農(nóng)村勞動生產(chǎn)率影響因素的實證分析

摘要：利用1990-2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，就農(nóng)村勞動力市場化程度對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響進行了實證研究。結(jié)果顯示，農(nóng)村勞動市場化程度對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率有顯著的正向影響，農(nóng)村勞動力市場化程度每提高1個百分點，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率相應(yīng)提高6.05%，且該影響作用存在省際地域差異，東、中、西部依次增大，說明落后地區(qū)的農(nóng)村勞動力市場化程度對勞動生產(chǎn)率的促進作用更大。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村勞動力；農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率；實證分析

中圖分類號：F323.22 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）21-5374-04

Empirical Analysis of the Impact Factor of Agricultural Labor Productivity

——Based on the Inter-provincial Panel Data

DENG Ruo-bing1，2，XIA Qing-li2，HU Ji-liang1

（1.College of Economics and Management， Central China Normal University， Wuhan 430079， China；

2. School of Business， Huanggang Normal University， Huanggang 438000， Hubei， China）

Abstract： This paper aims to study the impact factor of the agricultural labor productivity， using the panel data of 30 provinces from 1990 to 2010 to make an empirical research. The result shows that the marketization of agricultural labor force has a positive impact on the agricultural labor productivity. If the marketization of agricultural labor force increases by 1% the agricultural labor productivity will increase by 6.05%. The impact also has regional differences， namely， the impact grows in the sequence of eastern， central and western regions， which shows that the marketization of agricultural labor force plays a greater role in promoting the agricultural labor productivity in backward areas.

Key words： agricultural labor force； agricultural labor productivity； empirical analysis

目前，我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)效率低下，農(nóng)業(yè)GDP占比處于下降趨勢。2010年農(nóng)業(yè)GDP為36 941億元，農(nóng)民年人均可支配收入5 919元，僅相當(dāng)于同期城鎮(zhèn)居民可支配收入的31%，農(nóng)田無人耕種現(xiàn)象日趨嚴(yán)重，留守農(nóng)村的多為婦女、兒童和老人。因此，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，縮小城鄉(xiāng)收入差距，解決“未來無人種田”問題是當(dāng)務(wù)之急，也是我國經(jīng)濟發(fā)展中的一項長期任務(wù)。

Lewis[1]認(rèn)為農(nóng)業(yè)中存在著邊際生產(chǎn)率為零的剩余勞動力，農(nóng)業(yè)剩余勞動力的非農(nóng)化能夠提高農(nóng)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，促使城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)逐步消減。周英[2]也認(rèn)為提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的有效途徑是轉(zhuǎn)移更多的農(nóng)業(yè)勞動力。薛國琴[3]認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高是一種相互促進、相互影響的關(guān)系。陳來等[4]對農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的趨同性進行了研究，認(rèn)為必須通過加大投資、進行制度創(chuàng)新、發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)等措施來縮小區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差距。還有一些學(xué)者從促進農(nóng)民增收的角度入手，認(rèn)為除了增加對農(nóng)村居民的人力資本投資外，促進農(nóng)村勞動力參與市場化進程也十分重要[5，6]。

已有文獻對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的研究大多聚焦于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移。本研究將從農(nóng)村勞動力市場化、農(nóng)業(yè)機械化水平、化肥使用強度、復(fù)種指數(shù)等角度，研究農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響因素，并分析東、中、西部3個區(qū)域勞動生產(chǎn)率影響因素的差異。

1 數(shù)據(jù)來源、變量處理和描述性統(tǒng)計

1.1 數(shù)據(jù)來源和變量處理

本研究收集了30個省份1990-2010年的面板數(shù)據(jù)（由于重慶市數(shù)據(jù)不全，因此剔除了該市）。由于不同地區(qū)地理區(qū)位及經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異，本研究參考國內(nèi)學(xué)術(shù)界廣泛選擇的省份區(qū)域劃分法，將我國30個省份劃分為東部、中部、西部3個區(qū)域。東部地區(qū)包括遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南等11個?。ㄊ校?，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南，吉林，黑龍江等8個省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、貴州、云南、西藏、廣西等11個?。ㄗ灾螀^(qū)）。本研究的數(shù)據(jù)取自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》及各個省份的統(tǒng)計年鑒。

本研究的變量主要有3類：被解釋變量、解釋變量和控制變量。

1）被解釋變量。農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是用第一產(chǎn)業(yè)GDP與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比值測度。

2）解釋變量。農(nóng)村勞動力市場化程度借鑒程國強[7]的研究方法，用農(nóng)村社會總產(chǎn)值中非種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)的產(chǎn)值比重表示。

3）控制變量。主要包括農(nóng)業(yè)機械化水平、化肥施用率、復(fù)種指數(shù)等[8]。本研究將這些變量作為控制變量，以取得無偏的參數(shù)估計。

4）虛擬變量。由于東、中、西部地區(qū)發(fā)展水平不同，引進虛擬變量。

變量的計算方法見表1。

1.2 數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

1）東、中、西部地區(qū)農(nóng)村勞動力市場化水平和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率描述性統(tǒng)計分析如表2所示。為消除通貨膨脹的影響，以1990年為基期進行了平滑。從全國范圍來看，農(nóng)村勞動力市場化水平均值較低，且最大值和最小值分別為0.66和0.22，差距較大；農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率水平總體也不高，且最大值是最小值的27倍之多，差距十分大。從東、中、西部的數(shù)據(jù)對比可以看出，兩變量均成下降趨勢，但農(nóng)村勞動力市場化差距沒有農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率差距顯著，且中、西部差距較小。

2）農(nóng)村勞動力市場化率和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的變化軌跡如圖1所示。1990-2010年，兩變量都呈現(xiàn)增長趨勢。農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率在2002年以前處于穩(wěn)步上升階段，2002年以后上升速度逐步加快，可能的原因是得益于中央和地方政府對于“三農(nóng)”問題的重視，特別是近幾年實施的一些惠農(nóng)政策。農(nóng)村勞動力市場化水平呈現(xiàn)波浪式前進，在2002年之前，整體呈上升趨勢，其后至2008年相對平穩(wěn)，而在近兩年有所下降。

2 實證分析

2.1 模型設(shè)定

本研究主要采取面板數(shù)據(jù)模型分析農(nóng)村勞動力市場化對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的貢獻。為了減小數(shù)據(jù)的波動性與異方差，對有關(guān)數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理?；灸Ｐ偷脑O(shè)定如下：

lnyit=α+βxit+γzit+μit （1）

式（1）中，i表示省，t表示年。lny為模型的被解釋變量，代表農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。x是我們重點關(guān)注的解釋變量，代表農(nóng)村勞動力市場化水平。Z是一組控制變量，包括農(nóng)業(yè)機械化水平的對數(shù)（lnz1）、化肥施用率的對數(shù)（lnz2）、土地使用率（z3）和代表樣本所屬區(qū)域的虛擬變量的D2和D3。μit為隨機擾動項。

2.2 估計方法和結(jié)果

在進行每種估計之前，需對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計檢驗，以確定數(shù)據(jù)的特征和存在問題。對于面板數(shù)據(jù)的估計，常用的估計方法有固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)兩種。當(dāng)樣本數(shù)據(jù)滿足隨機變化的個體影響與解釋變量不相關(guān)的假設(shè)時，使用隨機效應(yīng)估計方法更有效；但如果不滿足該假設(shè)，則只能使用固定效應(yīng)估計方法。通過Hausman檢驗來判斷是采取固定效應(yīng)方法還是隨機效應(yīng)方法。Hausman檢驗的原假設(shè)認(rèn)為固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的估計結(jié)果是系統(tǒng)一致的，如果檢驗結(jié)果接受原假設(shè)，那么就應(yīng)該采用隨機效應(yīng)估計；反之，原假設(shè)被拒絕，則需要選擇固定效應(yīng)進行估計。利用Eviews 6.0，通過對全國數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)P值為0.101，接受了原假設(shè)，所以應(yīng)該采用隨機效應(yīng)方法。估計結(jié)果見表3。

從表3可知，在全國樣本下，農(nóng)村勞動力市場化水平x在1%的顯著性水平通過檢驗，且符號為正，表明農(nóng)村勞動力市場化有利于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高，且農(nóng)村勞動力市場化水平每提高1個百分點，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的自然對數(shù)相應(yīng)提高1.80%，也即農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高6.05%。其他控制變量的結(jié)論：農(nóng)業(yè)機械化水平和化肥施用率的系數(shù)均為正數(shù)，且在1%的水平上顯著，說明機械化水平和增加肥料的施用可以提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，這與理論完全相符合。復(fù)種指數(shù)系數(shù)為負(fù)，但不顯著。對于復(fù)種率，農(nóng)業(yè)專家褒貶不一：復(fù)種指數(shù)高，可以提高短期農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，但從長期來看，不利于土壤休整和營養(yǎng)循環(huán)，從而又會降低勞動生產(chǎn)率。本研究從21年的時間跨度上也證實了，從長期來看，復(fù)種率高反而會降低土地效率，降低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。虛擬變量系數(shù)均為負(fù)，D1沒有通過顯著性檢驗，D2在10%的水平上顯著，說明了中西部和東部存在差距，且西部與之差距顯著。

為了進一步說明東、中、西部各區(qū)域的農(nóng)村勞動力市場化水平對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響，分別對東、中、西部進行回歸。與全國回歸模型所不同的是這里去掉了區(qū)域虛擬變量。Hausman檢驗結(jié)果顯示：東部和西部接受了原假設(shè)，采用隨機效應(yīng)估計，中部在1%的顯著水平拒絕了原假設(shè)，采用固定效應(yīng)估計（表4）。

由表4可知，從東、中、西部地區(qū)農(nóng)村勞動力市場化水平的系數(shù)可以看出，符號為正，說明對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有正向促進作用，且東、中、西部地區(qū)系數(shù)依次為0.49、1.13和2.36，呈明顯的階梯性增長。從東部來看，農(nóng)村勞動力市場化對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響沒有通過顯著性檢驗，結(jié)合表2可知，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，農(nóng)村勞動力市場化水平本身也相對較高，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高轉(zhuǎn)向依賴其他條件，這也說明了農(nóng)村勞動力市場化對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的作用是有限的。從中、西部來看，農(nóng)村勞動力市場化的作用是顯著的，且具有正向效應(yīng)。東、中、西部的差距反映了農(nóng)村勞動力市場化在落后地區(qū)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率影響較大，在發(fā)達(dá)地區(qū)影響相對較小?？刂谱兞康慕Y(jié)果：農(nóng)業(yè)機械化對勞動生產(chǎn)率的貢獻率在東、中、西部3個地區(qū)都很小，且東部和西部為負(fù)但不顯著，中部為正。從化肥的施用率對勞動生產(chǎn)率作用看，東部地區(qū)的最高，中部地區(qū)其次，西部地區(qū)的最低。由于東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)和土地特性不同，復(fù)種率所產(chǎn)生的作用在各區(qū)域也存在差異。

3 結(jié)論與建議

本研究利用中國30個省份面板數(shù)據(jù)，針對農(nóng)村勞動力市場化水平對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響進行了實證分析。結(jié)果表明，加快農(nóng)村勞動力市場化進程對于提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的效果較好，農(nóng)村勞動力市場化水平每提高1個百分點，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率相應(yīng)提高6.05%。我國東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展較快，一個重要原因是東部地區(qū)擁有較為完善的勞動力市場，農(nóng)業(yè)勞動力能夠自由流動。農(nóng)業(yè)機械化和化肥施用率對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率也起到顯著促進作用。分區(qū)域看提高農(nóng)村勞動力市場化水平對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率亦具有正向效應(yīng)，且呈階梯式上升，即越是處在貧窮落后的地區(qū)促進作用越大，發(fā)達(dá)地區(qū)則相對較小?；诖?，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，需要加快農(nóng)村勞動力市場化進程，切實提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距，最終從根本上解決“未來農(nóng)田無人耕種”問題。

3.1 統(tǒng)籌城鄉(xiāng)勞動力市場建設(shè)

在促進農(nóng)村勞動力市場化過程中，政府要積極發(fā)揮指導(dǎo)作用，制定發(fā)展規(guī)劃和扶持政策，為農(nóng)業(yè)勞動力市場營造寬松的外部環(huán)境，改革城鄉(xiāng)勞動力市場分割和阻礙勞動力流動的制度，如戶籍制度、社會保障制度等，完善就業(yè)促進政策，整合城鄉(xiāng)勞動力資源，合理調(diào)整行業(yè)間勞動力的結(jié)構(gòu)，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動力市場，為勞動力在城鄉(xiāng)間的自由流動創(chuàng)造條件。同時，為適應(yīng)市場需求，還需要加強農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)培訓(xùn)，積極培育新型職業(yè)農(nóng)民。

3.2 深入推進農(nóng)業(yè)機械化、標(biāo)準(zhǔn)化和規(guī)?；?/p>

農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷已經(jīng)越來越以節(jié)約勞動為取向，農(nóng)業(yè)機械在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的廣泛運用，一方面有利于提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，增加農(nóng)業(yè)效益；另一方面，能夠節(jié)省更多的農(nóng)村勞動力，使他們能夠從事其他生產(chǎn)活動，從而創(chuàng)造更多的財富，促進農(nóng)民增收。實踐證明，農(nóng)業(yè)機械化能夠推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；?，提高農(nóng)產(chǎn)品競爭力和農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，是促進傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵。

3.3 加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理也一直是制約我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素，最有效的途徑是深入推進以家庭農(nóng)場為經(jīng)營主體的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，以市場需求為取向，經(jīng)濟效益為核心，綜合開發(fā)資源，形成“市場化、社會化、集約化”的農(nóng)業(yè)，從而最終提高農(nóng)業(yè)的綜合勞動生產(chǎn)率。

另外，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，農(nóng)作物種類也有重大差別，化肥施用率、土地復(fù)種指數(shù)等也要因地制宜、科學(xué)運用。

參考文獻：

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