貧困地區農戶家庭勞動力稟賦與生產經營決策

馬九杰 曾雅婷 吳本健

(中國人民大學農業與農村發展學院，北京 100872)

自20世紀80年代起，家庭聯產承包責任制在我國農村廣泛確立，農戶作為農業生產中最基本的活動單元逐漸擁有了獨立決策的權力。農戶可以自主合理配置家庭生產要素進行農業生產，參與市場活動并追求家庭整體的效用最大化。對于農戶家庭來說，效用最大化主要體現在兩個方面:一是滿足家庭成員的消費需求;二是增加家庭的現金收入。隨著市場化改革的深入、種植業結構調整、土地流轉的推進，農戶家庭會根據市場需求調整其勞動力的配置，以求獲得效用最大化，勞動力資源稟賦差異帶來的農戶家庭行為決策的差異越來越顯著。首先，非同質的農村勞動力在農業生產活動參與程度上存在明顯差異;其次，農戶家庭的勞動力資源稟賦不同，參與農業生產時做出的農業生產決策也不同。目前，對農戶家庭勞動力資源稟賦的研究主要集中在兩個方面:一是微觀角度，延續了A·恰亞諾夫(chayanov)［1］的分析思路，主要從勞動力數量的角度探討家庭勞動力資源稟賦的差異，其會導致家庭生產經營決策中農作物品種選擇、農作物生產方式等資源配置方面的差異［2－4］，從而進一步影響到農戶的總收益［5］;二是宏觀角度，是對西奧多.W.舒爾茨人力資本理論的進一步深化，大多關注人力資源稟賦與區域經濟增長的關系［6－9］。以前研究從人力資源稟賦角度在一定程度上解釋了農戶生產經營結構現狀及農村經濟發展現狀的內在機理，但存在兩個問題:①以前的研究將農戶家庭內部的勞動力看作是同質性的，但實際上農戶家庭內部人力資源稟賦存在顯著差異，在貧困地區表現的尤為明顯(家庭內部成員受教育程度存在著明顯的差異);②從數量或者質量單維的角度來考察勞動力資源稟賦，在傳統農業生產中勞動力數量和質量可以相互替代，但如果在家庭經營決策中增加外出務工的選擇，勞動力的替代效應則不明顯(教育程度高的人外出概率較高)。這兩個問題的解決還需要更為細致的研究。

具體而言，農戶家庭勞動力資源稟賦的提高一方面可能會導致高質量的(教育水平較高的)勞動力流出［10］，從而使得勞動力數量的減少以及平均質量的降低，進一步可能會降低家庭農業生產水平;另一方面，如果勞動力市場不完備，勞動力稟賦的提高可能會使得農戶家庭農業生產率提高，從而可能提高家庭農業生產水平。目前，在貧困的農村地區，異質性較強的農戶家庭內部勞動力稟賦到底會對其生產經營決策產生怎樣的影響?本文試圖對這一問題進行探討和回答。

1 理論框架

1.1 農戶生產經營決策的基本分析框架

勞動力稟賦對家庭生產經營決策的影響主要是通過要素配置和要素替代來實現的。在古典經濟學框架下［1－11］，無論是對勞動力數量還是勞動力質量的討論，都是效用最大化目標下的生產要素的合理配置，而正是生產要素的差異(如勞動力數量和質量的差異)影響到其配置決策。生產要素主要分為三類，包括勞動力、資金、土地(短期內設定技術不變)。一般而言，農戶在制定生產決策時會受到內部的資源稟賦與外部的環境因素共同影響(見圖1)。

圖1 農戶經營決策基本分析框架圖Fig.1 Peasants’operating decisions:basic analytic framework

其中，內部資源稟賦包括農戶家庭勞動力(H)、資金(K)、土地(N)、技術(其中技術選擇又受到勞動力、資金、土地等資源的影響)等;外部環境主要包括市場化發育程度與政府政策調節兩大方面。農戶家庭會在既定的市場與政策環境下，根據家庭的資本要素存量(Kt)、本期可使用的勞動力要素(Ht)與土地要素(Nt)制定當期的家庭經營決策。而家庭經營決策主要可以分為兩大類，即:非農生產與農業生產，其中非農生產包括農戶自己開辦的自營工商業與被雇傭于農業以外的非農產業;農業生產主要包括自給自足型的傳統農業和市場導向型的現代化農業。本研究中將重點關注農戶家庭勞動力稟賦對農業生產經營決策(即虛線方框中的部分)的影響以及勞動力在不同類型生產中的配置結構。

1.2 勞動力稟賦差異與農戶家庭經營決策的關系模型

本文從勞動力數量與勞動力質量兩方面來討論農戶家庭勞動力稟賦對農戶生產決策的影響。所說的農戶家庭勞動力數量是指農戶家庭中16－65歲不再進行全日制學習的人。從勞動力數量方面來說，當農戶家庭勞動力總數較多且存在勞動力市場需求時，為了增加家庭收入、改善家庭經濟水平，戶主在與其他家庭成員商量后會做出派人外出務工的決定，但農業仍為農戶家庭生活提供基本生活保障。因此在當地市場發展水平較落后的情況下，勞動力外出務工往往是在保證農戶家庭農業生產的前提下發生的，而在家庭承包經營制度下，農戶家庭勞動力數量越多，農田也越多，農業生產總值自然也越高。本文用勞動力人口的受教育年限來表征勞動力質量。從勞動力質量方面來說，隨著勞動力質量的提高，在工業部門獲得工作及高工資的可能性越大，這些人預期的城鄉收入差距也越大，越愿意向城市遷移。忻海平、任淑華、徐凌［12］通過調研證實教育每增加一年，農民到工業部門工作的機會增加2.2%，收入增加12%。即農戶受教育水平越高，從事農業生產的概率越小。但如果受教育水平較高的勞動力從事農業生產，其因具備更強的學習能力與資源配置能力，農業生產經營收益也更高［13］。基于以上分析，本文參照柯布－道格拉斯(CD)生產函數模型，構建了農戶農業生產函數，表示如下:

其中，Y為農業產出，K，H，N分別表示資本、勞動力、土地，A表示技術水平。

關于勞動力資源稟賦的測量，Barro和Lee［14］提出了用人們所受的教育年限對人力資本進行估算。其主要想法是:受教育年限不同的人具有不同的人力資本，受教育年限的多少反映了人力資本水平的高低。本文中勞動力稟賦包括勞動力數量和質量兩個方面，因此，用如下的(2)式表示農戶家庭的綜合勞動力稟賦:

其中:hi、Edu、Lab分別是該戶家庭中勞動者的人均人力資本、受教育水平(表示勞動力質量)和勞動力數量，H為農戶家庭的勞動力稟賦總量。由于受教育水平提升后，勞動效率會提高。因而，家庭勞動力稟賦H實際上是根據勞動力質量進行調整、折合的有效勞動力數量，Edu為表征受教育水平的勞動力質量調整系數。

如果農戶家庭勞動力全部參與農業生產，那么，將(2)、(3)帶入(1)式中，得到如(4)式所示的生產函數:

但是，由于受教育水平提升，農民到工業部門工作的機會增加。因此，農戶勞動力質量越高，參與農業生產的可能性越低，因此，農戶并不是將所有勞動力都配置到農業生產中。假設勞動力參與農業生產的可能性(Pa(lab))與勞動力質量(Edu)之間呈線性負相關，關系式表達如(5)式所示:

其中，ε為受教育水平對勞動力農業參與的影響系數，且 ε×Edu≤ 1。

當農戶家庭中只有一定比例的勞動力參與農業生產時，其農業生產函數可用(6)式表示(即(5)式帶入(4)式所得):

對(6)式兩邊取對數，得到(7)式

將(7)式對教育水平(Edu)求導，可得到教育水平變化對農業產出的邊際影響，如(8)式:

當(8)等于0時，即可求得在農業配置勞動力的最適宜教育水平(此時，農業產出最大)。

如(9)式所示，農業產出(對數)對教育水平導數即(8)式為0的兩個解都為正:

根據以上討論，可以用圖2來描繪勞動力質量與農戶農業生產總收入的關系。

圖2中左圖描繪的是受教育水平變化對農業產出(對數)的邊際影響，即隨著受教育水平提升的邊際產出動態變化曲線。隨著受教育水平提高，邊際產出先下降，到達低谷后，再上升。與橫軸有兩個交點。也就是說，在教育水平較低時，受教育水平的邊際產出大于零，因教育水平提升而擴展的勞動力稟賦投向農業，會引發農業總產出的增加。但達到Edu1后，受教育水平的邊際產出小于零，此時，農戶不會將勞動力稟賦投向農業，而可能選擇外出務工，從而農業產出可能減少。直到Edu2，可能伴隨著農業經營方式的轉變(傳統農業向現代農業轉型)，受教育水平變化的農業邊際產出變得大于零。此時，農戶會將擴展的勞動力稟賦投向商品化、高附加值農業，以增收。

圖2 勞動力質量與農戶生產決策、農業收入的關系示意圖Fig.2 Workforce quality and the peasant household production decision making

圖2的右圖描繪的是教育擴展的勞動力稟賦與農業產出的關系，是一個橫向反“S”形曲線。但由于Edu1取值較小(小于1，如式(11)所示)，因此右圖O－Edu1段并不明顯，因此，勞動力質量與農業生產總產出之間的關系曲線基本上可以看成正“U”形。

圖2的現實含義是:當勞動力質量過低時，其在非農行業中獲得工作的機會太小，勞動力無法實現轉移，所有勞動力都會投入到有限的農業生產中，農戶家庭農業生產總值比較高，此類農戶家庭在農業生產中，用勞動力這一相對過剩要素代替資金等相對稀缺的要素;但隨著勞動力質量的提高，其在非農行業中獲得工作的機會有所提高，且非農行業的收入往往高于農業，因此勞動力從農業向非農行業轉移，由于過密化生產的勞動力邊際產出雖然很低但并不為零，因此出現隨著勞動力質量提高農戶家庭農業生產總值減少的現象;但隨著勞動力質量的進一步提升，其在非農行業獲得工作的機會、收益水平都會提高，因此他們一方面可能會通過向家庭匯回收益以緩解勞動力要素的極度短缺實現資本替代勞動;另一方面隨著農業產業化的發展，部分高質量勞動力會從事高收益的農業生產，這就導致了當勞動力質量超過一定范圍后，隨著勞動力質量的提升，農戶家庭農業總收入不斷提高現象的出現。

1.3 勞動力稟賦差異對農戶經營決策的研究假說

根據上文中的理論分析，提出下面四個假說:

(1)農戶家庭勞動力數量與其農業總收入呈正相關。由于農戶家庭勞動力數量越多，農業生產投入越多，因此，農業總收入越高。

(2)農戶勞動力質量與其農業總收入呈“U”形關系。即:隨著農戶家庭勞動力總體質量的提高，農業收入減少(由于農業勞動力大量外流)，但當勞動力質量的進一步提高，農業總收入將隨著增加(由于勞動力質量的提高有利于農業生產水平的提升)。

(3)勞動力數量與農戶家庭農業收入占總收入的比重呈負相關。由于農戶家庭勞動力數量越多，勞動力流出的可能性越大，非農收入增加越快，而非農產業工資率一般高于農業，因此，從事非農生產的人數越多，農業生產所占比重越低。

(4)農戶勞動力質量與農戶家庭農業收入占總收入的比重呈負相關。由于農戶家庭勞動力質量越高，勞動力外出的收益預期越高，農戶的外出意愿、務工時間、收入也會增加，農業收入在家庭收入中比重減少。

2 數據來源及變量描述

2.1 數據來源

本文實證分析的數據來源于2012年對武陵山區的湖北建始縣和重慶黔江區的實地調查。首先，從全國11個連片特困地區中選取了較具代表性的武陵山區的湖北建始和重慶黔江作為樣本縣(區);其次，從2個樣本縣(區)中用系統抽樣辦法各隨機抽取4個鄉鎮，共8個樣本鄉鎮;再從每個樣本鄉鎮中隨機抽取3個村，共24個樣本村;再從每個樣本村中隨機抽20戶農戶，作為調研對象①在實際調查過程中，根據課題組的研究興趣可能會增加樣本，但是不會改變原來的抽樣方案。。然后派員進行問卷調查，共獲取有效問卷485份。調查內容涵蓋了農戶的就業、住宅、農地、種植業生產、作物產出銷售、收入、消費、借貸等各個方面。由于問卷中存在勞動力、農業生產這兩方面數據缺失的情況，本文選取了其中信息較為完整的446家農戶作為研究對象②需要說明的是，由于確實有農戶不從事農業生產，回訪也無法獲取數據。所以這一部分數據(39戶)只好放棄，這在一定程度上會影響估計結果。。在樣本篩選過程中我們遵循以下原則:①剔除信息填寫明顯存在大量錯誤及數據大量缺失的農戶;②本研究主題為農戶家庭行為決策，其側重點為農業生產，因此剔除農業生產總值為零的農戶;③剔除土地經營面積、資本總量為零的農戶。以確保在計量過程中數據可以被進一步處理。關于數據，本文使用了Stata10.0進行數據處理與分析。

2.2 變量選擇與描述

從上文中的理論分析可以看出，本文將根據分析框架設立兩個模型，模型一中考察農戶家庭農業生產總產值，模型二中考察農戶家庭農業生產總產值占年總收入比重。而在兩個模型中，包括被解釋變量、解釋變量、控制變量與虛擬變量，有關變量的說明與描述性統計分析詳見表1。

從表1中可以看出，農戶家庭農業年生產總值(P)的平均值為23270.44，標準差為26482.50，農戶農業年生產總收入差別較大。農業生產總值占家庭總收入比值(R)的平均值為0.43，說明當地農戶一半以上的收入來源于非農生產。當生產規模有限時，農戶家庭生產中幾乎不存在長期雇工的情況，勞動力一般即為家庭內部勞動力(lab)，均值為3.18。農戶家庭勞動力的平均受教育年限(Edu)均值為7.05，說明在我國貧困地區農村也基本實現了義務教育。農戶家庭資本存量(K)、土地資本存量(N)、農戶擁有的社會資本(S)、農戶家庭地理位置(D)的平均值與標準差都說明了在大樣本的情況下，數據的分布廣泛，農戶擁有的資源稟賦差異較大，本研究將會有相當強的代表性。調研的農戶家庭所在地(A1)，湖北建始為1，重慶黔江為0，平均數為0.54，說明兩地調研農戶差別較小，并以這一變量控制由于兩地市場發展水平、政策差異對農戶家庭經營決策帶來的影響。

表1 變量的描述性統計Tab.1 Descriptive statistics of variables

3 實證模型設定與結果分析

3.1 模型設定

結合理論分析中基于柯布－道格拉斯擴展生產函數農戶農業生產函數模型，提出以下兩組多元線性回歸模型:

第一組模型(模型M1－M4)的形式如下:

其中第一組模型(模型M1－M4)主要分析農戶家庭農業總收入的影響因素，第二組模型(模型M5－M7)則重點分析農戶家庭農業收入占總收入比重的影響因素。

3.2 估計結果及分析

對兩組模型進行回歸分析后，得到的結果見表2。

表2 模型的回歸結果Tab.2 Regression results of model

3.2.1 勞動力資源稟賦對農戶家庭生產經營決策的影響

(1)對農戶家庭農業總收入的影響。在第一組模型中，農戶家庭勞動力數量對農戶家庭農業年生產總值的影響都是正向顯著的，且M2在1%的水平上顯著、M1和M3在5%的水平上顯著、M4在10%的水平上顯著。這表明農戶家庭勞動力數量越多，農業總產值越高，這驗證了本文假說一。而在M3和M4中，勞動力質量的平方(二次項)對農戶家庭農業年生產總值的影響在5%的水平上正向顯著，同時勞動力質量對農戶家庭農業年生產總值的影響在5%的水平上正向顯著。這表明，農戶家庭勞動力質量(EDU)與農業總產值之間呈正“U”形關系，農戶家庭勞動力平均受教育年限在［0，7.18］的區間內，隨著勞動力質量提升，農戶家庭農業生產總收入下降;而隨著勞動力質量的進一步增加，農戶家庭勞動力平均受教育年限在［7.18，13.5］的區間內，隨著勞動力質量的進一步增加，農戶的農業總收入會上升，這與本文的假說二是一致的。

更進一步，可以綜合考慮模型2、模型3和模型4中勞動力數量和質量兩個變量的系數，以勞動力質量為x軸，以勞動力數量為y軸，以農業產值為z軸，形象地畫出勞動力資源稟賦數量和質量兩個維度與農業生產總值的三維關系模擬圖(見圖3)。

圖3 勞動力稟賦的數量維度、質量維度與農戶家庭年農業生產總值關系三維模擬圖Fig.3 Labor endowments－ peasant household annual gross agricultural production simulation

由圖3可以看出:農戶家庭勞動力稟賦的數量、質量維度與農戶家庭年農業生產總值間呈現“瓦形”關系，此圖形象地展示了本文的假說一與假說二。通過該圖，可以對貧困地區的勞動力稟賦與農業生產決策之間的關系有直觀全面的認識。在目前的城鄉二元結構和市場環境下，農民在城市處于“落地未生根”的生存狀態，為了保障基本生存，農戶一般不會將農田完全拋棄，而勞動力質量——受教育水平則是影響農戶是否離鄉的重要因素。當家庭勞動力質量較差時，勞動力外出務工能夠獲得工作機會的可能較小，因此農戶可能全部從事農業生產，存在“過密化生產”［15］的情況，這是邊際產出很小但大于零，因此農戶家庭農業生產總值較大;當勞動力質量不斷提高，農戶外出的可能性不斷提高，從事農業生產的勞動力數量也會隨之下降，因此表現為:勞動力質量的提升，農戶農業生產總收益下降;而隨著農戶勞動力水平的進一步提高，農戶資源配置能力提高、技術掌握能力增強，從事農業生產的收益率大大提升，且外出務工的勞動力實現資本積累，會將部分資金、技術等投入到家庭農業生產之中，因此會表現為農戶的農業生產總值的再次提高。關于勞動力數量的影響是很顯然的。在貧困地區以家庭自耕種為主的情況下，家庭勞動力數量越多，家庭中可能從事農業生產的勞動力也越多，農業總產值也越高。

(2)勞動力資源稟賦對農業生產總值占農戶家庭總收入的比重的影響。從表2中可以看出，在M5、M6和M7中，農戶家庭勞動力數量對農業生產總值占農戶家庭總收入的比重的影響都在1%的水平上負向顯著，這表明農戶家庭勞動力數量越多，農業總產值占總收入比例越低，這一結果驗證了本文的假說三。目前雖然依然存在明顯的城鄉二元經濟結構，但一體化的勞動力市場基本形成，當農戶家庭人數超過一定量(家庭農業生產所必需勞動力數量)就會出現勞動力轉移，且非農產業收益一般比農業收益率要高，因此農戶家庭勞動力數量越多，外出務工的勞動力也越多，非農收入比重也越高。

從表2還可以看出，農戶家庭勞動力質量(Edu)與農業總產值占總收入比例之間呈負相關的關系，這主要是因為勞動力質量越高，外出務工的可能性越大，獲得較高工資的可能性也越大，這一結果驗證了本文的假說四。由此可見，農戶勞動力質量不斷提高的情況下，不僅可以大幅增加農業收入，非農收入也將迅速提高。

3.2.2 控制變量對農戶家庭經營決策的影響

從農戶家庭農業總收入來說，分析框架中的資本存量、土地存量、社會資本量、地區發展差異等變量在統計上均顯著。這說明農業年總產值與家庭資本擁有量之間成正向關系，家庭資本越多，農業總產量出越高;家庭土地經營面積與農業年總產值之間成正向關系，一方面說明當地農業生產主要為種植業;模型3、模型4中土地變量的系數表明了土地要素在農業生產中的重要性;社會資本與農業年總產值之間成正向關系，農戶社會資本有利于農戶農業生產、銷售信息的獲取等，因此農戶家庭社會資本的增加有利于農戶家庭農業總收入的提高;地區發展差異變量的系數為正，說明建始地區的農業生產總值更高、農戶的農業參與程度更高，這與調研中觀察到的現實情況相符合。

從農戶家庭農業收入占總收入比重來看，從模型中各控制變量的回歸系數來看，雖然資本存量(LN(K))的回歸效果并不非常顯著，但系數為負說明資本存量越高的家庭農業生產比率越低;農業總產值占總收入比例與農戶家庭土地經營面積(LN(N))變量的回歸系數為正，且在1%的水平上顯著，農業生產參與程度與家庭土地經營面積之間成正向關系，即家庭土地越多，農戶參與農業生產程度越高;社會資本(S)、農戶家庭地理位置(D)與農業年生產總值之間回歸效果不顯著。對地區變量的回歸效果顯著，說明兩地農戶家庭農業生產參與程度存在著明顯差異，系數為正，說明建始地區的農業生產收入在總收入中占的比例更高。

4 結論、政策含義與討論

4.1 主要結論

本文基于CD函數，構建了勞動力資源稟賦對農戶家庭經營決策的影響模型，分析農戶家庭勞動力數量和質量與農業產出、農業收入在家庭收入中占比的關系，并利用多元線性、非線性模型對武陵山地區的實地調研數據進行實證分析。根據分析得出以下結論:

我國貧困地區農戶的農業生產總收入主要受農戶家庭勞動力資源稟賦(勞動力數量與勞動力平均受教育水平)、資產存量、農戶經營土地面積、農戶擁有社會資本存量以及區域經濟發展水平的顯著影響;農業生產總值占農戶家庭總收入的比重受農戶家庭勞動力數量、勞動力平均受教育水平、農戶經營土地面積以及區域經濟發展水平的顯著影響。農戶在從事農業生產中，需要對家庭所有勞動力、資產、土地、社會資本、市場條件等方面綜合考慮做出農業生產決策，而在從事非農生產中，農戶更多地考慮家庭的勞動力資源稟賦及市場發展水平、國家政策等因素。

貧困地區農戶家庭的勞動力稟賦與農戶家庭在農業上勞動投放以及農業產出之間呈現非線性關系。具體而言，農戶家庭勞動力數量越多，勞動力質量越高，家庭總收入就越高。而在農業生產方面，農戶家庭勞動力數量越多，可能從事農業生產和非農生產的勞動力數量也充足，農業總產值也越高，但農業總產值占家庭總收入比重會下降;農戶家庭勞動力的平均質量越高，農戶從事非農工作的收入預期越高，勞動力的外出務工的可能性也越高，但與此同時，其從事農業生產的收益率也會上升，因此勞動力質量與農戶農業生產總值呈正“U”形關系，而與農業總產值占家庭總收入比重呈負相關。因此，在貧困地區，包含勞動力數量和質量兩個維度的農戶家庭勞動力稟賦變量與農戶家庭農業年生產總值之間呈現“瓦型”關系。

4.2 政策含義與討論

本研究的結果對新農村建設、農村產業結構調整和現代農業發展政策改革具有重要參考價值。在新農村建設、農村產業結構調整和發展現代農業過程中，應該一方面繼續實行農業生產的補貼政策，增加農業比較收益，激勵農戶將更多的勞動力稟賦投放到農業;另一方面要激勵農戶家庭提升農業勞動力尤其是在家務農勞動力的質量。這在一定程度上與西奧多·W·舒爾茨的人力資本理論是一致的。但更進一步的是，對目前留守勞動力的人力資本投資更為重要。未來我國農業和農村經濟能否獲得持續、穩定的發展，也正取決于是否有知識型青年農民加入農業生產領域。因此，需要加強農業人力資本投入，尤其是對留守勞動力的人力資本投資。一方面有利于降低農戶家庭內部勞動力質量的異質性程度，提高家庭勞動力總體的邊際產出;另一方面有利于農村地區要素的優化配置。這對我國未來農業與農村發展意義重大。貧困地區留守農業勞動力的人力資本投資效率和農村非農業勞動力的人力資本投資效率的比較，以及大樣本面板數據的獲取，將成為本研究進一步改進方向。

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