農(nóng)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的省際差異
——基于中部省份的面板數(shù)據(jù)

官愛蘭，蔡燕琦

(華東交通大學(xué) 人文社會科學(xué)學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引 言

人力資本對農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極作用已被國內(nèi)外眾多學(xué)者認(rèn)可和研究。早在1906年美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家費希爾就提出了人力資本的概念，他認(rèn)為只要能夠帶來財產(chǎn)性收入的物質(zhì)都能算資本，并對資本作了解釋與分析。美國諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者西奧多·W·舒爾茨(TheodoreW.Schultz)(中文譯本，1992)在長期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)居民的素質(zhì)與農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提高是促使美國農(nóng)業(yè)在20世紀(jì)50年代產(chǎn)量大幅度提高的關(guān)鍵，而非傳統(tǒng)認(rèn)為的土地、勞動力數(shù)量或者資本存量的增加。他還認(rèn)為要轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)方式，需要不斷增加農(nóng)業(yè)智力資源的供給。盧卡斯(Locus，1988)提出了內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，把人力資本的理論引入經(jīng)濟(jì)增長，他認(rèn)為人力資本的增長對經(jīng)濟(jì)發(fā)展是內(nèi)生性的作用。

國內(nèi)學(xué)者對人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系也有相應(yīng)的研究，李寶元(2000)通過自己設(shè)定的不同方法證明了人力資本的投入與產(chǎn)出是成正相關(guān)的關(guān)系。錢雪亞、張小蒂(2000)在農(nóng)村人力資本積累和收益性的分析基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村高文化程度的人員不足很大程度上阻礙了第一產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。錢曉燁、遲巍、黎波(2010)通過建立空間計量模型，證實人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的間接貢獻(xiàn)不明顯。

雖然國內(nèi)外眾多學(xué)者對人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系、農(nóng)村人力資本開發(fā)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響等問題有諸多研究，但是對農(nóng)村人力資本與農(nóng)業(yè)發(fā)展的區(qū)域、省域研究相對較少。中國中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較東部沿海地區(qū)還存在差距，如何打造中部區(qū)域的特色經(jīng)濟(jì)，發(fā)展中部地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)也就顯得十分重要。而當(dāng)今制約中部農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要原因之一就是人力資源開發(fā)利用不夠。因此，本文針對中國中部省區(qū)的農(nóng)村人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)發(fā)展的省際差異進(jìn)行研究。文中的農(nóng)村人力資本開發(fā)主要是指農(nóng)村教育開發(fā)和醫(yī)療保健開發(fā)兩大方面，農(nóng)業(yè)發(fā)展主要是針對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值而言。我們在C-D(柯布-道格拉斯)生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，對1990～2011年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村教育投入、醫(yī)療保健投入等面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。最后通過計量結(jié)果的比較，得出中部省區(qū)農(nóng)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的省際差異性，并提出相應(yīng)的政策建議。

二、變量選取及模型設(shè)定

1.變量選取及數(shù)據(jù)說明

本文的樣本數(shù)據(jù)是由中部地區(qū)6個省份(即山西、江西、安徽、河南、湖南、湖北)1990～2011年22年時間跨度組成的panel數(shù)據(jù)。變量選取具體說明如下：

1)被解釋變量(GDP)：采用的是農(nóng)業(yè)(第一產(chǎn)業(yè))總產(chǎn)值，是反映農(nóng)業(yè)發(fā)展的核心指標(biāo)。文中的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值是指剔除了價格變動因素的農(nóng)業(yè)實際總產(chǎn)值。

2)解釋變量中的農(nóng)村物質(zhì)資本存量(K)：對其估算采用永續(xù)盤存法。公式為：

Kit=Kit-1(1-λit)+Iit/Pit

其中，k指農(nóng)村物質(zhì)資本存量，i表示第i個省區(qū)，t表示第t年，I/P為當(dāng)年實際的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，λ為年折舊率。變量及參數(shù)選取參照了吳方衛(wèi)(1999)以及徐現(xiàn)祥、周吉梅、舒元(2007)的做法。本文農(nóng)村物質(zhì)資本存量以1990年為基期①。農(nóng)村固定資本形成總額參照吳方衛(wèi)(1999)以及張軍、吳桂英和張吉鵬(2004)，朱平芳、徐大豐(2007)的折舊率，選取標(biāo)準(zhǔn)為5.4%。

農(nóng)村物質(zhì)資本存量能夠給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)帶來正效應(yīng)，能支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)建設(shè)所需要的客觀環(huán)境，為農(nóng)村人力資本的開發(fā)創(chuàng)造比較好的公共基礎(chǔ)。

3)農(nóng)村勞動力數(shù)量(L)：采用中部各個省份農(nóng)村地區(qū)人口數(shù)量。農(nóng)村勞動力數(shù)量的多寡直接影響到農(nóng)村人力資本開發(fā)的強弱，有效勞動力數(shù)量的增加可以提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的效率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

4)農(nóng)村教育人力資本(E)：是反映農(nóng)村人力資本開發(fā)的關(guān)鍵指標(biāo)，選取中部各個省區(qū)平均受教育年限。根據(jù)各省區(qū)受教育程度平均每百個勞動力文化程度，再將受教育程度進(jìn)行不同加權(quán)。本文將受教育年限限定為5個層次：文盲和半文盲，小學(xué)，初中，高中(含中專)，大專及以上。這5個層次分別設(shè)權(quán)重為1年，6年，9年，12年和16年。平均受教育年限直接反映了農(nóng)村人力資本教育開發(fā)的狀況，受教育水平的提高能促使農(nóng)村居民更好地吸收農(nóng)業(yè)技術(shù)知識，獲取更有效的農(nóng)業(yè)開發(fā)能力。

那么中部各省區(qū)農(nóng)村教育人力資本總量：

平均受教育年限：

其中，i =1，2，3，4，5， Ei表示各個受教育程度的權(quán)數(shù)值，Li為接受不同程度教育的農(nóng)村人口數(shù)。

5)農(nóng)村健康人力資本(H)：選取中部各個省區(qū)財政支出中的農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生投入額度來衡量農(nóng)村人力資本健康的標(biāo)準(zhǔn)②。作為衡量農(nóng)村人力資本開發(fā)的另一關(guān)鍵指標(biāo)，農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生投入的程度直接影響了農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平與質(zhì)量。農(nóng)村健康人力資本的開發(fā)雖然是一個長期的過程，但是農(nóng)村健康人力資本開發(fā)得越完善，就越能保證農(nóng)村人力資本更好地投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，更好地促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

上述提到的變量和數(shù)據(jù)均根據(jù)《新中國60 年資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》(1991-2012)整理分析所得。

2.模型設(shè)定

本文以LUCAS的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論為基礎(chǔ)，將農(nóng)村教育和健康人力資本因素引入C-D生產(chǎn)函數(shù)，考察我國中部各個省份農(nóng)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異關(guān)系。模型設(shè)定為：

(1)

兩邊取對數(shù)，可以得到

gdpt=αt+αkt+βlt+γet+σht+μt

(2)

將模型(2)運用到面板數(shù)據(jù)，本文設(shè)定計量模型如下：

ln GDPit=β0+β1lnKit+β2ln Lit+β3ln Hit+β4ln EDUit+μi+εit

(3)

其中，i表示第i個省區(qū)，t表示第t年。被解釋變量GDP為農(nóng)業(yè)實際總產(chǎn)值，K和L分別表示農(nóng)村物質(zhì)資本存量和農(nóng)村人口數(shù)量，H和E分別表示農(nóng)村健康人力資本和教育人力資本。ξ為隨機(jī)誤差項，μ表示殘差。(3)式是一個雙對數(shù)模型，表示農(nóng)業(yè)實際產(chǎn)值變動率與解釋變量的待估計參數(shù)的變動率之間的彈性關(guān)系，也就是當(dāng)解釋變量變化1%時，農(nóng)業(yè)實際總產(chǎn)值變化的百分?jǐn)?shù)，系數(shù)符號為它們對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值影響的方向，參數(shù)值的大小表示影響程度。

三、中部各省農(nóng)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的實證分析

本文主要從農(nóng)村教育與健康人力資本開發(fā)兩個方面考量中部地區(qū)及各省份農(nóng)村人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。一方面運用面板數(shù)據(jù)分析中國中部地區(qū)整體的農(nóng)村人力資本開發(fā)狀況以及對整個地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響，另一方面細(xì)化到中部各個省域，分析中部地區(qū)各省份之間的差別和優(yōu)勢。本文運用Stata10.1軟件進(jìn)行分析，表1為這些變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

1.中部地區(qū)農(nóng)村人力資本開發(fā)對中部農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)影響的實證結(jié)果

本文對面板數(shù)據(jù)的估計屬于固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)。按計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，面板數(shù)據(jù)的估計、設(shè)定和篩選宜選用Hausman檢驗。本文Hausman檢驗結(jié)果顯示設(shè)定的模型適合采用固定效應(yīng)模型。表2的模型I是本文面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型的估計檢驗結(jié)果，模型II是修正的標(biāo)準(zhǔn)差估計。

我們再進(jìn)一步用Wooldridge(2002)和Greene(2000)的方法分別對固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果進(jìn)行異方差和自相關(guān)的檢驗，估計表明本文的面板數(shù)據(jù)存在異方差但不存在序列相關(guān)③。

估計結(jié)果顯示，1990年以來中部地區(qū)總體的人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)之間存在正相關(guān)關(guān)系?？傮w上，農(nóng)村勞動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用最為顯著，農(nóng)村勞動力每增加1%，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)有0.97%的增長。這一結(jié)果在預(yù)計之外，卻在情理之中。20世紀(jì)90年代以來，中部地區(qū)農(nóng)村勞動力尤其是高人力資本含量的勞動力大量輸出，農(nóng)村勞動力投入嚴(yán)重不足，農(nóng)業(yè)發(fā)展很不充分。而增加農(nóng)村勞動力特別是高素質(zhì)勞動力的投入，有益于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)大發(fā)展。從人力資本開發(fā)層面比較，中國中部地區(qū)平均受教育年限對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效果較為顯著，中部地區(qū)平均受教育年限每增加1%，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)有0.58%的增長；醫(yī)療衛(wèi)生投入每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長0.33%。說明了中國中部地區(qū)在20世紀(jì)90年代以后，農(nóng)村教育人力資本的開發(fā)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)起到了較顯著的作用。

表2 固定效應(yīng)和修正后的模型擬合結(jié)果

注：表中括號內(nèi)表示估計參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，**表示系數(shù)在5%水平顯著。FE表示固定效應(yīng)模型，PCSE為修正的標(biāo)準(zhǔn)差估計.

2.中部地區(qū)農(nóng)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的省際差異

為了能進(jìn)行區(qū)域內(nèi)部比較，分析中部各個省區(qū)的農(nóng)村人力資本開發(fā)問題，根據(jù)中部地區(qū)6個省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值兩兩相近似的省份為一個類比組④，并運用上文同樣的方法進(jìn)行回歸估計分析，表3是面板數(shù)據(jù)模型(3)的估計結(jié)果。

表3顯示，解釋變量中的農(nóng)村物質(zhì)資本、農(nóng)村的勞動力、農(nóng)村居民的平均受教育人力資本和農(nóng)村健康人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展成正相關(guān)關(guān)系，但不同地區(qū)之間影響程度不盡相同。

(1)山西、江西兩省在農(nóng)村健康人力資本開發(fā)上存在優(yōu)勢

從農(nóng)村健康人力資本的估計結(jié)果可知，每增加一個百分點的農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生投入，可以為山西和江西兩省帶來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)0.34%的增長，同樣的投入，湖北、湖南兩省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)能得到0.28%的提高，為安徽、河南兩省帶來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長僅有0.1%。說明山西、江西兩省對于農(nóng)村健康人力資本開發(fā)的潛力比較大。

(2)安徽、河南兩省的農(nóng)村教育人力資本開發(fā)產(chǎn)出率最高

在實證估計的結(jié)果中，中部各省的農(nóng)村教育人力資本開發(fā)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長影響程度最高的是安徽、河南。當(dāng)安徽、河南兩省農(nóng)村勞動力平均受教育年限每增加1%，可以產(chǎn)生6.42%的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的彈性增長。湖北、湖南兩省可以產(chǎn)生4.01%的增長，而山西、江西兩省的增長幅度最小，為2.98%。說明安徽、河南兩省農(nóng)村教育人力資本開發(fā)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用較明顯。

(3)湖南、湖北兩省的農(nóng)村人力資本開發(fā)產(chǎn)出率較平穩(wěn)

相比較其他省份的優(yōu)勢，湖南、湖北兩省在農(nóng)村人力資本開發(fā)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)上一直保持比較平穩(wěn)的中間態(tài)勢。農(nóng)村平均受教育年限每增加1%，為湖南、湖北兩省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)帶來4.01%的增長。農(nóng)村健康人力資本的開發(fā)，投入每增加1%，能帶來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)0.28%的增長。說明湖南、湖北兩省在農(nóng)村教育與健康人力資本開發(fā)上已有一定的基礎(chǔ)，進(jìn)一步開發(fā)亦具有良好態(tài)勢。

表3 省際模型擬合結(jié)果

注：表中的括號內(nèi)表示為估計參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，**表示系數(shù)在5%水平顯著。FE表示固定效應(yīng)模型，PCSE為修正的標(biāo)準(zhǔn)差估計.

四、政策建議

基于中國中部地區(qū)1990～2011年6個省份的面板數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟(jì)模型對中國中部6個省區(qū)的農(nóng)村人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，根據(jù)實證結(jié)論，可采取相應(yīng)的農(nóng)村人力資本開發(fā)策略。

1.保持中部地區(qū)整體農(nóng)村勞動力保有量，加強對中部各省份整體人力資本開發(fā)

實證分析表明，中國中部地區(qū)整體上勞動力投入的增加帶來的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長最為顯著。中部地區(qū)的健康和教育人力資本開發(fā)對中部農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有巨大潛在能力。中部地區(qū)作為農(nóng)業(yè)大省和勞務(wù)輸出大省，農(nóng)村勞動力開發(fā)顯得重要和急迫。既要激勵遷出農(nóng)村的人力資本回歸農(nóng)業(yè)，也要激勵包括大學(xué)生在內(nèi)的城鎮(zhèn)中的人才遷徙到農(nóng)村和農(nóng)業(yè)部門，形成與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)相適應(yīng)的人力資本結(jié)構(gòu)。針對中部各個省區(qū)的實際情況，加強農(nóng)村基礎(chǔ)教育，增進(jìn)農(nóng)村職業(yè)教育，針對中部地區(qū)區(qū)域和生產(chǎn)優(yōu)勢進(jìn)行針對性的指導(dǎo)和培訓(xùn)，激勵和培養(yǎng)出優(yōu)秀的農(nóng)業(yè)技術(shù)人才。

2.強化山西、江西兩省在農(nóng)村健康人力資本開發(fā)上的優(yōu)勢

結(jié)論顯示，山西、江西兩省在農(nóng)村健康人力資本開發(fā)上的潛力較大。但是，由于山西、江西兩省農(nóng)村人口占總?cè)丝诒戎囟汲^了50%，龐大的農(nóng)村人力資源需要通過更高水平的醫(yī)療保障制度、更全面的新農(nóng)合普及水平、多層次的醫(yī)療服務(wù)網(wǎng)絡(luò)以及更合理的農(nóng)村醫(yī)療技術(shù)人員業(yè)務(wù)培訓(xùn)和良好的農(nóng)村醫(yī)療環(huán)境，豐富山西、江西兩省的農(nóng)村衛(wèi)生資源，夯實農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的人力資本開發(fā)基礎(chǔ)，推動兩省區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

3.加大安徽、河南兩省的農(nóng)村教育人力資本開發(fā)力度

從實證估計看，安徽、河南兩省的農(nóng)村教育人力資本開發(fā)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長影響程度最大。也就是說，在相同外部政策刺激下，安徽、河南兩省增進(jìn)農(nóng)村教育投入較其他中部省區(qū)能為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)帶來更大的增長。那么國家及地方應(yīng)給予更多的財力與政策支持，特別是農(nóng)村義務(wù)教務(wù)階段的經(jīng)費投入。河南省在近幾年針對農(nóng)村義務(wù)教育開展了“國培計劃”，以此提高教師的教學(xué)水平。安徽省在農(nóng)村教育上也針對農(nóng)村勞務(wù)進(jìn)行技能在線培訓(xùn)，提高農(nóng)村人口的繼續(xù)教育水平?？梢栽诰猬F(xiàn)有農(nóng)村各層次教育的基礎(chǔ)上，繼續(xù)強化安徽、河南兩省農(nóng)村居民的高層次職業(yè)教育并留住高層次教育人才。

4.加強湖南、湖北兩省與其他中部省區(qū)農(nóng)村人力資本開發(fā)的交流

湖北、湖南兩省的教育、健康人力資本開發(fā)產(chǎn)出率均處于中間位置，說明其人力資本開發(fā)已有適當(dāng)?shù)幕A(chǔ)，可以協(xié)調(diào)與中部其他省區(qū)的資源流動。如湖南近幾年深化了農(nóng)業(yè)信息化培訓(xùn)，“農(nóng)信通”工程為湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)構(gòu)建了良好的技術(shù)支撐，同時也強化了農(nóng)村干部的信息化能力，其經(jīng)驗值得推廣。將湖北、湖南兩省良好的農(nóng)村人力資本開發(fā)基礎(chǔ)和先進(jìn)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境與中部其他省域的優(yōu)勢農(nóng)村人力資源相結(jié)合，交流、合作、互動，提升中部地區(qū)農(nóng)村人力資本開發(fā)的水平、層次，促進(jìn)中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。

注釋：

①其中當(dāng)年投資指標(biāo)選取的是農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)形成總額，由于國內(nèi)統(tǒng)計數(shù)據(jù)和現(xiàn)有文獻(xiàn)對于農(nóng)村固定資產(chǎn)價格指數(shù)較少，本文用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)來代替.

②由于各個統(tǒng)計年鑒未對農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生財政單獨列出，本文根據(jù)省域總醫(yī)療衛(wèi)生投入及農(nóng)村人口占總?cè)丝诒戎?全國農(nóng)村衛(wèi)生投入占全國醫(yī)療衛(wèi)生投入預(yù)算比重二者加權(quán)計算而得.

③運用Wooldridge(2002)關(guān)于面板數(shù)據(jù)自相關(guān)檢驗，統(tǒng)計量F(1,5)=1.063,Prob>F=0.3498，即拒絕原假設(shè)，不存在序列相關(guān)；根據(jù)Greene(2000)面板數(shù)據(jù)異方差檢驗，固定效應(yīng)回歸模型的中間組異方差修正的wald統(tǒng)計量x2(6)=62.65，Prob>x2=0.0000,存在異方差.

④中部地區(qū)六個省份，按照各個省區(qū)從1990-2011年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值平均數(shù)相似劃分類比組，分組見表3.

[1]張 軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量推算：1952-2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，(11)：35-43.

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