官愛蘭，蔡燕琦

(華東交通大學人文社會科學學院，江西南昌 330013)

人力資本對農業(yè)發(fā)展的積極作用被國內外眾多學者所研究。早在1906年美國經濟學家費希爾就提出了人力資本概念，他認為只要能夠帶來財產性收入的物質都能算資本，并對資本作了解釋與分析。美國諾貝爾經濟學獎獲得者西奧多·W·舒爾茨(TheodoreW．Schultz)(中文譯本，2006)在長期的農業(yè)經濟研究中發(fā)現，農業(yè)居民的素質與農業(yè)技術水平的提高是促使美國農業(yè)在20世紀50年代產量大幅度提高的關鍵，而非傳統(tǒng)認為的土地、勞動力數量或者資本存量的增加。他還認為要轉變傳統(tǒng)農業(yè)的生產方式，需要不斷增加農業(yè)智力資源的供給［1］。盧卡斯 (Locus，1988)提出了內生經濟增長模型，把人力資本的理論引入經濟增長，他認為人力資本的增長對經濟發(fā)展是內生性的作用［2］。

國內學者對人力資本與經濟發(fā)展的關系也有相應的研究，李寶元 (2000)通過自己設定的不同方法證明了人力資本的投入與經濟增長之間成正相關關系［3］。錢雪亞、張小蒂 (2000)在農村人力資本積累和收益性的分析基礎上，發(fā)現農村高文化程度的人員不足很大程度上阻礙了第一產業(yè)的經濟發(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濟增長的間接貢獻不明顯［5］。

雖然國內外眾多學者對人力資本與經濟發(fā)展的關系、農村人力資本開發(fā)對農業(yè)經濟發(fā)展的影響等問題有諸多研究，但是對農村人力資本與農業(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)域的特色經濟，發(fā)展中部地區(qū)的農村經濟也就顯得十分重要［7］。而當今制約中部農業(yè)經濟發(fā)展的關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)的農村人力資本開發(fā)影響農業(yè)發(fā)展及其省際差異進行研究。文中的農村人力資本開發(fā)主要是指農村教育開發(fā)、醫(yī)療保健開發(fā)、勞動力數量投入三大方面，農業(yè)經濟發(fā)展主要是針對農業(yè)總產值而言。我們在C-D(柯布-道格拉斯)生產函數的基礎上，對1990～2011年的農業(yè)總產值、農村教育投入、醫(yī)療保健投入及勞動力數量投入等面板數據進行實證分析。最后通過計量結果的比較，得出中部省區(qū)農村人力資本開發(fā)影響農業(yè)經濟發(fā)展效率及其省際差異性，并進行相應的機理分析。

1 變量選取及模型設定

1.1 變量選取及數據說明

該文的樣本數據是由中部地區(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數據。變量選取具體說明如下:

(1)被解釋變量 (GDP):采用的是農業(yè) (第一產業(yè))總產值，是指剔除了價格變動因素的農業(yè)實際總產值，為反映農業(yè)經濟發(fā)展的核心指標。

解釋變量涵括以下指標:

(2)農村物質資本存量 (K):對其估算采用永續(xù)盤存法。公式為:

其中，K指農村物質資本存量，i表示第i個省區(qū)，t表示第t年，I/P為當年實際的農村固定資產投資，λ為年折舊率。變量及參數選取參照了吳方衛(wèi) (1999)以及徐現祥、周吉梅、舒元 (2007)的做法進行。農村物質資本存量以1990年為基期①其中當年投資指標選取的是農業(yè)固定資產形成總額，由于國內統(tǒng)計數據和現有文獻對于農村固定資產價格指數較少，該文用農業(yè)生產資料價格指數來代替。。農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%為標準。

農村物質資本存量能夠給農業(yè)經濟帶來正效應，能支持農村經濟建設所需要的客觀環(huán)境，為農村人力資本的開發(fā)創(chuàng)造比較好的公共基礎。

(3)農村勞動力數量 (L):采用中部各個省區(qū)農村地區(qū)人口數量。農村勞動力數量的多寡直接影響到了農村人力資本開發(fā)的強弱，有效勞動力數量的增加可以提高農業(yè)經濟的效率，促進農業(yè)經濟發(fā)展。

(4)農村教育人力資本 (E):反應農村人力資本開發(fā)的關鍵指標，選取中部各個省區(qū)平均受教育年限。根據各省區(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。將受教育年限限定為5個層次:文盲和半文盲、小學、初中、高中 (含中專)，大專及以上分別設權重為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村居民更好吸收農業(yè)技術知識，獲取更有效的農業(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數值，Li為接受不同程度教育的農村人口數。

(5)農村健康人力資本 (H):選取中部各個省區(qū)財政支出中的農村醫(yī)療衛(wèi)生投入額度來衡量農村人力資本健康的標準②由于各個統(tǒng)計年鑒未對農村醫(yī)療衛(wèi)生財政單獨列出，本文根據省域總醫(yī)療衛(wèi)生投入及農村人口占總人口比重，全國農村衛(wèi)生投入占全國醫(yī)療衛(wèi)生投入預算比重二者加權計算而得。。作為衡量農村人力資本開發(fā)的另一關鍵指標，農村醫(yī)療衛(wèi)生投入的程度直接影響了農村醫(yī)療衛(wèi)生服務水平與質量。農村健康人力資本的開發(fā)雖然是一個長期的過程，但是農村健康人力資本開發(fā)越完善，就越能保證農村人力資本更好地投入到農業(yè)經濟生產，更好地促進農業(yè)經濟發(fā)展。

上述提到的變量和數據均根據《新中國60年資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農村統(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 模型設定

以LUCAS的內生經濟增長理論為基礎，將農村教育和健康人力資本因素引入C-D生產函數，考察我國中部各個省份農村人力資本開發(fā)影響農業(yè)經濟發(fā)展的差異關系。模型設定為:

兩邊取對數，可以得到

將模型 (2)運用到面板數據，設定計量模型如下:

其中，i表示第i個省區(qū)，t表示第t年。被解釋變量GDP為農業(yè)實際總產值，K和L分別表示農村物質資本存量和農村人口數量，H和E分別表示農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)式是一個雙對數模型，表示農業(yè)實際產值變動率與解釋變量的待估計參數的變動率之間的彈性關系，也就是當解釋變量變化1%時，農業(yè)實際總產值變化的百分數，系數符號為他們對農業(yè)產值影響的方向，參數值的大小表示影響程度。

2 中部各省農村人力資本開發(fā)影響農業(yè)經濟發(fā)展的實證分析

主要從農村教育與健康人力資本開發(fā)、勞動力數量投入等方面考量中部地區(qū)及各省份農村人力資本開發(fā)與農業(yè)經濟關系，一方面運用面板數據分析中國中部地區(qū)整體的農村人力資本開發(fā)狀況以及對整個地區(qū)的農業(yè)經濟影響，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)農村人力資本開發(fā)對中部農業(yè)經濟影響的實證結果

對面板數據的估計是估計面板數據屬于固定效應或隨機效應。按計量經濟學理論，該文Hausman檢驗結果顯示設定的模型適合采用固定效應模型。表2的模型I是面板數據固定效應模型的估計檢驗結果，模型Ⅱ是修正的標準差估計。

表2 固定效應和修正后的模型擬合結果

再進一步用Wooldridge(2002)和Greene(2000)的方法分別對固定效應模型的估計結果進行異方差和自相關的檢驗，估計表明該文的面板數據存在異方差但不存在序列相關①運用Wooldridge(2002)關于面板數據自相關檢驗，統(tǒng)計量F(1，5)=1．063，Prob＞F=0．349 8，即拒絕原假設，不存在序列相關;根據Greene(2000)面板數據異方差檢驗，固定效應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)與農業(yè)經濟之間存在正相關關系?？傮w上，農村勞動力對農業(yè)經濟發(fā)展作用最為顯著，農村勞動力每增加1%，中部地區(qū)農業(yè)經濟有0．97%的增長。20世紀90年代以來，中部地區(qū)農村勞動力尤其是高人力資本含量的勞動力大量輸出，農村勞動力投入嚴重不足，農業(yè)發(fā)展很不充分。因而增加農村勞動力特別是高素質勞動力的投入，有益于農業(yè)經濟大力發(fā)展。中部地區(qū)平均受教育年限對農業(yè)經濟發(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)農業(yè)經濟有0．58%的增長;醫(yī)療衛(wèi)生投入每增加1%，農業(yè)經濟增長0．33%。說明了中國中部地區(qū)在20世紀90年代以后，農村人力資本開發(fā)影響農業(yè)經濟增長的顯著性排列為:農村勞動力投入＞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)農村人力資本開發(fā)影響農業(yè)經濟的省際差異

為了能更好地進行區(qū)域內部的省際比較，運用中部地區(qū)1990～2011年的實際農業(yè)GDP的變差系數來對省際經濟增長水平差異進行衡量。變差系數 (Cv)是比較絕對差異、最大或者最小系數以及標準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，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年間農業(yè)經濟增長水平的變差系數。用此來說明中部地區(qū)區(qū)域內的省際發(fā)展差異。結果如圖1所示。

圖1 中部地區(qū)省際的農業(yè)經濟增長差異

從圖1可以看出，中部地區(qū)省際間的農業(yè)經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)省際農業(yè)經濟發(fā)展水平差異較小，隨后有所變化，尤其是從2009到2010年出現激烈變化。出現這種差異變化，從國家制度層面看，自2004年，國家對農村地區(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)以及農村基層各類人才的培養(yǎng)給予了相應的政策與制度支持，有益于完善中部地區(qū)農村的人才建設機制，其作用傳導到農業(yè)經濟上來。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濟增長的外部環(huán)境，4萬億投資拉動經濟中，中部各省份政府將資金投入的領域各有側重，加大農業(yè)基礎設施建設的投資力度也不盡相同，帶來農業(yè)物質資本增長的短期差異大，進而形成中部各省區(qū)刺激農業(yè)經濟增長的結果迥異。

而至于農村物質資本、農村勞動力人數、農村教育人力資本和健康人力資本等相關變量的省際差異變動率，影響中部地區(qū)省際農業(yè)經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)整檢驗的基礎上，對中部地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展的省際差異進行實證分析。具體如下:

(1)根據上文的變差系數公式，分別計算出農村物質資本存量的變差系數 (KCV)、農村勞動力變差系數 (LCV)、農村教育人力資本變差系數 (ECV)以及農村健康人力資本變差系數 (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據本身的異方差的影響，對上述提到的各個變差系數的時間序列進行數化處理，分別記為Ln KCV，Ln LCV，Ln ECV，Ln HCV，單位根檢驗結果如表4所示。檢驗結果顯示，非平穩(wěn)時間序列Ln KCV，Ln LCV，Ln ECV，Ln HCV，在經過一階差分后都表現平穩(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系。在一階單整的基礎上，進行協(xié)整檢驗。根據檢驗結果 (結果略)，最后確定VAR模型在滯后期數為3時是穩(wěn)定的。進一步我們得到表5的協(xié)整檢驗結果，表明這些非平穩(wěn)變量之間存在一個長期的關系。

表5 協(xié)整檢驗結果

Johansen的協(xié)整檢驗說明農業(yè)經濟增長的變差系數以及農村物質資本存量、農村勞動力數量、農村教育人力資本以及農村健康人力資本的變差系數在0．05的顯著性水平上存在著協(xié)整關系，且方程為:

式 (5)中括號內表示各個變量的標準差，e表示殘差。從上述式子可以看出，農業(yè)經濟增長的變差系數、農村物質資本存量的變差系數、農村勞動力的變差系數、農村教育人力資本的變差系數、農村健康人力資本的變差系數之間存在長期的均衡關系，并且在長期中，農村物質資本存量變差系數、農村勞動力變差系數、農村教育人力資本變差系數、農村健康人力資本變差系數對農業(yè)經濟增長變差系數的彈性分別為7．416，2．245，4．684，2．795。這表示，農村物質資本存量的變差系數變化率每增加1%，農業(yè)經濟增長的變差系數就增加7．416%;農村教育人力資本的變差系數變化率每增加1%，農業(yè)經濟增長的變差系數增加4．684%;農村健康人力資本的變差系數給予1%變化，就能引起農業(yè)經濟增長變差系數2．795%的變化;農村勞動力的變差系數給予1%變化，就能引起農業(yè)經濟增長變差系數2．245%的變化?？梢姡胁康貐^(qū)省際間的農村物質資本存量差異變化對經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，農業(yè)經濟的物質基礎原本就薄弱，加之發(fā)展中的投入又稀缺，農業(yè)發(fā)展滯后。因此增加農村物質資本投資與積累，就有利于農業(yè)經濟大力推進。當其他條件不變時，除了農村物質資本投資以外，導致中部地區(qū)農業(yè)經濟增長水平差異的還有農村人力資本開發(fā)上的差別，對于農村勞動力在教育方面的投入差別，對農業(yè)經濟發(fā)展水平差異有著重要的影響。在當今知識經濟和技能經濟時期，農村勞動者受教育程度越高、智力資本越積累，越能挖掘農業(yè)開發(fā)潛能，引領農業(yè)經濟發(fā)展。

3 結論

該文基于中國中部地區(qū)1990～2011年6個省份的面板數據，利用計量經濟模型對中國中部整體和6個省份分別對農村人力資本開發(fā)與農業(yè)經濟發(fā)展的關系進行了實證研究。實證結果表明，中部地區(qū)整體的農村人力資本開發(fā)與農業(yè)經濟發(fā)展之間存在正相關關系，農村人力資本開發(fā)諸因素影響農業(yè)經濟增長的顯著性的強弱依次為:農村勞動力投入、農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，農村物質資本存量、農村教育人力資本、健康人力資本、農村勞動力等方面的變差系數影響農業(yè)經濟增長變差系數的彈性分別由大到小排列。所以，對于中部地區(qū)農業(yè)經濟的長遠發(fā)展，在穩(wěn)固農村物質資本投入的基礎上，亟需促進中部地區(qū)農村人力資本的深度開發(fā)，特別是教育人力資本開發(fā)，為現代農業(yè)發(fā)展供給高素質的新型勞動者。

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

［2］Lucas．On the Mechanics Economics Development．Journal of Mnetary．1988，22(1):3 ～42

［3］李寶元．人力資本與經濟增長．北京:北京師范大學出版社，2000:30～55

［4］錢學亞，張小萍．農村人力資本積累及其收益特征．中國農村經濟，2000，(3):65～69

［5］錢曉燁，遲巍，黎波．人力資本對我國區(qū)域創(chuàng)新及經濟增長的影響．數量經濟技術經濟研究，2010，(4):107～121

［6］于樹純，劉士彬，李偉．唐山市農村勞動力資源現狀分析及其開發(fā)對策．中國農業(yè)資源與區(qū)劃，2010，(1):7～11

［7］韓文婧．政府教育投入產出效率的區(qū)域差異-基于東、中、西部的面板數據．經濟研究導刊，2011，(1):22～26

［8］蔡軍，劉濛．河北省農村人力資源開發(fā)現狀與對策研究．中國農業(yè)資源與區(qū)劃，2012，(3):84～88

［9］吳方衛(wèi)．我國農業(yè)資本存量的估計．農業(yè)技術經濟，1999，(6):35～39

［10］張軍，吳桂英，張吉鵬．中國省際物質資本存量推算:1952-2000．經濟研究，2004，(11):35～43

［11］官愛蘭，全輝．河南農村人力資源現狀與開發(fā)對策分析．安徽農業(yè)科學，2009，(13):73～75