農(nóng)村人力資本開發(fā)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響*——基于中部省份的實證分析

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)

人力資本對農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極作用被國內(nèi)外眾多學(xué)者所研究。早在1906年美國經(jīng)濟學(xué)家費希爾就提出了人力資本概念，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)濟學(xué)獎獲得者西奧多·W·舒爾茨(TheodoreW．Schultz)(中文譯本，2006)在長期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟研究中發(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［1］。盧卡斯 (Locus，1988)提出了內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，把人力資本的理論引入經(jīng)濟增長，他認(rèn)為人力資本的增長對經(jīng)濟發(fā)展是內(nèi)生性的作用［2］。

國內(nèi)學(xué)者對人力資本與經(jīng)濟發(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經(jīng)濟增長之間成正相關(guān)關(guān)系［3］。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)濟發(fā)展［4］。錢曉燁、遲巍、黎波 (2010)通過建立空間計量模型、實證出人力資本對經(jīng)濟增長的間接貢獻不明顯［5］。

雖然國內(nèi)外眾多學(xué)者對人力資本與經(jīng)濟發(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)濟發(fā)展較東部沿海地區(qū)還存在差距［6］。如何打造中部區(qū)域的特色經(jīng)濟，發(fā)展中部地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟也就顯得十分重要［7］。而當(dāng)今制約中部農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵因素之一就是人的充分開發(fā)利用不夠［8］。因此，該文針對中國中部省區(qū)的農(nóng)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)發(fā)展及其省際差異進行研究。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)、醫(yī)療保健開發(fā)、勞動力數(shù)量投入三大方面，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(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)療保健投入及勞動力數(shù)量投入等面板數(shù)據(jù)進行實證分析。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)濟發(fā)展效率及其省際差異性，并進行相應(yīng)的機理分析。

1 變量選取及模型設(shè)定

1.1 變量選取及數(shù)據(jù)說明

該文的樣本數(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，是指剔除了價格變動因素的農(nóng)業(yè)實際總產(chǎn)值，為反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的核心指標(biāo)。

解釋變量涵括以下指標(biāo):

(2)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:

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)的做法進行。農(nóng)村物質(zhì)資本存量以1990年為基期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)有文獻對于農(nóng)村固定資產(chǎn)價格指數(shù)較少，該文用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)來代替。。農(nóng)村固定資本形成總額參照吳方衛(wèi) (1999)［9］以及張軍、吳桂英和張吉鵬 (2004)［10］的折舊率，選取5．4%為標(biāo)準(zhǔn)。

農(nóng)村物質(zhì)資本存量能夠給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟帶來正效應(yīng)，能支持農(nóng)村經(jīng)濟建設(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):采用中部各個省區(qū)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了農(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)濟的效率，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。

(4)農(nóng)村教育人力資本 (E):反應(yīng)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，再將受教育程度進行不同加權(quán)。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。

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。。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)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)經(jīng)濟生產(chǎn)，更好地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(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。

1.2 模型設(shè)定

以LUCAS的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論為基礎(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)濟發(fā)展的差異關(guān)系。模型設(shè)定為:

兩邊取對數(shù)，可以得到

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

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)符號為他們對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值影響的方向，參數(shù)值的大小表示影響程度。

2 中部各省農(nóng)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的實證分析

主要從農(nóng)村教育與健康人力資本開發(fā)、勞動力數(shù)量投入等方面考量中部地區(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)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟影響，另一方面細化到中部各個省域，分析中部地區(qū)省際之間的差別和優(yōu)勢。運用Stata10．1軟件進行分析，表1為這些變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

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

對面板數(shù)據(jù)的估計是估計面板數(shù)據(jù)屬于固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)。按計量經(jīng)濟學(xué)理論，該文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。

表2 固定效應(yīng)和修正后的模型擬合結(jié)果

再進一步用Wooldridge(2002)和Greene(2000)的方法分別對固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果進行異方差和自相關(guān)的檢驗，估計表明該文的面板數(shù)據(jù)存在異方差但不存在序列相關(guān)①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=0．349 8，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χ2(6)=62．65，Prob＞χ2=0．000 0，存在異方差。。從估計結(jié)果顯示，1990年以來中國中部地區(qū)總體的人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間存在正相關(guān)關(guān)系。總體上，農(nóng)村勞動力對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(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)濟有0．97%的增長。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。因而增加農(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)濟大力發(fā)展。中部地區(qū)平均受教育年限對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的效果較為顯著，平均受教育年限每增加1%，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟有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)村人力資本開發(fā)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的顯著性排列為:農(nóng)村勞動力投入＞教育人力資本開發(fā)＞健康人力資本開發(fā)。

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

為了能更好地進行區(qū)域內(nèi)部的省際比較，運用中部地區(qū)1990～2011年的實際農(nóng)業(yè)GDP的變差系數(shù)來對省際經(jīng)濟增長水平差異進行衡量。變差系數(shù) (Cv)是比較絕對差異、最大或者最小系數(shù)以及標(biāo)準(zhǔn)差等較為合適的用作衡量樣本值之間差別大小的衡量指標(biāo)，并且由于它剔除了樣本隨時間變化而變化的情況，在分析運用中能更好闡釋時間序列變化的情況。倘若變差系數(shù)越大則表明省際差異越大。其公式為:

利用以上公式，計算出中部地區(qū)22年間農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平的變差系數(shù)。用此來說明中部地區(qū)區(qū)域內(nèi)的省際發(fā)展差異。結(jié)果如圖1所示。

圖1 中部地區(qū)省際的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長差異

從圖1可以看出，中部地區(qū)省際間的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平存在著差異。并且從時間的變化趨勢上看，在2004年以前，中部地區(qū)省際農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平差異較小，隨后有所變化，尤其是從2009到2010年出現(xiàn)激烈變化。出現(xiàn)這種差異變化，從國家制度層面看，自2004年，國家對農(nóng)村地區(qū)提出的“一村一官”的人才制度以及2010年頒布的《國家中長期人才發(fā)展規(guī)劃綱要》，針對區(qū)域、城鄉(xiāng)以及農(nóng)村基層各類人才的培養(yǎng)給予了相應(yīng)的政策與制度支持，有益于完善中部地區(qū)農(nóng)村的人才建設(shè)機制，其作用傳導(dǎo)到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟上來。特別是2008年全球金融危機以后，我國相對寬松貨幣政策和財政政策營造了快速刺激經(jīng)濟增長的外部環(huán)境，4萬億投資拉動經(jīng)濟中，中部各省份政府將資金投入的領(lǐng)域各有側(cè)重，加大農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資力度也不盡相同，帶來農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本增長的短期差異大，進而形成中部各省區(qū)刺激農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的結(jié)果迥異。

而至于農(nóng)村物質(zhì)資本、農(nóng)村勞動力人數(shù)、農(nóng)村教育人力資本和健康人力資本等相關(guān)變量的省際差異變動率，影響中部地區(qū)省際農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長差異變動的程度如何?有必要進一步分析。

在向量自回歸 (VAR)模型方法的Johansen協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，對中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的省際差異進行實證分析。具體如下:

(1)根據(jù)上文的變差系數(shù)公式，分別計算出農(nóng)村物質(zhì)資本存量的變差系數(shù) (KCV)、農(nóng)村勞動力變差系數(shù) (LCV)、農(nóng)村教育人力資本變差系數(shù) (ECV)以及農(nóng)村健康人力資本變差系數(shù) (HCV)。

(2)對各個變量采取單位根ADF檢驗方法，同時為了盡可能消除和減少數(shù)據(jù)本身的異方差的影響，對上述提到的各個變差系數(shù)的時間序列進行數(shù)化處理，分別記為Ln KCV，Ln LCV，Ln ECV，Ln HCV，單位根檢驗結(jié)果如表4所示。檢驗結(jié)果顯示，非平穩(wěn)時間序列Ln KCV，Ln LCV，Ln ECV，Ln HCV，在經(jīng)過一階差分后都表現(xiàn)平穩(wěn)，皆為一階單整。

表4 Ln GDPCV、Ln KCV、Ln LCV、Ln ECV、Ln HCV的單位根ADF檢驗

(3)協(xié)整檢驗，驗證分析變量之間的長期均衡關(guān)系。在一階單整的基礎(chǔ)上，進行協(xié)整檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果 (結(jié)果略)，最后確定VAR模型在滯后期數(shù)為3時是穩(wěn)定的。進一步我們得到表5的協(xié)整檢驗結(jié)果，表明這些非平穩(wěn)變量之間存在一個長期的關(guān)系。

表5 協(xié)整檢驗結(jié)果

Johansen的協(xié)整檢驗說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的變差系數(shù)以及農(nóng)村物質(zhì)資本存量、農(nóng)村勞動力數(shù)量、農(nóng)村教育人力資本以及農(nóng)村健康人力資本的變差系數(shù)在0．05的顯著性水平上存在著協(xié)整關(guān)系，且方程為:

式 (5)中括號內(nèi)表示各個變量的標(biāo)準(zhǔn)差，e表示殘差。從上述式子可以看出，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的變差系數(shù)、農(nóng)村物質(zhì)資本存量的變差系數(shù)、農(nóng)村勞動力的變差系數(shù)、農(nóng)村教育人力資本的變差系數(shù)、農(nóng)村健康人力資本的變差系數(shù)之間存在長期的均衡關(guān)系，并且在長期中，農(nóng)村物質(zhì)資本存量變差系數(shù)、農(nóng)村勞動力變差系數(shù)、農(nóng)村教育人力資本變差系數(shù)、農(nóng)村健康人力資本變差系數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變差系數(shù)的彈性分別為7．416，2．245，4．684，2．795。這表示，農(nóng)村物質(zhì)資本存量的變差系數(shù)變化率每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的變差系數(shù)就增加7．416%;農(nóng)村教育人力資本的變差系數(shù)變化率每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的變差系數(shù)增加4．684%;農(nóng)村健康人力資本的變差系數(shù)給予1%變化，就能引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變差系數(shù)2．795%的變化;農(nóng)村勞動力的變差系數(shù)給予1%變化，就能引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變差系數(shù)2．245%的變化。可見，中部地區(qū)省際間的農(nóng)村物質(zhì)資本存量差異變化對經(jīng)濟增長變動的影響彈性最大。由于隨著中部各省份工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的積極推進，相對有限的資本主要用于滿足工業(yè)與城鎮(zhèn)的發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的物質(zhì)基礎(chǔ)原本就薄弱，加之發(fā)展中的投入又稀缺，農(nóng)業(yè)發(fā)展滯后。因此增加農(nóng)村物質(zhì)資本投資與積累，就有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟大力推進。當(dāng)其他條件不變時，除了農(nóng)村物質(zhì)資本投資以外，導(dǎo)致中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平差異的還有農(nóng)村人力資本開發(fā)上的差別，對于農(nóng)村勞動力在教育方面的投入差別，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平差異有著重要的影響。在當(dāng)今知識經(jīng)濟和技能經(jīng)濟時期，農(nóng)村勞動者受教育程度越高、智力資本越積累，越能挖掘農(nóng)業(yè)開發(fā)潛能，引領(lǐng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。

3 結(jié)論

該文基于中國中部地區(qū)1990～2011年6個省份的面板數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟模型對中國中部整體和6個省份分別對農(nóng)村人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行了實證研究。實證結(jié)果表明，中部地區(qū)整體的農(nóng)村人力資本開發(fā)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間存在正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)村人力資本開發(fā)諸因素影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的顯著性的強弱依次為:農(nóng)村勞動力投入、農(nóng)村勞動者受教育水平提高、醫(yī)療衛(wèi)生投入增加;就中部地區(qū)省際差異而言，農(nóng)村物質(zhì)資本存量、農(nóng)村教育人力資本、健康人力資本、農(nóng)村勞動力等方面的變差系數(shù)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變差系數(shù)的彈性分別由大到小排列。所以，對于中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的長遠發(fā)展，在穩(wěn)固農(nóng)村物質(zhì)資本投入的基礎(chǔ)上，亟需促進中部地區(qū)農(nóng)村人力資本的深度開發(fā)，特別是教育人力資本開發(fā)，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展供給高素質(zhì)的新型勞動者。

［1］西奧多·W·舒爾茨．改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)．．(第2版)．梁小民譯．北京:商務(wù)印書館，2006:132～150

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