異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響
——基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)

張淑輝

(山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際貿(mào)易學(xué)院,山西 太原 030006)

異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響
——基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)

張淑輝

(山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際貿(mào)易學(xué)院,山西 太原 030006)

基于1995-2014年中國(guó)30個(gè)省份面板數(shù)據(jù),本文分析異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響的總體效應(yīng)、區(qū)域差異及其分解效應(yīng)。研究表明，提升農(nóng)村總量人力資本的積累水平能有效促進(jìn)中國(guó)及東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)，存在明顯的地區(qū)差異,對(duì)中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響最大。異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)中國(guó)及東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響差異較大,影響作用產(chǎn)生了較大的分化;初、中等人力資本對(duì)全國(guó)及中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著影響,其中中等人力資本發(fā)揮了顯著的正向作用,而初等人力資本卻表現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用,且都對(duì)中部區(qū)域的影響作用最大;高等人力資本除對(duì)東部區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生正效應(yīng)外,對(duì)其余區(qū)域的影響作用均未發(fā)揮出來(lái)。農(nóng)村人力資本提升總體上有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加,減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)污染，并通過(guò)人均耕地面積、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)污染排放。

農(nóng)村人力資本;農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率;異質(zhì)性;熵值法;DEA

一 引 言

改革開(kāi)放以來(lái),中國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)尤其是糧食產(chǎn)量取得長(zhǎng)足發(fā)展,糧食總產(chǎn)量從1995年的46 591.80萬(wàn)噸增加到2014年的60 604.64萬(wàn)噸,年均增長(zhǎng)1.39%,用占世界7%的耕地養(yǎng)活了占世界20%以上的人口;農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值從11 220.36億元增加到23 681.85億元(按照1995年不變價(jià)格計(jì)算),年均增長(zhǎng)4.01%。國(guó)內(nèi)外研究經(jīng)驗(yàn)表明,增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源投入和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素與源泉[1],但在中國(guó)人均農(nóng)業(yè)資源有限、農(nóng)業(yè)投入邊際效益遞減以及生態(tài)環(huán)境壓力的條件下,不可能依賴于資本、勞動(dòng)力等資源要素投入的無(wú)限擴(kuò)張,而主要依靠農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的累積與提升,這是解決農(nóng)業(yè)發(fā)展約束、促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)的基礎(chǔ),是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的有效途徑和現(xiàn)實(shí)選擇。

農(nóng)村人力資本作為推動(dòng)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素之一[2,3],主要通過(guò)提升自身生產(chǎn)效率、收益遞增特性、正的外部性以及技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用[4];不同的人力資本存量和流量不同,加快農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力需具備相應(yīng)的人力資本條件的支持;同時(shí),通過(guò)農(nóng)村教育形成的人力資本能夠有效“黏合”農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇與要素稟賦之間的動(dòng)態(tài)匹配[5],提高農(nóng)業(yè)技術(shù)效率,對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。因此,研究農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)增長(zhǎng)的影響作用具有一定的理論研究?jī)r(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。然而,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)自然資源和環(huán)境依賴性很強(qiáng),環(huán)境污染對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在顯著地影響[6]。從總體上看,中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍以粗放型農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)為主,直接導(dǎo)致資源浪費(fèi)和環(huán)境污染的嚴(yán)重后果[7]。《第一次全國(guó)污染源普查公報(bào)》的結(jié)果表明,中國(guó)的污染源中農(nóng)業(yè)源污染已達(dá)到非常嚴(yán)重的地步,甚至超過(guò)了工業(yè)和生活污染而居于首位。因此,近年來(lái)將環(huán)境因素納入到生產(chǎn)效率分析框架研究中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到學(xué)者們的關(guān)注[8]。如何在農(nóng)業(yè)資源、環(huán)境污染與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間統(tǒng)籌協(xié)調(diào),對(duì)于實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。那么,現(xiàn)階段中國(guó)農(nóng)村人力資本對(duì)考慮環(huán)境污染因素的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響作用如何?有無(wú)區(qū)域差異?人力資本是否在增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的過(guò)程中,有效減少了農(nóng)業(yè)源污染?不同受教育水平的農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響又如何?這些問(wèn)題值得深思。

二 文獻(xiàn)綜述

已有研究使用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測(cè)算農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[9,10],關(guān)于中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)變動(dòng)趨勢(shì),從整體上看基本都得出比較一致的結(jié)論。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響因素實(shí)證方面,學(xué)者們嘗試從不同角度展開(kāi)研究,所涉及的影響因素有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、種植業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的變動(dòng)、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)水平、農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、人力資本、農(nóng)業(yè)稅、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資、工業(yè)化城市化進(jìn)程、農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件、城鄉(xiāng)收入差距等[3,6,7,11]。

關(guān)于人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、生產(chǎn)率提升的關(guān)系國(guó)內(nèi)外已經(jīng)有很多系統(tǒng)性的研究。20世紀(jì)60年代初舒爾茨首次提出人力資本概念,從宏觀層面論述人力資本質(zhì)量提升是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素之一,奠定了現(xiàn)代人力資本理論的基礎(chǔ);加里·貝克爾則從微觀方面進(jìn)行了人力資本研究的理論創(chuàng)新,彌補(bǔ)了人力資本宏觀研究的不足。到80年代末,以羅默、盧卡斯為代表的新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論詮釋了人力資本積累在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的內(nèi)在作用機(jī)理,指出人力資本水平的提高具有高的外部性。愛(ài)德華·丹尼森認(rèn)為1929-1982年間科技和教育的技術(shù)進(jìn)步因素對(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了23%的促進(jìn)作用。國(guó)外研究經(jīng)驗(yàn)表明,人力資本積累對(duì)于推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、降低生產(chǎn)成本、提高農(nóng)業(yè)技術(shù)效率、推動(dòng)農(nóng)業(yè)科技成果形成及轉(zhuǎn)化都有顯著效應(yīng)[12-14]。20世紀(jì)90年代起,人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注,主要集中在人力資本與農(nóng)業(yè)技術(shù)效率、農(nóng)民收入增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)等方面的關(guān)系研究。人力資本投入顯著促進(jìn)農(nóng)民增收,對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出存在明顯的積極影響,但由于其投資本身不足與凈流出使得對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)不高[15];姚旭兵[16]從發(fā)達(dá)與不發(fā)達(dá)區(qū)域角度分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性;劉晗[5]研究發(fā)現(xiàn)人力資本對(duì)于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率有顯著的促進(jìn)作用,且存在明顯的區(qū)域影響差異;農(nóng)業(yè)科技人力資本作為提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素,對(duì)其所做的貢獻(xiàn)大于固定資產(chǎn)投資[4]。

雖然大多數(shù)研究認(rèn)為人力資本推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用顯著,但也存在不同的觀點(diǎn)認(rèn)為這種推動(dòng)作用不顯著[17]。由此,異質(zhì)性人力資本受到關(guān)注,并被應(yīng)用到分析經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論不一致的原因,成為經(jīng)濟(jì)理論研究中不可忽視的重要領(lǐng)域之一。異質(zhì)性人力資本推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用大于同質(zhì)性人力資本;韓海彬[3]研究發(fā)現(xiàn)總量人力資本抑制農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,指出初等、中等、高等人力資本促進(jìn)農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的途徑;孫一平[18]認(rèn)為農(nóng)村初等人力資本推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用最強(qiáng)。異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)發(fā)揮了關(guān)鍵作用,對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)效應(yīng)存在差異,且有明顯的區(qū)域影響差異性[19]。

綜上所述,已有研究在理論和實(shí)證方面均取得一定進(jìn)展,但仍有改進(jìn)之處。已有研究測(cè)算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)時(shí)忽略資源與環(huán)境污染因素,在一定程度上會(huì)扭曲農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展績(jī)效;對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的測(cè)算與分析方法的選擇也存有爭(zhēng)議,多數(shù)文獻(xiàn)采用基于松弛變量的SBM模型[20]、非徑向DEA-RAM模型[10]、BAM模型[21],盡管在某種程度上避免了諸如徑向問(wèn)題、角度問(wèn)題、模型參數(shù)人為設(shè)定的主觀隨意性、可變規(guī)模收益、投入產(chǎn)出松弛的調(diào)整、不切實(shí)際的投入與產(chǎn)出調(diào)整等問(wèn)題,但是在測(cè)算農(nóng)業(yè)環(huán)境生產(chǎn)率時(shí)將農(nóng)業(yè)面源污染作為一種非期望產(chǎn)出的科學(xué)性仍有待商榷[22];農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出指標(biāo)包含的范圍前后不一致,農(nóng)村非生產(chǎn)性行為造成的農(nóng)業(yè)環(huán)境污染放入生產(chǎn)投入產(chǎn)出模型是不妥當(dāng)?shù)?已有研究大多是將人力資本作為影響變量納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率分析,鮮有專門針對(duì)農(nóng)村人力資本、異質(zhì)性農(nóng)村人力資本與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的研究,尤其是異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)不同區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響分析就更為少見(jiàn);缺乏對(duì)研究問(wèn)題的深入探討。鑒于此,為了進(jìn)一步揭示異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響作用,本文試圖從以下幾方面進(jìn)行努力:一是采用清單分析法估算中國(guó)1995-2014年農(nóng)業(yè)面源污染中COD、TN、TP的排放量,選取1995-2014年中國(guó)30個(gè)省份(西藏?cái)?shù)據(jù)除外)有關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出的面板數(shù)據(jù),基于熵值法與投入角度的BCC-DEA方法測(cè)度農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率變動(dòng),更準(zhǔn)確度量評(píng)估農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);二是構(gòu)建面板數(shù)據(jù)回歸模型,采用逐步添加控制變量的方法,衡量異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響的總體效應(yīng)和區(qū)域差異。三是進(jìn)一步考察農(nóng)村人力資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和農(nóng)業(yè)面源污染的影響作用分解。為優(yōu)化與完善中國(guó)及區(qū)域農(nóng)村人力資本投入政策、挖掘農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率水平提升途徑提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。

三 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的測(cè)算

(一)農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)出的測(cè)度

1.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境污染綜合指數(shù)測(cè)算

基于“差異驅(qū)動(dòng)”原理的熵值賦權(quán)法是一種常用的確定指標(biāo)權(quán)重的方法,能綜合利用客觀環(huán)境的原始信息,客觀地為各指標(biāo)賦權(quán),減少主觀偏誤,在綜合評(píng)價(jià)中得到廣泛應(yīng)用。本文運(yùn)用熵值法進(jìn)行賦權(quán),采用歸一化方法進(jìn)行數(shù)據(jù)的無(wú)量綱化處理,為準(zhǔn)確度量各地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中環(huán)境污染程度。環(huán)境污染指標(biāo)觀測(cè)值指的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的面源污染排放量化學(xué)需氧量COD(萬(wàn)噸)、總氮TN(萬(wàn)噸)、總磷TP(萬(wàn)噸)。

熵權(quán)法進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)的主要步驟:設(shè)xij(i=1,2,…,n;j=1,2,…,m)為第i省份的第j個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境指標(biāo)的觀測(cè)值。首先,對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行無(wú)量綱化處理和同度量化處理。計(jì)算第i個(gè)被評(píng)價(jià)對(duì)象中的第j個(gè)指標(biāo)上的指標(biāo)值比值。

(1)

其次,計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的信息熵值ej,用來(lái)判斷系統(tǒng)的無(wú)序程度。

其中,0≤ej≤1

(2)

第三,計(jì)算差異性系數(shù)gj,在此基礎(chǔ)上定義信息效用值

gj=1-ej

(3)

gj的數(shù)值大小與其在評(píng)價(jià)體系中的重要程度呈正向關(guān)系。

第四,計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)在綜合評(píng)價(jià)中的權(quán)重:

(4)

此wj即為各指標(biāo)最終的權(quán)重系數(shù)。

2.農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)出測(cè)算

(二)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的測(cè)度

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)作為一種非參數(shù)方法,主要針對(duì)具有可比性的決策單元(DMU)進(jìn)行相對(duì)有效性評(píng)價(jià),由Charnes和Cooper等人(1978)創(chuàng)建。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程是一種多投入多產(chǎn)出的系統(tǒng),因此運(yùn)用DEA模型測(cè)量農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率變動(dòng)是可行的。本文基于可變規(guī)模報(bào)酬的一般性假設(shè),采用投入導(dǎo)向BCC-DEA模型方法對(duì)全國(guó)及東、中、西部各決策單元的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)進(jìn)行測(cè)算。由于DEA模型理論比較成熟,這里不再贅述。

(三)變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

農(nóng)業(yè)面源污染源中化學(xué)需氧量COD、總氮TN、總磷TP的排放量數(shù)據(jù)估算選擇基于產(chǎn)污單元調(diào)查的清單分析方法[24,25,11],測(cè)度的農(nóng)業(yè)面源污染范圍包含化學(xué)肥料施用、畜禽養(yǎng)殖、農(nóng)田固體廢棄物與農(nóng)村生活四類(如表1所示)。

估算COD、TN、TP所涉及的產(chǎn)污系數(shù)、利用系數(shù)、流失系數(shù)等參數(shù)值,來(lái)自于賴斯蕓[24]、梁流濤[6]、國(guó)家環(huán)境保護(hù)總局、第一次全國(guó)污染源普查農(nóng)業(yè)排污系數(shù)手冊(cè)等資料與文獻(xiàn)。其中,TP的數(shù)量主要是由磷肥折純量(P205)乘以系數(shù)0.4366獲得(如表2所示)。

表1 農(nóng)業(yè)面源污染產(chǎn)污單元清單

表2 農(nóng)業(yè)面源污染單元產(chǎn)污強(qiáng)度影響系數(shù)

農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)測(cè)算投入產(chǎn)出變量與數(shù)據(jù)。農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)出變量,由農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(億元)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境污染指數(shù)的比值來(lái)表示。農(nóng)業(yè)投入變量主要選擇以下6個(gè)方面:(1)勞動(dòng)力要素,用種植業(yè)的從業(yè)人數(shù)(萬(wàn)人)代替,采用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加值占農(nóng)林牧漁增加值的比重對(duì)農(nóng)林牧漁人員進(jìn)行處理得到數(shù)據(jù);(2)土地投入要素,以農(nóng)作物總播種面積(千公頃)表示;(3)化肥投入要素,用農(nóng)用化肥施用量折純量(萬(wàn)噸)表示;(4)農(nóng)業(yè)機(jī)械投入要素,以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬(wàn)千瓦)衡量;(5)灌溉面積要素,以農(nóng)作物實(shí)際有效灌溉面積(千公頃)衡量;(6)役畜投入要素,以農(nóng)村居民家庭平均每百戶年底擁有役畜頭數(shù)計(jì)算(役畜年末存欄數(shù))。以上農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)投入產(chǎn)出各名義價(jià)值變量都以1995年各省份物價(jià)為基期做平減處理,樣本范圍涉及中國(guó)30個(gè)省份(西藏除外)20年數(shù)據(jù),為保持前后統(tǒng)計(jì)的一致性,將1997年以后的重慶農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)并入四川省。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《改革開(kāi)放三十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料匯編1978-2007》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒(1996-2015)。各數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

表3 農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

四 農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析

(一)計(jì)量模型設(shè)定與變量說(shuō)明

有關(guān)農(nóng)村人力資本變量(HUM)的測(cè)算,學(xué)術(shù)界的意見(jiàn)并不統(tǒng)一,多數(shù)學(xué)者采用人均受教育程度衡量人力資本[26]。本文也遵循這種思路采用農(nóng)村居民家庭勞動(dòng)力人均累積受教育年限來(lái)表征人力資本,以各地區(qū)鄉(xiāng)村6歲及6歲以上每百人口中未上過(guò)學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專和大專以上這六種受教育程度的抽樣數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)平均計(jì)算,即將各地區(qū)六種不同受教育程度的勞動(dòng)力人口比重作為權(quán)重系數(shù)與相應(yīng)的受教育年限相乘,權(quán)重的設(shè)定分別為0、6、9、12和16。數(shù)據(jù)來(lái)源于各年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。農(nóng)村總量人力資本和異質(zhì)性農(nóng)村人力資本測(cè)算表達(dá)式為:

上式中HUM、H1、H2、H3分別表示農(nóng)村總量人力資本、初等、中等、高等人力資本,ni表示某個(gè)階段農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限,αi表示某個(gè)階段受教育勞動(dòng)力比重。其中,未上過(guò)學(xué)與小學(xué)受教育程度的農(nóng)村勞動(dòng)力提供初等人力資本,受教育程度為大專的勞動(dòng)力提供高等人力資本,除初、高等人力資本之外的其余受教育程度的農(nóng)村勞動(dòng)力提供中等人力資本。不同類別人力資本的變化趨勢(shì)如圖1所示,這種處理方法便于進(jìn)行異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)作用的實(shí)證分析。

由圖1可知,除初等人力資本以外,農(nóng)村總量人力資本和中、高等人力資本總體上呈上升趨勢(shì)。農(nóng)村總量人力資本和中等人力資本在2012年以前呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升趨勢(shì),由1995年的7.320年上升到2012年的8.477年,2012-2014年其人力資本水平略微下降;另外,異質(zhì)性人力資本增減趨勢(shì)差異性明顯,中、高等人力資本水平均表現(xiàn)出上升趨勢(shì),而初等人力資本水平卻出現(xiàn)下降趨勢(shì),其最低值僅為1.552;初、高等人力資本水平明顯低于中等人力資本水平(H2),其中以高等人力資本水平(H3)最低,其最高值僅為0.538年。

為了考察農(nóng)村人力資本對(duì)中國(guó)及區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響,將GTFP增長(zhǎng)對(duì)數(shù)化作為被解釋變量,模型形式設(shè)定如下:

lnGTFPit=β0+β1HUMit+∑βjCONTj,it+θi+εit

其中,GTFPit(i=1,2,…,30)表示第t年i地區(qū)考慮環(huán)境因素的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率變化率,HUMit表示i地區(qū)和t時(shí)期的人力資本,β1、βj是估計(jì)參數(shù),θi表示省區(qū)固定效應(yīng),εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),β0是截距項(xiàng),CONj,it表示控制變量。到目前為止,有關(guān)確切影響全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的因素還沒(méi)有得到正式理論支撐,本文鑒于農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的可得性以及對(duì)現(xiàn)有研究成果的整理歸納,結(jié)合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特點(diǎn)來(lái)選取變量數(shù)據(jù),主要從財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)資源稟賦、城市化水平、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等幾個(gè)方面考慮我國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響因素。(1)財(cái)政支農(nóng)支出(Fina),采用財(cái)政支農(nóng)支出占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量;(2)農(nóng)業(yè)資源稟賦(Land),反映一個(gè)區(qū)域農(nóng)業(yè)資源的稀缺程度,用人均經(jīng)營(yíng)耕地面積數(shù)量來(lái)表示農(nóng)業(yè)資源稟賦狀況;(3)城市化進(jìn)程(Urban),用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量;(4)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)(Agrs),包括農(nóng)業(yè)各部門之間的相互關(guān)系和種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu),分別采用種植業(yè)與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比和糧食作物播種面積與經(jīng)濟(jì)作物播種面積之比衡量;(5)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Agdp),按照研究的一般慣例,為避免內(nèi)生性,用人均地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)來(lái)衡量。為消除價(jià)格因素干擾,均采用1995年各地區(qū)價(jià)格指數(shù)為基期對(duì)價(jià)值型變量數(shù)據(jù)做平減調(diào)整。各變量數(shù)據(jù)如表4所示。

圖1 異質(zhì)性農(nóng)村人力資本變化趨勢(shì)

為避免出現(xiàn)回歸結(jié)果的不穩(wěn)定,本文采取逐步添加控制變量的方法,且須對(duì)模型設(shè)定參數(shù)有效性進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。針對(duì)面板數(shù)據(jù)中的個(gè)體效應(yīng)通過(guò)F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)來(lái)確定選擇固定效應(yīng)、混合效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng),面板數(shù)據(jù)處理最終選擇了混合效應(yīng)模型,運(yùn)用stata12.0軟件進(jìn)行估計(jì)。添加不同控制變量后的估計(jì)如表5所示,其中中部地區(qū)農(nóng)村人力資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

(二)農(nóng)村總量人力資本對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響

從表5的結(jié)果能夠得出,提升農(nóng)村總量人力資本(HUM)的積累水平對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)在1%的水平下產(chǎn)生顯著的正向影響,影響系數(shù)為0.02378。農(nóng)村人力資本積累的提升一方面對(duì)提高其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中合理配置資源的能力作用巨大,另一方面能節(jié)約勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中學(xué)習(xí)掌握新生事物的時(shí)間,提高其應(yīng)用新的農(nóng)業(yè)技術(shù)成果與熟練使用農(nóng)業(yè)技術(shù)裝備的效率,并推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)成果進(jìn)一步擴(kuò)散,促使農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)方面的優(yōu)勢(shì)得以發(fā)揮與體現(xiàn)。農(nóng)村總?cè)肆Y本投入(HUM)對(duì)東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)在10%的顯著性水平下均具有正效應(yīng),表現(xiàn)出一定的區(qū)域差異,其中以對(duì)中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的影響最大,影響系數(shù)為0.04246,表明農(nóng)村人力資本積累每提升1個(gè)單位,相應(yīng)的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升0.04246個(gè)單位;隨后依次是對(duì)西部和東部地區(qū)的作用效果逐漸減弱,其影響系數(shù)分別為0.03174、0.02106。表明相對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程帶來(lái)的農(nóng)業(yè)發(fā)展?jié)撃芘c實(shí)施“西部大開(kāi)發(fā)”戰(zhàn)略的西部地區(qū)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策支撐來(lái)說(shuō),處于農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)的中部地區(qū)勞動(dòng)力資源充裕,人力資本積累相對(duì)較多,且自然條件優(yōu)越,使得通過(guò)“內(nèi)部挖潛”的人力資本與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素之間的合理匹配成為可能,農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率得到較為明顯提升。

表4 主要變量的統(tǒng)計(jì)描述

控制變量對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在影響的差異性。從全國(guó)范圍來(lái)看,農(nóng)業(yè)財(cái)政支出(Fina)、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)(Agrs)以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Agdp)在1%與10%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn),對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)有積極的正效應(yīng);農(nóng)業(yè)資源稟賦(Land)與城市化進(jìn)程(Urban)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著的負(fù)向影響。

表5 農(nóng)村人力資本對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響

注:***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平,括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量

農(nóng)業(yè)財(cái)政支出(Fina)對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)有顯著的作用,影響系數(shù)為0.00293。這種促進(jìn)作用體現(xiàn)在財(cái)政支農(nóng)支出是激勵(lì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要工具,能夠解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的公共品外部性問(wèn)題,提供農(nóng)戶獲得物質(zhì)資源的便利度,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的利用率。一方面農(nóng)業(yè)財(cái)政支出能加快農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),優(yōu)化農(nóng)業(yè)外部環(huán)境,對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有正向影響;另一方面農(nóng)業(yè)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)發(fā)揮促進(jìn)作用,尤其是經(jīng)濟(jì)性支出對(duì)農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)率的影響作用更為明顯[27]。農(nóng)戶對(duì)國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出的預(yù)期,可能促進(jìn)其適當(dāng)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模,并合理分配農(nóng)、林、牧、漁的比例,分散風(fēng)險(xiǎn),在相同的農(nóng)業(yè)投入要素下產(chǎn)出更高,提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率;也表明中國(guó)實(shí)行的財(cái)政惠農(nóng)強(qiáng)農(nóng)政策成效顯著。

農(nóng)業(yè)資源稟賦(Land)顯著阻礙農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng),影響系數(shù)為-0.00709?？赡艿脑蚴侵袊?guó)耕地資源稟賦較少,人均耕地面積少于1.35畝,約占世界人均耕地面積平均水平的40%;耕地分布不均,耕地的質(zhì)量安全受到威脅;同時(shí),土地的分散經(jīng)營(yíng)以及地力的差異,使得采用現(xiàn)代生產(chǎn)技術(shù)的能力和條件還沒(méi)有完全具備,全面推進(jìn)耕地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)還有一定距離,難以發(fā)揮土地的規(guī)模效應(yīng),不能有效減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面源污染,加大了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境壓力,不利于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

城市化進(jìn)程(Urban)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)向影響,其對(duì)全國(guó)的影響系數(shù)為-0.00246。之所以產(chǎn)生阻礙作用,可能是因?yàn)橐环矫娉鞘谢M(jìn)程中所產(chǎn)生的城市廢水、廢氣、廢渣等污染物使農(nóng)業(yè)灌溉用水、耕地及農(nóng)田大氣不同程度受到污染,對(duì)農(nóng)作物綠色生產(chǎn)帶來(lái)隱患,不利于農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng);另一方面,優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)農(nóng)田在城市化進(jìn)程中被征用,導(dǎo)致農(nóng)田平均單產(chǎn)水平降低,對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生消極影響;此外,城市化進(jìn)程中,具有較高受教育水平的青壯年勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力多以受教育水平不高的老齡人口與婦女為主,農(nóng)村人力資本的顯性流失和隱性流失更是降低了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)勞動(dòng)力的整體文化素質(zhì),進(jìn)一步阻礙農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升。

農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)(Agrs)能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)。在逐步添加農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量過(guò)程中,由于農(nóng)業(yè)各部門相互關(guān)系的影響作用不顯著,故沒(méi)有列出?；貧w結(jié)果說(shuō)明糧食作物在種植業(yè)中相對(duì)于經(jīng)濟(jì)作物的比重越高,農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)幅度越大,這符合中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況。相對(duì)于糧食作物,經(jīng)濟(jì)作物生產(chǎn)中化肥等環(huán)境污染投入量普遍高于糧食作物,是化肥消費(fèi)的主體;農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整表現(xiàn)為種植業(yè)結(jié)構(gòu)中糧食播種面積的比重呈下降趨勢(shì),而具有較高附加值的經(jīng)濟(jì)作物種植面積卻在不斷擴(kuò)大,成為化肥消費(fèi)量升高的直接推動(dòng)力,農(nóng)田固體廢棄物排放數(shù)量增加[28],其帶來(lái)的副效應(yīng)是改變了農(nóng)業(yè)面源污染物排放的強(qiáng)度。

地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Agdp)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的正向影響,回歸系數(shù)為0.0886。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高不僅決定了農(nóng)業(yè)信息、農(nóng)業(yè)技術(shù)、大型機(jī)械等現(xiàn)代生產(chǎn)要素的可獲取性,而且影響到農(nóng)戶采用優(yōu)良農(nóng)業(yè)技術(shù)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力和支付能力。較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用與推廣提供了便利,如實(shí)施測(cè)土配方施肥技術(shù)等;同時(shí)也激發(fā)社會(huì)對(duì)高品質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品及農(nóng)業(yè)環(huán)境服務(wù)品質(zhì)的需求,誘使農(nóng)村人力資本更加關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境,改變施肥觀念,并積極采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和方式,這些都有利于減少農(nóng)業(yè)面源污染,提升農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。

控制變量分區(qū)域來(lái)看,東、中、西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化人口的比重增加、人均耕地面積的集中程度、地區(qū)GDP的增長(zhǎng)都對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著的影響。其中,城市化進(jìn)程(Urban)對(duì)東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)均具有一定的抑制作用,以對(duì)中部地區(qū)的阻礙作用最大,影響系數(shù)為-0.00420。東部、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在一定程度上能促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng),影響系數(shù)分別為0.18492和0.08421,但其人均耕地面積成為抑制農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的因素,影響系數(shù)分別為-0.00917和-0.01175;中部地區(qū)GDP的增長(zhǎng)阻礙農(nóng)業(yè)綠色TFP的增長(zhǎng),影響系數(shù)為-0.17468,但其人均耕地面積在1%的顯著性水平下促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)。西部地區(qū)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng),影響系數(shù)為0.00278,而在東部、中部地區(qū)的影響作用不明顯;中部地區(qū)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化未能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP的增長(zhǎng),表明糧食等農(nóng)作物商品在東部區(qū)域自然稟賦條件下不具有比較優(yōu)勢(shì),農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)東部、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的影響不顯著。

(三)異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響

農(nóng)村總量人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的作用是異質(zhì)性人力資本對(duì)其綜合影響的結(jié)果。由于中國(guó)區(qū)域自然生產(chǎn)條件、經(jīng)濟(jì)收入、文化教育、社會(huì)發(fā)展等資源稟賦存在較大差異,有必要進(jìn)一步分析異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)不同區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響。按照上述同樣的方法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,得到如表6所示的結(jié)果。

表6 異質(zhì)性農(nóng)村人力資本對(duì)區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響

注:***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平,括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量

表6的結(jié)果顯示,異質(zhì)性農(nóng)村人力資本(H1、H2、H3)對(duì)中國(guó)及東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響差異較大,存在明顯的地區(qū)差異,影響作用產(chǎn)生了較大的分化。初等人力資本(H1)與中等人力資本(H2)對(duì)全國(guó)及中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)有顯著影響,其中中等人力資本起到了顯著的正向作用,而初等人力資本卻發(fā)揮了顯著的負(fù)向作用,且都對(duì)中部區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的影響作用最大;高等人力資本除對(duì)東部區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)產(chǎn)生正效應(yīng)外,對(duì)其余區(qū)域的影響均不顯著。

異質(zhì)性人力資本從全國(guó)來(lái)看,初等人力資本(H1)和中等人力資本(H2)在1%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生影響,回歸系數(shù)分別為-0.02858和0.01518,表明初等人力資本不能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長(zhǎng),且在三種人力資本中的阻礙作用最大,這在一定程度上表明中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力平均受教育水平整體偏低,低的受教育水平限制了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)所需技能和知識(shí)的熟練掌握,所學(xué)知識(shí)脫離農(nóng)村實(shí)際,對(duì)從事農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的幫助作用不大,因此產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)效應(yīng)。高等人力資本(H3)的影響系數(shù)為0.02573,但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),說(shuō)明高等人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的促進(jìn)作用沒(méi)能發(fā)揮出來(lái)。比較三種人力資本發(fā)現(xiàn),中等人力資本(H2)是促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要因素,但對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用并不大,可能是由于中學(xué)教育培養(yǎng)目標(biāo)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求知識(shí)和技能之間存在脫節(jié)現(xiàn)象,未能有效提升農(nóng)戶學(xué)習(xí)應(yīng)用現(xiàn)代耕作技術(shù)的能力以及農(nóng)戶田間管理效率,導(dǎo)致其對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不強(qiáng)。從控制變量看,財(cái)政支農(nóng)支出、城市化水平、農(nóng)業(yè)資源稟賦、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量都通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn),對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著影響。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變量?jī)H在中等人力資本模型中通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn),促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng);在另外兩個(gè)模型中,雖然人力資本回歸系數(shù)均為正數(shù),但都不顯著。

異質(zhì)性人力資本從東、中、西部分區(qū)域來(lái)看。在東部區(qū)域,高等人力資本(H3)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有顯著的正效應(yīng),影響系數(shù)為0.02673,東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá),農(nóng)村勞動(dòng)力平均受教育年限普遍較長(zhǎng),這有助于東部地區(qū)農(nóng)村高等人力資本的形成和有效積累,對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的農(nóng)業(yè)技術(shù)及其成果的應(yīng)用更為合理,減少農(nóng)業(yè)面源污染,對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較高。初等人力資本(H1)與中等人力資本(H2)的影響系數(shù)都未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn),促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的作用沒(méi)有發(fā)揮出來(lái)。在中部區(qū)域,初等人力資本(H1)和中等人力資本(H2)分別在10%與5%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)產(chǎn)生影響,回歸系數(shù)分別為-0.07653和0.04018,前者的負(fù)效應(yīng)大于后者的正效應(yīng)。在西部地區(qū),初等人力資本和中等人力資本投入均在5%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)產(chǎn)生影響,且前者的負(fù)向影響大于后者的正向作用,回歸系數(shù)分別為-0.04648和0.02176;可能是由于西部地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力整體教育水平不高,制約農(nóng)戶合理采用農(nóng)業(yè)技術(shù)成果,未能科學(xué)使用化肥等致污性投入,加大了農(nóng)業(yè)環(huán)境污染排放,不利于農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng);在西部地區(qū),高等人力資本(H3)投入對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的影響最大,但未能通過(guò)顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),表明高等人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)正向效應(yīng)未能發(fā)揮出來(lái)。可能是因?yàn)檗r(nóng)村人力資本積累途徑多樣,僅以受教育水平衡量的人力資本不能反映其全部信息;另外,高等人力資本更為偏向于從事高收益的非農(nóng)產(chǎn)業(yè),導(dǎo)致大量較高受教育水平農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移。

(四)農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響分解

人力資本投入是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的決定性因素,能夠通過(guò)自身生產(chǎn)率提升促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);人力資本積累具有外溢性,是技術(shù)擴(kuò)散的載體,通過(guò)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);人力資本積累對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出收益遞增規(guī)律,使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能性邊界逐漸向外擴(kuò)展,從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí),農(nóng)村人力資本原始存量、增量與結(jié)構(gòu)間接影響受污染的生態(tài)環(huán)境,農(nóng)村人力資本的提升可能會(huì)促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需化肥、農(nóng)藥、新技術(shù)等化學(xué)要素進(jìn)行合理地投入和使用,從而提高農(nóng)田有機(jī)肥施用量,減少COD、TN、TP等農(nóng)業(yè)污染排放,促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。因此,在接下來(lái)的模型中,加入農(nóng)村人力資本與人均耕地面積、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的交互項(xiàng),進(jìn)一步分解農(nóng)村人力資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響。鑒于地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(GDP)與農(nóng)業(yè)面源污染數(shù)值差異較大,對(duì)其作取對(duì)數(shù)處理。表7反映了農(nóng)村人力資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出(GDP)與農(nóng)業(yè)污染的影響。

表7回歸結(jié)果(1)表明,農(nóng)村人力資本積累能夠在1%的顯著性水平下增加農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出,回歸系數(shù)為0.3792,表明勞動(dòng)力平均受教育年限越多,農(nóng)業(yè)產(chǎn)出也越高;地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有顯著促進(jìn)作用;財(cái)政支農(nóng)支出與城鎮(zhèn)化水平則不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從回歸結(jié)果(2)、(3)來(lái)看,農(nóng)村人力資本與農(nóng)業(yè)資源稟賦、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)交互項(xiàng)在5%的顯著性水平下促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出,影響系數(shù)為0.1865;人力資本變量的系數(shù)雖然為正值,但影響系數(shù)值變小且未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn),說(shuō)明人力資本投入主要通過(guò)人均耕地面積、種植業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出;在相同農(nóng)村人力資本投入的前提下,人均耕地面積、糧食作物面積每提高1個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)業(yè)產(chǎn)出分別增加0.18650與0.00638個(gè)百分點(diǎn)。

回歸結(jié)果(4)表明,農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)污染物排放的影響系數(shù)為正,但并不顯著;農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)都有助于減少農(nóng)業(yè)污染排放量。從回歸結(jié)果(5)、(6)來(lái)看,農(nóng)村人力資本、農(nóng)業(yè)資源稟賦與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的系數(shù)均為負(fù)值,除農(nóng)村人力資本的影響系數(shù)不顯著外,其余兩個(gè)因素顯著影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)污染物排放;農(nóng)村人力資本與農(nóng)業(yè)資源稟賦、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的交互項(xiàng)符號(hào)為正,通過(guò)5%的顯著性水平檢驗(yàn),這表明農(nóng)村人力資本總體上有助于減少農(nóng)業(yè)污染,同時(shí)又通過(guò)人均耕地面積、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響農(nóng)業(yè)污染排放,即相同的人力資本投入前提下,人均耕地面積、糧食作物占比每增加1個(gè)單位,農(nóng)業(yè)污染排放量分別增長(zhǎng)0.17581與0.00301個(gè)單位。其中,人均耕地面積對(duì)農(nóng)業(yè)污染排放的影響較大,可能的原因在于分散的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)條件下推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化造成“負(fù)外部性最大化”;表明中國(guó)農(nóng)村土地仍主要是分散經(jīng)營(yíng),糧食生產(chǎn)對(duì)化肥等致污性生產(chǎn)要素的過(guò)度依賴,秸稈處置方式非科學(xué),這些都加劇了農(nóng)業(yè)污染的快速上升。

表7 農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)污染的影響

注:***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平,括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量

五 結(jié)論與建議

(一)簡(jiǎn)要結(jié)論

本文基于1995-2014年全國(guó)30個(gè)省份面板數(shù)據(jù),綜合運(yùn)用清單分析法、熵值法和投入角度的BCC-DEA模型測(cè)算中國(guó)綠色農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng),從異質(zhì)性角度衡量人力資本對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響的總體效應(yīng)、區(qū)域差異,分析人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響分解。得出結(jié)論:(1)提升農(nóng)村總量人力資本(HUM)的積累水平能夠有效促進(jìn)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng),其影響系數(shù)為0.02378。農(nóng)村總量人力資本投入(HUM)對(duì)東、中、西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)在10%的顯著性水平下均具有正效應(yīng),并且表現(xiàn)出一定的區(qū)域差異,其中以對(duì)中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的影響最大。(2)異質(zhì)性農(nóng)村人力資本(H1、H2、H3)對(duì)中國(guó)及東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響差異較大,存在明顯的地區(qū)差異,影響作用產(chǎn)生了較大的分化。初等人力資本(H1)與中等人力資本(H2)對(duì)全國(guó)及中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)有顯著影響,其中中等人力資本起到了顯著的正向作用,而初等人力資本卻發(fā)揮了顯著的負(fù)向作用,且都對(duì)中部區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的影響作用最大;高等人力資本除對(duì)東部區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)產(chǎn)生正效應(yīng)外,對(duì)其余區(qū)域的影響作用均未發(fā)揮出來(lái)。(3)農(nóng)村人力資本提升總體上有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加,有助于減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)污染,同時(shí)又通過(guò)人均耕地面積、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)污染排放。(4)控制變量對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在影響的差異性。從全國(guó)范圍來(lái)看,農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在1%與10%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn),對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)有積極的正效應(yīng);農(nóng)業(yè)資源稟賦與城市化進(jìn)程對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著的負(fù)向影響。分區(qū)域來(lái)看,東、中、西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化人口的比重增加、人均耕地面積的集中程度、地區(qū)GDP的增長(zhǎng)都對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著的影響。

(二)建議

針對(duì)人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響效應(yīng),未來(lái)制定政策的導(dǎo)向應(yīng)是重視提升農(nóng)村人力資本積累水平,增加農(nóng)業(yè)綠色產(chǎn)出,減少農(nóng)業(yè)源污染,促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng),實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村發(fā)展的良性循環(huán)。具體而言:

第一,加大農(nóng)村教育和培訓(xùn)投入力度,提升農(nóng)村總量人力資本水平與質(zhì)量。要提高農(nóng)村人口的平均受教育程度,提高農(nóng)民受教育質(zhì)量,合理配置農(nóng)業(yè)人力資源;提高農(nóng)村教育財(cái)政補(bǔ)貼,逐步完善基礎(chǔ)設(shè)施,改變部分地區(qū)教育投資支持重城市、輕農(nóng)村的傾向,為農(nóng)村居民提供良好的教育環(huán)境和氛圍,鼓勵(lì)高素質(zhì)水平教師深入農(nóng)村,推進(jìn)教育均等化發(fā)展,為農(nóng)村人力資本向農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的轉(zhuǎn)化提供原動(dòng)力?，F(xiàn)階段中國(guó)31個(gè)省份戶籍制度改革正在進(jìn)行,要建立與統(tǒng)一城鄉(xiāng)戶口登記制度相適應(yīng)的教育等統(tǒng)計(jì)制度,相關(guān)部門要在協(xié)同治理中逐步解決與戶籍改革相伴隨的城鄉(xiāng)居民公共服務(wù)和社會(huì)福利待遇均等化等難題,農(nóng)民權(quán)利能夠得到保障。

第二,改善農(nóng)村教育體制,優(yōu)化農(nóng)村教育投資結(jié)構(gòu)。通過(guò)教學(xué)實(shí)訓(xùn)基地和新型職業(yè)農(nóng)民培訓(xùn)平臺(tái),大力發(fā)展農(nóng)業(yè)職業(yè)教育,加快新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的培育,使傳統(tǒng)農(nóng)民升級(jí)為現(xiàn)代職業(yè)農(nóng)民,實(shí)現(xiàn)應(yīng)試教育和職業(yè)教育并進(jìn)。加大現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)力度,重點(diǎn)培養(yǎng)專業(yè)農(nóng)業(yè)技術(shù)人才與推廣人員,促使“年輕戶”農(nóng)業(yè)耕作技術(shù)水平與“老年戶”的耕作經(jīng)驗(yàn)相融合;對(duì)滯留農(nóng)村的勞動(dòng)力進(jìn)行文化素質(zhì)教育和勞動(dòng)技能培訓(xùn),提升其農(nóng)業(yè)資源配置效率。合理設(shè)置農(nóng)村中學(xué)教育結(jié)構(gòu),適當(dāng)提高職業(yè)教育和中等專業(yè)技術(shù)教育比重,構(gòu)建農(nóng)村成人教育體系,培養(yǎng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)用型人才并將其轉(zhuǎn)化為有效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力。

第三,重視地區(qū)間差異與農(nóng)村人力資本差異,有針對(duì)性地實(shí)施地區(qū)差異化農(nóng)村人力資本積累策略。結(jié)合各地的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,完善農(nóng)村人力資本支出資金導(dǎo)向,提升初等人力資本水平向中、高等人力資本水平邁進(jìn),重視中等人力資本的作用,挖掘高等人力資本的潛力。對(duì)于東部區(qū)域,高等教育較初、中等教育對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響作用要大,因此,要充分發(fā)揮高等人力資本的作用;對(duì)于中、西部地區(qū),今后相當(dāng)數(shù)量的農(nóng)民仍要靠種養(yǎng)業(yè)增加收入,要從普及初等教育開(kāi)始,縮小與東部區(qū)域農(nóng)村教育的差距,發(fā)揮中等人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)綠色TFP增長(zhǎng)的正向效應(yīng)。

第四,建立與農(nóng)業(yè)污染物減排掛鉤的支持政策。加大農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新力度,將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)貼和環(huán)境保護(hù)相結(jié)合;提高國(guó)家農(nóng)業(yè)科技推廣強(qiáng)度,大力開(kāi)發(fā)環(huán)境友好型與資源節(jié)約型農(nóng)業(yè)技術(shù),改變農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)觀念,提高農(nóng)民科學(xué)營(yíng)養(yǎng)配方施肥知識(shí)與習(xí)慣,克服僅依靠追施化肥提高產(chǎn)量的思想誤區(qū);加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境知識(shí)的教育宣傳,對(duì)高施用肥料的進(jìn)行相應(yīng)約束,激勵(lì)農(nóng)民使用環(huán)境保護(hù)型技術(shù),減少秸稈焚燒,加強(qiáng)農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)型技術(shù)的使用,推進(jìn)形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加、農(nóng)業(yè)污染減少的長(zhǎng)效機(jī)制。

最后,突破農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的人力資本困境,打破城鄉(xiāng)二元格局,提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,建立工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)的長(zhǎng)效機(jī)制,以工業(yè)的部分剩余支持農(nóng)業(yè)[29];轉(zhuǎn)變粗放型城鎮(zhèn)化發(fā)展方式,健全農(nóng)村環(huán)境保護(hù)法律與環(huán)境污染監(jiān)管體系;引導(dǎo)土地合理有序流轉(zhuǎn),針對(duì)“年輕戶”以及專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體流轉(zhuǎn),給予其適當(dāng)政策傾斜;集中生產(chǎn)要素資源,改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式,提高農(nóng)戶集約化經(jīng)營(yíng)水平,鼓勵(lì)和支持多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng);合理調(diào)整種植業(yè)結(jié)構(gòu)中糧食作物播種面積的比重,完善東、中、西部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)規(guī)模,發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)型農(nóng)業(yè)。

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TheInfluenceofHeterogeneousRuralHumanCapitalonAgriculturalGreenTotalFactorProductivity:BasedonProvincialPanelDatainChina

ZHANG Shu-hui
(FacultyofInternationalTrade,ShanxiUniversityofFinance&Economics,Taiyuan030006,China)

By using the panel data of 30 provinces in China from 1995 to 2014, this paper studies the overall influence, regional differences and decomposition effect of heterogeneous rural human capital on the influence of the agricultural green TFP growth. It indicates that there is significant regional heterogeneity on enhancing the accumulation level of rural total human capital to promote the agricultural green TFP growth effectively in the three regions of China, which has the biggest influence on central region. The impact of heterogeneous rural human capital on the agricultural green TFP growth have large differences in eastern, central and western regions of China, and the effect generates differentiation, primary and Medium human capital impact greatly on the agricultural green TFP growth in central and western regions of China, the medium human capital plays significant positive effect, while the primary human capital is negative，which have the greatest impact on the central region. Higher human capital on the influence of the agricultural green TFP growth has no effect in other regions of China besides positive influence on eastern region. The promotion of rural human capital in general is beneficial to increase agricultural output, reduce agricultural production pollution, and affects the agricultural GDP and agricultural pollution emissions through the per capita arable land area and changes in agricultural planting structure.

Rural Human Capital；Agricultural Green Total Factor Productivity；Heterogeneity；Entropy Method；DEA

2017-04-20

山西省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目(2016041024-4)

張淑輝(1978-),男,山西臨汾人,博士,山西財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際貿(mào)易學(xué)院講師,主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理研究。

10.13451/j.cnki.shanxi.univ(phil.soc.).2017.05.018

F32

A

1000-5935(2017)05-0127-12

(責(zé)任編輯 耿曄強(qiáng))