貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力稟賦與生產(chǎn)經(jīng)營決策

馬九杰 曾雅婷 吳本健

(中國人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872)

自20世紀(jì)80年代起，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制在我國農(nóng)村廣泛確立，農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最基本的活動(dòng)單元逐漸擁有了獨(dú)立決策的權(quán)力。農(nóng)戶可以自主合理配置家庭生產(chǎn)要素進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，參與市場(chǎng)活動(dòng)并追求家庭整體的效用最大化。對(duì)于農(nóng)戶家庭來說，效用最大化主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面:一是滿足家庭成員的消費(fèi)需求;二是增加家庭的現(xiàn)金收入。隨著市場(chǎng)化改革的深入、種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、土地流轉(zhuǎn)的推進(jìn)，農(nóng)戶家庭會(huì)根據(jù)市場(chǎng)需求調(diào)整其勞動(dòng)力的配置，以求獲得效用最大化，勞動(dòng)力資源稟賦差異帶來的農(nóng)戶家庭行為決策的差異越來越顯著。首先，非同質(zhì)的農(nóng)村勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)參與程度上存在明顯差異;其次，農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力資源稟賦不同，參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)做出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策也不同。目前，對(duì)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力資源稟賦的研究主要集中在兩個(gè)方面:一是微觀角度，延續(xù)了A·恰亞諾夫(chayanov)［1］的分析思路，主要從勞動(dòng)力數(shù)量的角度探討家庭勞動(dòng)力資源稟賦的差異，其會(huì)導(dǎo)致家庭生產(chǎn)經(jīng)營決策中農(nóng)作物品種選擇、農(nóng)作物生產(chǎn)方式等資源配置方面的差異［2－4］，從而進(jìn)一步影響到農(nóng)戶的總收益［5］;二是宏觀角度，是對(duì)西奧多.W.舒爾茨人力資本理論的進(jìn)一步深化，大多關(guān)注人力資源稟賦與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系［6－9］。以前研究從人力資源稟賦角度在一定程度上解釋了農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀的內(nèi)在機(jī)理，但存在兩個(gè)問題:①以前的研究將農(nóng)戶家庭內(nèi)部的勞動(dòng)力看作是同質(zhì)性的，但實(shí)際上農(nóng)戶家庭內(nèi)部人力資源稟賦存在顯著差異，在貧困地區(qū)表現(xiàn)的尤為明顯(家庭內(nèi)部成員受教育程度存在著明顯的差異);②從數(shù)量或者質(zhì)量單維的角度來考察勞動(dòng)力資源稟賦，在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量可以相互替代，但如果在家庭經(jīng)營決策中增加外出務(wù)工的選擇，勞動(dòng)力的替代效應(yīng)則不明顯(教育程度高的人外出概率較高)。這兩個(gè)問題的解決還需要更為細(xì)致的研究。

具體而言，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力資源稟賦的提高一方面可能會(huì)導(dǎo)致高質(zhì)量的(教育水平較高的)勞動(dòng)力流出［10］，從而使得勞動(dòng)力數(shù)量的減少以及平均質(zhì)量的降低，進(jìn)一步可能會(huì)降低家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平;另一方面，如果勞動(dòng)力市場(chǎng)不完備，勞動(dòng)力稟賦的提高可能會(huì)使得農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，從而可能提高家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平。目前，在貧困的農(nóng)村地區(qū)，異質(zhì)性較強(qiáng)的農(nóng)戶家庭內(nèi)部勞動(dòng)力稟賦到底會(huì)對(duì)其生產(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生怎樣的影響?本文試圖對(duì)這一問題進(jìn)行探討和回答。

1 理論框架

1.1 農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營決策的基本分析框架

勞動(dòng)力稟賦對(duì)家庭生產(chǎn)經(jīng)營決策的影響主要是通過要素配置和要素替代來實(shí)現(xiàn)的。在古典經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下［1－11］，無論是對(duì)勞動(dòng)力數(shù)量還是勞動(dòng)力質(zhì)量的討論，都是效用最大化目標(biāo)下的生產(chǎn)要素的合理配置，而正是生產(chǎn)要素的差異(如勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量的差異)影響到其配置決策。生產(chǎn)要素主要分為三類，包括勞動(dòng)力、資金、土地(短期內(nèi)設(shè)定技術(shù)不變)。一般而言，農(nóng)戶在制定生產(chǎn)決策時(shí)會(huì)受到內(nèi)部的資源稟賦與外部的環(huán)境因素共同影響(見圖1)。

圖1 農(nóng)戶經(jīng)營決策基本分析框架圖Fig.1 Peasants’operating decisions:basic analytic framework

其中，內(nèi)部資源稟賦包括農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力(H)、資金(K)、土地(N)、技術(shù)(其中技術(shù)選擇又受到勞動(dòng)力、資金、土地等資源的影響)等;外部環(huán)境主要包括市場(chǎng)化發(fā)育程度與政府政策調(diào)節(jié)兩大方面。農(nóng)戶家庭會(huì)在既定的市場(chǎng)與政策環(huán)境下，根據(jù)家庭的資本要素存量(Kt)、本期可使用的勞動(dòng)力要素(Ht)與土地要素(Nt)制定當(dāng)期的家庭經(jīng)營決策。而家庭經(jīng)營決策主要可以分為兩大類，即:非農(nóng)生產(chǎn)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，其中非農(nóng)生產(chǎn)包括農(nóng)戶自己開辦的自營工商業(yè)與被雇傭于農(nóng)業(yè)以外的非農(nóng)產(chǎn)業(yè);農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要包括自給自足型的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)和市場(chǎng)導(dǎo)向型的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)。本研究中將重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營決策(即虛線方框中的部分)的影響以及勞動(dòng)力在不同類型生產(chǎn)中的配置結(jié)構(gòu)。

1.2 勞動(dòng)力稟賦差異與農(nóng)戶家庭經(jīng)營決策的關(guān)系模型

本文從勞動(dòng)力數(shù)量與勞動(dòng)力質(zhì)量?jī)煞矫鎭碛懻撧r(nóng)戶家庭勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響。所說的農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量是指農(nóng)戶家庭中16－65歲不再進(jìn)行全日制學(xué)習(xí)的人。從勞動(dòng)力數(shù)量方面來說，當(dāng)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力總數(shù)較多且存在勞動(dòng)力市場(chǎng)需求時(shí)，為了增加家庭收入、改善家庭經(jīng)濟(jì)水平，戶主在與其他家庭成員商量后會(huì)做出派人外出務(wù)工的決定，但農(nóng)業(yè)仍為農(nóng)戶家庭生活提供基本生活保障。因此在當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)發(fā)展水平較落后的情況下，勞動(dòng)力外出務(wù)工往往是在保證農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的前提下發(fā)生的，而在家庭承包經(jīng)營制度下，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，農(nóng)田也越多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值自然也越高。本文用勞動(dòng)力人口的受教育年限來表征勞動(dòng)力質(zhì)量。從勞動(dòng)力質(zhì)量方面來說，隨著勞動(dòng)力質(zhì)量的提高，在工業(yè)部門獲得工作及高工資的可能性越大，這些人預(yù)期的城鄉(xiāng)收入差距也越大，越愿意向城市遷移。忻海平、任淑華、徐凌［12］通過調(diào)研證實(shí)教育每增加一年，農(nóng)民到工業(yè)部門工作的機(jī)會(huì)增加2.2%，收入增加12%。即農(nóng)戶受教育水平越高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率越小。但如果受教育水平較高的勞動(dòng)力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，其因具備更強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力與資源配置能力，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收益也更高［13］?；谝陨戏治?，本文參照柯布－道格拉斯(CD)生產(chǎn)函數(shù)模型，構(gòu)建了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，表示如下:

其中，Y為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，K，H，N分別表示資本、勞動(dòng)力、土地，A表示技術(shù)水平。

關(guān)于勞動(dòng)力資源稟賦的測(cè)量，Barro和Lee［14］提出了用人們所受的教育年限對(duì)人力資本進(jìn)行估算。其主要想法是:受教育年限不同的人具有不同的人力資本，受教育年限的多少反映了人力資本水平的高低。本文中勞動(dòng)力稟賦包括勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面，因此，用如下的(2)式表示農(nóng)戶家庭的綜合勞動(dòng)力稟賦:

其中:hi、Edu、Lab分別是該戶家庭中勞動(dòng)者的人均人力資本、受教育水平(表示勞動(dòng)力質(zhì)量)和勞動(dòng)力數(shù)量，H為農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力稟賦總量。由于受教育水平提升后，勞動(dòng)效率會(huì)提高。因而，家庭勞動(dòng)力稟賦H實(shí)際上是根據(jù)勞動(dòng)力質(zhì)量進(jìn)行調(diào)整、折合的有效勞動(dòng)力數(shù)量，Edu為表征受教育水平的勞動(dòng)力質(zhì)量調(diào)整系數(shù)。

如果農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力全部參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，那么，將(2)、(3)帶入(1)式中，得到如(4)式所示的生產(chǎn)函數(shù):

但是，由于受教育水平提升，農(nóng)民到工業(yè)部門工作的機(jī)會(huì)增加。因此，農(nóng)戶勞動(dòng)力質(zhì)量越高，參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性越低，因此，農(nóng)戶并不是將所有勞動(dòng)力都配置到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中。假設(shè)勞動(dòng)力參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性(Pa(lab))與勞動(dòng)力質(zhì)量(Edu)之間呈線性負(fù)相關(guān)，關(guān)系式表達(dá)如(5)式所示:

其中，ε為受教育水平對(duì)勞動(dòng)力農(nóng)業(yè)參與的影響系數(shù)，且 ε×Edu≤ 1。

當(dāng)農(nóng)戶家庭中只有一定比例的勞動(dòng)力參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)可用(6)式表示(即(5)式帶入(4)式所得):

對(duì)(6)式兩邊取對(duì)數(shù)，得到(7)式

將(7)式對(duì)教育水平(Edu)求導(dǎo)，可得到教育水平變化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的邊際影響，如(8)式:

當(dāng)(8)等于0時(shí)，即可求得在農(nóng)業(yè)配置勞動(dòng)力的最適宜教育水平(此時(shí)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出最大)。

如(9)式所示，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出(對(duì)數(shù))對(duì)教育水平導(dǎo)數(shù)即(8)式為0的兩個(gè)解都為正:

根據(jù)以上討論，可以用圖2來描繪勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總收入的關(guān)系。

圖2中左圖描繪的是受教育水平變化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出(對(duì)數(shù))的邊際影響，即隨著受教育水平提升的邊際產(chǎn)出動(dòng)態(tài)變化曲線。隨著受教育水平提高，邊際產(chǎn)出先下降，到達(dá)低谷后，再上升。與橫軸有兩個(gè)交點(diǎn)。也就是說，在教育水平較低時(shí)，受教育水平的邊際產(chǎn)出大于零，因教育水平提升而擴(kuò)展的勞動(dòng)力稟賦投向農(nóng)業(yè)，會(huì)引發(fā)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增加。但達(dá)到Edu1后，受教育水平的邊際產(chǎn)出小于零，此時(shí)，農(nóng)戶不會(huì)將勞動(dòng)力稟賦投向農(nóng)業(yè)，而可能選擇外出務(wù)工，從而農(nóng)業(yè)產(chǎn)出可能減少。直到Edu2，可能伴隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式的轉(zhuǎn)變(傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型)，受教育水平變化的農(nóng)業(yè)邊際產(chǎn)出變得大于零。此時(shí)，農(nóng)戶會(huì)將擴(kuò)展的勞動(dòng)力稟賦投向商品化、高附加值農(nóng)業(yè)，以增收。

圖2 勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)戶生產(chǎn)決策、農(nóng)業(yè)收入的關(guān)系示意圖Fig.2 Workforce quality and the peasant household production decision making

圖2的右圖描繪的是教育擴(kuò)展的勞動(dòng)力稟賦與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系，是一個(gè)橫向反“S”形曲線。但由于Edu1取值較小(小于1，如式(11)所示)，因此右圖O－Edu1段并不明顯，因此，勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)出之間的關(guān)系曲線基本上可以看成正“U”形。

圖2的現(xiàn)實(shí)含義是:當(dāng)勞動(dòng)力質(zhì)量過低時(shí)，其在非農(nóng)行業(yè)中獲得工作的機(jī)會(huì)太小，勞動(dòng)力無法實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)移，所有勞動(dòng)力都會(huì)投入到有限的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值比較高，此類農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，用勞動(dòng)力這一相對(duì)過剩要素代替資金等相對(duì)稀缺的要素;但隨著勞動(dòng)力質(zhì)量的提高，其在非農(nóng)行業(yè)中獲得工作的機(jī)會(huì)有所提高，且非農(nóng)行業(yè)的收入往往高于農(nóng)業(yè)，因此勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移，由于過密化生產(chǎn)的勞動(dòng)力邊際產(chǎn)出雖然很低但并不為零，因此出現(xiàn)隨著勞動(dòng)力質(zhì)量提高農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值減少的現(xiàn)象;但隨著勞動(dòng)力質(zhì)量的進(jìn)一步提升，其在非農(nóng)行業(yè)獲得工作的機(jī)會(huì)、收益水平都會(huì)提高，因此他們一方面可能會(huì)通過向家庭匯回收益以緩解勞動(dòng)力要素的極度短缺實(shí)現(xiàn)資本替代勞動(dòng);另一方面隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展，部分高質(zhì)量勞動(dòng)力會(huì)從事高收益的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，這就導(dǎo)致了當(dāng)勞動(dòng)力質(zhì)量超過一定范圍后，隨著勞動(dòng)力質(zhì)量的提升，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)總收入不斷提高現(xiàn)象的出現(xiàn)。

1.3 勞動(dòng)力稟賦差異對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營決策的研究假說

根據(jù)上文中的理論分析，提出下面四個(gè)假說:

(1)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量與其農(nóng)業(yè)總收入呈正相關(guān)。由于農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入越多，因此，農(nóng)業(yè)總收入越高。

(2)農(nóng)戶勞動(dòng)力質(zhì)量與其農(nóng)業(yè)總收入呈“U”形關(guān)系。即:隨著農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力總體質(zhì)量的提高，農(nóng)業(yè)收入減少(由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大量外流)，但當(dāng)勞動(dòng)力質(zhì)量的進(jìn)一步提高，農(nóng)業(yè)總收入將隨著增加(由于勞動(dòng)力質(zhì)量的提高有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平的提升)。

(3)勞動(dòng)力數(shù)量與農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重呈負(fù)相關(guān)。由于農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，勞動(dòng)力流出的可能性越大，非農(nóng)收入增加越快，而非農(nóng)產(chǎn)業(yè)工資率一般高于農(nóng)業(yè)，因此，從事非農(nóng)生產(chǎn)的人數(shù)越多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所占比重越低。

(4)農(nóng)戶勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重呈負(fù)相關(guān)。由于農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力質(zhì)量越高，勞動(dòng)力外出的收益預(yù)期越高，農(nóng)戶的外出意愿、務(wù)工時(shí)間、收入也會(huì)增加，農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中比重減少。

2 數(shù)據(jù)來源及變量描述

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)來源于2012年對(duì)武陵山區(qū)的湖北建始縣和重慶黔江區(qū)的實(shí)地調(diào)查。首先，從全國11個(gè)連片特困地區(qū)中選取了較具代表性的武陵山區(qū)的湖北建始和重慶黔江作為樣本縣(區(qū));其次，從2個(gè)樣本縣(區(qū))中用系統(tǒng)抽樣辦法各隨機(jī)抽取4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共8個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn);再從每個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機(jī)抽取3個(gè)村，共24個(gè)樣本村;再從每個(gè)樣本村中隨機(jī)抽20戶農(nóng)戶，作為調(diào)研對(duì)象①在實(shí)際調(diào)查過程中，根據(jù)課題組的研究興趣可能會(huì)增加樣本，但是不會(huì)改變?cè)瓉淼某闃臃桨?。。然后派員進(jìn)行問卷調(diào)查，共獲取有效問卷485份。調(diào)查內(nèi)容涵蓋了農(nóng)戶的就業(yè)、住宅、農(nóng)地、種植業(yè)生產(chǎn)、作物產(chǎn)出銷售、收入、消費(fèi)、借貸等各個(gè)方面。由于問卷中存在勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)這兩方面數(shù)據(jù)缺失的情況，本文選取了其中信息較為完整的446家農(nóng)戶作為研究對(duì)象②需要說明的是，由于確實(shí)有農(nóng)戶不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，回訪也無法獲取數(shù)據(jù)。所以這一部分?jǐn)?shù)據(jù)(39戶)只好放棄，這在一定程度上會(huì)影響估計(jì)結(jié)果。。在樣本篩選過程中我們遵循以下原則:①剔除信息填寫明顯存在大量錯(cuò)誤及數(shù)據(jù)大量缺失的農(nóng)戶;②本研究主題為農(nóng)戶家庭行為決策，其側(cè)重點(diǎn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此剔除農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為零的農(nóng)戶;③剔除土地經(jīng)營面積、資本總量為零的農(nóng)戶。以確保在計(jì)量過程中數(shù)據(jù)可以被進(jìn)一步處理。關(guān)于數(shù)據(jù)，本文使用了Stata10.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與分析。

2.2 變量選擇與描述

從上文中的理論分析可以看出，本文將根據(jù)分析框架設(shè)立兩個(gè)模型，模型一中考察農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值，模型二中考察農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值占年總收入比重。而在兩個(gè)模型中，包括被解釋變量、解釋變量、控制變量與虛擬變量，有關(guān)變量的說明與描述性統(tǒng)計(jì)分析詳見表1。

從表1中可以看出，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)總值(P)的平均值為23270.44，標(biāo)準(zhǔn)差為26482.50，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)總收入差別較大。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值占家庭總收入比值(R)的平均值為0.43，說明當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶一半以上的收入來源于非農(nóng)生產(chǎn)。當(dāng)生產(chǎn)規(guī)模有限時(shí)，農(nóng)戶家庭生產(chǎn)中幾乎不存在長(zhǎng)期雇工的情況，勞動(dòng)力一般即為家庭內(nèi)部勞動(dòng)力(lab)，均值為3.18。農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力的平均受教育年限(Edu)均值為7.05，說明在我國貧困地區(qū)農(nóng)村也基本實(shí)現(xiàn)了義務(wù)教育。農(nóng)戶家庭資本存量(K)、土地資本存量(N)、農(nóng)戶擁有的社會(huì)資本(S)、農(nóng)戶家庭地理位置(D)的平均值與標(biāo)準(zhǔn)差都說明了在大樣本的情況下，數(shù)據(jù)的分布廣泛，農(nóng)戶擁有的資源稟賦差異較大，本研究將會(huì)有相當(dāng)強(qiáng)的代表性。調(diào)研的農(nóng)戶家庭所在地(A1)，湖北建始為1，重慶黔江為0，平均數(shù)為0.54，說明兩地調(diào)研農(nóng)戶差別較小，并以這一變量控制由于兩地市場(chǎng)發(fā)展水平、政策差異對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營決策帶來的影響。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Descriptive statistics of variables

3 實(shí)證模型設(shè)定與結(jié)果分析

3.1 模型設(shè)定

結(jié)合理論分析中基于柯布－道格拉斯擴(kuò)展生產(chǎn)函數(shù)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型，提出以下兩組多元線性回歸模型:

第一組模型(模型M1－M4)的形式如下:

其中第一組模型(模型M1－M4)主要分析農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)總收入的影響因素，第二組模型(模型M5－M7)則重點(diǎn)分析農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占總收入比重的影響因素。

3.2 估計(jì)結(jié)果及分析

對(duì)兩組模型進(jìn)行回歸分析后，得到的結(jié)果見表2。

表2 模型的回歸結(jié)果Tab.2 Regression results of model

3.2.1 勞動(dòng)力資源稟賦對(duì)農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營決策的影響

(1)對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)總收入的影響。在第一組模型中，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)總值的影響都是正向顯著的，且M2在1%的水平上顯著、M1和M3在5%的水平上顯著、M4在10%的水平上顯著。這表明農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值越高，這驗(yàn)證了本文假說一。而在M3和M4中，勞動(dòng)力質(zhì)量的平方(二次項(xiàng))對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)總值的影響在5%的水平上正向顯著，同時(shí)勞動(dòng)力質(zhì)量對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)總值的影響在5%的水平上正向顯著。這表明，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力質(zhì)量(EDU)與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間呈正“U”形關(guān)系，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力平均受教育年限在［0，7.18］的區(qū)間內(nèi)，隨著勞動(dòng)力質(zhì)量提升，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總收入下降;而隨著勞動(dòng)力質(zhì)量的進(jìn)一步增加，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力平均受教育年限在［7.18，13.5］的區(qū)間內(nèi)，隨著勞動(dòng)力質(zhì)量的進(jìn)一步增加，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)總收入會(huì)上升，這與本文的假說二是一致的。

更進(jìn)一步，可以綜合考慮模型2、模型3和模型4中勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)變量的系數(shù)，以勞動(dòng)力質(zhì)量為x軸，以勞動(dòng)力數(shù)量為y軸，以農(nóng)業(yè)產(chǎn)值為z軸，形象地畫出勞動(dòng)力資源稟賦數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)維度與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的三維關(guān)系模擬圖(見圖3)。

圖3 勞動(dòng)力稟賦的數(shù)量維度、質(zhì)量維度與農(nóng)戶家庭年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值關(guān)系三維模擬圖Fig.3 Labor endowments－ peasant household annual gross agricultural production simulation

由圖3可以看出:農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力稟賦的數(shù)量、質(zhì)量維度與農(nóng)戶家庭年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值間呈現(xiàn)“瓦形”關(guān)系，此圖形象地展示了本文的假說一與假說二。通過該圖，可以對(duì)貧困地區(qū)的勞動(dòng)力稟賦與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策之間的關(guān)系有直觀全面的認(rèn)識(shí)。在目前的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)環(huán)境下，農(nóng)民在城市處于“落地未生根”的生存狀態(tài)，為了保障基本生存，農(nóng)戶一般不會(huì)將農(nóng)田完全拋棄，而勞動(dòng)力質(zhì)量——受教育水平則是影響農(nóng)戶是否離鄉(xiāng)的重要因素。當(dāng)家庭勞動(dòng)力質(zhì)量較差時(shí)，勞動(dòng)力外出務(wù)工能夠獲得工作機(jī)會(huì)的可能較小，因此農(nóng)戶可能全部從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，存在“過密化生產(chǎn)”［15］的情況，這是邊際產(chǎn)出很小但大于零，因此農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值較大;當(dāng)勞動(dòng)力質(zhì)量不斷提高，農(nóng)戶外出的可能性不斷提高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量也會(huì)隨之下降，因此表現(xiàn)為:勞動(dòng)力質(zhì)量的提升，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總收益下降;而隨著農(nóng)戶勞動(dòng)力水平的進(jìn)一步提高，農(nóng)戶資源配置能力提高、技術(shù)掌握能力增強(qiáng)，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益率大大提升，且外出務(wù)工的勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)資本積累，會(huì)將部分資金、技術(shù)等投入到家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之中，因此會(huì)表現(xiàn)為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的再次提高。關(guān)于勞動(dòng)力數(shù)量的影響是很顯然的。在貧困地區(qū)以家庭自耕種為主的情況下，家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，家庭中可能從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力也越多，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值也越高。

(2)勞動(dòng)力資源稟賦對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值占農(nóng)戶家庭總收入的比重的影響。從表2中可以看出，在M5、M6和M7中，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值占農(nóng)戶家庭總收入的比重的影響都在1%的水平上負(fù)向顯著，這表明農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占總收入比例越低，這一結(jié)果驗(yàn)證了本文的假說三。目前雖然依然存在明顯的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，但一體化的勞動(dòng)力市場(chǎng)基本形成，當(dāng)農(nóng)戶家庭人數(shù)超過一定量(家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所必需勞動(dòng)力數(shù)量)就會(huì)出現(xiàn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，且非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收益一般比農(nóng)業(yè)收益率要高，因此農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，外出務(wù)工的勞動(dòng)力也越多，非農(nóng)收入比重也越高。

從表2還可以看出，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力質(zhì)量(Edu)與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占總收入比例之間呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系，這主要是因?yàn)閯趧?dòng)力質(zhì)量越高，外出務(wù)工的可能性越大，獲得較高工資的可能性也越大，這一結(jié)果驗(yàn)證了本文的假說四。由此可見，農(nóng)戶勞動(dòng)力質(zhì)量不斷提高的情況下，不僅可以大幅增加農(nóng)業(yè)收入，非農(nóng)收入也將迅速提高。

3.2.2 控制變量對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營決策的影響

從農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)總收入來說，分析框架中的資本存量、土地存量、社會(huì)資本量、地區(qū)發(fā)展差異等變量在統(tǒng)計(jì)上均顯著。這說明農(nóng)業(yè)年總產(chǎn)值與家庭資本擁有量之間成正向關(guān)系，家庭資本越多，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量出越高;家庭土地經(jīng)營面積與農(nóng)業(yè)年總產(chǎn)值之間成正向關(guān)系，一方面說明當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要為種植業(yè);模型3、模型4中土地變量的系數(shù)表明了土地要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的重要性;社會(huì)資本與農(nóng)業(yè)年總產(chǎn)值之間成正向關(guān)系，農(nóng)戶社會(huì)資本有利于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、銷售信息的獲取等，因此農(nóng)戶家庭社會(huì)資本的增加有利于農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)總收入的提高;地區(qū)發(fā)展差異變量的系數(shù)為正，說明建始地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值更高、農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)參與程度更高，這與調(diào)研中觀察到的現(xiàn)實(shí)情況相符合。

從農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占總收入比重來看，從模型中各控制變量的回歸系數(shù)來看，雖然資本存量(LN(K))的回歸效果并不非常顯著，但系數(shù)為負(fù)說明資本存量越高的家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比率越低;農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占總收入比例與農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營面積(LN(N))變量的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參與程度與家庭土地經(jīng)營面積之間成正向關(guān)系，即家庭土地越多，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)程度越高;社會(huì)資本(S)、農(nóng)戶家庭地理位置(D)與農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)總值之間回歸效果不顯著。對(duì)地區(qū)變量的回歸效果顯著，說明兩地農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參與程度存在著明顯差異，系數(shù)為正，說明建始地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入在總收入中占的比例更高。

4 結(jié)論、政策含義與討論

4.1 主要結(jié)論

本文基于CD函數(shù)，構(gòu)建了勞動(dòng)力資源稟賦對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營決策的影響模型，分析農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中占比的關(guān)系，并利用多元線性、非線性模型對(duì)武陵山地區(qū)的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。根據(jù)分析得出以下結(jié)論:

我國貧困地區(qū)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總收入主要受農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力資源稟賦(勞動(dòng)力數(shù)量與勞動(dòng)力平均受教育水平)、資產(chǎn)存量、農(nóng)戶經(jīng)營土地面積、農(nóng)戶擁有社會(huì)資本存量以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的顯著影響;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值占農(nóng)戶家庭總收入的比重受農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量、勞動(dòng)力平均受教育水平、農(nóng)戶經(jīng)營土地面積以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的顯著影響。農(nóng)戶在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，需要對(duì)家庭所有勞動(dòng)力、資產(chǎn)、土地、社會(huì)資本、市場(chǎng)條件等方面綜合考慮做出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策，而在從事非農(nóng)生產(chǎn)中，農(nóng)戶更多地考慮家庭的勞動(dòng)力資源稟賦及市場(chǎng)發(fā)展水平、國家政策等因素。

貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力稟賦與農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)上勞動(dòng)投放以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系。具體而言，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，勞動(dòng)力質(zhì)量越高，家庭總收入就越高。而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，可能從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量也充足，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值也越高，但農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占家庭總收入比重會(huì)下降;農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力的平均質(zhì)量越高，農(nóng)戶從事非農(nóng)工作的收入預(yù)期越高，勞動(dòng)力的外出務(wù)工的可能性也越高，但與此同時(shí)，其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益率也會(huì)上升，因此勞動(dòng)力質(zhì)量與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值呈正“U”形關(guān)系，而與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占家庭總收入比重呈負(fù)相關(guān)。因此，在貧困地區(qū)，包含勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)維度的農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力稟賦變量與農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)總值之間呈現(xiàn)“瓦型”關(guān)系。

4.2 政策含義與討論

本研究的結(jié)果對(duì)新農(nóng)村建設(shè)、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展政策改革具有重要參考價(jià)值。在新農(nóng)村建設(shè)、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)過程中，應(yīng)該一方面繼續(xù)實(shí)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的補(bǔ)貼政策，增加農(nóng)業(yè)比較收益，激勵(lì)農(nóng)戶將更多的勞動(dòng)力稟賦投放到農(nóng)業(yè);另一方面要激勵(lì)農(nóng)戶家庭提升農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力尤其是在家務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力的質(zhì)量。這在一定程度上與西奧多·W·舒爾茨的人力資本理論是一致的。但更進(jìn)一步的是，對(duì)目前留守勞動(dòng)力的人力資本投資更為重要。未來我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)能否獲得持續(xù)、穩(wěn)定的發(fā)展，也正取決于是否有知識(shí)型青年農(nóng)民加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域。因此，需要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)人力資本投入，尤其是對(duì)留守勞動(dòng)力的人力資本投資。一方面有利于降低農(nóng)戶家庭內(nèi)部勞動(dòng)力質(zhì)量的異質(zhì)性程度，提高家庭勞動(dòng)力總體的邊際產(chǎn)出;另一方面有利于農(nóng)村地區(qū)要素的優(yōu)化配置。這對(duì)我國未來農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展意義重大。貧困地區(qū)留守農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的人力資本投資效率和農(nóng)村非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的人力資本投資效率的比較，以及大樣本面板數(shù)據(jù)的獲取，將成為本研究進(jìn)一步改進(jìn)方向。

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