農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響
——基于引入勞動力供給數(shù)量與質(zhì)量因素的二元經(jīng)濟收斂模型的分析

高小明，郭劍雄

(1.陜西師范大學(xué) 西北歷史環(huán)境與經(jīng)濟社會發(fā)展研究院，西安 710062；2.西安石油大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710065)

內(nèi)容提要：采用工業(yè)化中期階段為起點1995-2015年全國農(nóng)村省級面板數(shù)據(jù)，運用統(tǒng)計性描述和計量分析方法，基于農(nóng)業(yè)投入要素結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變視角，本文研究農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響、作用路徑及其變化趨勢。研究發(fā)現(xiàn)：從高生育率的數(shù)量偏好到高人力資本投資率的質(zhì)量偏好為特征的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂具有顯著作用。劉-費-拉模型僅指出了二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的必要條件，我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的收斂應(yīng)以農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型為充分條件，在農(nóng)村人口生育率下降的同時通過不斷提升人力資本水平，促使農(nóng)業(yè)部門從“馬爾薩斯穩(wěn)態(tài)”轉(zhuǎn)變?yōu)槌掷m(xù)增長穩(wěn)態(tài)，進而達到二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的一元化轉(zhuǎn)變。

一、引言

根據(jù)庫茲涅茨(Kuznets)等人工業(yè)化階段理論和發(fā)達工業(yè)化國家的經(jīng)驗，在20世紀90年代中國已經(jīng)進入工業(yè)化中期階段[1]。截止2014年，按PPP法，中國人均GDP已達到13217美元，按照世界銀行的劃分標準，中國已進入中高等收入國家。但隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推進，中國的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)反差并未弱化，無論是用相對勞動生產(chǎn)率、人均資本存量還是人均收入水平①來衡量，當(dāng)前中國經(jīng)濟仍存在著典型的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特征，且部門之間的差距十分顯著②。根據(jù)中國農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門的產(chǎn)值比重和就業(yè)比重，我們測算出1978-2015年中國二元反差指數(shù)③如圖1所示，在1978-2015年，中國二元反差指數(shù)強度逐年減小，即農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門的發(fā)展差距在逐漸縮小，但在此期間，存在著四次短暫的反彈期，分別是1984-1986年、1987-1989年、1990-1993年、1997-2003年。

伴隨著工業(yè)化快速推進的一個典型性事實是，工業(yè)化進程中中國農(nóng)村的人口轉(zhuǎn)型④。中國農(nóng)村家庭正在經(jīng)歷著發(fā)達國家曾經(jīng)歷的人口轉(zhuǎn)型過程⑤。中國農(nóng)村婦女總和生育率⑥1950-1980年一直保持在6.51-4.97，平均每個婦女終身生育小孩約5到6個[2]。到20世紀90年代之后，中國農(nóng)村婦女總和生育率明顯下降⑦；進入21世紀以來，農(nóng)村總和生育率從2000年至2010年始終在1.73-1.43間徘徊，10年中間都低于1.8[3]。生育率下降直接導(dǎo)致了農(nóng)戶家庭規(guī)模的縮小，農(nóng)村戶均人口從1980年的5.54下降到2012年的3.62⑧。與此同時，中國農(nóng)村居民家庭子女的受教育程度隨生育率的下降而不斷提升，農(nóng)村勞動力平均受教育年數(shù)逐年遞增，從1990年的6.20年增加到2015年的8.62年，教育年數(shù)達到初中水平⑨。根據(jù)中國農(nóng)村的戶均人口數(shù)⑩與勞動力平均受教育年數(shù)，我們測算出1978-2015年中國農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度(DTI)如圖2所示，在1978-2015年，中國農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度除個別年份下降外，總體呈現(xiàn)逐年增大態(tài)勢，也即人口生產(chǎn)的質(zhì)量偏好逐年遞增，而數(shù)量偏好在逐年減弱。

中國經(jīng)濟經(jīng)歷了工業(yè)化與城市化快速發(fā)展的40余年，工業(yè)化早已不再是二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的關(guān)鍵因素，而是轉(zhuǎn)變?yōu)楸ＷC工業(yè)化與城市化持續(xù)推進的深層原因。農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型即人口生產(chǎn)量質(zhì)偏好轉(zhuǎn)型作為工業(yè)化推進到中后期階段的一般性規(guī)律，是否與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)向一元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化存在某種聯(lián)系？若從農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型的角度去探索二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的收斂，那么，在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的演變過程中，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響、作用路徑如何？厘清這類問題，不僅能夠擴充二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的理論基礎(chǔ)，更是21世紀上半葉中國經(jīng)濟發(fā)展的基本任務(wù)。

圖1 1978-2015年中國二元反差指數(shù)變化情況

圖2 1978-2015年中國農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度趨勢

討論二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的文獻，主要有四種觀點：一是以劉易斯(Lewis,1954)、費景漢和拉尼斯(H.Fei- G.Ranis,1964)等人所構(gòu)建的古典主義理論為視角和農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移角度，基于勞動力同質(zhì)性假設(shè)，將二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的目標與路徑設(shè)定為工業(yè)化、城市化以及農(nóng)村剩余勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移。二是以新古典主義視角(Jogenson,1967;Harrist-Todaro,1970;McIntosh,1975;Dixit,1978)，首先否定了邊際生產(chǎn)率為零的剩余勞動，然后通過合理的資源配置逐步去消除傳統(tǒng)部門和現(xiàn)代部門在生產(chǎn)方式方面的差異。三是以結(jié)構(gòu)主義為視角(Clark,1957;Kuznets,1971;Chenery, 1975;Murphy等,1989; Yasusada,2002)，通過計量等實證手段從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演變視角去剖析二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變問題。四是試圖從分工演進等新的角度提出一個比較系統(tǒng)的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)框架[4]。

關(guān)于中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的研究，大多是以劉-費-拉模型為基點，這些研究無論是古典主義還是新古典主義，基本都是從資源配置的方面去研究，而忽略了解決長期增長問題需要依靠供給因素。對于中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的研究，不僅僅要依賴于劉-費-拉模型所給出的解決方案，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的成功轉(zhuǎn)變還依賴于其他一些因素，即從經(jīng)濟發(fā)展的主體——人的供給角度去探析解決二元經(jīng)濟問題的新思路。隨著中國勞動力無限供給的結(jié)束及人口紅利的消退，應(yīng)對人口紅利消失問題的關(guān)鍵之點是要依靠勞動力質(zhì)量的提高[5]。

對于人口轉(zhuǎn)型，現(xiàn)有文獻提供了多視角的解讀。內(nèi)生增長理論(Schultz,1961;Becker,1966;Romer,1986;Lucas,1988)將人的質(zhì)量因素引入對長期經(jīng)濟增長的解釋，認為人力資本可以作為經(jīng)濟持續(xù)增長的動力。貝克爾的新家庭經(jīng)濟學(xué)提供了頗具說服力的解釋，根據(jù)貝克爾等人(G.S.Becker and R.Barro)的研究[6-7]，子女的數(shù)量和質(zhì)量均為家庭效用的來源。在效用最大化的過程中，父母究竟偏好于子女的數(shù)量還是質(zhì)量(人力資本)，取決于家庭預(yù)算約束既定下單位資源在數(shù)量和質(zhì)量方面分別投資所產(chǎn)生的邊際收益率的比較。貝克爾、墨菲和田村等人通過B-M-T(Gary S.Becker,Kevin M.Murphy and Mark M.Tamura)[7]模型將生育率和人力資本同時整合在一個經(jīng)濟增長模型中，通過將工業(yè)革命與生育率下降聯(lián)系起來，在該模型中人力資本投資回報的上升可能引致經(jīng)濟從馬爾薩斯均衡態(tài)轉(zhuǎn)移到持續(xù)增長的穩(wěn)定狀態(tài)。蓋勒和威爾將人口轉(zhuǎn)型的出現(xiàn)追溯至人力資本需求的上升及其引致的孩子質(zhì)量對孩子數(shù)量的替代[8]?，F(xiàn)有文獻一般都將人口轉(zhuǎn)型與工業(yè)化相聯(lián)系，如果說，人口轉(zhuǎn)型是工業(yè)化推進到較高階段才出現(xiàn)的典型事實，那么人口轉(zhuǎn)型所帶來的勞動力供給結(jié)構(gòu)的升級意味著二元經(jīng)濟成功轉(zhuǎn)變的實現(xiàn)。

至于人口轉(zhuǎn)型在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂中的作用，現(xiàn)有文獻主要從兩方面進行了論述。一方面是與人口數(shù)量相關(guān)的剩余勞動力轉(zhuǎn)移對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響(蔡昉，1990；郭劍雄，2009；張桂文，2016)；另一方面是人口質(zhì)量對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的影響(蔡昉，2005；張桂文，2014)，對于將人口數(shù)量和質(zhì)量統(tǒng)一整合在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)理論框架內(nèi)的分析較少，一些學(xué)者進行了有意義的探索。李建民(1999)[9]的研究發(fā)現(xiàn)，我國人口的生育率在過去的20多年中經(jīng)歷了迅速的轉(zhuǎn)變，并達到了較低的水平，但是由于教育制度的改革相對落后，造成了人力資本投資供給的制度性障礙，進而使我國生育率下降與經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生性變量即人力資本的積累之間的聯(lián)系出現(xiàn)了斷裂。都陽(2001)[10]分析了生育率、人力資本與經(jīng)濟增長的關(guān)系，認為人力資本是決定經(jīng)濟增長和影響生育率水平的重要因素，人力資本的差異往往引致增長狀態(tài)的差異，新古典理論過分估計了實物資本的作用，卻忽略了人力資本對促進經(jīng)濟增長和降低生育率水平的雙重意義。孫樹強(2013)[11]構(gòu)建了一個兩部門模型，分析了在經(jīng)濟發(fā)展過程中所出現(xiàn)的生育率降低、人力資本投資逐漸增加及經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系。郭劍雄等(2006)[12]將生育率與人力資本納入到二元經(jīng)濟分析框架中，分別探討了生育率及人力資本對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的作用。

與既有文獻相比，本文主要在以下兩方面進行了擴展：一是，現(xiàn)有多數(shù)文獻關(guān)于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的重點一般都是資源配置方面而忽略作為經(jīng)濟發(fā)展主體的人的變化對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的作用，解決長期增長問題需要依靠供給因素，本文主要是通過引入人口轉(zhuǎn)型這一概念，從人的供給角度去探析，試圖對中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂提供一種不同于既有文獻的解釋。二是，如前所述，關(guān)于中國人口轉(zhuǎn)型與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的文獻大多從人口轉(zhuǎn)型的某一方面著手，很少有文獻能將人口的量質(zhì)轉(zhuǎn)型納入二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析框架，本研究能夠拓展有關(guān)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的文獻。

二、理論分析

長期以來中國經(jīng)濟不斷發(fā)展的事實表明，工業(yè)化、城市化以及宏觀經(jīng)濟政策等外部條件的推動是中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)能夠不斷收斂的重要因素，但二元經(jīng)濟要持續(xù)收斂更需內(nèi)因也即傳統(tǒng)部門自身不斷發(fā)展的內(nèi)在因素的推動。本文認為，當(dāng)工業(yè)化持續(xù)推進到中期階段以后，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的最關(guān)鍵、最重要的內(nèi)部要素便是農(nóng)村人口質(zhì)量的普遍提升，以及有利于人口質(zhì)量提升的農(nóng)村生育水平的持續(xù)下降。形成這一觀點，主要源于內(nèi)生增長理論，包括：盧卡斯(R.E.Lucas)的人力資本增長模型；貝克爾(G·S Becker)的代際效用函數(shù)；將生育率與人力資本同時納入的B-M-T(Gary S.Becker,Kevin M.Murphy and Mark M.Tamura)增長模型。

為此，基于要素投入結(jié)構(gòu)和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變視角，本文通過引入生產(chǎn)函數(shù)，剖析了農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響及作用機制，從而提出傳統(tǒng)部門生產(chǎn)函數(shù)與現(xiàn)代部門生產(chǎn)函數(shù)的趨同便是二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷收斂的現(xiàn)實條件，也即由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。

從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，從技術(shù)角度看，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：QT=f(L,N)，其中，L為勞動，N為土地。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)主要依賴土地和勞動等初始資源去獲得產(chǎn)出，由于技術(shù)水平長期不變，在短期中，土地為不變量，因此，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)可簡化為：QT=f(L)，其表現(xiàn)形態(tài)為比較經(jīng)典的靜態(tài)函數(shù)?，F(xiàn)代部門則主要是依賴于人力資本水平比較高的勞動力和先進資本等現(xiàn)代投入要素為特征的部門，并且，現(xiàn)在部門的技術(shù)進步隨著時間不斷推移而持續(xù)發(fā)生，其生產(chǎn)函數(shù)為：QM=f(K,hL,t)。K為物質(zhì)資本， h為人均人力資本水平，t為伴隨時間產(chǎn)生的技術(shù)進步。靜態(tài)條件下,現(xiàn)代部門的生產(chǎn)函數(shù)為:QM=f(K,hL)。因此，從生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)變的角度看，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的收斂可概括為：(1)工業(yè)化、城市化及傳統(tǒng)部門的小部門化；(2)傳統(tǒng)生產(chǎn)要素不斷被現(xiàn)代生產(chǎn)要素逐步進行替代；(3)人均產(chǎn)出水平在傳統(tǒng)部門與現(xiàn)代部門兩部門之間的不斷趨同。

具體而言，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型主要通過以下兩個方面對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂產(chǎn)生影響。

第一，工業(yè)化進程中的農(nóng)村人力資本不斷提升有利于傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)過渡到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。

在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中，人力資本引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的第一個效應(yīng)便是有利于加速勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移。我們發(fā)現(xiàn)在一些經(jīng)典的發(fā)展經(jīng)濟學(xué)人口遷移函數(shù)中，農(nóng)業(yè)部門的人口遷移率是城鄉(xiāng)收入差距的函數(shù)。這表明勞動力是逐漸趨于從較低工資率的農(nóng)村流向較高工資率的城市，這和資本從報酬率低的地方不斷流向報酬率高的地方是同樣的道理。劉易斯的經(jīng)典模型研究表明，城鄉(xiāng)居民收入水平的絕對差距是導(dǎo)致人口在城鄉(xiāng)間流動的原因，他發(fā)現(xiàn)大約1/3的城鄉(xiāng)工資差距就可以將勞動力不斷從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門引致至城市現(xiàn)代部門[13]。當(dāng)我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力人力資本存在質(zhì)量差異時，通常，當(dāng)勞動力有著較好的教育背景、較高的技術(shù)水平，則這種類型的勞動力更易于轉(zhuǎn)移到城市現(xiàn)代部門，其向現(xiàn)代部門不斷進行轉(zhuǎn)移的概率也越來越大。周其仁(1997)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的農(nóng)村人力資本存量被率先動員起來對流動就業(yè)和較高的收入機會做出反應(yīng)，外出勞動力的文化程度明顯高于全體農(nóng)村勞動力的平均水平，掌握專門技能的比例也大大高于樣本全體[14]。李勛來(2005)通過建立影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的計量分析表明，農(nóng)村人力資本存量每增加1%，可使農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量增加0.75%[15]。進入工業(yè)化中期階段以后，隨著城市現(xiàn)代部門產(chǎn)業(yè)升級的不斷加快，城市現(xiàn)代部門對勞動者的素質(zhì)要求越來越高，因此，農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的人力資本水平必須要適應(yīng)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求的適應(yīng)性變化，否則，就會出現(xiàn)城鄉(xiāng)勞動力需求之間的矛盾，造成城鄉(xiāng)之間人力資本的門檻，工業(yè)化、城市化就會由于農(nóng)村勞動力出現(xiàn)轉(zhuǎn)移障礙而受影響。

人力資本引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的第二個效應(yīng)便是有利于現(xiàn)代要素引入農(nóng)業(yè)部門。結(jié)合內(nèi)生增長理論的論述，現(xiàn)代經(jīng)濟增長的一個基本事實便是不斷持續(xù)的資本深化，物質(zhì)資本必須與人力資本水平的不斷提升作為互補關(guān)系而同時存在。當(dāng)物質(zhì)資本與勞動力技能之間存在明顯的不相匹配，則會顯著阻礙后發(fā)展經(jīng)濟技術(shù)進步速度和追趕能力。因此，在生產(chǎn)過程中能夠引入更加先進和復(fù)雜技術(shù)的先決條件便是人力資本存量的高低(A.P.Thirlwall,1999)。在物質(zhì)資本投入過程中也明顯存在著促進人力資本投資不斷增長的機制。在農(nóng)業(yè)部門現(xiàn)代化的過程中，人力資本相比物質(zhì)資本顯然是更重要的發(fā)展動力和增長源泉。巴羅和薩拉伊馬丁認為，人力資本與物質(zhì)資本間的不平衡，對經(jīng)濟增長率會產(chǎn)生截然不同的影響：假使人力資本相對豐裕，對于一個廣義產(chǎn)出概念而言的增長率仍會隨著物質(zhì)資本與人力資本之間的不平衡變大而增加；與此相反，增長率則會隨著二者不平衡的增大而下降[16]。

人力資本引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的第三個效應(yīng)便是有利于人均產(chǎn)出水平的不斷增長，其主要基于三種機制：(1)勞動力轉(zhuǎn)移機制；經(jīng)驗表明，農(nóng)業(yè)部門的勞動力份額越多其勞動生產(chǎn)率水平越低。通過引入人力資本，能夠不斷提升農(nóng)業(yè)部門的人力資本水平，進而通過劉易斯的勞動力轉(zhuǎn)移機制切實強化勞動力的轉(zhuǎn)移能力。(2)資本深化機制；依照索洛經(jīng)濟增長模型中的分析，通過引入人力資本，人均資本裝備率將會不斷上升，進而能夠不斷提高單位勞動的產(chǎn)出水平。(3)人力資本增長機制；盧卡斯(R.E.Lucas,1988)認為，人力資本是推動技術(shù)不斷進步的主要因素。通過人力資本的規(guī)模效應(yīng)的影響促使技術(shù)進步得以不斷累積和擴散，進而促使農(nóng)業(yè)部門人均產(chǎn)出得到不斷提高。

第二，伴隨著工業(yè)化發(fā)展過程中農(nóng)村生育率的持續(xù)下降，會分別對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂產(chǎn)生直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

生育率對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響，主要是通過與人力資本的關(guān)聯(lián)而產(chǎn)生間接影響。根據(jù)貝克爾和巴羅等人(G.S.Becker and R.Barro)的理論闡述[6-7]，子女的數(shù)量和質(zhì)量都是家庭效用的來源。父母要取得家庭效用的最大化，究竟是偏好子女的數(shù)量還是質(zhì)量(人力資本)方面，決定于在家庭預(yù)算約束特定的狀態(tài)下單位投資所產(chǎn)生的不同邊際收益率的對比。生育率的不斷下降會隨著人力資本投資收益率的持續(xù)提高進而不斷加速人力資本的投資積累。貝克爾、墨菲和田村(1990)[7]在人口變遷研究中提出一個具有利他性質(zhì)的父母效用函數(shù)：

Vt=u(ct)+α(nt)ntVt+1

(1)

式中，u′>0，u″<0，α′<0；Vt和Vt+1是父母和每個孩子的效用，ct是父母的消費；nt是孩子的人數(shù)，父母對孩子的利他程度α(n)和生育率(孩子的數(shù)量)是負相關(guān)的。父母未來消費的貼現(xiàn)率等于α(n)的倒數(shù)，即[α(n)]-1。貝克爾、墨菲和田村等認為，由于α(n)與n是負相關(guān)的，當(dāng)人力資本存量水平很低的時候(H=0)，由于生產(chǎn)和養(yǎng)育孩子的時間成本很低，未來消費的折現(xiàn)率要大于人力資本投資的收益率，即：

[α(n)]-1>Rh,H=0

(2)

此時出生率會很高，因而對子女人力資本的投資一般將不會發(fā)生。反之，持續(xù)下降的生育率水平會導(dǎo)致對子女人力資本投資的不斷提升。即 “在增長理論中引入生育決策能夠使我們更清楚地思考那些對收入增長至關(guān)重要的人力資本增長”[17]。

生育率對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂除了間接影響外，還有更加直接的影響。第一，農(nóng)村生育率的不斷下降直接導(dǎo)致了農(nóng)村剩余勞動力總量水平的持續(xù)下降，這意味著農(nóng)村剩余勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的壓力能夠予以大范圍釋放。根據(jù)費景漢和拉尼斯的相關(guān)論述，在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中，只要存在農(nóng)村剩余勞動力，那么當(dāng)且僅當(dāng)剩余勞動力轉(zhuǎn)移率大于人口增長率時，經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展最終才會成功，反之，若人口增長率大于農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移率，經(jīng)濟發(fā)展則注定是失敗的[18]。因此，客觀地講，生育水平的下降對二元結(jié)構(gòu)收斂的作用與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移率的提高具有相同的意義。第二，農(nóng)村生育率的下降能夠帶來資本深化效應(yīng)。索洛的經(jīng)濟增長模型中，所謂資本的深化效應(yīng)，人口增長率n的下降有著和儲蓄率sf(k)增加相類似的效應(yīng)。從圖3可以看出，在其他人均產(chǎn)出等既定的條件下，人口增長率從n持續(xù)下降到n′，伴隨著圖中斜率的不斷變小，有效折舊率曲線從(n+δ)k下降為(n′+δ)k。屆時，穩(wěn)態(tài)人均儲蓄由s上升到s′，資本的人均裝備水平從k上升到k′。

圖3 生育率下降對人均儲蓄率的影響

綜上所述，本文得出如下理論命題：

在中國經(jīng)濟水平進入工業(yè)化中期階段以后，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響取決于農(nóng)村生育水平的持續(xù)下降過程中，農(nóng)村人力資本水平的持續(xù)提高。具體而言，人力資本通過三重效應(yīng)，即勞動力轉(zhuǎn)移效應(yīng)、現(xiàn)代要素引入效應(yīng)、人均產(chǎn)出增長效應(yīng)，促使傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)；生育率通過雙重影響，即通過對人力資本的間接影響以及減少人口數(shù)量與資本深化效應(yīng)，最終對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂產(chǎn)生影響。

三、數(shù)據(jù)及統(tǒng)計性描述

(一)數(shù)據(jù)來源及分布

本文以進入工業(yè)化中期階段作為起點，采用中國31個省份1995-2015年21個年度的面板數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)選擇從1995-2015年為樣本，其原因主要是，雖然中國經(jīng)濟伴隨著改革開放已有40余年的發(fā)展，但中國的工業(yè)化進入中期階段基本是始于20世紀90年代中期。國際一般經(jīng)驗表明，工業(yè)化持續(xù)發(fā)展到中期階段一般表現(xiàn)為工業(yè)化和城市化的加速推進期，進入工業(yè)化中期階段以后，經(jīng)濟發(fā)展最關(guān)鍵、最重要的內(nèi)生因素是人口轉(zhuǎn)型，即農(nóng)村人力資本水平的整體提高，以及有利于此條件形成的農(nóng)村居民生育率決策的徹底改變。

數(shù)據(jù)來源為中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫《區(qū)域經(jīng)濟》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》及各省市歷年統(tǒng)計年鑒。面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢和特征為本文在計量模型中較全面的進行分析提供了可能和良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，1995-2015年期間，共獲得樣本數(shù)據(jù)4557份。

圖4 中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)及演變趨勢

(二)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)趨勢

按照二元反差指數(shù)測度的中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂趨勢如圖4所示，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)在地域上呈現(xiàn)為一種非均衡的狀態(tài)。經(jīng)濟較發(fā)達的東部地區(qū)、經(jīng)濟相對落后的西部地區(qū)以及介于兩者之間的中部地區(qū)呈現(xiàn)出不同的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂水平，其在空間分布上顯示出很強的規(guī)律性。首先，從二元反差指數(shù)絕對值來看，2015年全國二元反差指數(shù)23.62。其中，西部地區(qū)最高(32.7)，中部次之(24.74)，東部最低(13.41)。其次，從收斂幅度看，全國從1995年至2015年年均降幅不到1%，進一步分析區(qū)域差異發(fā)現(xiàn)，東部降幅最高年均降幅為(3.12%)，其次是西部地區(qū)(0.6%)，最低是中部地區(qū)(0.1%)。

(三)農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型現(xiàn)狀及趨勢

如表1所示，1995-2015年間，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度有顯著提升，從1995年的1.77到2015年的2.49，年均提升0.04個單位；其中，戶均人口數(shù)從1995年的3.94到2015年的3.46，年均下降0.02個單位；平均受教育年限從1995年的6.97到2015年的8.62，年均提升0.08年。就區(qū)域分布看，東部農(nóng)村的人口轉(zhuǎn)型強度最高(2.39)，其次是中部(2.08)，最低是西部(1.68)；東部的人力資本積累較豐厚，中部和西部的人力資本積累較弱，西部的平均受教育年限相比東部有近2年的差距；從戶均人口數(shù)看，西部相比東部要多近1個單位的戶均人口，而中部處于兩者之間。

表1 中國農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型狀況及趨勢

注：表中人口轉(zhuǎn)型強度數(shù)據(jù)是根據(jù)農(nóng)村居民平均受教育年限與戶均人口數(shù)比值得出，其中平均受教育年限=不識字或識字很少×0+小學(xué)×6+初中×9+高中或中?！?2+大專及大專以上×16。

(四)農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計性描述

上文的統(tǒng)計性描述分析表明，1995-2015年間，伴隨著農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度的逐步提升，二元反差指數(shù)也穩(wěn)步下降，那么農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂是否存在逆相關(guān)關(guān)系？圖5描述了生育率、人力資本、農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度3個核心人口轉(zhuǎn)型變量與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的關(guān)系。分析可見，無論是散點圖還是擬合曲線，均清晰顯示了隨著農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型的不斷提升，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)逐步趨向收斂。其中，戶均人口數(shù)戶擬合曲線較為平緩，人均受教育年限和農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度擬合曲線較為陡峭。但圖5僅是統(tǒng)計性描述結(jié)果，一方面，它沒有考慮控制變量的作用，所描述的關(guān)系并不精確；另一方面，它并不能給出農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)之間精確的數(shù)量關(guān)系。下文將利用計量分析方法，解決以上兩個問題，進一步剖析農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響。

四、計量分析

(一)計量模型的選擇與變量設(shè)置

若從人的供給角度去分析二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂，可以引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的收斂意味著農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)的趨同，也即由傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)過渡到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。本文主要是基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，擴展并建立了基礎(chǔ)計量模型：

(3)

其中，被解釋變量lnRit表示i省第t年的二元反差指數(shù)，D是核心解釋變量，代表農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型，包括生育率、人力資本、人口轉(zhuǎn)型強度細分變量。X代表系列控制變量，主要包括農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型之外影響二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的物質(zhì)資本、技術(shù)水平等因素。εit是隨機擾動項，i和t分別代表截面維度與時間維度，具體的變量設(shè)置及統(tǒng)計性描述見表2。

圖5 農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂水平的關(guān)系

表2 變量設(shè)置及統(tǒng)計性描述

注：所用軟件為Eviews10.0，下同。

對于文中的模型設(shè)定，需要進一步說明的是，解釋變量的選取主要是根據(jù)經(jīng)典理論及相關(guān)文獻，在模型中通過盡量選取較全面的解釋變量，并且在模型設(shè)立前，已經(jīng)做了變量的相關(guān)性和共線性檢驗，所有解釋變量之間都不存在高度的相關(guān)性與共線性，模型忽略了部分解釋變量之間存在的不太嚴重的相關(guān)性與共線性，防止因遺漏解釋變量而出現(xiàn)估計系數(shù)的嚴重偏誤。對于本文出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，給予了充分關(guān)注，并主要采取了以下方法：(1)代理變量法。如表2所示，對影響二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的一些難以觀察的解釋變量，盡量采取代理變量納入模型，以減少因遺漏變量以及模型設(shè)定偏誤造成的內(nèi)生性問題。(2)面板數(shù)據(jù)法。根據(jù)文中面板數(shù)據(jù)的特征，采用了內(nèi)生解釋變量的滯后變量作為工具變量進行了2SLS回歸，發(fā)現(xiàn)回歸的結(jié)果十分穩(wěn)健，表明計量模型較好的克服了內(nèi)生性問題。在具體的計量模型分析過程中，針對固定效應(yīng)模型(fixed effects model)或隨機效應(yīng)模型(random effects model)的選擇，通過采用Bootstrap進行Hausman檢驗，結(jié)果表明本文采用固定效應(yīng)模型，而且由于數(shù)據(jù)可能存在相關(guān)性，我們采用了聚類穩(wěn)健標準差進行了處理，從而消除異方差和序列相關(guān)等問題的困擾。

(二)實證結(jié)果及分析

基于方程(1)建立2個計量模型(表3)，模型的R值和F值均較顯著，表明文中選擇的解釋變量可以對被解釋變量有較好的解釋力，并且模型的整體的顯著性較強。分析2個模型的回歸結(jié)果可見：

1.就生育率水平看(模型1)，農(nóng)村戶均人口數(shù)的系數(shù)在1%水平上顯著為正，農(nóng)村戶均人口數(shù)每增加1%，二元反差指數(shù)上升1.62 %。該結(jié)論的政策意義是，農(nóng)村居民戶均人口數(shù)的降低即生育率水平的下降，將有助于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的收斂。

2.就人力資本水平看(模型1)，平均受教育年限的系數(shù)在1%水平上顯著為負，該結(jié)論與經(jīng)典的人力資本理論相吻合。其中，平均受教育年限每增加1%，二元反差指數(shù)下降0.68 %。該結(jié)論的政策意義是，提高農(nóng)村居民的平均受教育年限，將有利于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的收斂。

3.就農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度看(模型2)，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度的系數(shù)在10%水平上顯著為負，人口轉(zhuǎn)型強度每增加1%，二元反差指數(shù)下降0.12 %。該結(jié)論蘊含的政策意義是，伴隨著農(nóng)村人口的量質(zhì)轉(zhuǎn)型，二元反差指數(shù)呈現(xiàn)逐步下降趨勢，在此趨勢下，理性的農(nóng)村居民會側(cè)重于人力資本的投資而弱化對人口數(shù)量的追求，從到促使二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)趨向收斂。

4.對于控制變量物質(zhì)資本與技術(shù)水平而言，土地在模型1、2中彈性系數(shù)均為正，表明土地這類傳統(tǒng)物質(zhì)資本對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂不顯著；化肥投入量在模型1、2中彈性系數(shù)均為負且系數(shù)較小，表明化肥投入對二元反差指數(shù)的貢獻較??；農(nóng)業(yè)機械動力在模型1、2中彈性系數(shù)均為負且系數(shù)較小，這并不意味著農(nóng)業(yè)機械動力對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的貢獻為負，而可能是因為土地規(guī)模限制了農(nóng)業(yè)機械的彈性貢獻。

表3 計量回歸結(jié)果

注：(1)括號上面報告的是系數(shù)，括號里報告的是標準誤，下同；(2)*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著，下同。

(三)農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響隨時間和區(qū)域差異改變嗎

對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)來說，隨著農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型的持續(xù)推進，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂效應(yīng)將會越來越大。那么，隨著改革開放的逐步深化，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的效應(yīng)，是否隨著時間演進和區(qū)域差異有所變化？在方程(1)的基礎(chǔ)上，加入農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型與時間、區(qū)域的交叉變量，建立模型3、模型4來進一步分析，回歸結(jié)果見表4。

從時間趨勢看，和基年1996年相比：(1)農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度的系數(shù)在1996-2015年均顯著為負，且絕對值呈不斷遞增趨勢，表明農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型隨著時間的推移對二元反差指數(shù)的逆向影響逐漸強化(模型3)。(2)將農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型解釋變量分解為生育率與人力資本后，我們發(fā)現(xiàn)，無論是農(nóng)村戶均人口數(shù)還是平均受教育年限，兩者系數(shù)都顯著，農(nóng)村戶均人口數(shù)的系數(shù)為正，平均受教育年限的系數(shù)為負，由此可見，一方面，1995-2015年間，隨著時間的推移農(nóng)村戶均人口數(shù)對二元反差指數(shù)的影響在逐漸加深，另一方面，平均受教育年限的增長對二元反差指數(shù)的降低隨時間有不斷強化的趨勢(模型4)。

表4 基于時間趨勢與區(qū)域差異的回歸結(jié)果

就區(qū)域差異看：(1)東中西部的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度的系數(shù)均顯著，無論是中東部地區(qū)，還是西部地區(qū)，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度與二元反差指數(shù)始終是負向關(guān)系，這與我們預(yù)期以及相關(guān)經(jīng)驗研究是一致的(模型3)。20世紀90年代中后期以來，以平均受教育年限與農(nóng)村戶均人口數(shù)之比為表征的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度在我國總體上趨于上升趨勢，這對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換具有很強的推動作用。我們發(fā)現(xiàn)從東中西部三個地區(qū)的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度估計系數(shù)(絕對值)來看，東部的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度系數(shù)(絕對值)明顯大于中西部地區(qū)，說明我國東西部地區(qū)之間二元反差指數(shù)的差別主要還是因為農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度的地區(qū)差距，這也印證了農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型是二元經(jīng)濟收斂為一元經(jīng)濟的關(guān)鍵因素。(2)從生育率與人力資本角度來看，東中西部的農(nóng)村戶均人口數(shù)系數(shù)顯著為正，且東部的生育率水平相比中西部對二元經(jīng)濟的影響較顯著；對于人力資本水平而言，東中西部的平均受教育年限的系數(shù)顯著為負，這表明東部地區(qū)的平均受教育年限對二元經(jīng)濟的收斂促進作用最大，西部最小，中部介于東部和西部之間(模型4)。

五、結(jié)論及政策建議

本文集中探討了農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響，使用中國31個省份1995-2015年21個年度的面板數(shù)據(jù)，將人口轉(zhuǎn)型強度和二元反差指數(shù)指標引入二元經(jīng)濟收斂的實證模型進行研究，深入分析了進入工業(yè)化中期階段以后農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的影響。相關(guān)結(jié)論概括如下：第一，我國進入工業(yè)化中后期的不同地區(qū)間農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型強度與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)之間呈逆向變動關(guān)系，即經(jīng)濟越發(fā)達的東部地區(qū)，其人口轉(zhuǎn)型強度水平越高，二元反差指數(shù)越小，而經(jīng)濟越落后的西部地區(qū)則恰恰相反。第二，我國進入工業(yè)化中后期不同地區(qū)間人力資本水平與生育率之間存在逆向變動趨勢，即東部地區(qū)較高的人力資本水平對應(yīng)其較低的生育率水平；而西部地區(qū)較高的生育率水平則與較低的人力資本水平相聯(lián)系，這是因為人口轉(zhuǎn)型強度是由人力資本水平與戶均人口數(shù)之比構(gòu)成。第三，伴隨著我國進入工業(yè)化中期階段以后，在東中西部的農(nóng)村地區(qū)已基本形成人口量質(zhì)轉(zhuǎn)型的健康發(fā)展狀態(tài)，但是人口轉(zhuǎn)型作為二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的最重要的因素，其作用發(fā)揮在東中西部存在差異，東部地區(qū)的人口轉(zhuǎn)型強度系數(shù)絕度值近乎于西部的5倍，這導(dǎo)致了東部地區(qū)的二元反差指數(shù)接近于西部的一半，地區(qū)之間二元結(jié)構(gòu)存在巨大反差。因此，我們得出與本文預(yù)期相吻合的結(jié)論：在經(jīng)濟發(fā)展進入工業(yè)化中期階段后，農(nóng)村居民主要通過生育率的調(diào)整來持續(xù)改善和優(yōu)化人力資本水平，進而將農(nóng)村人口轉(zhuǎn)型作為二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)收斂的主要因素。

以上結(jié)論表明，在我國經(jīng)濟發(fā)展水平進入到工業(yè)化中后期階段以后，不斷加速二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)向一元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化的政策要點，應(yīng)該主要是滿足農(nóng)村生育水平不斷下降而產(chǎn)生的對人力資本的投資快速增長的需求，進而促使廣大農(nóng)村地區(qū)人力資本的積累率和人力資本的存量水平大幅度提升。具體而言，包括以下三點政策建議。第一，建立健全農(nóng)村人力資本提升的制度環(huán)境，通過給予農(nóng)村地區(qū)傾斜性政策以及不斷加大政府財政投入力度與比重，確保農(nóng)村人力資本存量水平的持續(xù)提升。第二，切實加強對農(nóng)村地區(qū)的教育和培訓(xùn)投入力度，使優(yōu)質(zhì)教育資源不斷向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，對農(nóng)村教育薄弱的義務(wù)教育及高中教育階段加大投入，加強對農(nóng)民工的職業(yè)技能教育，加大扶貧工作中教育扶貧力度。第三，不斷完善和開放農(nóng)村勞動力市場，建立農(nóng)民就業(yè)保障機制，使農(nóng)村勞動力能夠在市場機制下進行定價，進而不斷激發(fā)農(nóng)民向人力資本投資的熱情。

注釋：

① 農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民相比，城鎮(zhèn)農(nóng)村收人比持續(xù)保持在3倍左右。參見程名望,蓋慶恩,Jin Yanhong.人力資本積累與農(nóng)戶收入增長[J]．經(jīng)濟研究,2016(1):168-181.

② 中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不是沿著一條平滑軌道在持續(xù)轉(zhuǎn)化，而是表現(xiàn)出波動、迂回、反復(fù)甚至強化的趨勢。參見高帆.中國各省區(qū)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的同步性：一個實證研究[J]．管理世界,2007(9):27-36.

③ 二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)理論上有三種測度方法，一是比較勞動生產(chǎn)率，二是二元對比系數(shù)，三是二元反差指數(shù)，本文主要用二元反差指數(shù)來對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進行衡量，二元反差指數(shù)是指兩部門產(chǎn)值(或收入)比重與勞動力比重之差的絕對數(shù)的平均值。

④ 傳統(tǒng)的人口轉(zhuǎn)型(demographic transition)作為人口學(xué)概念，它闡述了人口發(fā)展從高出生率、高死亡率和低自然增長率轉(zhuǎn)變?yōu)榈统錾?、低死亡率和低自然增長率的過程(Mason,2005;Lehr,2009)，本文人口轉(zhuǎn)型概念是對傳統(tǒng)人口學(xué)概念的擴展，指人口生產(chǎn)由數(shù)量偏好(高生育率)向質(zhì)量偏好(高人力資本積累率)轉(zhuǎn)變的過程。

⑤ 1960-1999年，總和生育率在拉丁美洲從6驟然跌落至2.7，西歐及西方的旁支國家的總和生育率則下降到了更替生育率水平之下。(World Bank,2001)

⑥ 總和生育率(Total Fertility Rate)表示的是，一名女性在其生命的每個年齡段都達到了特定年齡生育率并且度過了她的整個生育期時該女性應(yīng)該生育的后代的平均數(shù)量。

⑦ 中國農(nóng)村的生育率下降，是計劃生育政策和工業(yè)化、城市化綜合作用的結(jié)果，隨著20世紀90年代市場經(jīng)濟體制在中國的確立和不斷完善，經(jīng)濟社會發(fā)生了深刻變革，特別是市場化、工業(yè)化、城市化得到快速發(fā)展，經(jīng)濟社會因素逐漸替代強制性的計劃生育政策在人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變方面起著主導(dǎo)作用。參見郭劍雄.人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與內(nèi)生農(nóng)業(yè)發(fā)展[M]．北京：科學(xué)出版社，2015：40.

⑧ 數(shù)據(jù)來源為《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》及相應(yīng)年份《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》。

⑨ 數(shù)據(jù)來源為相應(yīng)年份《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

⑩ 本文中，由于部分年份農(nóng)村生育率數(shù)據(jù)缺失，通過農(nóng)村家庭的戶均人口數(shù)從側(cè)面反映農(nóng)村生育率水平。