農村勞動生產率影響因素的實證分析

摘要：利用1990-2010年中國省際面板數據，就農村勞動力市場化程度對農業勞動生產率的影響進行了實證研究。結果顯示，農村勞動市場化程度對農業勞動生產率有顯著的正向影響，農村勞動力市場化程度每提高1個百分點，農業勞動生產率相應提高6.05%，且該影響作用存在省際地域差異，東、中、西部依次增大，說明落后地區的農村勞動力市場化程度對勞動生產率的促進作用更大。

關鍵詞：農村勞動力；農業勞動生產率；實證分析

中圖分類號：F323.22 文獻標識碼：A 文章編號：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，我國農業的發展遠遠落后于工業和第三產業，農業勞動生產效率低下，農業GDP占比處于下降趨勢。2010年農業GDP為36 941億元，農民年人均可支配收入5 919元，僅相當于同期城鎮居民可支配收入的31%，農田無人耕種現象日趨嚴重，留守農村的多為婦女、兒童和老人。因此，提高農業勞動生產率，縮小城鄉收入差距，解決“未來無人種田”問題是當務之急，也是我國經濟發展中的一項長期任務。

Lewis[1]認為農業中存在著邊際生產率為零的剩余勞動力，農業剩余勞動力的非農化能夠提高農業的勞動生產率，促使城鄉二元經濟結構逐步消減。周英[2]也認為提高農業勞動生產率的有效途徑是轉移更多的農業勞動力。薛國琴[3]認為農村勞動力轉移和農業勞動生產率提高是一種相互促進、相互影響的關系。陳來等[4]對農業勞動力轉移和農業勞動生產率的趨同性進行了研究，認為必須通過加大投資、進行制度創新、發展鄉鎮企業和第三產業等措施來縮小區域農業勞動生產率差距。還有一些學者從促進農民增收的角度入手，認為除了增加對農村居民的人力資本投資外，促進農村勞動力參與市場化進程也十分重要[5，6]。

已有文獻對農業勞動生產率的研究大多聚焦于農村勞動力轉移。本研究將從農村勞動力市場化、農業機械化水平、化肥使用強度、復種指數等角度，研究農業勞動生產率的影響因素，并分析東、中、西部3個區域勞動生產率影響因素的差異。

1 數據來源、變量處理和描述性統計

1.1 數據來源和變量處理

本研究收集了30個省份1990-2010年的面板數據（由于重慶市數據不全，因此剔除了該市）。由于不同地區地理區位及經濟發展水平存在差異，本研究參考國內學術界廣泛選擇的省份區域劃分法，將我國30個省份劃分為東部、中部、西部3個區域。東部地區包括遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南等11個?。ㄊ校胁康貐^包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南，吉林，黑龍江等8個省，西部地區包括內蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、貴州、云南、西藏、廣西等11個?。ㄗ灾螀^）。本研究的數據取自歷年的《中國統計年鑒》及各個省份的統計年鑒。

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。農業勞動生產率是用第一產業GDP與第一產業從業人數比值測度。

2）解釋變量。農村勞動力市場化程度借鑒程國強[7]的研究方法，用農村社會總產值中非種植業、林業、牧業和漁業的產值比重表示。

3）控制變量。主要包括農業機械化水平、化肥施用率、復種指數等[8]。本研究將這些變量作為控制變量，以取得無偏的參數估計。

4）虛擬變量。由于東、中、西部地區發展水平不同，引進虛擬變量。

變量的計算方法見表1。

1.2 數據的描述性統計

1）東、中、西部地區農村勞動力市場化水平和農業勞動生產率描述性統計分析如表2所示。為消除通貨膨脹的影響，以1990年為基期進行了平滑。從全國范圍來看，農村勞動力市場化水平均值較低，且最大值和最小值分別為0.66和0.22，差距較大；農業勞動生產率水平總體也不高，且最大值是最小值的27倍之多，差距十分大。從東、中、西部的數據對比可以看出，兩變量均成下降趨勢，但農村勞動力市場化差距沒有農業勞動生產率差距顯著，且中、西部差距較小。

2）農村勞動力市場化率和農業勞動生產率的變化軌跡如圖1所示。1990-2010年，兩變量都呈現增長趨勢。農業勞動生產率在2002年以前處于穩步上升階段，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于“三農”問題的重視，特別是近幾年實施的一些惠農政策。農村勞動力市場化水平呈現波浪式前進，在2002年之前，整體呈上升趨勢，其后至2008年相對平穩，而在近兩年有所下降。

2 實證分析

2.1 模型設定

本研究主要采取面板數據模型分析農村勞動力市場化對農業勞動生產率的貢獻。為了減小數據的波動性與異方差，對有關數據進行對數化處理?；灸Ｐ偷脑O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，代表農業勞動生產率。x是我們重點關注的解釋變量，代表農村勞動力市場化水平。Z是一組控制變量，包括農業機械化水平的對數（lnz1）、化肥施用率的對數（lnz2）、土地使用率（z3）和代表樣本所屬區域的虛擬變量的D2和D3。μit為隨機擾動項。

2.2 估計方法和結果

在進行每種估計之前，需對數據進行統計檢驗，以確定數據的特征和存在問題。對于面板數據的估計，常用的估計方法有固定效應和隨機效應兩種。當樣本數據滿足隨機變化的個體影響與解釋變量不相關的假設時，使用隨機效應估計方法更有效；但如果不滿足該假設，則只能使用固定效應估計方法。通過Hausman檢驗來判斷是采取固定效應方法還是隨機效應方法。Hausman檢驗的原假設認為固定效應和隨機效應的估計結果是系統一致的，如果檢驗結果接受原假設，那么就應該采用隨機效應估計；反之，原假設被拒絕，則需要選擇固定效應進行估計。利用Eviews 6.0，通過對全國數據進行Hausman檢驗，發現P值為0.101，接受了原假設，所以應該采用隨機效應方法。估計結果見表3。

從表3可知，在全國樣本下，農村勞動力市場化水平x在1%的顯著性水平通過檢驗，且符號為正，表明農村勞動力市場化有利于農業勞動生產率的提高，且農村勞動力市場化水平每提高1個百分點，農業勞動生產率的自然對數相應提高1.80%，也即農業勞動生產率提高6.05%。其他控制變量的結論：農業機械化水平和化肥施用率的系數均為正數，且在1%的水平上顯著，說明機械化水平和增加肥料的施用可以提高農業勞動生產率，這與理論完全相符合。復種指數系數為負，但不顯著。對于復種率，農業專家褒貶不一：復種指數高，可以提高短期農業勞動生產率，但從長期來看，不利于土壤休整和營養循環，從而又會降低勞動生產率。本研究從21年的時間跨度上也證實了，從長期來看，復種率高反而會降低土地效率，降低農業勞動生產率。虛擬變量系數均為負，D1沒有通過顯著性檢驗，D2在10%的水平上顯著，說明了中西部和東部存在差距，且西部與之差距顯著。

為了進一步說明東、中、西部各區域的農村勞動力市場化水平對農業勞動生產率的影響，分別對東、中、西部進行回歸。與全國回歸模型所不同的是這里去掉了區域虛擬變量。Hausman檢驗結果顯示：東部和西部接受了原假設，采用隨機效應估計，中部在1%的顯著水平拒絕了原假設，采用固定效應估計（表4）。

由表4可知，從東、中、西部地區農村勞動力市場化水平的系數可以看出，符號為正，說明對農業勞動生產率具有正向促進作用，且東、中、西部地區系數依次為0.49、1.13和2.36，呈明顯的階梯性增長。從東部來看，農村勞動力市場化對農業勞動生產率的影響沒有通過顯著性檢驗，結合表2可知，東部地區經濟發展水平較高，農村勞動力市場化水平本身也相對較高，農業勞動生產率的提高轉向依賴其他條件，這也說明了農村勞動力市場化對農業勞動生產率的作用是有限的。從中、西部來看，農村勞動力市場化的作用是顯著的，且具有正向效應。東、中、西部的差距反映了農村勞動力市場化在落后地區對農業勞動生產率影響較大，在發達地區影響相對較小?？刂谱兞康慕Y果：農業機械化對勞動生產率的貢獻率在東、中、西部3個地區都很小，且東部和西部為負但不顯著，中部為正。從化肥的施用率對勞動生產率作用看，東部地區的最高，中部地區其次，西部地區的最低。由于東、中、西部地區農業結構和土地特性不同，復種率所產生的作用在各區域也存在差異。

3 結論與建議

本研究利用中國30個省份面板數據，針對農村勞動力市場化水平對農業勞動生產率的影響進行了實證分析。結果表明，加快農村勞動力市場化進程對于提高農業勞動生產率的效果較好，農村勞動力市場化水平每提高1個百分點，農業勞動生產率相應提高6.05%。我國東部地區的農業發展較快，一個重要原因是東部地區擁有較為完善的勞動力市場，農業勞動力能夠自由流動。農業機械化和化肥施用率對農業勞動生產率也起到顯著促進作用。分區域看提高農村勞動力市場化水平對農業勞動生產率亦具有正向效應，且呈階梯式上升，即越是處在貧窮落后的地區促進作用越大，發達地區則相對較小?；诖?，提高農業勞動生產率，需要加快農村勞動力市場化進程，切實提高農民收入，縮小城鄉差距，最終從根本上解決“未來農田無人耕種”問題。

3.1 統籌城鄉勞動力市場建設

在促進農村勞動力市場化過程中，政府要積極發揮指導作用，制定發展規劃和扶持政策，為農業勞動力市場營造寬松的外部環境，改革城鄉勞動力市場分割和阻礙勞動力流動的制度，如戶籍制度、社會保障制度等，完善就業促進政策，整合城鄉勞動力資源，合理調整行業間勞動力的結構，建立城鄉統一的勞動力市場，為勞動力在城鄉間的自由流動創造條件。同時，為適應市場需求，還需要加強農業勞動力轉移就業培訓，積極培育新型職業農民。

3.2 深入推進農業機械化、標準化和規?；?/p>

農業技術變遷已經越來越以節約勞動為取向，農業機械在農業生產中的廣泛運用，一方面有利于提高農業勞動生產率，增加農業效益；另一方面，能夠節省更多的農村勞動力，使他們能夠從事其他生產活動，從而創造更多的財富，促進農民增收。實踐證明，農業機械化能夠推動農業生產標準化、規?；?，提高農產品競爭力和農業綜合生產能力，是促進傳統農業向現代農業轉變的關鍵。

3.3 加快農業產業結構調整和升級

農業產業結構不合理也一直是制約我國農業發展的重要因素，最有效的途徑是深入推進以家庭農場為經營主體的農業產業化經營，以市場需求為取向，經濟效益為核心，綜合開發資源，形成“市場化、社會化、集約化”的農業，從而最終提高農業的綜合勞動生產率。

另外，我國農業生產條件呈現出明顯的地區差異，農作物種類也有重大差別，化肥施用率、土地復種指數等也要因地制宜、科學運用。

參考文獻：

[1] LEWIS.A model of dualistic economics[J].American Economic Review，1954（36）：46-51.

[2] 周 英.農村勞動力市場化問題界定與實證分析[J].生產力研究，2010（6）：45-47.

[3] 薛國琴.論農村勞動力轉移與農業勞動生產率提高的關系[J].農業經濟，2002（3）：22-23.

[4] 陳 來，楊文舉.中國農業勞動生產率的穩態趨同：產出增長與勞動力轉移的影響[J].產業經濟研究，2005（2）：11-16.

[5] 蔡 昉.破解農村剩余勞動力之謎[J].中國人口科學，2007（2）：2-7.

[6] 王先柱，余吉祥.人力資本積累與中國農村居民收入增長——來自農村勞動力市場化進程的作用[J].農業技術經濟，2012（1）：74-82.

[7] 程國強.WTO農業規則與中國農業發展[M].北京：中國經濟出版社，2000.

[8] 蔣乃華.我國農業勞動生產率決定的實證分析及政策含義[J].中國農村觀察，2004（2）：34-38.