ｅｔａｌ．ＲｉｓｉｎｇＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＳｃａｒｃｉｔｙｉｎＣｈｉｎａｉｓＤｒｉｖｅｎｂｙＥｘｐａｎｓｉｏｎｏｆＩｒｒｉｇａｔｅｄＣｒｏｐ ｌａｎｄｉｎＷａｔｅｒＳｃａｒｃｅＲｅｇｉｏｎｓ［Ｊ］．ＯｎｅＥａｒｔｈ，２０２２（１０）：１１３９－１１５２． ［１４］席北斗，李娟，汪洋，等．京津冀地区地下水污染防治现状、问题及科技发展对策［Ｊ］．环境科学研究，２０１９（１）： １－９． ［１５］ＨＡＮＱＩＮＧＸＵ，ＺＨＡＮＴＩＡＮ，ＸＩＡＯＧＡＮＧＨＥ，ｅｔａｌ．ＦｕｔｕｒｅＩｎｃｒｅａｓｅｓｉｎＩｒｒｉｇａｔｉｏｎＷａｔｅｒＲｅｑｕｉｒｅｍｅｎｔＣｈａｌｌｅｎｇｅ ｔｈｅＷａｔｅｒｆｏｏｄＮｅｘｕｓｉｎｔｈｅＮｏｒｔｈｅａｓｔＦａｒｍｉｎｇＲｅｇｉｏｎｏｆＣｈｉｎａ［Ｊ］．ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１９，２１３： ５９４－６０４． ［１６］ＤＥＡＮＤＲＡＤＥＧＵＥＲＲＡＪＢＳＯ，ＢＥＲＣＨＩＮＩＩ，ＧＡＲＣＩＡＪ，ｅｔａｌ．ＡＬｉｔｅｒａｔｕｒｅｂａｓｅｄＳｔｕｄｙｏｎｔｈｅＷａｔｅｒｅｎｅｒｇｙ ｆｏｏｄＮｅｘｕｓｆｏｒＳｕｓｔａｉｎａｂｌｅＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ［Ｊ］．ＳｔｏｃｈａｓｔｉｃＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＲｅｓｅａｒｃｈａｎｄＲｉｓｋＡｓｓｅｓｓｍｅｎｔ，２０２１（３５）： ９５－１１６． ［１７］仇相玮，胡继连．我国粮食安全视角下的农业用水保障战略研究［Ｊ］．水利经济，２０１４（６）：５０－５３＋７１－７２． ［１８］杨皓然．生态经济系统耦合风险解析［Ｊ］．青海民族大学学报（社会科学版），２０２１（４）：２１－２６． ［１９］王东．坚持系统治理 实现“人水和谐”“有河有水”“有鱼有草”［ＥＢ／ＯＬ］．［２０２３－０２－０６］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｘｉｎ ｈｕａｎｅｔ．ｃｏｍ／ｅｎｅｒｇｙ／２０２２０３２８／４０１４５９５ａ０ａ０ａ４ｅ２ｆｂ９１ｂ１９１２ｂｆｆ９４６ｂ６／ｃ．ｈｔｍｌ ［２０］宋健峰，王玉宝，吴普特．灌溉用水反弹效应研究综述［Ｊ］．水科学进展，２０１７（３）：４５２－４６１． ［２１］徐依婷，穆月英．粮食生产水足迹动态演变及分解效应［Ｊ］．华南农业大学学报 （社会科学版），２０２０（３）： ７０－８３．

９４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 ［２２］杨鑫，穆月英．不同地区城镇居民收入对食品消费水足迹的影响———基于 ＱＵＡＩＤＳ模型［Ｊ］．资源科学，２０１８ （５）：１０２６－１０３９． ［２３］ＭＥＫＯＮＮＥＮＭ Ｍ，ＨＯＥＫＳＴＲＡＡＹ．ＴｈｅＧｒｅｅｎ，ＢｌｕｅａｎｄＧｒｅｙＷａｔｅｒＦｏｏｔｐｒｉｎｔｏｆＣｒｏｐｓａｎｄＤｅｒｉｖｅｄＣｒｏｐＰｒｏｄ ｕｃｔｓ［Ｒ］．Ｄｅｌｆｔ：ＶａｌｕｅｏｆＷａｔｅｒＲｅｓｅａｒｃｈＲｅｐｏｒｔＳｅｒｉｅｓＮｏ．４７，２０１０． ［２４］ＭＥＫＯＮＮＥＮＭ Ｍ，ＨＯＥＫＳＴＲＡ Ａ Ｙ．ＴｈｅＧｒｅｅｎ，ＢｌｕｅａｎｄＧｒｅｙＷａｔｅｒＦｏｏｔｐｒｉｎｔｏｆＦａｒｍ ＡｎｉｍａｌｓａｎｄＡｎｉｍａｌ Ｐｒｏｄｕｃｔｓ［Ｒ］．Ｄｅｌｆｔ：ＶａｌｕｅｏｆＷａｔｅｒＲｅｓｅａｒｃｈＲｅｐｏｒｔＳｅｒｉｅｓＮｏ．４８，２０１０． ［２５］ＺＨＯＵＦ，ＢＯＹ，ＣＩＡＩＳＰ，ｅｔａｌ．ＤｅｃｅｌｅｒａｔｉｏｎｏｆＣｈｉｎａ’ｓＨｕｍａｎＷａｔｅｒＵｓｅａｎｄＩｔｓＫｅｙＤｒｉｖｅｒｓ［Ｊ］．Ｐｒｏｃｅｅｄｉｎｇｓｏｆ ｔｈｅＮａｔｉｏｎａｌＡｃａｄｅｍｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅｓ，２０２０（１４）：７７０２－７７１１． ［２６］蔡荣．管护效果及投资意 愿：小 型 农 田 水 利 设 施 合 作 供 给 困 境 分 析 ［Ｊ］．南 京 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ）， ２０１５（４）：７８－８６＋１３４． ［２７］刘国军，章杰．农业水价综合改革的实践与思考［Ｊ］．中国水利，２０２１（１７）：２７－２９． ［２８］杨鑫，张哲晰，穆月英．农 业 水 价 综 合 改 革 的 推 进 困 境 及 成 因 分 析———基 于 小 农 户 风 险 视 角 ［Ｊ］．水 利 经 济， ２０２２（２）：６１－６７＋７８＋８９－９０． ［２９］许朗，陈 杰．节 水 灌 溉 技 术 采 纳 行 为 意 愿 与 应 用 背 离 ［Ｊ］．华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版），２０２０（５）： １０３－１１４． ［３０］吴炳方，闫娜娜，曾红伟，等．节水灌溉农业的空间认知与建议［Ｊ］．中国科学院院刊，２０１７（１）：７０－７７． ［３１］王珍，李 久 生．再 生 水 灌 溉 ［ＥＢ／ＯＬ］．（２０１９－０１－３１）［２０２３－０２－０３］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｉｗｈｒ．ｏｒｇ／ｚｇｓｋｙｗｗｎｅｗ／ ｋｐｚｃ／ｋｐｗｚ／ｗｅｂｉｎｆｏ／２０１９／０１／１５４９８４６０５３４８４９０９．ｈｔｍ ［３２］周海炜，张蔚怡，王腾，等．政策工具视角下我国水安全政策文本分析三维框架 ［Ｊ］．情报杂志，２０２２（９）： ６２－７０． ［３３］ＸＵ Ｈ，ＹＡＮＧ Ｒ．ＤｏｅｓＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＣｏｎｓｅｒｖａｔｉｏｎＰｏｌｉｃｙＮｅｃｅｓｓａｒｉｌｙＲｅｄｕｃｅＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＥｘｔｒａｃｔｉｏｎ？ Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０２２，２７４：１０７９８７． ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＲｅｓｏｕｒｃｅｓＲｉｓｋｓａｎｄＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＰｒｉｏｒｉｔｉｅｓ ｆｒｏｍ ｔｈｅＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆＦｏｏｄＳｅｃｕｒｉｔｙ ＹＡＮＧＸｉｎ１，ＭＵＹｕｅｙｉｎｇ２ （１．ＲｕｒａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＩｎｓｔｉｔｕｔｅ，ＣｈｉｎｅｓｅＡｃａｄｅｍｙｏｆＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅｓ，Ｂｅｉｊｉｎｇ１００７３２，Ｃｈｉｎａ； ２．ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＣｈｉｎａＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｂｅｉｊｉｎｇ１０００８３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｌｏｃａｌｍａｎａｇｅｍｅｎｔｔｈｉｎｋｉｎｇｃａｎｎｏｔｅｆｆｅｃｔｉｖｅｌｙｐｒｅｖｅｎｔａｎｄｔａｃｋｌｅｒｉｓｋｓｉｎａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｗａｔｅｒｒｅ ｓｏｕｒｃｅｓｍａｎａｇｅｍｅｎｔ．Ｔｈｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｃｈａｌｌｅｎｇｅｓａｒｅ：ｔｈｅｅｘｐａｎｄｉｎｇａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｗａｔｅｒｒｉｓｋｓｃａｕｓｅｄｂｙ ｔｈｅｒｅｂｏｕｎｄｅｆｆｅｃｔｔｒｉｇｇｅｒｅｄｂｙｆｏｏｄｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｕｐｇｒａｄｉｎｇ；ｔｈｅｄｅｌａｙｅｄｒｅｆｏｒｍｏｆｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅａｇｒｉｃｕｌ ｔｕｒａｌｗａｔｅｒｐｒｉｃｉｎｇａｎｄｉｎｔｅｒｅｓｔｓｏｆｓｍａｌｌｆａｒｍｅｒｓａｒｅｎｏｔｗｅｌｌｐｒｏｔｅｃｔｅｄ；ｔｈｅｄｉｆｆｉｃｕｌｔｉｅｓｉｎｐｒｅｖｅｎｔｉｎｇａｎｄ ｃｏｎｔｒｏｌｌｉｎｇｕｎｄｅｒｇｒｏｕｎｄｗａｔｅｒｐｏｌｌｕｔｉｏｎ；ａｎｄａｂｏｖｅａｌｌ，ｔｈｅｓｙｓｔｅｍａｔｉｃｒｉｓｋｃａｕｓｅｄｂｙｏｖｅｒｒｅｌｉａｎｃｅｏｎｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｅｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｗａｔｅｒｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｐｕｔｓｆｏｒｗａｒｄｐｏｌｉｃｙｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓ—ｒｉｓｋｃｏｕ ｐｌｅｄｔｈｉｎｋｉｎｇ—ｔｏｆｌｅｘｉｂｌｙａｄｊｕｓｔｔｈｅａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｗａｔｅｒｒｅｓｏｕｒｃｅｓｍａｎａｇｅｍｅｎｔｔｏｏｌｓａｎｄａｉｍｓ，ｔｏｃｏｎｔｒｏｌ ｆｏｒｃｅｆｕｌｌｙｔｈｅｒｅｂｏｕｎｄｅｆｆｅｃｔｏｆｉｒｒｉｇａｔｉｏｎｗａｔｅｒｂｙｍｅａｎｓｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｉｎｃｅｎｔｉｖｅｓ，ｔｏｓｅｔｕｐｄｉｖｅｒｓｉｆｉｅｄｗａ ｔｅｒｐｒｉｃｉｎｇｍｅｃｈａｎｉｓｍ ａｎｄｔｏｐｕｓｈｕｎｄｅｒｇｒｏｕｎｄｗａｔｅｒｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎａｎｄｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｗａｔｅｒｒｅｓｏｕｒｃｅｓ；ｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙ；ｒｉｓｋｃｏｕｐｌｉｎｇ；ｒｉｓｋｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 农业要素市场关联与农地经营权流转效率损失 袁士超ａ，王　健ａ，ｂ （中国农业大学 ａ．土地科学与技术学院；ｂ．中国土地政策与法律研究中心，北京 １００１９３） 摘　要：基于 ２００５—２０２０年中国省级农业面板数据，运用空间计量模型，从要素市场扭曲和空间失衡 的角度探究了农业要素市场关联对农村土地经营权流转效率损失的影响。研究发现：农业要素市场具 有关联性，农业劳动力市场和资本市场的发育会影响农村土地经营权流转市场，主要体现在劳动力市场 扭曲和资本市场扭曲降低了农村土地经营权流转效率；农业生产要素空间失衡会造成周边地区农村土 地经营权流转效率损失，具有空间溢出效应，从空间效应分解来看，资本市场扭曲的间接效应甚至超过 了直接效应。进一步研究发现，根据全要素生产效率分解，劳动力市场扭曲和资本市场扭曲的间接效应 主要体现在技术效率损失，直接效应主要体现在技术进步效率损失。因此，降低农业劳动力和资本要素 市场扭曲对提高我国农村土地经营权流转效率至关重要，发展农业劳动力市场和资本市场，降低农业外 包服务成本，提高农业金融的可及性，是促进我国农村土地经营权流转有效市场发育的重要途径。 关键词：农业要素；市场关联；土地经营权流转；市场扭曲；效率损失 中图分类号：Ｆ３２３．２１１　　 　　文献标识码：Ａ　　 　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００９５－１２ 一、引言 长期以来，高效利用土地一直被认为是帮助提高土地生产力和农民收入的重要战略［１］。农村 土地经营权流转促进农业规模化经营受到了广泛关注，通过完善制度环境，促进农村土地经营权 流转市场发展成为了共识，国家一直以稳定地权和市场导向为发展主线［２］。促进农村土地经营权 流转可以使小农受益，提高土地利用效率的潜力，它可以将农地从低效率农户转移到高效率农户， 或从无法进行农业经营的农户转移到需要农业经营的农户［３］。据农业农村部数据，我国农村土地 经营权流转率已从 ２００５年的 ４．５７％上升到了 ２０２０年的 ３４．０８％，尽管成效显著，但农村土地经营 权流转出现了内卷化的现象，流转效益不高［４］，这也导致了流转增速下降：２００５—２０１４年，我国的 农村土地经营权流转率年均增长为 ２３．４２％，２０１５—２０２０年已减弱为 ２．９６％。农业要素市场是一 个土地、劳动力、资本等市场相互联动的交易网络体系，农村土地经营权流转市场的发展离不开其 他两个市场的发展，其他两个市场的优化可以带动流转市场相应做出有效的改进，但是目前我国 农业要素市场化配置改革相对滞后［５］，农业劳动力市场存在劳动力雇工难，农业资本市场存在信 贷难等扭曲的现象，同时我国农村土地资源存在错配现象，且有恶化趋势，并对农村土地经营权流 转带来效率损失［６］。 农村土地经营权流转效率是指在一定农村发展水平下，通过农村土地经营权流转方式实现农 村土地利用的优化配置，以最小的要素投入获得最大的农业产出［７］。效率的测算主要有两种，一 种是最常见的非参数的数学规划法，另一种是通过数量模型估计的参数方法［８］。我国农村土地经 营权流转整体效率不高，存在一些未发挥出规模效应、示范效应的农村土地经营权流转［９］，同时受 　 　收稿日期：２０２３－０２－１０　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００９ 　基金项目：国家社会科学基金青年自选项目（１８ＣＪＬ０４１） 　作者简介：袁士超（１９９６—），男，河北武邑人，中国农业大学土地科学与技术学院博士研究生，主要研究方向为土 地经济与农地市场。Ｅｍａｉｌ：ｙｕａｎｓｈｉｃｈａｏ１６６＠１６３．ｃｏｍ