中國農業現代化水平的測算及實證研究

梁朔　吳佩林　陳宜飛

摘要：參考農業現代化水平綜合指標評價體系，利用1978-2012年時間序列數據，通過主成分分析法測定了中國的農業現代化發展水平，構建VAR模型分析了農業勞動力轉移對中國農業現代化發展水平的影響。結果表明，從長期來看勞動力轉移對農業現代化具有正向的促進作用。據此提出了加快中國農業現代化發展水平的對策。

關鍵詞：農業現代化；勞動力轉移；實證分析；VAR模型；測算

中圖分類號：F320.1；F323.6 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2015）24-6423-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2015.24.084

Abstract： Using the comprehensive index evaluation system of agricultural modernization level for reference， by using time series data from 1978 to 2012， and through the principal component analysis （PCA） to measure the development level of agricultural modernization in China， and then the VAR model was built to analyze the effect of agricultural labor transfer on the development level of agricultural modernization in China. The results showed that， in the long run， labor transfer positively promoted the agricultural modernization. Accordingly countermeasures to speed up the development level of agricultural modernization in China were put forward.

Key words： agricultural modernization； labor transfer； empirical research

農業是國民經濟的基礎，其重要性不言而喻。農業現代化又是工業化、城鎮化、信息化的基礎。黨的十八大報告指出，要“促進工業化、信息化、城鎮化、農業現代化同步發展”。根據中國科學院中國現代化研究中心發布的《中國現代化發展報告2012》，2008年中國農業現代化水平比中國現代化水平低10%。農業現代化發展滯后必然導致工業化、城鎮化發展滯后，使得中國現代化進程不能協調有序發展。馬克思認為“超過勞動者個人所需要的農業勞動生產率，是一切社會的基礎”，農業現代化的一個主要特征便是農業勞動生產率的提高。根據《中國現代化發展報告2012》顯示，中國農業勞動生產率僅為世界平均值的47%，約為高收入國家平均值的2%，成為制約中國現代農業發展的瓶頸。而勞動力的轉移又是提高農業勞動生產率的關鍵所在。因此，從勞動力轉移視角分析其對農業現代化水平的影響具有重要意義。

前人關于農業現代化的研究卓有成效。國外對現代農業的研究由來已久，最具代表性的是舒爾茨對改造傳統農業的研究，提出要把傳統農業部門改造成一個高生產率的部門，其后速水佑次郎、神門善久及其合作者在農業勞動生產率的國際比較、提高農業勞動生產率方式等方面都取得了重要的研究成果。改革開放以來，國內對現代農業的研究不斷深入。首先關于農業現代化水平評價體系的構建，一般采取層次分析法（AHP）、專家評判法、數據包絡法（DEA）和多指標綜合測度法。如徐星明等[1]構建了農業現代化發展水平和農業保障水平兩個子體系對農業現代化進行測評；辛嶺等[2]通過專家評價法和層次分析法（AHP）對各地的農業現代化水平進行了測評；孫燕[3]采用主成分分析法從農業勞動力資源；農業產出；農業機械化、化學化、水利化、生態化發展程度；農村生產力發展水平；農產品商品化程度；農業投資等6個方面，利用30個統計變量分析了中國農業現代化水平。就目前農業現代化指標體系來說，存在較為繁瑣、過多、過細，指標不突出等問題。近幾年從農業勞動力轉移與農業生產率方面結合研究農業生產的文獻還較少，郭熙保[4]通過生產率的對比研究發現，農業勞動生產率的增長對農業現代化發展最為重要。汪小平[5]利用1952 — 2003年的有關數據對農業勞動生產率的增長特點和路徑進行了實證分析。高帆[6]采用邏輯分析方法推演出結構轉化與資本深化是農業勞動生產率的主要方式。然而，眾多學者在分析農業時只是針對與農業的某個方面來分析，很少有學者分析勞動力轉移對中國農業現代化整體水平的影響。

擬通過構建一個科學測定農業現代化的指標體系，衡量中國農業現代化水平，并且分析農業勞動力轉移對農業現代化的影響和提高路徑。

1 農業現代化指標體系的構建

1.1 指標體系的選取原則

關于農業現代化指標體系并沒有一個統一的評價標準，但要遵循以下原則：①指標的系統性。所選取的指標最好全面地反映農業系統的各個方面。②指標的綜合性。典型性指標與關聯性指標兼顧。③指標的重點性。重點選取能夠反映所研究農業現代化發展水平的側重點。④指標的可比性。指標設置要符合各地實際又必須具有一定的可比性。⑤科學性原則。所選指標要有經濟學和數學意義，保證指標選取的科學性和準確性。⑥易操作性。數據來源應該權威、易得。各種統計年鑒和其他統計資料具有權威性并且較易獲取。

1.2 指標的選取和數據來源

根據以上原則，借鑒國內學者的一些研究，參照數據的可得性，選取農業生產水平、農業投入水平、經濟結構、經濟發展水平、農業可持續發展5個一級指標，5個一級指標又包括12個二級指標，數據樣本區間為1978-2012年，數據均來自于歷年的《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》。

農業生產水平指標：農業勞動生產率（X1），以GDP中第一產業總值作為農業產值（GDP1），第一產業從業人數（L1）作為農業就業人數，X1=GDP1/L1；土地生產率（X2），耕地面積（A），X2=GDP1/A。

農業投入水平指標：人均農機總動力（X3），單位播種面積施肥量（X4），有效灌溉率（X5）。

農業經濟結構指標：農業產值占GDP的比重（X6）、林牧副漁業占農業總產值比重（X7）、農業從業人員比重（X8）、城鎮化水平（X9）。

農民生活質量指標：農村恩格爾系數（X10）、農民人均純收入（X11）。

農業可持續發展指標：農業成災率（X12）是度量農業防災抗災能力的指標。農業成災率（X12）=農業成災面積/農業受災面積×100%。

2 農業現代化水平綜合指數測算

主成分分析法主要對具有相關關系的多個指標進行降維處理，轉化為相互獨立的幾個綜合變量。彼此相互獨立的多個變量保留了原始數據的絕大部分信息（一般為80%以上），極大地簡化了原本復雜的評價問題。進行提取后的綜合指標就被成為主成分。

首先，利用SPASS 17.0對樣本數據進行Bartlett球體檢驗，KMO為0.766>0.7，Sig小于顯著水平0.05，說明變量之間具有相關性，適合作為因子分析。通過因子分析簡化數據，用主成分分析法提取影響因子，根據1960年Kaiser提出的Kaiser準則，提取出2個主成分，其方差累計貢獻率已達95.167%（表1），且特征值均大于1。主成分1主要載荷X1-X11一共11個指標，主成分2主要在X12指標上載荷較大（表2）。根據SPASS 17.0得出的因子得分系數矩陣（表3）建立因子得分模型如下：

在主成分分析中出現了負數情況，由于在后面的動態計量分析中需要正數作為數據進行進一步的實證分析，利用廖進中等[7]的處理方法對結果F根據統計學中的3σ原則進行非負化處理。

3 勞動力轉移與農業現代化水平動態計量分析

3.1 變量和數據的選擇

勞動力轉移數據用第二、三產業就業人數占就業人數的比例X（%）來表示，比重越高代表農業勞動力轉移人數越多，數據來源于《中國統計年鑒》。農業現代化水平采用非負化后的綜合指數Y來表示。為了減少數據的波動和異方差的存在，在進行實證分析時均采用了對數化處理數據。

3.2 單位根的檢驗

由于時間序列可能存在非平穩性問題而產生偽回歸現象，因此首先對時間序列數據進行平穩性檢驗，中國采用ADF檢驗數據的平穩性水平。

由表5可知，LNY、LNX時間序列在1%的水平上均是非平穩序列。其一階差分在1%的顯著水平上拒絕了非平穩的原假設，說明DLNY、DLNX是平穩的，均為一階單整序列I（1），兩者之間可能存在協整關系。

3.3 基于Johansen檢驗的協整檢驗

Johansen檢驗是基于VAR（向量自回歸）模型來進行的，首先建立VAR模型。綜合考慮AIC、SC和LR準則確定VAR模型的滯后階數為3。中國采用Johansen的“跡”檢驗確定模型的協整關系。在5%的顯著水平下只存在一個協整關系，選擇農業現代化水平綜合指數的對數形式（LNY）為因變量的協整方程為：

LNY=1.547 662LNX （1）

由式（1）可知，系數在5%的顯著水平下通過檢驗。因此，通過方程可知勞動力轉移在長期對農業現代化發展具有正向的影響。勞動力轉移每提高1個百分點，對農業現代化水平的帶動作用為1.547 662%。這種情況符合中國現代農業的發展情況。關于勞動力轉移對農業生產的影響，眾多學者的得出了不一樣的結論。一種觀點認為農村勞動力流動是有利于農業生產的。蔡昉[8]認為農村勞動力流動不僅不會使農業減產，而且對緩解地區間的收入差距具有重要的作用；陳吉元等[9]認為勞動力流動有利用農地的規模經營，提高農業勞動生產率，進而提高農產品的競爭力。另一種觀點則認為，農村勞動力轉移會降低農業生產。李琴等[10]指出農村家庭成員的流出不僅使農村老年人的農業勞動參與率發生變化，而且參與農業勞動的時間也發生了明顯的變化，其中中西部的勞動力跨省流動顯著增加了老年人參與農業勞動的時間。這種農業勞動力年齡的老化不利于新技術和新品種推廣。夏莉艷[11]認為勞動力的大量流動使得農民兼業化嚴重，農村青壯年的大量流出使得農村的基礎設施建設無人解決，威脅農業的發展。蓋慶恩等[12]通過對2004-2010年全國固定調查點的面板數據進行實證研究發現，男性和壯年女性的轉移會降低農業產出增長率，已經對農業生產產生了負面影響，進而推斷出劉易斯拐點已經到來。

結合協整方程和眾多學者的分析，勞動力轉移盡管可能短期內對農業生產的某一方面可能存在不利影響。但長期來看，勞動力轉移對整個農業現代化水平的提高是起促進作用的。

3.4 格蘭杰因果檢驗

因為已經通過單位根的平穩性檢驗，可以進行格蘭杰因果檢驗，以確定變量之間是否存在因果關系（表6）。

由表6可知，X是Y的格蘭杰原因，即勞動力轉移與農業現代化水平存在因果關系，可以認為勞動力轉移是農業現代化水平變化的原因。

3.5 脈沖響應與方差分解

協整分析只是顯示了變量之間是否存在長期的均衡關系。脈沖響應是反映一個內生變量的隨機擾動項的一個標準差的沖擊對VAR模型中其他內生變量的影響。圖1為農業現代化對勞動力轉移的響應路徑。可以看出，在初期勞動力轉移對農業現代化是基本沒有影響的，證明中國存在邊際勞動生產率為0的剩余勞動力，隨后勞動力轉移開始對農業現代化起促進作用，在第四期達到峰值，隨后勞動力轉移對農業現代化影響逐漸減弱并趨于平穩。由于農業勞動力轉移，釋放了多余的勞動生產力，提高了中國的農業勞動生產率，使中國農民的工資性收入占農民總收入的比重逐年提高。隨著農業勞動力的進一步轉移和劉易斯拐點的到來，農業勞動力轉移對農業現代化的影響趨于穩定。

從圖2可以看出，不管是在短期還是在長期農業現代化對勞動力轉移都具有正向作用，并且逐年提高，在第五期左右達到峰值，之后趨于平穩。這說明隨著農業現代化的發展，農業機械化水平的不斷提高，中國農業勞動生產率相應提高，不斷釋放出多余的農業勞動生產力，促進了勞動力的轉移。隨著勞動力的進一步轉移，農業現代化對勞動力轉移的促進作用趨于穩定。

方差分解方法就是衡量VAR系統中的每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度。從表7可以看出，農業現代化剛開始就受到自身波動的影響，且影響為100%，隨后所受影響逐漸下降，最后穩定在91.365%；農業現代化水平受勞動力轉移波動的影響逐漸增加，在第五期達到最大值12.766 71%，最后穩定在8.635 00%。

4 結論及政策建議

通過主成分分析法對中國農業現代化發展水平進行了測算，隨后建立VAR模型，對勞動力轉移與農業現代化的關系進行了實證研究，得出勞動力轉移在長期對農業現代化水平具有正向的促進作用。因此，提出如下建議。

4.1 不斷加快產業結構的調整

2013年中國第一產業總值為56 957億元，占整個國民生產總值的10%，然而中國第一產業從業人員總數為24 171萬人，占整個就業人口的31.4%。農民純收入最高的上海地區農民人均純收入為19 595元，其中工資性收入高達12 239.4元，占整個收入的62.5%，然而收入最低的甘肅省農民工資性收入僅為上海的18%。這充分說明了中國依然需要不斷地加快產業結構的調整，促進第一產業人員的轉移，不斷提高第一產業人員的勞動生產率，只有這樣才能促使中國農業現代化、工業化與城鎮化的協調發展。

4.2 完善土地流轉制度

土地的流轉和集中是實現中國土地適度規模經營的根本途徑，也是中國農業現代化的必經之路。而要實現土地的流轉和集中，首先還需要農村人口的轉移和流動。隨著農業勞動力的轉移，土地流動大多數朝著“散戶-散戶”的方向流動，而不是以實現土地規模化經營為目的的“散戶-大戶”的土地流轉。因此，要進一步完善中國的土地流轉制度，建立全面的養老保障體系，削弱土地對轉移勞動力的基本保障功能，促進以規模經營為目的的土地流轉形式。

4.3 推進新型城鎮進程

中國城鎮化水平不斷提高，2013年以城鎮人口衡量的城鎮化率已經達到53.73%，然而中國的城鎮化還存在諸多方面的問題。中國非正式轉移的農民工總量為2.63億，他們更多處在一種邊緣化狀態，并沒有真正融入到城鎮生活。高質量的城鎮化必然是以人為核心的城鎮化，切實推進以人為核心的城鎮化也是中國城鎮化與農業現代化協調發展、共同進步的基本保證。

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