城鎮化進程中農村人力資本積累對農民收入增長的影響

劉新智，劉雨松

（西南大學a.農業教育發展研究中心；b.經濟管理學院，重慶400715）

城鎮化進程中農村人力資本積累對農民收入增長的影響

劉新智a，b，劉雨松b

（西南大學a.農業教育發展研究中心；b.經濟管理學院，重慶400715）

城鎮化的快速發展一方面促使農村剩余的優良勞動力向城鎮轉移，增加農民從事非農產業的收入；另一方面，農業生產的機械化、規模化、集約化特征越發明顯，留守農民的人均產出效率得到了有效提升。城鎮化戰略的實施，城鄉基礎設施一體化和公共服務均等化得到了加強，城鎮化發展對農民收入的影響與日俱增；農村人力資本積累對農民收入的作用并不顯著，且在不同的地區和不同的時期差異較大，出現了“教育抽水機”現象。我國應該在新型城鎮化背景下，既要不斷加強對離農、留農主體的教育與培訓，又要吸引外部人才從事農業生產經營，提升農村整體人力資本層次，提高農業現代化水平和增加農民的實際收入。

新型城鎮化；農村教育；農民收入

一、引 言

2004年中央1號文件明確指出：“增加農民收入，不僅是重大的經濟問題，而且是重大的政治問題，要力爭實現農民收入較快增長”。從2004～2016年，中央1號文件連續十三年鎖定“三農”問題，其主要的思路是通過解決農民增收問題，推動城鄉協調、一體化發展。世界各地的經驗表明，農村教育是農村人力資本積累的動力及源泉，能夠有效促進農民增收。［1］［2］隨著國家對農村教育投入的不斷加大，農村教育事業不斷快速發展，1985～2011年間，我國農村文盲和半文盲人數從22506.98萬下降到3611.08萬，下降了84%，完成九年義務教育的人數從22361.61萬增加到34797.68萬人，增加了56%，同期農村人均受教育年限從5.85年上升到8.33年，農民人均收入從397.6元增加到6977.3元，增長了4倍①。

農業現代化進程的加快促進了農業生產效率的大幅度提升，釋放了大量農村勞動力，受教育水平高的農民在城鎮化的背景下進行就地和異地轉移，為工業化提供了充足的廉價勞動力，大幅度增加了農民的工資性收入。［3］［4］1978～2012年，我國的城鎮化率從17.92%上升到52.57%，數以千萬計的農民進城務工，空余出大量的土地，為農業規模化經營奠定了基礎，為留守農民從事承包經營和“家庭農場”提供了條件。與此同時，由于農村教育投入的加大，農村人力資本積累的增加，出現了大量素質更高、有經濟頭腦、懂得農業機械化作業的農業經營主體從事農業生產，進一步推動了農業生產效率的提高，顯著促進了農村經濟發展與農民經營性收入的增長。［5］

然而，城鎮化進程的快速發展和城鄉教育的失衡，致使農村經濟的發展出現了與國民經濟發展不相適應的情況。［6］1978～2011年，我國人均GDP增長了近18倍，而農民人均收入僅增長了10.6倍，城鄉居民人均收入比值從2.5：1上升到3.1：1，農民增收緩慢，城鄉收入差距擴大，不符合和諧社會發展基本特點和要求。十八大提出的新型城鎮化戰略，要求重視人本身的發展，強化人的城鎮化，既要合理進行人口在城鎮之間、城鄉之間的合理分布，又必須促進人口不斷發展進步，使其享受更多的社會發展福利，促進社會經濟的協調發展。新型城鎮化涉及的人口轉移主要來自于農村，農村剩余勞動力需要良好的自身素質和技能水平才能很好地在異地與就地轉移過程中獲得更多自身利益，而農村留守農民同樣需要不斷強化技能等方面的培訓與訓練，才能滿足農村人口減少，農業規模化、經營形式多元化的基本要求，承擔推動農業現代化的重任，因而農村教育在其中發揮的作用將更為顯著。

人力資本理論強調通過教育等形式進行人力資本投資，可以有效增加其收入。人力資本和物質資本一樣，對經濟發展具有極其顯著的作用。［7］-［10］學者們根據人力資本理論，研究了農民人力資本積累對農村經濟發展的作用。約翰（John）認為農民人力資本的積累可以促進農村經濟的可持續發展。［11］克勞德（Crowder）指出農民人力資本積累的增加可以改造傳統農業、提高農業生產效率。［12］鄒恒甫等基于實證數據，得出物質資本積累和健康人力資本投資是經濟增長重要源泉的結論。［13］此外，農民人力資本水平和農民收入也有正相關的關系。唐平認為相對于文化程度低的農民，勞動力文化程度高的農民有更寬的就業門路，收入水平也更高。［14］周逸先和崔玉平指出低文化程度家庭的人均收入和勞動力平均收入明顯低于中等文化程度和高文化程度家庭。［15］謝光國認為，具有較高文化程度的農民，比較容易學習和掌握農業科技知識，對農業機械操作熟練程度高，相應地其農業勞動生產率也較高，農民收入也就越多。［16］譚崇臺認為，人力資本積累對農民在工業部門的工資收入的影響表現在：計件工資的增加、工作機會獲取更容易、工作方式及時間的改變。［17］任國強以天津調查數據為基礎探討了人力資本積累對農民非農就業和非農收入的影響，結果表明勞動力文化程度越高越傾向非農就業，勞動力文化程度越高，獲得的非農收入也越高。［18］王迅探討了我國農村人力資本投資的價值和作用，提出了提升農村人力資本投資與積累的檢驗，進一步指出加大農村教育投入才能增加農村人力資本的存量。［19］

農村教育作為提升農民人力資本的有效方式，對促進農村經濟增長、增加農民收入的影響，已為國內外許多學者所證實。舒爾茨（Schultz）認為教育能夠提高農民的生產效率，獲得更高的收益。［20］菲利普斯（Phillips）認為在基礎教育之外多增加4年教育的農民，其產出平均增長了7.4%。［21］辛嶺和王艷華分析了農民受教育水平對農民收入的影響，認為農民受教育水平是農民收入變動的Granger原因，農民收入和農民受教育水平之間存在著長期穩定的均衡關系。［22］張銀、李燕萍指出，通過教育提高農民的知識資本，以提高農民的績效，最終實現農民自身收入水平的改善。［23］

通過上述分析可以看出，對于農民人力資本積累對農民收入的影響已有許多學者做了有益的探索，但卻還沒有學者在快速城鎮化發展背景下對人力資本積累對農民收入的影響效應進行深入研究。城鎮化進程中農村教育提升了農民的整體素質，使得高素質農民移居到城市，或離土不離鄉的在本地從事非農生產；剩余部分農民仍然留守從事農業生產經營。新型城鎮化要解決新時期的城鄉矛盾，協調城鄉關系，提升農民收入，縮小城鄉差距，其中農村教育起著關鍵作用。有必要進一步研究農村人力資本積累對農民收入的影響因素，探討二者協同的內在機理，以期為更好地推動新型城鎮化戰略實施提供決策參考。

二、模型構建及變量選取

1.模型構建

為了分析城鎮化進程中人力資本積累對農民收入的影響，本文借鑒經濟效率模型和產出增長率模型。［24］-［26］在經濟效率模型中，經濟的增長依靠增加資本和提高效率：

在式（1）中，ΔY代表產出的增加值，Y表示總產出，RE為經濟效率，用ΔY/Δk來表示，ΔK表示資本的增加值，K是總資本投入。從模型（1）可得，經濟增長需要改進經濟效率（RE）或者增加資源稟賦（ΔK/ Y），抑或兩者同時變化。

用生產函數衡量經濟增長，即產出是資本和勞動力的函數：

式中，θ為給定每單位資本的勞動力產出彈性。

因為當期資本等于前一期資本存量加上本期新增量，根據舒爾茨等的論證，除了物質資本之外，農業、農村的資本存量包括了農民自身的人力資本。由此可得：

式中，δ為折舊率，Xt1為城鎮化帶來的物質資本積累，Xt2為農民的人力資本積累，RE表示經濟效率。模型（4）是一個增函數，當城鎮化發展形成了物質資本積累以及農民人力資本投資增加時，資本存量會隨之增長，從而促進農業、農村經濟的發展。

通過Taylor公式將RE展開得：

將式（6）代入式（5）得：

因為產出的增長率等價于資本存量的增長率，可得：

從上述分析可得，城鎮化發展形成的物質資本和農民的人均受教育水平提升形成的人力資本積累均是影響農業、農村產出和促進農村經濟增長的相關變量。同時，農業、農村產出及增長也受經濟效率RE（0，0）的影響。

把式（7）兩邊同時除以m，便可得農業、農村的人均產出模型。在該模型中，用農村居民人均純收入（SR）替代農村人均產出，可進一步構建城鎮化和人力資本積累作用于農民收入的方程：

在式（9）中，令城鎮化發展水平（CZH）為Xt1，令農民人均受教育程度（JY）為Xt2。［28］［30］同時，如果研究時只考慮時間序列模型，則必然會忽略各個地區間的個體差異，很難合理解釋變量之間的關系，本文采用面板數據來分析。因影響經濟增長的因素很多，向模型（9）中引入部分控制變量來表示非核心變量的影響，最后可得以下方程：

式中，i為省份，t為年份，uit為隨機干擾項。

2.變量選取

被解釋變量：農民人均純收入（SRit）。為了消除異方差對其取對數為（lnSR）。“三農”問題的關鍵就是通過推動農村經濟增長，促進農民增收，縮小城鄉差距，因此選擇其作為農村經濟增長的指標比較合理。數據來源于《中國統計年鑒》（2002-2010年）。

解釋變量：以往用城鎮人口/總人口來衡量城鎮化水平的提高，并不能衡量出城鎮化環境友好、人文和諧的一面，其背后隱藏著深層次的矛盾和問題：大批農民工遷居城鎮，但農民工在城市因戶籍制度的原因被排除在社會福利制度之外，形成農民工的被城鎮化。為了符合推進新型城鎮化建設，實現城鄉基礎設施一體化和公共服務均等化的背景，本文參考吳江、申麗娟（2012）的研究成果，選取經濟發展、產業發展、人口轉移、科技創新、基礎設施等5個方面來綜合考慮城鎮化水平，力求達到科學嚴謹。以人均國內生產總值來代表經濟發展水平、以第二產業和第三產業從業人數占總就業人數的比重來代表產業發展水平、以城鎮人口占總人口的比例來代表人口轉移水平、以教科文衛事業費來代表科技創新水平、以城鎮固定資產投資額來代表基礎設施水平，以上指標最大值為100，加總后對數化處理作為城鎮化（CZH）的指標，數據來源于《中國統計年鑒》（2002-2010年）。農村教育是農村勞動力素質提升的主要動力和源泉，是城鎮化發展與農民增收的重要突破，參考龍翠紅和高強等的研究，用農民人均受教育水平來反映人力資本積累程度（JY）。［28］［29］數據來源于《中國農村統計年鑒》（2002-2010年）。

向量CON表示其他控制變量。由于影響農民收入的因素多不勝舉，無法全部考慮周全，我國現階段實施新型城鎮化、新型工業化、信息化、農業現代化同步推進戰略，將影響到城鄉關系、城鄉產業結構調整、農業發展水平等一系列現實發展狀態，農民的收入結構也會在此過程中發生變化，為了驗證新型城鎮化背景下除農村教育外“四化”中其他三化對農民收入的影響，選取工業化、信息化、農業現代化作為控制變量。參考俞立平等的研究，本文選取第二產業產值總量與第一產業產值總量之比作為工業化（GYH）指標；選取人均郵電業務額作為信息化程度（XXH）；選取農村人均機械總動力來衡量和表示農業現代化（NYXDH）的發展水平。［30］數據來源于《中國統計年鑒》（2002-2010年）、《中國人口和就業統計年鑒》。

表1 各變量的描述性統計

一般來說，面板數據模型包括混合模型和固定效應模型，其中，固定效應模型進一步分為個體固定效應模型和個體隨機效應模型。首先本文構造F統計量來區分混合模型和固定效應模型：

式中，S1和S2分別表示混合模型、固定效應模型的殘差平方和，K為解釋變量的個數，N為截面個體數量，T為時期數。倘若F統計量小于臨界值，則選擇混合模型；若大于臨界值，則選擇固定效應模型。

運用豪斯曼（Hausman）檢驗來對固定效應模型的兩種形式進行選擇，Hausaman檢驗及其原假設與備擇假設分別如下：

Hausman統計量為：

H統計量漸進服從于卡方分布，其中：

由H統計量直觀可得，當H統計量大于臨界值時選擇個體固定效應模型；如果小于臨界值，則應選擇個體隨機效應模型。

三、實證分析

1.總體影響效應分析

本文首先使用STATA11.0軟件對2001～2009年我國30個省份城鎮化發展進程中人力資本積累對農民收入影響進行分析，結果如表2所示。模型（1）為農民人均純收入對解釋變量（農村教育、城鎮化）的回歸結果。通過模型的F檢驗和Hausman檢驗判斷，應選取個體固定效應模型。模型（2）和（3）分別為農民人均純收入對解釋變量和控制變量（工業化、信息化、農業現代化）的個體固定效應和個體隨機效應的擬合結果。由模型的F檢驗和Hausman檢驗判斷，應選取個體固定效應模型。從模型（1）和模型（2）來看，不管是否加入控制變量，2001～2009年各省份城鎮化對農民人均純收入有顯著的正向影響。從模型（2）可得，城鎮化對農民人均純收入的影響顯著，系數為0.7362，即每當城鎮化率提高1%，農民人均純收入就上升0.7362%，說明城鎮化對農民增收有非常顯著的作用。這說明當前農業生產率的提高，釋放出了大量剩余勞動力，城鎮化進程的加快，在為第二、第三產業提供豐富勞動力資源的同時，也提高了農民自身的收入。［31］人力資本積累對農民純收入的影響系數為0.0264，即每當農村人均受教育水平提高1%，農民人均純收入就上升0.0264%，但這種影響并不顯著，這也與部分學者的研究結論有所出入。［32］農業現代化水平的提升使得大量有文化和技術的農村剩余勞動力加快轉移，城鎮化為城鎮創造了大量包容性條件更強化了這種轉移，農民整體的受教育水平在農業人口的城鎮化轉移過程中并沒有體現在留守農村人口中，尚需不斷通過教育和培訓提升留守農民的文化素質、科學素質和技術水平，才能使其勝任農業現代化的現實要求，縮小城鄉差距，實現收入增長。

在控制變量中，工業化對農民人均純收入的影響為正，但系數僅為0.0037。受我國優先發展工業的戰略取向和“工農剪刀差”的影響，致使經濟要素資源高度集中于城市工業，再加上工農業邊際收益率的差異和城鄉經濟社會發展制度的人為割裂更嚴重地抑制了農業經濟的持續發展，致使農民增收緩慢。雖然實行了“城市帶動農村、工業反哺農業”戰略，但效果尚未立竿見影，仍有很多問題需要解決。信息化對農民人均純收入的影響為正，系數為0.7505，即當人均郵政業務額每提高1%，農民人均純收入就上升0.7505%。農村信息化主要是通過對農業市場、農民健康、農村金融、農村土地租賃和農業預測等方面對農村經濟增長產生影響，加強了農民的金融資本、人力資本和社會資本，進而對農民收入產生作用。［33］［34］農業現代化對農民人均純收入有正向的影響，系數為0.1199，即每當人均機械總動力提高1%，農民人均純收入就上升0.1199%。大量農村剩余勞動力轉移使得農村土地的規模化具備了條件，通過教育和培訓增加留守農民人力資本積累，提高留守農民對農業機械的使用和操作，提升農業機械化普及率和使用率，推動農業現代化，進而提升農民收入的增長。

表2 總體效應回歸估計結果

2.時期差異分析

從1998年中國首次提出建設公共財政制度以來，中央和地方財政部門在財政收入穩步增長的基礎上，大力調整和優化財政支出結構，已經通過實行糧食直補和綜合直補、取消農業稅、對農村義務教育階段的貧困學生實行“兩免一補”、在全國推廣新型農村合作醫療制度改革，以及解決失地農民和進城農民工社會保障問題等多種渠道加大對“三農”的資金支持。2006年，中央財政進一步啟動了一系列旨在加大社會基本公共服務資金投入的重要舉措，包括自西部開始逐步將中國的農村義務教育全面納入公共財政保障范圍。教育等公共服務投入的增加能夠增強農民的收入能力，是一種減少貧困的有效方式。為了分析城鎮化發展進程中農村教育對農民收入影響于2006年前后是否存在結構性變動，本文將2006年作為分界點，分別對2001～2005年期間和2006～2009年期間人均受教育水平對農民收入的影響情況進行分析，結果見表3。同時根據F檢驗和H檢驗可知，兩個時期均應選擇個體固定效應模型。

城鎮化對農民收入的影響在2001～2005年和2006～2009年兩個時期均為顯著的，后一時期的影響系數大于前一時期，說明我國城鎮化水平的快速提升對改善農業、農村生產、生活面貌和提升農民收入成效顯著，特別是近年城鎮化速度和質量的提升，更強化了這種發展效果。2001～2005年，農村人均受教育水平對農民人均收入的影響為正，系數為0.0420；農村教育在2006～2009年期間對農民收入并無顯著影響。可以看出，農村教育投入的增加沒有促進農村人力資本的增加，也沒有進一步促進農民增收，這驗證了我國農村教育現狀符合“教育抽水機”假說［35］②，也符合近年城鎮化水平的提升，優勢農村勞動力出現大規模快速轉移的現實。

信息化和農業現代化在前后兩個時期均對農民人均收入有正向影響，這說明基于國家對“三農”問題的持續關注，農村信息化和農業現代化也得到了較好的發展，為農民增收提供了保障。而工業化對農民人均收入的影響僅在前一期較為顯著，說明工業化對農業現代化的帶動作用體現不明顯，而前期農民收入的工資性組成比例較高，農民閑時外出打工，忙時回鄉務農的比率較高，但隨著城鎮化水平的提升，外出務工者遷居城市的比率大幅度增長，農民整體上的工資性收入比率大幅下降，這同時也說明城鎮化和工業化在我國非協調發展的表征較為明顯。

表3 分階段回歸估計結果

3.空間差異分析

我國幅員遼闊，各地區農村經濟發展情況差異較大，為了考察人力資本積累對農民收入作用的區域性差異，研究各區域經濟發展水平的實際情況。本文參考國內學術界的通用標準，將30個省份劃分為東部、中部、西部三個區域來進行研究，具體劃分方式見表4。［36］

表4 全國區域劃分情況

通過F檢驗和Hausman檢驗，可知除了中部地區之外，東部和西部地區均應選取個體固定隨機效應模型。從模型（2）、（4）和（6）可得，三個地區的城鎮化發展對農民人均收入影響非常顯著，從影響的強度來看，西部地區最大，東部地區次之，中部地區最小。原因是西部地區得益于國家“西部大開發”戰略，城鎮化推進較快，而基礎弱、底子薄的現狀使城鎮化對農民收入影響變化的幅度較大；東部地區由于自身經濟實力較強、資源稟賦較多、城鎮化水平高、城鄉基礎設施完善、城市的帶動性較強，促使農民收入快速增長；中部地區由于農村人口多、資源貧乏、整體上經濟實力和工商業水平不高、農業經濟比重大、城鎮化推進稍顯遲滯，“三農”問題表現突出，造成農民收入增長緩慢。

表5 分地區回歸估計結果

農民人均受教育水平僅對東部地區農民人均收入有顯著的正向影響，原因是我國東部地區經濟發達、資源豐富，農業經濟的比重較低，各級政府有較為充足的財政支出引導教育資源向農村教育傾斜，有效地提高了農村地區人均受教育水平、增加了農村地區的人力資本水平，為農民增收奠定了基礎；而中西部地區經濟較為落后，教育資源較為貧乏，無法給予農村教育必要的資金和其他要素的支持。

在控制變量中，三個地區的信息化和農業現代化對農民收入均有顯著影響，而工業化僅在東部地區對農民收入有顯著影響，這說明中西部地區由于本身經濟狀況較為落后，“四化”同步發展受到較多的約束，無法對農民增收形成有效的整體性帶動作用。

四、結論及政策建議

本文利用固定效應模型，基于2001～2009年全國30個省市的面板數據，對城鎮化進程中人力資本積累對農民收入的影響進行實證分析，研究發現：

1.從整體上看，城鎮化的快速發展一方面促使農村剩余的優良勞動力向城鎮轉移，增加農民從事非農產業的收入；另一方面，農業生產的機械化、規模化、集約化特征越發明顯，留守農民的人均產出效率得到有效提升。政府應該繼續圍繞城鎮化對農業生產經營的帶動作用，有效促進城鄉互動，強化城鄉產業的發展銜接，推動農村剩余勞動力有效轉移，進一步提升農業現代化水平，提升農業單位產出效率。農村教育是城鎮化的重要推動力量，能夠提高農村人力資本積累，但總體上人均受教育水平對農民增收的貢獻較小，這背離了人力資本理論的基本原理。政府應該出臺有效措施，繼續加大農業教育資金投入，有效配置城鄉教育資源，實現城鄉教育一體化，既為城鎮工商業培養大量適用人才，又必須培養出素質更高、有經濟頭腦、懂得農業機械化作業的農業經營主體從事農業生產，推動農業生產效率的提高，促進農民農業和非農收入增加。同時，還要發揮農村教育對城鎮化的推動作用，實現二者協調持續發展。

2.從時間和空間來看，對比2001～2005年和2006～2009年兩個時期可以得出，城鎮化戰略的實施，城鄉基礎設施一體化和公共服務均等化得到了加強，城鎮化發展對農民收入的影響與日俱增；而農村教育投入增加，人均教育水平提高對農民收入的影響從前一時期的顯著到后一時期的不顯著，說明我國農村教育的“成果”—“離農”現象越發明顯，即受過良好教育的農民會更傾向于遷居城市，從事非農就業，使農業生產缺少高素質的經營主體，頻繁出現村落“空心化”和農地撂荒現象。政府必須出臺獎勵和補貼政策以留住高素質、務農技能高的農業經營者；同時，引導科研院校（尤其是農學類、農業生產經營類）的農村學子畢業后回流農村，對當地農村形成智力支持，解決“教育抽水機”問題。［6］［35］［37］各地方政府必須繼續加大力度，打造城市群-大中小城市-小城鎮-新型農村社區協調發展的路徑，構建城鄉一體、生態宜居、資源節約型社會，提高城鎮化的質量。鑒于不同地區人均受教育水平對農民增收影響不一致，東部地區應該依靠經濟綜合要素優勢，持續增加農村教育投入，強化農村人力資本開發，提升農業現代化發展水平；中西部地區應借鑒其他地區農村義務教育體系改革的成功經驗，繼續做好和加大對農村教育的政策支持，提升農民人均受教育水平，增加農民人力資本積累，為農村經濟發展儲備人力資源。［38］

3.從控制變量來看，信息化和農業現代化在相當長的時期內對農民收入均有顯著的正向影響，且信息化對農民收入的影響要大于農業現代化。因此，各地區應繼續強化信息化和農業現代化水平提升的力度，并做到二者協調同步發展。由于工業化對農民收入的影響并不明顯，因此，各地方政府必須摒棄以GDP論英雄的做法，把“城市帶動農村”、“工業反哺農業”落到實處，真正實現以工帶農、以城帶鄉、城鄉互動，加快發展農業產業化，提升工業化對農業產成品的需求總量，同時增加農民的工資性收入。“四化”同步發展是我國的發展戰略，各地方政府需要綜合考慮和有效把握“四化”同步發展這個時代背景和有利機遇，綜合協調、重點突破，加強農村的教育投入，增加農村地區農民人力資本積累，突破農民的增收瓶頸。

注 釋

①數據來源于《中國統計年鑒》，農民人均收入增長的倍數是以1978年為基期計算得到的。

②“教育抽水機（Brain-drain）”假說認為，目前教育體制的功能在很大程度上是將高素質的農村勞動者從農村抽吸到了城市，將本來可能會有利于農村經濟發展的潛在人力資本變成了僅有利于城市經濟發展的人力資本。

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責任編輯：蔡 強

F328

A

1005-2674（2016）06-069-10

2016-04-20

國家社會科學基金一般項目“農村土地流轉中三權分置權利關系及實現研究”（15BJY085）

劉新智（1977-），男，山東萊州人，西南大學農業教育發展研究中心、經濟管理學院副教授，主要從事區域經濟、農業經濟研究；劉雨松（1987-），男，福建長汀人，西南大學經濟管理學院碩士研究生，主要從事農業經濟研究。