農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率影響因素的實(shí)證分析

摘要：利用1990-2010年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，就農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果顯示，農(nóng)村勞動(dòng)市場(chǎng)化程度對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率有顯著的正向影響，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度每提高1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率相應(yīng)提高6.05%，且該影響作用存在省際地域差異，東、中、西部依次增大，說(shuō)明落后地區(qū)的農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村勞動(dòng)力；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率；實(shí)證分析

中圖分類號(hào)：F323.22 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：0439-8114（2013）21-5374-04

Empirical Analysis of the Impact Factor of Agricultural Labor Productivity

——Based on the Inter-provincial Panel Data

DENG Ruo-bing1，2，XIA Qing-li2，HU Ji-liang1

（1.College of Economics and Management， Central China Normal University， Wuhan 430079， China；

2. School of Business， Huanggang Normal University， Huanggang 438000， Hubei， China）

Abstract： This paper aims to study the impact factor of the agricultural labor productivity， using the panel data of 30 provinces from 1990 to 2010 to make an empirical research. The result shows that the marketization of agricultural labor force has a positive impact on the agricultural labor productivity. If the marketization of agricultural labor force increases by 1% the agricultural labor productivity will increase by 6.05%. The impact also has regional differences， namely， the impact grows in the sequence of eastern， central and western regions， which shows that the marketization of agricultural labor force plays a greater role in promoting the agricultural labor productivity in backward areas.

Key words： agricultural labor force； agricultural labor productivity； empirical analysis

目前，我國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)效率低下，農(nóng)業(yè)GDP占比處于下降趨勢(shì)。2010年農(nóng)業(yè)GDP為36 941億元，農(nóng)民年人均可支配收入5 919元，僅相當(dāng)于同期城鎮(zhèn)居民可支配收入的31%，農(nóng)田無(wú)人耕種現(xiàn)象日趨嚴(yán)重，留守農(nóng)村的多為婦女、兒童和老人。因此，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，縮小城鄉(xiāng)收入差距，解決“未來(lái)無(wú)人種田”問(wèn)題是當(dāng)務(wù)之急，也是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的一項(xiàng)長(zhǎng)期任務(wù)。

Lewis[1]認(rèn)為農(nóng)業(yè)中存在著邊際生產(chǎn)率為零的剩余勞動(dòng)力，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的非農(nóng)化能夠提高農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，促使城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)逐步消減。周英[2]也認(rèn)為提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的有效途徑是轉(zhuǎn)移更多的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力。薛國(guó)琴[3]認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高是一種相互促進(jìn)、相互影響的關(guān)系。陳來(lái)等[4]對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的趨同性進(jìn)行了研究，認(rèn)為必須通過(guò)加大投資、進(jìn)行制度創(chuàng)新、發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)等措施來(lái)縮小區(qū)域農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率差距。還有一些學(xué)者從促進(jìn)農(nóng)民增收的角度入手，認(rèn)為除了增加對(duì)農(nóng)村居民的人力資本投資外，促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力參與市場(chǎng)化進(jìn)程也十分重要[5，6]。

已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的研究大多聚焦于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。本研究將從農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、化肥使用強(qiáng)度、復(fù)種指數(shù)等角度，研究農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響因素，并分析東、中、西部3個(gè)區(qū)域勞動(dòng)生產(chǎn)率影響因素的差異。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量處理和描述性統(tǒng)計(jì)

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源和變量處理

本研究收集了30個(gè)省份1990-2010年的面板數(shù)據(jù)（由于重慶市數(shù)據(jù)不全，因此剔除了該市）。由于不同地區(qū)地理區(qū)位及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，本研究參考國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界廣泛選擇的省份區(qū)域劃分法，將我國(guó)30個(gè)省份劃分為東部、中部、西部3個(gè)區(qū)域。東部地區(qū)包括遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南等11個(gè)省（市），中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南，吉林，黑龍江等8個(gè)省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、貴州、云南、西藏、廣西等11個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)）。本研究的數(shù)據(jù)取自歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各個(gè)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。

本研究的變量主要有3類：被解釋變量、解釋變量和控制變量。

1）被解釋變量。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率是用第一產(chǎn)業(yè)GDP與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比值測(cè)度。

2）解釋變量。農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度借鑒程國(guó)強(qiáng)[7]的研究方法，用農(nóng)村社會(huì)總產(chǎn)值中非種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)的產(chǎn)值比重表示。

3）控制變量。主要包括農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、化肥施用率、復(fù)種指數(shù)等[8]。本研究將這些變量作為控制變量，以取得無(wú)偏的參數(shù)估計(jì)。

4）虛擬變量。由于東、中、西部地區(qū)發(fā)展水平不同，引進(jìn)虛擬變量。

變量的計(jì)算方法見(jiàn)表1。

1.2 數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

1）東、中、西部地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2所示。為消除通貨膨脹的影響，以1990年為基期進(jìn)行了平滑。從全國(guó)范圍來(lái)看，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平均值較低，且最大值和最小值分別為0.66和0.22，差距較大；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率水平總體也不高，且最大值是最小值的27倍之多，差距十分大。從東、中、西部的數(shù)據(jù)對(duì)比可以看出，兩變量均成下降趨勢(shì)，但農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化差距沒(méi)有農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率差距顯著，且中、西部差距較小。

2）農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化率和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的變化軌跡如圖1所示。1990-2010年，兩變量都呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率在2002年以前處于穩(wěn)步上升階段，2002年以后上升速度逐步加快，可能的原因是得益于中央和地方政府對(duì)于“三農(nóng)”問(wèn)題的重視，特別是近幾年實(shí)施的一些惠農(nóng)政策。農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平呈現(xiàn)波浪式前進(jìn)，在2002年之前，整體呈上升趨勢(shì)，其后至2008年相對(duì)平穩(wěn)，而在近兩年有所下降。

2 實(shí)證分析

2.1 模型設(shè)定

本研究主要采取面板數(shù)據(jù)模型分析農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)。為了減小數(shù)據(jù)的波動(dòng)性與異方差，對(duì)有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理?；灸Ｐ偷脑O(shè)定如下：

lnyit=α+βxit+γzit+μit （1）

式（1）中，i表示省，t表示年。lny為模型的被解釋變量，代表農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。x是我們重點(diǎn)關(guān)注的解釋變量，代表農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平。Z是一組控制變量，包括農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的對(duì)數(shù)（lnz1）、化肥施用率的對(duì)數(shù)（lnz2）、土地使用率（z3）和代表樣本所屬區(qū)域的虛擬變量的D2和D3。μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2 估計(jì)方法和結(jié)果

在進(jìn)行每種估計(jì)之前，需對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，以確定數(shù)據(jù)的特征和存在問(wèn)題。對(duì)于面板數(shù)據(jù)的估計(jì)，常用的估計(jì)方法有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種。當(dāng)樣本數(shù)據(jù)滿足隨機(jī)變化的個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)的假設(shè)時(shí)，使用隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法更有效；但如果不滿足該假設(shè)，則只能使用固定效應(yīng)估計(jì)方法。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷是采取固定效應(yīng)方法還是隨機(jī)效應(yīng)方法。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)認(rèn)為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果是系統(tǒng)一致的，如果檢驗(yàn)結(jié)果接受原假設(shè)，那么就應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)；反之，原假設(shè)被拒絕，則需要選擇固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。利用Eviews 6.0，通過(guò)對(duì)全國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)P值為0.101，接受了原假設(shè)，所以應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)方法。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3可知，在全國(guó)樣本下，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平x在1%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，表明農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化有利于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，且農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的自然對(duì)數(shù)相應(yīng)提高1.80%，也即農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高6.05%。其他控制變量的結(jié)論：農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和化肥施用率的系數(shù)均為正數(shù)，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明機(jī)械化水平和增加肥料的施用可以提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，這與理論完全相符合。復(fù)種指數(shù)系數(shù)為負(fù)，但不顯著。對(duì)于復(fù)種率，農(nóng)業(yè)專家褒貶不一：復(fù)種指數(shù)高，可以提高短期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，但從長(zhǎng)期來(lái)看，不利于土壤休整和營(yíng)養(yǎng)循環(huán)，從而又會(huì)降低勞動(dòng)生產(chǎn)率。本研究從21年的時(shí)間跨度上也證實(shí)了，從長(zhǎng)期來(lái)看，復(fù)種率高反而會(huì)降低土地效率，降低農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。虛擬變量系數(shù)均為負(fù)，D1沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，D2在10%的水平上顯著，說(shuō)明了中西部和東部存在差距，且西部與之差距顯著。

為了進(jìn)一步說(shuō)明東、中、西部各區(qū)域的農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，分別對(duì)東、中、西部進(jìn)行回歸。與全國(guó)回歸模型所不同的是這里去掉了區(qū)域虛擬變量。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示：東部和西部接受了原假設(shè)，采用隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，中部在1%的顯著水平拒絕了原假設(shè)，采用固定效應(yīng)估計(jì)（表4）。

由表4可知，從東、中、西部地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平的系數(shù)可以看出，符號(hào)為正，說(shuō)明對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用，且東、中、西部地區(qū)系數(shù)依次為0.49、1.13和2.36，呈明顯的階梯性增長(zhǎng)。從東部來(lái)看，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，結(jié)合表2可知，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平本身也相對(duì)較高，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高轉(zhuǎn)向依賴其他條件，這也說(shuō)明了農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的作用是有限的。從中、西部來(lái)看，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化的作用是顯著的，且具有正向效應(yīng)。東、中、西部的差距反映了農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化在落后地區(qū)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率影響較大，在發(fā)達(dá)地區(qū)影響相對(duì)較小?？刂谱兞康慕Y(jié)果：農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率在東、中、西部3個(gè)地區(qū)都很小，且東部和西部為負(fù)但不顯著，中部為正。從化肥的施用率對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率作用看，東部地區(qū)的最高，中部地區(qū)其次，西部地區(qū)的最低。由于東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)和土地特性不同，復(fù)種率所產(chǎn)生的作用在各區(qū)域也存在差異。

3 結(jié)論與建議

本研究利用中國(guó)30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，針對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，加快農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)于提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的效果較好，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率相應(yīng)提高6.05%。我國(guó)東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展較快，一個(gè)重要原因是東部地區(qū)擁有較為完善的勞動(dòng)力市場(chǎng)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力能夠自由流動(dòng)。農(nóng)業(yè)機(jī)械化和化肥施用率對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率也起到顯著促進(jìn)作用。分區(qū)域看提高農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化水平對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率亦具有正向效應(yīng)，且呈階梯式上升，即越是處在貧窮落后的地區(qū)促進(jìn)作用越大，發(fā)達(dá)地區(qū)則相對(duì)較小。基于此，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，需要加快農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化進(jìn)程，切實(shí)提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距，最終從根本上解決“未來(lái)農(nóng)田無(wú)人耕種”問(wèn)題。

3.1 統(tǒng)籌城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)建設(shè)

在促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化過(guò)程中，政府要積極發(fā)揮指導(dǎo)作用，制定發(fā)展規(guī)劃和扶持政策，為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)營(yíng)造寬松的外部環(huán)境，改革城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割和阻礙勞動(dòng)力流動(dòng)的制度，如戶籍制度、社會(huì)保障制度等，完善就業(yè)促進(jìn)政策，整合城鄉(xiāng)勞動(dòng)力資源，合理調(diào)整行業(yè)間勞動(dòng)力的結(jié)構(gòu)，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場(chǎng)，為勞動(dòng)力在城鄉(xiāng)間的自由流動(dòng)創(chuàng)造條件。同時(shí)，為適應(yīng)市場(chǎng)需求，還需要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)培訓(xùn)，積極培育新型職業(yè)農(nóng)民。

3.2 深入推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化、標(biāo)準(zhǔn)化和規(guī)?；?/p>

農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷已經(jīng)越來(lái)越以節(jié)約勞動(dòng)為取向，農(nóng)業(yè)機(jī)械在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的廣泛運(yùn)用，一方面有利于提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，增加農(nóng)業(yè)效益；另一方面，能夠節(jié)省更多的農(nóng)村勞動(dòng)力，使他們能夠從事其他生產(chǎn)活動(dòng)，從而創(chuàng)造更多的財(cái)富，促進(jìn)農(nóng)民增收。實(shí)踐證明，農(nóng)業(yè)機(jī)械化能夠推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)模化，提高農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力和農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，是促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵。

3.3 加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級(jí)

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理也一直是制約我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素，最有效的途徑是深入推進(jìn)以家庭農(nóng)場(chǎng)為經(jīng)營(yíng)主體的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，以市場(chǎng)需求為取向，經(jīng)濟(jì)效益為核心，綜合開(kāi)發(fā)資源，形成“市場(chǎng)化、社會(huì)化、集約化”的農(nóng)業(yè)，從而最終提高農(nóng)業(yè)的綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率。

另外，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，農(nóng)作物種類也有重大差別，化肥施用率、土地復(fù)種指數(shù)等也要因地制宜、科學(xué)運(yùn)用。

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[6] 王先柱，余吉祥.人力資本積累與中國(guó)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)——來(lái)自農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)化進(jìn)程的作用[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012（1）：74-82.

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[8] 蔣乃華.我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率決定的實(shí)證分析及政策含義[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2004（2）：34-38.