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农户劳动力配置与“一家两制”行为 基于收入效应和挤出效应的分析杨 丹 冷 利（西南大学经济管理学院 重庆）摘 要：在食品安全风险威胁下，农户“一家两制”的个体自保行为会进一步加剧整个社会的食品安全风险。本文试图从农户劳动力配置的角度对农户“一家两制”生产行为给出可能的解释，并提出相应的政策解决措施。基于 年广东千村调查数据，利用广义精确匹配（）方法和逆概率加权回归（）模型，本文探讨了农户劳动力配置对“一家两制”行为的影响，并进行了区域异质性和稳健性分析。研究表明：总体上看，劳动力跨产业配置带来的挤出效应大于收入效应，加剧了农户“一家两制”行为，但存在区域差异：经济发展水平偏低地区，农户劳动力跨产业配置显著加剧“一家两制”行为；经济发展水平偏高地区，农户劳动力跨产业配置对“一家两制”的影响不再显著。本研究为政府部门制定相应措施减缓农户“一家两制”行为、保障农产品质量安全提供理论和实证依据。关键词：一家两制；劳动力配置；广义精确匹配；模型一、引言伴随着农业的快速发展，人们对食物的追求已经从“吃饱”过渡到“吃好”阶段，食品安全已然成为全社会关注的民生问题。年发布的 年农产品质量安全工作要点中明确指出，各级农业农村部门要加快落实习近平总书记“四个最严”指示要求，在农产品市场上增大质量优异的绿色农产品供给数量，“产出来”和“管出来”齐头并进，推进质量兴农、绿色兴农、品牌强农，使农产品的质量安全问题得到解决，切实保障人民群众“舌尖上的安全”。同时强调要加快推进农产品质量安全法修订，落实属地责任、部门监管责任和生产经营者主体责任，将小农散户纳入农产品质量安全法调整范围。小农生产作为食品安全的源头，越来越受到大众和政府的关注。年全国两会中，王歧山提到北京郊区农户单种自家吃的菜已经不是新鲜事情。年新华时评指出要警示“新自留地”现象，加强食品安全工作。同年，泰安市农业局农村经济经营管理站陈副站长在采访中提到，“农户在坚持用绿色安全方式种植自留地的同时，依旧在大面积承包地上使用农药、化肥，保证粮食蔬菜等农作物增产”。农户对自家食用的农产品和用于出售的农产品采用不同的生产方式已成普遍现象。年有专家将这一现象概括为农户的“一家两制”行为（徐 农业技术经济 年第 期 项目来源：乡村振兴视域下脱贫摘帽地区内生发展能力提升的适宜路径与精准政策研究项目（编号：），重庆市教委哲学社会科学重大理论研究阐释专项课题项目（编号：），西南大学人文社会科学重大项目培育经费（编号：），西南大学“创新团队资助”中央高校基本科研业务费专项资金资助项目（编号：）资料来源：陈 荞.王岐山谈食品安全连称责任大.京华时报，资料来源：新华时评.“新自留地”现象警示食品安全，：.资料来源：齐鲁晚报.山东农村自留地普遍存在自种自吃才叫放心，：.DOI:10.13246/ki.jae.20211214.010立成等，），即指同一个农户家庭内部的农业生产采取绿色安全和非绿色安全两种截然不同的生产方式，对供自家食用的农产品不使用或少量使用农药、化肥等化学品的绿色安全生产方式，以保证自家食品安全；而对市场售卖的农产品大量使用农药、化肥等化学品的非绿色安全生产方式，以追求市场利润。这实际上对应着亚里斯多德在其名著政治学 中区分的家计（）和获利（）两种生产行为。这种中国农业生产特有的普遍现象，为食品安全社会共治带来了严峻挑战。同时，中国经济发展为农村劳动力提供了大量非农就业机会，改变了农户单一依靠农业生产的状况。农户劳动力是家庭资源中最具能动性的要素，其配置往往取决于农户家庭的整体理性决策。本文所关注的农户劳动力配置主要是农户家庭劳动力在农业和非农产业间的配置，体现为农户家庭劳动力的农业产业内配置，即只从事农业经营；以及农户家庭劳动力的跨产业配置，即同时从事农业生产经营和参与非农劳动生产。本文假设农户供自己食用的农产品一定会采取绿色安全生产方式，因此“一家两制”行为的加剧和减缓取决于市场销售农产品的生产方式选择。如果农户对市场销售农产品也采取绿色安全生产方式，则“一家两制”行为得到减缓；如果农户对市场销售农产品采取非绿色安全生产方式，则“一家两制”行为便会加剧。劳动力跨产业配置对“一家两制”的影响体现在两个方面。一方面，农户家庭劳动力充分参与非农工资性劳动市场有利于增加农户家庭收入（王志章等，），因此农户通过家庭劳动力的跨产业配置能够提高家庭收入水平，从而使其更多地关注农产品安全需求，降低以追求市场利润而损害消费者健康的道德成本，从而减小农户对出售的农产品采用不利于消费者长远健康的生产方式的概率，这体现为农户家庭劳动配置的收入效应。另一方面，农户家庭劳动力的跨产业配置会减少农户的田间管理劳动时间，挤占农户农业生产的时间投入，为了追求市场利润，加剧农户的“一家两制”行为，这体现为农户家庭劳动配置的挤出效应。因此，农户家庭劳动力的跨产业配置具有两种相反的效应，最终的净效应取决于两种效应的相对大小。本文重点分析了农户劳动力跨产业配置如何影响“一家两制”以及农户家庭劳动力跨产业配置对其“一家两制”行为的影响是否存在区域差异。通过将农户劳动力跨产业配置对“一家两制”的影响分解成挤出效应和收入效应，剖析了导致农户对出售的农作物采用不健康生产方式的路径。本文的研究对缓解流入市场的农产品质量安全问题具有重要意义。二、文献综述与本文研究相关的文献主要包括四个方面：一是“一家两制”现象及其产生的原因，二是“一家两制”的社会经济后果，三是缓解“一家两制”生产行为的途径，四是农户家庭劳动配置对农业生产经营的影响。在徐立成等（）首先提出农户“一家两制”行为的概念后，学者们进一步讨论了“一家两制”在多大程度上真实存在（王振等，），而关于“一家两制”产生的原因主要涉及两个方面。一是以农户的个体特征为出发点进行的研究。周立等（）在拓宽理性“经济人”假设的基础上，认为家庭的选择包含生存理性和社会理性，生存理性支配了农户的差别化生产（方平等，）；潘素梅等（）通过构建“情感义务”矩阵发现，农户对自家人和外人的差序责任意识是“一家两制”现象产生的根源。二是以市场信息不对称为出发点进行的研究。我国的农产品更接近一种信任品（，；等，），如果不进行专业检测，消费者难以识别其农药残留等物质含量（倪国华等，）。薛岩龙等（）认为正是农产品信任品特征引发的市场信息不对称问题导致了“一家两制”。倪国华等（）在市场信息不对称的基础上，进一步将消费者对农产品刚性需求的特征纳 杨 丹等：农户劳动力配置与“一家两制”行为 入思考，认为在两个因素的综合作用下，不仅“一家两制”现象会必然出现，由此导致的“柠檬市场”也无法消除。而郭亚军等（）研究发现市场信息不对称仅仅是导致“一家两制”出现的必要条件而非充分条件，信息不对称只有在低质量农产品成本低于高质量农产品成本的条件下才会导致“一家两制”。关于“一家两制”生产行为的经济后果。“一家两制”生产行为的经济后果主要是市场销售农产品的非绿色、不安全生产带来的后果。虽然农药化肥的施用是提高农业生产力的关键（等，），但是过量的化肥、农药施用也会对粮食安全和人类健康产生负面影响（等，；等，）。大量研究表明，中国不同市场收集的蔬菜样本中农药残留率很高（刘悦上等，；代亚芳，；高洁等，），甚至引发农药中毒。而农户会对供自家食用的自留地粮食和用于出售的大田粮食采用差异化生产方式，来自于大田和购买于市场的蔬菜样本农药残留阳性率几乎是自留地蔬菜样本阳性率的两倍且差异具有统计学意义（等，）。关于缓解农户“一家两制”生产行为的途径。缓解农户“一家两制”生产行为可以最终实现生命逻辑和利润逻辑的统一，即供自家食用和市场销售的农产品都采用绿色安全生产方式。一是从社会信任的角度入手，重新构建农户与消费者之间信任关系，促进食品安全由“个体自保”转向新型“社会共保”，让生产安全食品的价值得到市场和社会的认可（徐立成等，）。二是从降低信息不对称的角度入手。中国粮食市场存在信息不对称问题（王录安等，），农户交易对象质量识别能力的提高，能够缓解农户与购买者之间存在的该问题（陈子豪等，），而纵向整合、合作社等可以使生产者和消费者直接（或间接）建立长期合约供应渠道，促使农产品市场信息明了化（倪国华等，；薛岩龙等，），进而提高消费者农产品质量识别能力。三是从榜样示范的角度入手。彭军等（）研究发现周围领头羊行为对农户采用“一家两制”生产行为具有显著的正向影响，为农户树立榜样并导入正确的农药使用方法、使用剂量方法有助于缓解“一家两制”问题的扩散。关于农户家庭劳动力配置对农业生产经营的影响。一是农户家庭劳动配置现状，二是非农工作对化肥投入需求和行为的影响。社会经济资本进入农村为农户提供了大量非农工作机会（冷智花等，），许多发展中国家和转型期经济体中，有三分之一到一半的农户从非农工作中获得收入，且非农收入占家庭总收入的 （，；等，；等，）。农户劳动力跨产业配置无疑会减少用于农业生产的劳动力并提高家庭收入，从而对农业生产产生影响。等（）利用墨西哥 年全国农村家庭调查的数据研究发现，农场外收入对农业化肥、农药等购买投入的需求有积极影响，这与 等（）运用来自中国的农户调查数据所得出的研究结论一致，也与（）提出的化肥需求会随着非农劳动力市场的深入而增加的观点相吻合。然而，也有学者得到了相反的研究结论。等（）和 等（）提出了肥料强度可能随着农场外劳动力的增加而下降的观点，等（）通过评估农场经营者非农就业对与环境有关的农场投入的影响，也得出非农业工作减少了化肥使用的结论。现有文献对于农户的“一家两制”生产行为研究主要从产生的原因及其社会经济后果、缓解“一家两制”生产行为的途径等方面展开，对于农户家庭劳动配置对农业生产经营的影响也做了相应研究，但还存在不足之处。本文的创新主要体现在：一是研究视角上，从农户家庭劳动力配置的角度分析对“一家两制”生产行为的影响，并分析了其收入效应和挤出效应两个不同的影响路径。二是对“一家两制”问题的剖析上，本文重视农户既是生产者又是消费者的二元身份，且假设农户对自家食用的农产品一定采用绿色健康的生产方式，而只从出售的农产品农药使用情况角度分析农户劳动力配置对“一家两制”的影响。三是从研究方法上，采用广义精确匹配（，）方法和逆概率加权回归（，）模型修正 农业技术经济 年第 期 了农户可观测特征异质性下家庭劳动力配置的内生性，缓解了选择性偏误，得到了更可靠的估计结果。三、理论框架与研究假说（一）劳动力跨产业配置影响“一家两制”行为的分析框架 大量研究表明，农户劳动力跨产业配置显著减少了农业生产中的劳动力投入（诸培新等，），农户普遍存在以其他生产要素（农药、化肥等）投入替代劳动力的现象，这与本文提出的挤出效应吻合。同时，农户劳动力跨产业配置带来的收入来源多样化增强了农户抗击农业风险的能力，降低了农户农业收入依赖度，可能会使得农户对农作物农药的施用量减少（纪月清等，），这与本文提出的收入效应吻合。如图 所示，横轴表示的农业生产劳动力和纵轴表示的化学农资要素均为农业生产投入要素。为农户没有从事劳动力跨产业配置活动以前的农业生产预算约束线，为农户在农业生产活动中劳动力投入量和用于农业生产的化学农资投入量组合的无差异曲线，也可理解为农户从农业生产活动中获得的效用（收益）。在生产预算线和无差异曲线切点 处，此时需要的最佳劳动力数量为，农业生产最佳化学农资投入量为。当农户将部分劳动力转移到非农业活动时，新的生产预算约束线与横轴的交点从 点移动到了 点，同时在保持原有效用不变的情况下（即切点在同一条无差异曲线上），新的农业生产预算约束线变为了，此时它与无差异曲线 的切点为，表明此时农户用于农业生产的最佳劳动力投入量应是，最佳化学农资投入量应是。那么 即为农户劳动力跨产业配置的挤出效应。同时，农户劳动力跨产业配置增加了农户家庭收入，使得农户对出售的农产品收入依赖性降低。为了生产更健康的农产品，且仍保持用于农业生产的劳动力在 上，农户在农业生产中获得的最佳效用不得不做部分妥协，即从农业生产活动中获得的效用从 向左移动到。在农户农业产业内配置劳动力保持在 的情况下，与 的交点 所对应的纵坐标交点即为农户进行农业产业内配置活动所需的化学农资投入量，此时 即为农户劳动力跨产业配置产生的收入效应，即为农户劳动力跨产业配置产生的总效应。需要进行说明的是，当农户对农业产业内配置收入的依赖性越低，无差异曲线向左下角移动的幅度越大，此时 点所对应的 点位置越向下，也就是说，此时的 越大，农户的收入效应越大。综上分析，可以得出结论，当 点位于 点上方时，农户劳动力跨产业配置产生的挤出效应大于收入效应，农户对出售的农作物化学农资净投入量增大；当 点与 点重合时，农户劳动力跨产业配置产生的挤出效应等于收入效应，农户对出售的农作物化学农资净投入量不变；当 点位于 点下方时，农户劳动力跨产业配置产生的挤出效应小于收入效应，农户对出售的农作物化学农资净投入量减少。（二）农户劳动力跨产业配置影响“一家两制”的研究假说中国人口和社会结构的持续变化深刻改变了农户劳动力配置方式，为了使家庭总体效用最大化和风险最小化，理性农户会在农业生产与非农工作中间合理分配劳动力资源（张永丽等，）。当农户将从事农业生产所需的时间部分分配到非农工作后，原有的农业生产活动必然受到影响，其影响主要表现在挤出效应和收入效应两个方面。直观地，我们将农户劳动力跨产业配置对“一家两制”的影响途径与机制如图 所示。杨 丹等：农户劳动力配置与“一家两制”行为 需要说明的是，当农户对农业收入的依赖性越低，为了生产健康的农产品，所愿做的妥协越大时，无差异曲线的位置越靠近左下方，即图 中箭头所指的方向U1U2农业生产劳动力数量ABN1L1L2N2N3A1B1E1E2E3化学农资要素投入量图 农户劳动力跨产业配置的挤出效应和收入效应劳动力跨产业配置化学农资要素投入经济发展水平偏低地区挤出效应收入效应自家食用健康考虑-收入效应降低市场利润追求农业劳动力减少挤出效应经济发展水平偏高地区挤出效应收入效应+“一家两制”生产方式加剧缓解+图 农户劳动力跨产业配置对“一家两制”的影响从挤出效应看，诱致性技术变迁理论指出，为了得到获利可能性，人们会自发地追求并组织推行对现有制度的变革或更替，其在农户农业生产活动中表现为农户打破传统的劳动力配置方式和传统的农业生产方式。在非农工作占用一定时间后，就为家庭利用土地进行农业生产划定了约束条件。为了确保产量和农业生产得以顺利进行，达到自己的生产目的，农户往往会选择对出售的农产品施用更多的农药、化肥等植保产品以解决农业生产中劳动力的紧缺问题。从收入效应看，当家庭的总收入随着农户劳动力跨产业配置收入增多时，农户健康意识逐渐增强，会更多地关注农产品安全需求，降低以追求市场利润而损害消费者健康的道德成本，从而对出售的农产品会采用少施用农药、化肥等植保产品的生产方式。基于以上理论分析，本文提出研究假说：农户家庭劳动力跨产业配置会显著影响其“一家两制”行为。农户劳动力跨产业配置对出售的农产品农药、化肥等施用量的影响与挤出效应和收入效应的相对大小有关，进而农户劳动力跨产业配置对“一家两制”的影响与挤出效应和收入效应的相对大小 农业技术经济 年第 期 有关。同时，有学者认为在经济发展水平较高地区，农户劳动力跨产业配置能获得规范的雇佣关系与从业保障，选择市场渠道择业的可能性更高，岗位搜寻成本更低，也能获得更高的收入水平（杨振宇等，；辛岭等，）。收入的增加增强了农户的食品安全意识（在经济发展水平较高的地区，农户能接触到的食品信息更多，对食品健康问题往往也更加重视），同时也降低了对出售农产品获得收入的依赖性，使得用于出售的农产品的化学农资施用量减少，也即是在经济发展水平较高地区，农户劳动力跨产业配置可能产生更小的挤出效应和更大的收入效应。反之，在经济发展水平偏低地区，农户收入水平偏低，对出售农产品获得收入的依赖性更大，农户劳动力跨产业配置产生的挤出效应可能更大而收入效应可能更小。基于以上理论分析，本文提出研究假说：农户家庭劳动力跨产业配置对其“一家两制”行为的影响存在区域差异。当农户劳动力跨产业配置产生的收入效应大于挤出效应时，农户对于出售的农产品农药净施用量减少，此时缓解了农户“一家两制”行为。当农户劳动力跨产业配置产生的收入效应小于挤出效应时，农户对于出售的农产品农药净施用量增加，此时加剧了农户“一家两制”行为。当然，也存在挤出效应与收入效应相等的情况，这时候农户劳动力跨产业配置对“一家两制”行为没有影响。但是由于这种情况偏少，因此本文不将其纳入考虑范围。四、实证研究设计（一）数据和变量 本文所用的数据来源于 年的广东千村调查数据，该数据是由暨南大学经济与社会研究院发起，暨南大学社会调查中心与共青团暨南大学委员会共同主办的全省性调查项目。该调查问卷涉及户级和村级两个层面，户级问卷内容涉及农户成员基本信息、土地、家庭农业生产、家庭收入消费、精准扶贫、农村生态环境等，村级问卷内容涉及村庄自然地理、村庄人口、村庄便利度等，覆盖了广东省河源市、云浮市、清远市等 个地级市，涵盖 个家户和 个家庭成员。本文以农户家庭为研究对象，考虑到户主在家庭经营中具有较大的决策权和正向传导效应，户主特征对家庭劳动力跨产业配置行为选择、经营能力和水平等有重要作用（翁贞林等，），本文以户主问卷内容作为衡量家庭相关指标的重要内容。在对数据的筛选过程中，本文仅保留了要从事农业生产活动的家庭，并对极端值进行了缩尾处理，对被解释变量和核心解释变量的残缺值进行了删减，最终共获得 个有效家户样本。本文以农户是否采用“一家两制”生产方式为被解释变量。样本中对应的问题为“自家吃的粮食蔬菜瓜果等，您施用农药吗”和“您种植农作物是否施用农药”，如果对于自家吃的粮食蔬菜瓜果等不施用农药，而种植农作物要施用农药，则说明农户存在“一家两制”行为，反之，如果对两个问题的回答都是要施用农药或者不施用农药，则表示不存在“一家两制”行为。核心解释变量为农户是否存在劳动力跨产业配置行为。对于核心自变量的处理，本文采用吕新业等（）对劳动力配置的衡量标准，如果农户仅是劳动力农业产业内配置农户，表明农户不存在劳动力跨产业配置行为，反之，则表明农户存在劳动力跨产业配置行为。在样本的筛选过程中，本文从农户所从事的行业出发，从多个行业（种植业、林业、畜牧业、渔业、工业、建筑业、运输业、商业、服务业等）选项中首先仅保留了从事种植业的农户，其次，如果该农户除了林业、畜牧业、渔业还从事其它行业，则表明该农户为劳动力跨产业配置农户，反之，则为劳动力农业产业内配置农户。同时，本文亦将农户家庭劳动力跨产业配置收入占比和农户劳动力跨产业配置时间占比作为衡量劳动力跨产业配置的指标，对本文的实证结果做稳健性检验。杨 丹等：农户劳动力配置与“一家两制”行为 本文从户主特征、家户特征、农药危害认知、市场因素和政府管制（彭军等，；倪国华等，；薛岩龙等，）五个方面选取控制变量。户主特征包括户主年龄、户主文化程度、户主婚姻状况、户主是否担任过村干部；家户特征包括家庭总纯收入、农作物总纯收入、种植人数和种植面积；农药危害认知包括农户是否认为自家农地受到污染、农户是否认为自家的耕地是干净的和农户是否认为自己的健康状况受当地环境污染的影响；市场因素包括农作物的亩均成本、亩均收益和本村与最近城镇距离。由于中国历代政府重视食品安全的法治治理，是食品安全管制的主体（赵向豪等，），因此本文也将政府管制相关指标纳入控制变量，包括村里是否推广病虫害绿色防控技术、是否推广农药化肥两减政策和是否实施生态环境治理措施。（二）描述性统计分析由表 可知，在户主个人特征方面，劳动力跨产业配置农户的平均年龄低于劳动力农业产业内配置农户的平均年龄.岁，平均文化程度高于劳动力农业产业内配置农户.，曾经担任过或者现在正在担任村干部的农户更有可能是劳动力农业产业内配置农户，但婚姻状况相差不大。在家庭特征方面，从事劳动力跨产业配置活动的农户家庭平均总纯收入更高，但是农作物总纯收入平均水平更低，平均种植面积更少。这与现实状况高度吻合，一般来说，年龄较大的户主往往具有更多的耕作经验，但却是最容易被清退出非农就业岗位的；年龄较小的户主更有可能从事劳动力跨产业配置活动，但却缺乏农业耕种经验（陈晓红等，）。而户主的文化程度越高，所具有的科学知识和技能越丰富，越容易获得非农就业机会（句芳等，；陈浩等，）。有过干部经历的户主常年与农业活动打交道，对农业生产活动积累了更丰富的经验，因此成为劳动力农业产业内配置农户的可能性更大。同时，从事劳动力跨产业配置活动的农户拓宽了收入来源，对家庭劳动力进行了更为有效的分配，因此往往具有更高的总纯收入。但劳动力跨产业配置活动减少了农业活动的劳动力分配和时间分配，因此相对于劳动力农业产业内配置农户，农作物总纯收入往往更低，所种植的面积也往往更少。被解释变量“一家两制”的描述性统计结果如表 所示。自徐立成等（）提出食物体系“模式”和“模式”，“一家两制”问题逐渐受到学者关注。在广东省 个有效家户样本中，采用“一家两制”生产方式的农户数有 户，占比.，没有采用“一家两制”生产方式的农户数有 户，占比.。其中位于珠三角地区的 个样本中，采用“一家两制”生产方式的农户数为 户，占比.，在非珠三角地区的 个样本中，采用“一家两制”生产方式的农户数为 户，占比.。比较分析发现：其一，位于珠三角地区的农户样本数远远少于非珠三角地区，这可能与经济越发达地区的农户对农业的依赖性越低有关；其二，在珠三角地区农户采用“一家两制”概率小于非珠三角地区，这恰与本文的研究假说 吻合。（三）实证模型设定本文首先对所有样本进行了广义精确匹配（），在此基础上建立 模型进行回归分析，最后为了处理样本选择偏差存在的内生性问题，进一步采用 模型对农户劳动力配置对“一家两制”的影响进行实证分析。农业技术经济 年第 期 在农业生产行为中，农户的农药化肥施用行为可分为四种，一是对自家食用的农作物和出售的农作物都采用少施用农药化肥的生产方式，二是都采用大量施用农药化肥的生产方式，三是对自家食用的农作物少施用农药化肥、对出售的农作物施用大量农药化肥的生产方式，四是对出售的农作物少施用农药化肥、对自家食用的农作物使用大量农药化肥的生产方式。但是考虑到理性农户并不会采用第四种生产方式（已有的样本中也不包含这种情况），因此我们并不将其纳入本文的考虑范围。其中第一种和第二种生产方式表明农户不存在“一家两制”，第三种生产方式表明农户存在“一家两制”。本文的研究目的在于缓解“一家两制”中对出售的农作物大量施用农药化肥的情况，寄希望于农户的生产行为能向第一种生产方式靠齐表 变量含义、赋值和描述性统计变量类别变量含义和赋值劳动力跨产业配置 劳动力农业产业内配置均值标准差均值标准差被解释变量一 家 两 制行为用于自家食用的农产品和用于出售的农产品在施用农药方面是否采用同一的方式：不同一，同一.核心解释变量农户劳动力跨产业配置农户在从事农业生产活动的同时，是否还从事其他行业活动：是，否户主特征户主年龄户主的年龄（岁）.户 主 文 化程度对户主文化程度的衡量：小学及以下 ，初中，高中 中专 技校，大专 ，本科.户 主 婚 姻状况户主的婚姻状况（初婚、再婚均表示农户已婚）：已婚，未婚.户主担任过村干部曾经是否担任过或现在是否正担任村干部：是，否.家户特征家 庭 总 纯收入 年家庭总纯收入（万元）.农作物总纯收入 年农作物种植总纯收入（万元）.种植人数 年家里种植农作物劳动力人数（人）.种植面积 年农作物种植面积（亩）.农药危害认知农 地 受 到污染农户是否觉得农地受到污染：是，否.耕地干净农户对自家耕地干净状况的评价：非常不干净，比较不干净，一般，比较干净，非常干净.健康受环境影响农户是否认为健康状况受当地环境污染的影响：是，否.市场因素亩均成本 年农户购置农药总费用 年农作物种植面积（百元 亩）.亩均收益 年农作物种植年纯收入 年农作物种植面积（万元 亩）.本村到最近城镇距离本村与最近的城镇距离多远（公里）.政府管制本村推广病虫 害 绿 色防控本村是否推广病虫害绿色防控：是 ，否.本村推广农药化肥两减政策本村是否推广农药化肥两减政策：是 ，否.实施生态环境治理措施本村是否实施生态环境治理措施：是 ，否.杨 丹等：农户劳动力配置与“一家两制”行为 表 农户“一家两制”行为事实描述（）地区样本数（个）“一家两制”农户数及占比非“一家两制”农户数及占比广东省 （.）（.）珠三角地区（.）（.）非珠三角地区（.）（.）.广义精确匹配（）方法。匹配是在因果分析之前预处理数据的一种非参数方法，通过筛选删除减少两个组别间特征变量的不平衡性，使保留个体在特征变量上具有近似分布，从而增强估计效果。由于常用的 方法往往无法确保在匹配后提升平衡性，而 可以通过控制观测数据中混杂因素对结果的影响使处理组与控制组的协变量分布尽可能保持平衡，因此本文采用 方法对部分控制变量进行预处理。匹配效果主要取决于变量（）值的大小，其值介于，如果，则表明处置组和对照组完全平衡，反之，如果，则表明处置组和对照组完全不平衡，即数值越趋向 匹配效果越优。通常而言，如果匹配后的 值低于匹配前，可认为匹配效果较好。.基准 模型。为评估农户劳动力跨产业配置对“一家两制”生产行为的影响，本文基准 模型设定如下：（）其中，表示农户是否采用“一家两制”的生产方式，表示农户劳动力配置行为，即在从事家庭农作物劳动时是否同时从事其他工作，是否存在劳动力跨产业配置行为。包含其他影响“一家两制”生产方式的一系列控制变量，表示其他未提及的影响“一家两制”生产方式的相关因素。模型。在广东千村数据中，农户在劳动力配置间的差异并非是一个随机的结果，具有某些特征的农户往往更具有劳动力跨产业配置偏好，而这些固有特征可能也会影响他们采用“一家两制”生产行为。这使得简单对比劳动力跨产业配置和劳动力农业产业内配置两个群体的差别存在样本选择偏差的内生性问题，相关文献也对“一家两制”生产行为的内生性问题有所提及（彭军等，）。因此，为了修正基准 模型样本选择偏差下存在的内生性问题，本文进一步采用 模型构造劳动力跨产业配置农户和劳动力农业产业内配置农户的反事实“一家两制”生产行为。农户是否采用“一家两制”生产行为同时受到个人特征和劳动力跨产业配置特征的影响，本文将劳动力跨产业配置农户或者劳动力农业产业内配置农户实际采用的生产方式叫做事实行为，将劳动力跨产业配置农户或者劳动力农业产业内配置农户实际没有采用的生产方式叫做反事实行为，即劳动力跨产业配置农户的反事实行为对应的是劳动力农业产业内配置农户的就业方式和劳动力跨产业配置农户的样本特征，劳动力农业产业内配置农户的反事实行为对应的是既从事农作物劳动又从事其它工作的就业方式和劳动力农业产业内配置农户的样本特征。这样便能通过比较事实和反事实结果消除样本个体的特征，识别劳动力跨产业配置对“一家两制”生产行为的影响。本文将存在劳动力跨产业配置行为的农户视作处置组，将劳动力农业产业内配置农户即只进行家庭经营农业劳动的农户视作对照组，设置模型如下。（）结果模型。将所有农户样本按照劳动力是否跨产业配置分成两组，记每个农户个体为，表示劳动力农业产业内配置农户参与“一家两制”生产方式的情况，表示劳动力跨产业配置农户参与“一家两制”生产方式的情况。则 是劳动力农业产业内配置农户组个体的事实结果和劳动力跨产业配置组的反事实结果，是劳动力跨产业配置组个体的事实结果和劳动力农业产业内配置农户组的反事实结果。对 的解释同上，表示影响“一家两制”生产方式行为的一系列其它控制变量，农业技术经济 年第 期 表示个体农户劳动力配置情况，其中，表示劳动力农业产业内配置农户个体；表示劳动力跨产业配置个体。两个组别参与“一家两制”生产方式的结果方程如下：Y Y （）首先运用劳动力农业产业内配置农户和劳动力跨产业配置农户的事实行为和样本特征对两个结果方程进行 回归估计，以两个方程不同的变量系数表征劳动力农业产业内配置农户和劳动力跨产业配置农户的就业方式差异，再将前一个方程的回归系数结合劳动力跨产业配置农户的样本特征估计劳动力跨产业配置农户的反事实行为，将后一个方程的回归系数结合劳动力农业产业内配置农户的样本特征估计劳动力农业产业内配置农户的反事实行为，将全部样本的 与 均值之差视作劳动力跨产业配置对“一家两制”生产方式的平均处置效应（，）。（）干预模型。（）具体而言，逆概率加权回归模型（）由逆概率加权估计器（，）和回归调整估计量（，）两部分构成。估计量对结果进行建模，估算器对过程进行建模。估算器对两者同时进行建模。在干预模型中，以农户是否劳动力跨产业配置 作为被解释变量，为一系列影响农户劳动力跨产业配置的协变量，包括户主是否担任过村干部、婚姻状况、种植面积、家庭医疗保健支出、年龄、性别、文化程度、本村与最近城镇的距离（刘晓昀等，；孙顶强等，；汪伟，；刘晓昀等，；周春芳，）、农业总纯收入、家庭总纯收入、农作物亩均成本和亩均收益。首先利用全部个体估计 模型的劳动力跨产业配置方程式，得到个体处于实际组别的概率，将其记为，以 对结果方程中的处置组农户（存在劳动力跨产业配置行为的农户）赋予权重，以 对对照组（劳动力农业产业内配置农户）的农户赋予权重，再进行事实行为和样本特征的回归过程。五、实证结果分析（一）结果分析 在广义精确匹配中，为了有效降低，本文选择了性别、年龄、文化程度、是否党员、婚姻状况、农作物种植人数六个变量进行匹配。从表 可知，匹配后 值从.下降到了.，说明 匹配效果较好，有效降低了劳动力跨产业配置农户组和劳动力农业产业内配置农户组之间的组间差别，有利于后续分析农户劳动力配置对“一家两制”的影响。表 结果 项目劳动力跨产业配置农户组劳动力农业产业内配置农户组匹配成功农户样本数（个）未匹配成功农户样本数（个）（匹配前）（匹配后）.（二）基准 结果分析接下来是本文的实证检验部分。在对样本进行 匹配估计后，为了直观地了解农户劳动力配置对“一家两制”的影响，本文进行了基准的 回归，其结果如表（）列所示。从回归结果可知，在全样本农户中，农户劳动力跨产业配置显著加剧“一家两制”，相比劳动力农业产业内配置农户，劳 杨 丹等：农户劳动力配置与“一家两制”行为 动力跨产业配置农户采用“一家两制”的概率上升了.，这表明，在总体的农业生产活动中，劳动力跨产业配置产生的挤出效应大于收入效应，劳动力跨产业配置加剧了农户对出售农产品的农药施用量。同时，户主文化程度、户主担任过村干部、种植人数、亩均成本、本村到最近城镇距离和本村推广病虫害绿色防控技术均显著影响“一家两制”。文化程度越高的农户，往往对农药等化学物品对健康带来的危害具有更深刻的认识，更具有自我保护意识，因此对于自家食用的农产品会采取更安全的生产方式，采用“一家两制”的可能性更高。曾经担任过或现在正在担任村干部的户主思想觉悟普遍高于普通农户，且其农业生产行为更受大众的关注，因此采用“一家两制”的概率更低。种植人数显著加剧“一家两制”，可能是因为在家庭总人数中，从事农业种植的人数越多，家庭收入对农业的依赖性越大，为了增加收入会不惜采用危害较大的生产方式，同时为了自我保护，越有动机采用“一家两制”。亩均成本越高，农户采用“一家两制”的概率越低，这符合农户随着农药成本上升减少农药使用、节约成本的理性选择。本村到最近城镇距离越远的农户对农业收入的依赖性更高，政府监管力度更低，对于出售的农产品施用大量农药的可能性越高，越有可能采用“一家两制”的生产方式。农作物病虫害绿色防控是指采取生态调控、生物防治、物理防治和科学用药等环境友好型措施控制农作物病虫危害的植物保护措施（蔡书凯，）。本村推广病虫害绿色防控显著加剧“一家两制”，造成这样结果可能在于虽然病虫害绿色防控技术能有效改善农产品品质（刘洋等，），但是绿色防控技术对于成本收益的改善幅度并不大，且仅能实现大规模农户的农产品增收效应，对小农户农产品收入的改善并不显著（黄炎忠等，）。因此，村里推广病虫害绿色防控技术虽然促进了农户对自家食用的农产品采用更安全的生产方式（例如施用生物农药、灯光诱杀害虫等），但对于出售的农产品，农户仍会采用成本更低的传统的农药施用方式，由成本偏高、收益不足导致的农户差别化的绿色防控技术采纳，加剧了“一家两制”。（三）模型结果分析运用基准 模型估计农户劳动力配置对“一家两制”的影响，忽略了样本选择偏差下存在的内生性问题，因为“一家两制”在受农户劳动力跨产业配置和其它控制变量影响的同时，农户劳动力跨产业配置和其它控制变量也存在相关关系。为了解决该问题，本文进一步采用 模型对农户劳动力配置对“一家两制”的影响进行估计。其理论逻辑在于通过干预方程所得的概率倒数对结果方程赋权消减相关变量对农户劳动力跨产业配置的影响，使劳动力跨产业配置农户或劳动力农业产业内配置农户更好地模拟对方组别的反事实结果。表（）、（）、（）列分别为 模型的劳动力跨产业配置农户结果方程、劳动力农业产业内配置农户结果方程和干预方程结果。在干预方程中，总纯收入对劳动力跨产业配置具有显著的促进作用，种植面积、农作物纯收入、亩均成本和本村到最近城镇距离对劳动力跨产业配置具有显著的抑制作用。一方面，根据托达罗模型的解释，耕地面积可以看成农业收入的一个替代变量，而农业劳动和非农劳动又是相互替代的，当农业收入较高时，自然会减少非农劳动参与的时间（辛岭等，；周波等，）；另一方面，种植面积越大、农作物纯收入越高的农户，自然农业对家庭的重要性就越大，成为劳动力农业产业内配置农户的概率也就越大（陈晓红等，）。这类农户也往往拥有经营农业的优势，表现出对务农现状较为满意，相对于农户劳动力跨产业配置，更能在土地上获得收益。亩均成本越高的农户，其每亩地施用的农药数量越多，对农作物带来的收入依赖性更大，因此更有可能成为劳动力农业产业内配置农户。村子距离最近城镇距离越远的农户，往往所能获取的劳动力跨产业配置信息更少，劳动力跨产业配置所需成本更高（例如在城镇租赁房屋、来回交通费用等），因此劳动力跨产业配置的可能性越低。农业技术经济 年第 期 表 农户劳动力配置对“一家两制”的影响变量 模型 模型（）基准 回归结果（）农户劳动力跨产业配置结果方程（）农户劳动力农业产业内配置结果方程（）干预方程核心解释变量劳动力跨产业配置.（.）户主特征 户主年龄.（.）.（.）.（.）.（.）户主文化程度.（.）.（.）.（.）.（.）户主担任过村干部.（.）.（.）.（.）.（.）户主婚姻状况.（.）户主性别.（.）家户特征 种植人数.（.）.（.）.（.）种植面积.（.）.（.）.（.）.（.）家庭总纯收入.（.）.（.）.（.）.（.）农 作 物 总 纯收入.（.）家庭医疗保健支出.（.）农药危害认知农地受到污染.（.）.（.）.（.）耕地干净.（.）.（.）.（.）健 康 受 环 境影响.（.）.（.）.（.）市场因素 亩均成本.（.）.（.）.（.）.（.）亩均收益.（.）.（.）.（.）.（.）本村到最近城镇距离.（.）.（.）.（.）.（.）政府管制推广病虫害绿色防控.（.）.（.）.（.）推广两减政策.（.）.（.）.（.）实施生态环境治理措施.（.）.（.）.（.）常数项.（.）.（.）.（.）.（.）似然参数.观测值 注：、分别表示在、的水平上显著。下同在处置效应估计中，两个结果方程具有不同的变量系数是被允许的。结果方程中的解释变量和基准 回归中的控制变量一致，都包含了户主特征、家户特征、农药危害认知、市场因素和政府管 杨 丹等：农户劳动力配置与“一家两制”行为 制五类变量。在模型（）中，对劳动力跨产业配置农户而言，影响“一家两制”的主要因素有农作物种植人数、种植面积、亩均成本、村里推广病虫害绿色防控技术、推广两减政策、实施生态环境治理措施和村子距离最近城镇距离；在模型（）中，对劳动力农业产业内配置农户而言，影响“一家两制”的主要因素有户主文化程度、户主担任过村干部、农作物种植人数、亩均成本和村里推广病虫害绿色防控技术。无论对于劳动力跨产业配置农户还是劳动力农业产业内配置农户，村里推广病虫害绿色防控技术均显著加剧“一家两制”，而推广两减政策和实施生态环境治理措施仅能显著降低劳动力跨产业配置农户采用“一家两制