勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響——基于甘肅省1990～2008年時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

溫小林，莊義慶，傅反生，王敬根，曲直，張玉軍

（江蘇丘陵地區(qū)鎮(zhèn)江農(nóng)業(yè)科學(xué)研究所，江蘇鎮(zhèn)江212400）

農(nóng)村勞動(dòng)力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移在很大程度上促進(jìn)了城市和工業(yè)的發(fā)展，為國(guó)家現(xiàn)代化建設(shè)做出了重大貢獻(xiàn)。然而大量的農(nóng)村青壯勞動(dòng)力背井離鄉(xiāng)、外出打工勢(shì)必會(huì)給當(dāng)?shù)剞r(nóng)村、農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來(lái)很多新問(wèn)題。

因?yàn)槲覈?guó)農(nóng)村人口眾多，所以農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移問(wèn)題早就引起了國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。改革開(kāi)放以來(lái)人們圍繞上述問(wèn)題做了很多有意義的研究，并且產(chǎn)生了一大批優(yōu)秀的科研成果。然而在已經(jīng)產(chǎn)生的這些成果中，規(guī)范性的文章較多，實(shí)證性的少，而且許多觀點(diǎn)是建立在西方的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)之上的。但這些西方的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論一般都有較為嚴(yán)格的條件限制，我國(guó)并不完全符合，這就大大減小了其實(shí)用性。在實(shí)證分析中，目前有關(guān)南方地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的調(diào)查和研究還有一些，但對(duì)中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移的調(diào)查和研究則不多見(jiàn)；對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)選擇性轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)民收入和GDP影響的研究居多，而對(duì)農(nóng)民流出后對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展的影響的研究則比較少。另外，由于勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移下中國(guó)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員受教育水平數(shù)據(jù)的缺失，因此目前國(guó)內(nèi)還沒(méi)有真正的實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)村勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的文章出現(xiàn)。本文將借鑒各種觀點(diǎn)，結(jié)合社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力選擇性流出后對(duì)農(nóng)業(yè)的影響進(jìn)行深入分析，從實(shí)證的角度出發(fā)來(lái)客觀實(shí)際的評(píng)價(jià)勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移對(duì)甘肅農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，從而為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移問(wèn)題的合理解決及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展提供較可行的理論依據(jù)。

一、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)是相對(duì)于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)而言的，它是一個(gè)動(dòng)態(tài)變化的過(guò)程。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的過(guò)程就是由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的過(guò)程。具體來(lái)說(shuō)，現(xiàn)代化過(guò)程中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)應(yīng)該具有以下特點(diǎn)：

1．科學(xué)技術(shù)是轉(zhuǎn)型時(shí)期農(nóng)業(yè)發(fā)展的動(dòng)力源泉；

2．農(nóng)業(yè)生產(chǎn)逐步專(zhuān)業(yè)化、商品化、產(chǎn)業(yè)化是轉(zhuǎn)型時(shí)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要特點(diǎn)；

3．新型農(nóng)民是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的微觀基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的過(guò)程同時(shí)也是一個(gè)傳統(tǒng)農(nóng)民向現(xiàn)代農(nóng)民轉(zhuǎn)型的過(guò)程。

自西奧多·W·舒爾茨于20世紀(jì)60年代提出人力資本理論以來(lái)，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展的作用已日益為人們所重視，人力資本已經(jīng)超越物質(zhì)資料成為生產(chǎn)要素中最具決定性的因素。換句話(huà)說(shuō)，對(duì)于處于轉(zhuǎn)型期的我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展來(lái)說(shuō)，農(nóng)民的知識(shí)、技能、健康等人力資本存量的提高，對(duì)于未來(lái)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)比物質(zhì)資本和勞動(dòng)力資本的增加重要。［1］

新增長(zhǎng)理論的一個(gè)重要貢獻(xiàn)是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中明確考慮技術(shù)進(jìn)步的表現(xiàn)形式。新增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào)研究開(kāi)發(fā)活動(dòng)是技術(shù)進(jìn)步的主要源泉。從農(nóng)業(yè)的增長(zhǎng)和發(fā)展上說(shuō)，農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步和創(chuàng)新則是農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)和發(fā)展的主要源泉。［2］通常，技術(shù)進(jìn)步的直接結(jié)果是導(dǎo)致勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，因此可以把生產(chǎn)率的提高看作是技術(shù)進(jìn)步的直接表現(xiàn)形式之一，技術(shù)進(jìn)步不僅表現(xiàn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，同時(shí)還可以促進(jìn)各種新產(chǎn)品的問(wèn)世，另外也可以使各種產(chǎn)品的質(zhì)量不斷提高。所以，農(nóng)業(yè)技術(shù)的不斷提高，被看做是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力提高的基本途徑。

為了考察農(nóng)村勞動(dòng)力的選擇性轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，這里我們參考賈半森和羅提出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模型（李實(shí)、李文彬，1994）：

其中，Y是產(chǎn)出，C是家庭特征向量，包括勞動(dòng)力受教育程度、年齡、勞動(dòng)力數(shù)量等，X是可變投入向量，包括化肥、機(jī)械設(shè)施等，Z是固定投入向量，包括土地等。［3］

據(jù)此可以估算出農(nóng)村人力資本流失，以及農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的受教育水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。該模型認(rèn)為，農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出是建立在包括勞動(dòng)力自身特征在內(nèi)的一系列變量的基礎(chǔ)之上的。結(jié)合新增長(zhǎng)理論，我們構(gòu)建農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過(guò)程中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型的具體形式如下：

其中，Y是產(chǎn)出，E和N分別是勞動(dòng)力受教育程度和勞動(dòng)力數(shù)量，他們構(gòu)成了農(nóng)村居民家庭勞動(dòng)力的主要特征；F和M 分別代表化肥和機(jī)械設(shè)施的投入，它們成為可變投入向量的代表，K和S分別是農(nóng)林牧漁固定資本投資和耕地面積，他們是固定投入量的代表。

運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對(duì)上式兩端取對(duì)數(shù)，得到模型：

其中，u是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。這里選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值作為因變量，自變量包括農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的平均受教育程度、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的數(shù)量、年末機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量、可耕地面積和固定資本投資。

那么，賈半森和羅提出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)究竟能否反映當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過(guò)程中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征，能夠在多大程度上體現(xiàn)出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的中國(guó)特色。筆者從以下幾方面予以說(shuō)明：

1．函數(shù)最重要的一個(gè)特征是它增加了對(duì)農(nóng)民自身素質(zhì)的考察。更好的考察了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過(guò)程中農(nóng)民自身在其間的作用。把農(nóng)村勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化較好的聯(lián)系起來(lái)了。

2．通過(guò)可變的投入向量來(lái)反映農(nóng)業(yè)技術(shù)的變化，使農(nóng)業(yè)技術(shù)在一定程度上加以量化，從而在簡(jiǎn)化了研究的同時(shí)使研究更加精確。

3．對(duì)引入的變量進(jìn)行分類(lèi)，使其不致過(guò)于繁瑣，簡(jiǎn)化了人們對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的認(rèn)識(shí)。

二、實(shí)證研究

（一）指標(biāo)選取時(shí)間說(shuō)明

改革開(kāi)放以來(lái)，我們國(guó)家逐步在全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)行了家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，這一制度的落實(shí)可以說(shuō)是我國(guó)農(nóng)業(yè)史上具有里程碑意義的變革。［4］在改革之初它對(duì)農(nóng)民收入的影響相當(dāng)大，但是考慮到這一制度的好處在改革后幾年已基本見(jiàn)底，同時(shí)為了簡(jiǎn)化模型，需要一個(gè)相對(duì)平穩(wěn)的農(nóng)民收入變化水平，以便減少對(duì)模型的沖擊。所以實(shí)證研究選用的數(shù)據(jù)從1990年算起。從嚴(yán)格意義上講，我國(guó)規(guī)模性的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移也是從上世紀(jì)90年代社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制確立的時(shí)候開(kāi)始的。［4］

本研究所采用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，均來(lái)自歷年 《甘肅省統(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》、《甘肅省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)》和 《甘肅經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)》，時(shí)間序列上取1990～2008年，為了避免價(jià)格對(duì)研究結(jié)果的影響我們采用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值指數(shù)來(lái)反映各時(shí)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平。（數(shù)據(jù)見(jiàn)附錄）

（二）模型檢驗(yàn)和實(shí)證結(jié)果分析

1．變量間的圖示關(guān)系及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究以Eviews5．1作為分析工具，對(duì)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員受教育水平、機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用折純量等影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的因素與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的對(duì)數(shù)關(guān)系進(jìn)行考察。下圖顯示了1990～2008年以上這些變量間的對(duì)數(shù)關(guān)系。

圖1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)與其影響因素間的對(duì)數(shù)關(guān)系①1．?dāng)?shù)據(jù)來(lái)自歷年甘肅省統(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)年鑒，甘肅省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，甘肅省經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)，并由筆者計(jì)算歸類(lèi)整理而得；（具體數(shù)據(jù)見(jiàn)附錄）2．農(nóng)業(yè)從業(yè)人員受教育水平計(jì)算式公式：［農(nóng)業(yè)從業(yè)人員受教育水平＝ （農(nóng)村勞動(dòng)力受教育水平-轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力受教育水平＊轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力占農(nóng)村勞動(dòng)力比重）／農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占農(nóng)村勞動(dòng)力比重］其中：勞動(dòng)力受教育水平按系數(shù)分別為1、6、9、12、和15．5折算求得；3．農(nóng)林牧從業(yè)人員由農(nóng)村勞動(dòng)力總數(shù)減去轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力而得。

其中，Y、S、N、M、F和E分別代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)、耕地面積、固定資本投資、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)、機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用折純量和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員受教育水平。

參考上述變量間的圖示關(guān)系，建立甘肅省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)如下：

2．協(xié)整分析——數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（1）單位根ADF檢驗(yàn)

ADF的檢驗(yàn)主要有三種形式：有截距項(xiàng)、有截距項(xiàng)并且有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、沒(méi)有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。由于以上各變量和序列皆有明顯的上升趨勢(shì)，應(yīng)采用有截距項(xiàng)并且有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程。對(duì)最佳滯后期的選擇，本文采用AIC和SC準(zhǔn)則，即檢驗(yàn)方程的AIC和SC值最小，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（2）序列的單整檢驗(yàn)

因?yàn)橹挥懈鱾€(gè)變量同階單整時(shí)，它們才有可能存在協(xié)整關(guān)系。由于原序列是非平穩(wěn)的，所以接下來(lái)我們對(duì)原序列的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這里我們采用與前面同樣的方法。檢驗(yàn)結(jié)果如下表。

表2 序列差分后的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

綜上所述，各變量都是一階差分平穩(wěn)序列，即各變量具有同階單整性可以進(jìn)行協(xié)整分析。

3．格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于影響農(nóng)民收入的因素很多，如果直接對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與上述各影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的因素進(jìn)行回歸很可能出現(xiàn)自相關(guān)和異方差問(wèn)題，這也是我們?yōu)槭裁床捎秒p對(duì)數(shù)模型的原因。本文運(yùn)用Eviews5．1對(duì)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員受教育水平、機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用折純量與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)進(jìn)行了Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)顯著性水平為5%，滯后階數(shù)為1時(shí)，農(nóng)林牧漁建設(shè)性投資 （Ln K）和機(jī)械總動(dòng)力（Ln M）是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（LnY）的格蘭杰原因。而其他幾個(gè)因素與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的因果關(guān)系不明顯。當(dāng)滯后階數(shù)為2、3時(shí)，在10%的顯著性水平上農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與化肥使用折純量互為格蘭杰原因。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與其他幾個(gè)影響因素的因果關(guān)系則不明顯。當(dāng)滯后階數(shù)為4時(shí)，在較低的顯著性水平上農(nóng)民受教育水平 （LnE）成為了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值 （LnY）的格蘭杰原因。①當(dāng)然這是為了我們后面模型研究的必要，所以把從業(yè)人員的受教育水平加進(jìn)來(lái)還是有必要的。另外，不管滯后幾階，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的規(guī)模和耕地面積不存在顯著的因果關(guān)系。

4．各變量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)間的協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)前述分析來(lái)看，農(nóng)民受教育水平 （LnC）以及其他影響因素與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間存在格蘭杰原因，所以，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)與其影響因素的關(guān)系可以確立。接下來(lái)我們將用E-G兩步法對(duì)模型作進(jìn)一步的分析：首先是用OLS法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整回歸，其次是用ADF法對(duì)回歸方程殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

表3 OLS回歸結(jié)果

這里我們僅就最后一個(gè)模型作進(jìn)一步的說(shuō)明。因?yàn)槟Ｐ椭械腄W值比較接近2，所以可以認(rèn)為不存在自相關(guān)，同時(shí)模型的擬合度也較高，雖然從總體上看模型參數(shù)的顯著性水平比較低。但是基于研究目的的考慮，這里我們暫且把教育水平和化肥使用量等影響因素列入回歸方程中。殘差序列e平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如下。

表4 模型3中殘差項(xiàng)e的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，回歸方程殘差序列 （滯后期為0）是平穩(wěn)序列。所以，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)與包括農(nóng)民受教育在內(nèi)的諸多變量存在協(xié)整關(guān)系，即他們之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）結(jié)論

模型進(jìn)一步證實(shí)了固定資本投資和非人力資本偏態(tài)技術(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極的促進(jìn)作用。農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的數(shù)量和文化程度對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用還不顯著。這說(shuō)明家庭特征向量并不能解釋過(guò)去二十年甘肅農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所取得的進(jìn)步。同樣農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資在促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用也未能在模型中表現(xiàn)出來(lái)。這可能是因?yàn)楦拭C省較低的農(nóng)業(yè)資本積累 （農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資）和較低的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平所致。

模型3中農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的受教育水平指數(shù)的彈性為負(fù)，可能的解釋或原因有：1．對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起著關(guān)鍵作用的非人力資本偏態(tài)技術(shù)對(duì)農(nóng)村人力資本的提高并不敏感；［5］2．教育的 “投資—收益”周期較長(zhǎng)，也就是說(shuō)教育外溢作用的傳導(dǎo)機(jī)制較長(zhǎng)，這使得在短期內(nèi)教育與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出二者之間的關(guān)系不能很好的體現(xiàn)；［6］3．我國(guó)農(nóng)村的非農(nóng)化教育傾向本身很難作用于農(nóng)村的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。［7］

四、結(jié)論

二十多年的農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移一方面為城市的發(fā)展起到了舉足輕重的作用，另一方面也已成為促進(jìn)農(nóng)民增收的一條不可或缺的主要途徑。［8］更重要的是在這種有明顯選擇性特征的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的背景下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非但沒(méi)有被拖累，反而取得了極大的進(jìn)步，糧食生產(chǎn)更是屢創(chuàng)新高。這說(shuō)明過(guò)去二十多年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的政策是正確的。然而隨著化肥、農(nóng)藥等非人力資本偏態(tài)技術(shù)應(yīng)用對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)的好處已經(jīng)耗盡，機(jī)械化、積水灌溉技術(shù)等人力資本偏態(tài)技術(shù)即將成為未來(lái)一個(gè)時(shí)期促進(jìn)農(nóng)業(yè)大發(fā)展的主要技術(shù)手段。［9］這就需要我們?cè)诳嗑殐?nèi)功提高農(nóng)業(yè)從業(yè)人員素質(zhì)的同時(shí)防止高素質(zhì)人才不必要的轉(zhuǎn)移，以防阻滯農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展。

［1］杰拉爾德．M．梅爾．經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前沿問(wèn)題［M］．上海：上海人民出版社，2004：251．

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［3］李實(shí)，李文彬．中國(guó)教育投資的個(gè)人收益率的估計(jì) ［J］．載趙人偉、基斯·格里芬：中國(guó)居民收入分配研究 ［M］．中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，1994．

［4］郭劍雄．人口偏好轉(zhuǎn)變下的農(nóng)業(yè)發(fā)展［M］．北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2010：123，67．

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