農村人口轉型對二元經濟結構收斂的影響
——基于引入勞動力供給數量與質量因素的二元經濟收斂模型的分析

高小明，郭劍雄

(1.陜西師范大學 西北歷史環境與經濟社會發展研究院，西安 710062；2.西安石油大學 經濟管理學院，西安 710065)

內容提要：采用工業化中期階段為起點1995-2015年全國農村省級面板數據，運用統計性描述和計量分析方法，基于農業投入要素結構和農業發展方式轉變視角，本文研究農村人口轉型對二元經濟結構收斂的影響、作用路徑及其變化趨勢。研究發現：從高生育率的數量偏好到高人力資本投資率的質量偏好為特征的農村人口轉型對二元經濟結構收斂具有顯著作用。劉-費-拉模型僅指出了二元經濟結構收斂的必要條件，我國二元經濟結構的收斂應以農村人口轉型為充分條件，在農村人口生育率下降的同時通過不斷提升人力資本水平，促使農業部門從“馬爾薩斯穩態”轉變為持續增長穩態，進而達到二元經濟結構的一元化轉變。

一、引言

根據庫茲涅茨(Kuznets)等人工業化階段理論和發達工業化國家的經驗，在20世紀90年代中國已經進入工業化中期階段[1]。截止2014年，按PPP法，中國人均GDP已達到13217美元，按照世界銀行的劃分標準，中國已進入中高等收入國家。但隨著工業化和城鎮化的推進，中國的二元經濟結構反差并未弱化，無論是用相對勞動生產率、人均資本存量還是人均收入水平①來衡量，當前中國經濟仍存在著典型的二元經濟結構特征，且部門之間的差距十分顯著②。根據中國農業與非農部門的產值比重和就業比重，我們測算出1978-2015年中國二元反差指數③如圖1所示，在1978-2015年，中國二元反差指數強度逐年減小，即農業部門與非農業部門的發展差距在逐漸縮小，但在此期間，存在著四次短暫的反彈期，分別是1984-1986年、1987-1989年、1990-1993年、1997-2003年。

伴隨著工業化快速推進的一個典型性事實是，工業化進程中中國農村的人口轉型④。中國農村家庭正在經歷著發達國家曾經歷的人口轉型過程⑤。中國農村婦女總和生育率⑥1950-1980年一直保持在6.51-4.97，平均每個婦女終身生育小孩約5到6個[2]。到20世紀90年代之后，中國農村婦女總和生育率明顯下降⑦；進入21世紀以來，農村總和生育率從2000年至2010年始終在1.73-1.43間徘徊，10年中間都低于1.8[3]。生育率下降直接導致了農戶家庭規模的縮小，農村戶均人口從1980年的5.54下降到2012年的3.62⑧。與此同時，中國農村居民家庭子女的受教育程度隨生育率的下降而不斷提升，農村勞動力平均受教育年數逐年遞增，從1990年的6.20年增加到2015年的8.62年，教育年數達到初中水平⑨。根據中國農村的戶均人口數⑩與勞動力平均受教育年數，我們測算出1978-2015年中國農村人口轉型強度(DTI)如圖2所示，在1978-2015年，中國農村人口轉型強度除個別年份下降外，總體呈現逐年增大態勢，也即人口生產的質量偏好逐年遞增，而數量偏好在逐年減弱。

中國經濟經歷了工業化與城市化快速發展的40余年，工業化早已不再是二元經濟結構收斂的關鍵因素，而是轉變為保證工業化與城市化持續推進的深層原因。農村人口轉型即人口生產量質偏好轉型作為工業化推進到中后期階段的一般性規律，是否與二元經濟結構向一元經濟轉化存在某種聯系？若從農村人口轉型的角度去探索二元經濟結構的收斂，那么，在工業化、城鎮化與二元經濟結構的演變過程中，農村人口轉型對二元經濟結構收斂的影響、作用路徑如何？厘清這類問題，不僅能夠擴充二元經濟結構轉變的理論基礎，更是21世紀上半葉中國經濟發展的基本任務。

圖1 1978-2015年中國二元反差指數變化情況

圖2 1978-2015年中國農村人口轉型強度趨勢

討論二元經濟結構收斂的文獻，主要有四種觀點：一是以劉易斯(Lewis,1954)、費景漢和拉尼斯(H.Fei- G.Ranis,1964)等人所構建的古典主義理論為視角和農村剩余勞動力轉移角度，基于勞動力同質性假設，將二元經濟結構轉化的目標與路徑設定為工業化、城市化以及農村剩余勞動力的非農轉移。二是以新古典主義視角(Jogenson,1967;Harrist-Todaro,1970;McIntosh,1975;Dixit,1978)，首先否定了邊際生產率為零的剩余勞動，然后通過合理的資源配置逐步去消除傳統部門和現代部門在生產方式方面的差異。三是以結構主義為視角(Clark,1957;Kuznets,1971;Chenery, 1975;Murphy等,1989; Yasusada,2002)，通過計量等實證手段從產業結構升級演變視角去剖析二元經濟結構轉變問題。四是試圖從分工演進等新的角度提出一個比較系統的二元經濟結構框架[4]。

關于中國二元經濟結構轉化的研究，大多是以劉-費-拉模型為基點，這些研究無論是古典主義還是新古典主義，基本都是從資源配置的方面去研究，而忽略了解決長期增長問題需要依靠供給因素。對于中國二元經濟結構轉化的研究，不僅僅要依賴于劉-費-拉模型所給出的解決方案，二元經濟結構的成功轉變還依賴于其他一些因素，即從經濟發展的主體——人的供給角度去探析解決二元經濟問題的新思路。隨著中國勞動力無限供給的結束及人口紅利的消退，應對人口紅利消失問題的關鍵之點是要依靠勞動力質量的提高[5]。

對于人口轉型，現有文獻提供了多視角的解讀。內生增長理論(Schultz,1961;Becker,1966;Romer,1986;Lucas,1988)將人的質量因素引入對長期經濟增長的解釋，認為人力資本可以作為經濟持續增長的動力。貝克爾的新家庭經濟學提供了頗具說服力的解釋，根據貝克爾等人(G.S.Becker and R.Barro)的研究[6-7]，子女的數量和質量均為家庭效用的來源。在效用最大化的過程中，父母究竟偏好于子女的數量還是質量(人力資本)，取決于家庭預算約束既定下單位資源在數量和質量方面分別投資所產生的邊際收益率的比較。貝克爾、墨菲和田村等人通過B-M-T(Gary S.Becker,Kevin M.Murphy and Mark M.Tamura)[7]模型將生育率和人力資本同時整合在一個經濟增長模型中，通過將工業革命與生育率下降聯系起來，在該模型中人力資本投資回報的上升可能引致經濟從馬爾薩斯均衡態轉移到持續增長的穩定狀態。蓋勒和威爾將人口轉型的出現追溯至人力資本需求的上升及其引致的孩子質量對孩子數量的替代[8]。現有文獻一般都將人口轉型與工業化相聯系，如果說，人口轉型是工業化推進到較高階段才出現的典型事實，那么人口轉型所帶來的勞動力供給結構的升級意味著二元經濟成功轉變的實現。

至于人口轉型在二元經濟結構收斂中的作用，現有文獻主要從兩方面進行了論述。一方面是與人口數量相關的剩余勞動力轉移對于二元經濟結構收斂的影響(蔡昉，1990；郭劍雄，2009；張桂文，2016)；另一方面是人口質量對于二元經濟結構轉換的影響(蔡昉，2005；張桂文，2014)，對于將人口數量和質量統一整合在二元經濟結構理論框架內的分析較少，一些學者進行了有意義的探索。李建民(1999)[9]的研究發現，我國人口的生育率在過去的20多年中經歷了迅速的轉變，并達到了較低的水平，但是由于教育制度的改革相對落后，造成了人力資本投資供給的制度性障礙，進而使我國生育率下降與經濟發展的內生性變量即人力資本的積累之間的聯系出現了斷裂。都陽(2001)[10]分析了生育率、人力資本與經濟增長的關系，認為人力資本是決定經濟增長和影響生育率水平的重要因素，人力資本的差異往往引致增長狀態的差異，新古典理論過分估計了實物資本的作用，卻忽略了人力資本對促進經濟增長和降低生育率水平的雙重意義。孫樹強(2013)[11]構建了一個兩部門模型，分析了在經濟發展過程中所出現的生育率降低、人力資本投資逐漸增加及經濟結構變化之間的關系。郭劍雄等(2006)[12]將生育率與人力資本納入到二元經濟分析框架中，分別探討了生育率及人力資本對二元經濟結構轉化的作用。

與既有文獻相比，本文主要在以下兩方面進行了擴展：一是，現有多數文獻關于二元經濟結構收斂的重點一般都是資源配置方面而忽略作為經濟發展主體的人的變化對二元經濟結構收斂的作用，解決長期增長問題需要依靠供給因素，本文主要是通過引入人口轉型這一概念，從人的供給角度去探析，試圖對中國二元經濟結構收斂提供一種不同于既有文獻的解釋。二是，如前所述，關于中國人口轉型與二元經濟結構收斂的文獻大多從人口轉型的某一方面著手，很少有文獻能將人口的量質轉型納入二元經濟結構分析框架，本研究能夠拓展有關二元經濟結構收斂的文獻。

二、理論分析

長期以來中國經濟不斷發展的事實表明，工業化、城市化以及宏觀經濟政策等外部條件的推動是中國二元經濟結構能夠不斷收斂的重要因素，但二元經濟要持續收斂更需內因也即傳統部門自身不斷發展的內在因素的推動。本文認為，當工業化持續推進到中期階段以后，二元經濟結構收斂的最關鍵、最重要的內部要素便是農村人口質量的普遍提升，以及有利于人口質量提升的農村生育水平的持續下降。形成這一觀點，主要源于內生增長理論，包括：盧卡斯(R.E.Lucas)的人力資本增長模型；貝克爾(G·S Becker)的代際效用函數；將生育率與人力資本同時納入的B-M-T(Gary S.Becker,Kevin M.Murphy and Mark M.Tamura)增長模型。

為此，基于要素投入結構和發展方式轉變視角，本文通過引入生產函數，剖析了農村人口轉型對二元經濟結構收斂的影響及作用機制，從而提出傳統部門生產函數與現代部門生產函數的趨同便是二元經濟結構不斷收斂的現實條件，也即由傳統農業生產函數轉變為現代農業生產函數。

從傳統農業生產函數轉變為現代農業生產函數，從技術角度看，傳統農業生產函數為：QT=f(L,N)，其中，L為勞動，N為土地。傳統農業主要依賴土地和勞動等初始資源去獲得產出，由于技術水平長期不變，在短期中，土地為不變量，因此，傳統農業生產函數可簡化為：QT=f(L)，其表現形態為比較經典的靜態函數。現代部門則主要是依賴于人力資本水平比較高的勞動力和先進資本等現代投入要素為特征的部門，并且，現在部門的技術進步隨著時間不斷推移而持續發生，其生產函數為：QM=f(K,hL,t)。K為物質資本， h為人均人力資本水平，t為伴隨時間產生的技術進步。靜態條件下,現代部門的生產函數為:QM=f(K,hL)。因此，從生產函數轉變的角度看，二元經濟結構的收斂可概括為：(1)工業化、城市化及傳統部門的小部門化；(2)傳統生產要素不斷被現代生產要素逐步進行替代；(3)人均產出水平在傳統部門與現代部門兩部門之間的不斷趨同。

具體而言，農村人口轉型主要通過以下兩個方面對二元經濟結構收斂產生影響。

第一，工業化進程中的農村人力資本不斷提升有利于傳統的農業生產函數過渡到現代農業生產函數。

在二元經濟結構中，人力資本引入農業生產函數的第一個效應便是有利于加速勞動力的非農轉移。我們發現在一些經典的發展經濟學人口遷移函數中，農業部門的人口遷移率是城鄉收入差距的函數。這表明勞動力是逐漸趨于從較低工資率的農村流向較高工資率的城市，這和資本從報酬率低的地方不斷流向報酬率高的地方是同樣的道理。劉易斯的經典模型研究表明，城鄉居民收入水平的絕對差距是導致人口在城鄉間流動的原因，他發現大約1/3的城鄉工資差距就可以將勞動力不斷從傳統農業部門引致至城市現代部門[13]。當我們發現農村勞動力人力資本存在質量差異時，通常，當勞動力有著較好的教育背景、較高的技術水平，則這種類型的勞動力更易于轉移到城市現代部門，其向現代部門不斷進行轉移的概率也越來越大。周其仁(1997)發現，現有的農村人力資本存量被率先動員起來對流動就業和較高的收入機會做出反應，外出勞動力的文化程度明顯高于全體農村勞動力的平均水平，掌握專門技能的比例也大大高于樣本全體[14]。李勛來(2005)通過建立影響農村勞動力轉移的計量分析表明，農村人力資本存量每增加1%，可使農村勞動力轉移數量增加0.75%[15]。進入工業化中期階段以后，隨著城市現代部門產業升級的不斷加快，城市現代部門對勞動者的素質要求越來越高，因此，農村轉移勞動力的人力資本水平必須要適應現代化產業發展需求的適應性變化，否則，就會出現城鄉勞動力需求之間的矛盾，造成城鄉之間人力資本的門檻，工業化、城市化就會由于農村勞動力出現轉移障礙而受影響。

人力資本引入農業生產函數的第二個效應便是有利于現代要素引入農業部門。結合內生增長理論的論述，現代經濟增長的一個基本事實便是不斷持續的資本深化，物質資本必須與人力資本水平的不斷提升作為互補關系而同時存在。當物質資本與勞動力技能之間存在明顯的不相匹配，則會顯著阻礙后發展經濟技術進步速度和追趕能力。因此，在生產過程中能夠引入更加先進和復雜技術的先決條件便是人力資本存量的高低(A.P.Thirlwall,1999)。在物質資本投入過程中也明顯存在著促進人力資本投資不斷增長的機制。在農業部門現代化的過程中，人力資本相比物質資本顯然是更重要的發展動力和增長源泉。巴羅和薩拉伊馬丁認為，人力資本與物質資本間的不平衡，對經濟增長率會產生截然不同的影響：假使人力資本相對豐裕，對于一個廣義產出概念而言的增長率仍會隨著物質資本與人力資本之間的不平衡變大而增加；與此相反，增長率則會隨著二者不平衡的增大而下降[16]。

人力資本引入農業生產函數的第三個效應便是有利于人均產出水平的不斷增長，其主要基于三種機制：(1)勞動力轉移機制；經驗表明，農業部門的勞動力份額越多其勞動生產率水平越低。通過引入人力資本，能夠不斷提升農業部門的人力資本水平，進而通過劉易斯的勞動力轉移機制切實強化勞動力的轉移能力。(2)資本深化機制；依照索洛經濟增長模型中的分析，通過引入人力資本，人均資本裝備率將會不斷上升，進而能夠不斷提高單位勞動的產出水平。(3)人力資本增長機制；盧卡斯(R.E.Lucas,1988)認為，人力資本是推動技術不斷進步的主要因素。通過人力資本的規模效應的影響促使技術進步得以不斷累積和擴散，進而促使農業部門人均產出得到不斷提高。

第二，伴隨著工業化發展過程中農村生育率的持續下降，會分別對二元經濟結構收斂產生直接效應和間接效應。

生育率對二元經濟結構收斂的影響，主要是通過與人力資本的關聯而產生間接影響。根據貝克爾和巴羅等人(G.S.Becker and R.Barro)的理論闡述[6-7]，子女的數量和質量都是家庭效用的來源。父母要取得家庭效用的最大化，究竟是偏好子女的數量還是質量(人力資本)方面，決定于在家庭預算約束特定的狀態下單位投資所產生的不同邊際收益率的對比。生育率的不斷下降會隨著人力資本投資收益率的持續提高進而不斷加速人力資本的投資積累。貝克爾、墨菲和田村(1990)[7]在人口變遷研究中提出一個具有利他性質的父母效用函數：

Vt=u(ct)+α(nt)ntVt+1

(1)

式中，u′>0，u″<0，α′<0；Vt和Vt+1是父母和每個孩子的效用，ct是父母的消費；nt是孩子的人數，父母對孩子的利他程度α(n)和生育率(孩子的數量)是負相關的。父母未來消費的貼現率等于α(n)的倒數，即[α(n)]-1。貝克爾、墨菲和田村等認為，由于α(n)與n是負相關的，當人力資本存量水平很低的時候(H=0)，由于生產和養育孩子的時間成本很低，未來消費的折現率要大于人力資本投資的收益率，即：

[α(n)]-1>Rh,H=0

(2)

此時出生率會很高，因而對子女人力資本的投資一般將不會發生。反之，持續下降的生育率水平會導致對子女人力資本投資的不斷提升。即 “在增長理論中引入生育決策能夠使我們更清楚地思考那些對收入增長至關重要的人力資本增長”[17]。

生育率對二元經濟結構收斂除了間接影響外，還有更加直接的影響。第一，農村生育率的不斷下降直接導致了農村剩余勞動力總量水平的持續下降，這意味著農村剩余勞動力非農轉移的壓力能夠予以大范圍釋放。根據費景漢和拉尼斯的相關論述，在二元經濟結構中，只要存在農村剩余勞動力，那么當且僅當剩余勞動力轉移率大于人口增長率時，經濟持續發展最終才會成功，反之，若人口增長率大于農村剩余勞動力轉移率，經濟發展則注定是失敗的[18]。因此，客觀地講，生育水平的下降對二元結構收斂的作用與農村剩余勞動力轉移率的提高具有相同的意義。第二，農村生育率的下降能夠帶來資本深化效應。索洛的經濟增長模型中，所謂資本的深化效應，人口增長率n的下降有著和儲蓄率sf(k)增加相類似的效應。從圖3可以看出，在其他人均產出等既定的條件下，人口增長率從n持續下降到n′，伴隨著圖中斜率的不斷變小，有效折舊率曲線從(n+δ)k下降為(n′+δ)k。屆時，穩態人均儲蓄由s上升到s′，資本的人均裝備水平從k上升到k′。

圖3 生育率下降對人均儲蓄率的影響

綜上所述，本文得出如下理論命題：

在中國經濟水平進入工業化中期階段以后，農村人口轉型對于二元經濟結構收斂的影響取決于農村生育水平的持續下降過程中，農村人力資本水平的持續提高。具體而言，人力資本通過三重效應，即勞動力轉移效應、現代要素引入效應、人均產出增長效應，促使傳統農業生產函數轉變為現代農業生產函數；生育率通過雙重影響，即通過對人力資本的間接影響以及減少人口數量與資本深化效應，最終對二元經濟結構收斂產生影響。

三、數據及統計性描述

(一)數據來源及分布

本文以進入工業化中期階段作為起點，采用中國31個省份1995-2015年21個年度的面板數據為樣本，數據選擇從1995-2015年為樣本，其原因主要是，雖然中國經濟伴隨著改革開放已有40余年的發展，但中國的工業化進入中期階段基本是始于20世紀90年代中期。國際一般經驗表明，工業化持續發展到中期階段一般表現為工業化和城市化的加速推進期，進入工業化中期階段以后，經濟發展最關鍵、最重要的內生因素是人口轉型，即農村人力資本水平的整體提高，以及有利于此條件形成的農村居民生育率決策的徹底改變。

數據來源為中國宏觀經濟數據庫《區域經濟》《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》及各省市歷年統計年鑒。面板數據的優勢和特征為本文在計量模型中較全面的進行分析提供了可能和良好的數據基礎，1995-2015年期間，共獲得樣本數據4557份。

圖4 中國二元經濟結構及演變趨勢

(二)二元經濟結構趨勢

按照二元反差指數測度的中國二元經濟結構收斂趨勢如圖4所示，二元經濟結構在地域上呈現為一種非均衡的狀態。經濟較發達的東部地區、經濟相對落后的西部地區以及介于兩者之間的中部地區呈現出不同的二元經濟結構收斂水平，其在空間分布上顯示出很強的規律性。首先，從二元反差指數絕對值來看，2015年全國二元反差指數23.62。其中，西部地區最高(32.7)，中部次之(24.74)，東部最低(13.41)。其次，從收斂幅度看，全國從1995年至2015年年均降幅不到1%，進一步分析區域差異發現，東部降幅最高年均降幅為(3.12%)，其次是西部地區(0.6%)，最低是中部地區(0.1%)。

(三)農村人口轉型現狀及趨勢

如表1所示，1995-2015年間，農村人口轉型強度有顯著提升，從1995年的1.77到2015年的2.49，年均提升0.04個單位；其中，戶均人口數從1995年的3.94到2015年的3.46，年均下降0.02個單位；平均受教育年限從1995年的6.97到2015年的8.62，年均提升0.08年。就區域分布看，東部農村的人口轉型強度最高(2.39)，其次是中部(2.08)，最低是西部(1.68)；東部的人力資本積累較豐厚，中部和西部的人力資本積累較弱，西部的平均受教育年限相比東部有近2年的差距；從戶均人口數看，西部相比東部要多近1個單位的戶均人口，而中部處于兩者之間。

表1 中國農村人口轉型狀況及趨勢

注：表中人口轉型強度數據是根據農村居民平均受教育年限與戶均人口數比值得出，其中平均受教育年限=不識字或識字很少×0+小學×6+初中×9+高中或中專×12+大專及大專以上×16。

(四)農村人口轉型與二元經濟結構的統計性描述

上文的統計性描述分析表明，1995-2015年間，伴隨著農村人口轉型強度的逐步提升，二元反差指數也穩步下降，那么農村人口轉型與二元經濟結構收斂是否存在逆相關關系？圖5描述了生育率、人力資本、農村人口轉型強度3個核心人口轉型變量與二元經濟結構的關系。分析可見，無論是散點圖還是擬合曲線，均清晰顯示了隨著農村人口轉型的不斷提升，二元經濟結構逐步趨向收斂。其中，戶均人口數戶擬合曲線較為平緩，人均受教育年限和農村人口轉型強度擬合曲線較為陡峭。但圖5僅是統計性描述結果，一方面，它沒有考慮控制變量的作用，所描述的關系并不精確；另一方面，它并不能給出農村人口轉型與二元經濟結構之間精確的數量關系。下文將利用計量分析方法，解決以上兩個問題，進一步剖析農村人口轉型對二元經濟結構收斂的影響。

四、計量分析

(一)計量模型的選擇與變量設置

若從人的供給角度去分析二元經濟結構收斂，可以引入農業生產函數，二元經濟結構的收斂意味著農業部門與工業部門生產函數的趨同，也即由傳統的農業生產函數過渡到現代農業生產函數。本文主要是基于柯布-道格拉斯生產函數，擴展并建立了基礎計量模型：

(3)

其中，被解釋變量lnRit表示i省第t年的二元反差指數，D是核心解釋變量，代表農村人口轉型，包括生育率、人力資本、人口轉型強度細分變量。X代表系列控制變量，主要包括農村人口轉型之外影響二元經濟結構收斂的物質資本、技術水平等因素。εit是隨機擾動項，i和t分別代表截面維度與時間維度，具體的變量設置及統計性描述見表2。

圖5 農村人口轉型與二元經濟結構收斂水平的關系

表2 變量設置及統計性描述

注：所用軟件為Eviews10.0，下同。

對于文中的模型設定，需要進一步說明的是，解釋變量的選取主要是根據經典理論及相關文獻，在模型中通過盡量選取較全面的解釋變量，并且在模型設立前，已經做了變量的相關性和共線性檢驗，所有解釋變量之間都不存在高度的相關性與共線性，模型忽略了部分解釋變量之間存在的不太嚴重的相關性與共線性，防止因遺漏解釋變量而出現估計系數的嚴重偏誤。對于本文出現的內生性問題，給予了充分關注，并主要采取了以下方法：(1)代理變量法。如表2所示，對影響二元經濟結構收斂的一些難以觀察的解釋變量，盡量采取代理變量納入模型，以減少因遺漏變量以及模型設定偏誤造成的內生性問題。(2)面板數據法。根據文中面板數據的特征，采用了內生解釋變量的滯后變量作為工具變量進行了2SLS回歸，發現回歸的結果十分穩健，表明計量模型較好的克服了內生性問題。在具體的計量模型分析過程中，針對固定效應模型(fixed effects model)或隨機效應模型(random effects model)的選擇，通過采用Bootstrap進行Hausman檢驗，結果表明本文采用固定效應模型，而且由于數據可能存在相關性，我們采用了聚類穩健標準差進行了處理，從而消除異方差和序列相關等問題的困擾。

(二)實證結果及分析

基于方程(1)建立2個計量模型(表3)，模型的R值和F值均較顯著，表明文中選擇的解釋變量可以對被解釋變量有較好的解釋力，并且模型的整體的顯著性較強。分析2個模型的回歸結果可見：

1.就生育率水平看(模型1)，農村戶均人口數的系數在1%水平上顯著為正，農村戶均人口數每增加1%，二元反差指數上升1.62 %。該結論的政策意義是，農村居民戶均人口數的降低即生育率水平的下降，將有助于二元經濟結構的收斂。

2.就人力資本水平看(模型1)，平均受教育年限的系數在1%水平上顯著為負，該結論與經典的人力資本理論相吻合。其中，平均受教育年限每增加1%，二元反差指數下降0.68 %。該結論的政策意義是，提高農村居民的平均受教育年限，將有利于二元經濟結構的收斂。

3.就農村人口轉型強度看(模型2)，農村人口轉型強度的系數在10%水平上顯著為負，人口轉型強度每增加1%，二元反差指數下降0.12 %。該結論蘊含的政策意義是，伴隨著農村人口的量質轉型，二元反差指數呈現逐步下降趨勢，在此趨勢下，理性的農村居民會側重于人力資本的投資而弱化對人口數量的追求，從到促使二元經濟結構趨向收斂。

4.對于控制變量物質資本與技術水平而言，土地在模型1、2中彈性系數均為正，表明土地這類傳統物質資本對于二元經濟結構收斂不顯著；化肥投入量在模型1、2中彈性系數均為負且系數較小，表明化肥投入對二元反差指數的貢獻較小；農業機械動力在模型1、2中彈性系數均為負且系數較小，這并不意味著農業機械動力對二元經濟結構收斂的貢獻為負，而可能是因為土地規模限制了農業機械的彈性貢獻。

表3 計量回歸結果

注：(1)括號上面報告的是系數，括號里報告的是標準誤，下同；(2)*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著，下同。

(三)農村人口轉型對二元經濟結構收斂的影響隨時間和區域差異改變嗎

對于二元經濟結構來說，隨著農村人口轉型的持續推進，農村人口轉型對于二元經濟結構收斂效應將會越來越大。那么，隨著改革開放的逐步深化，農村人口轉型對于二元經濟結構收斂的效應，是否隨著時間演進和區域差異有所變化？在方程(1)的基礎上，加入農村人口轉型與時間、區域的交叉變量，建立模型3、模型4來進一步分析，回歸結果見表4。

從時間趨勢看，和基年1996年相比：(1)農村人口轉型強度的系數在1996-2015年均顯著為負，且絕對值呈不斷遞增趨勢，表明農村人口轉型隨著時間的推移對二元反差指數的逆向影響逐漸強化(模型3)。(2)將農村人口轉型解釋變量分解為生育率與人力資本后，我們發現，無論是農村戶均人口數還是平均受教育年限，兩者系數都顯著，農村戶均人口數的系數為正，平均受教育年限的系數為負，由此可見，一方面，1995-2015年間，隨著時間的推移農村戶均人口數對二元反差指數的影響在逐漸加深，另一方面，平均受教育年限的增長對二元反差指數的降低隨時間有不斷強化的趨勢(模型4)。

表4 基于時間趨勢與區域差異的回歸結果

就區域差異看：(1)東中西部的農村人口轉型強度的系數均顯著，無論是中東部地區，還是西部地區，農村人口轉型強度與二元反差指數始終是負向關系，這與我們預期以及相關經驗研究是一致的(模型3)。20世紀90年代中后期以來，以平均受教育年限與農村戶均人口數之比為表征的農村人口轉型強度在我國總體上趨于上升趨勢，這對二元經濟結構的轉換具有很強的推動作用。我們發現從東中西部三個地區的農村人口轉型強度估計系數(絕對值)來看，東部的農村人口轉型強度系數(絕對值)明顯大于中西部地區，說明我國東西部地區之間二元反差指數的差別主要還是因為農村人口轉型強度的地區差距，這也印證了農村人口轉型是二元經濟收斂為一元經濟的關鍵因素。(2)從生育率與人力資本角度來看，東中西部的農村戶均人口數系數顯著為正，且東部的生育率水平相比中西部對二元經濟的影響較顯著；對于人力資本水平而言，東中西部的平均受教育年限的系數顯著為負，這表明東部地區的平均受教育年限對二元經濟的收斂促進作用最大，西部最小，中部介于東部和西部之間(模型4)。

五、結論及政策建議

本文集中探討了農村人口轉型對于二元經濟結構收斂的影響，使用中國31個省份1995-2015年21個年度的面板數據，將人口轉型強度和二元反差指數指標引入二元經濟收斂的實證模型進行研究，深入分析了進入工業化中期階段以后農村人口轉型對二元經濟結構收斂的影響。相關結論概括如下：第一，我國進入工業化中后期的不同地區間農村人口轉型強度與二元經濟結構之間呈逆向變動關系，即經濟越發達的東部地區，其人口轉型強度水平越高，二元反差指數越小，而經濟越落后的西部地區則恰恰相反。第二，我國進入工業化中后期不同地區間人力資本水平與生育率之間存在逆向變動趨勢，即東部地區較高的人力資本水平對應其較低的生育率水平；而西部地區較高的生育率水平則與較低的人力資本水平相聯系，這是因為人口轉型強度是由人力資本水平與戶均人口數之比構成。第三，伴隨著我國進入工業化中期階段以后，在東中西部的農村地區已基本形成人口量質轉型的健康發展狀態，但是人口轉型作為二元經濟結構收斂的最重要的因素，其作用發揮在東中西部存在差異，東部地區的人口轉型強度系數絕度值近乎于西部的5倍，這導致了東部地區的二元反差指數接近于西部的一半，地區之間二元結構存在巨大反差。因此，我們得出與本文預期相吻合的結論：在經濟發展進入工業化中期階段后，農村居民主要通過生育率的調整來持續改善和優化人力資本水平，進而將農村人口轉型作為二元經濟結構收斂的主要因素。

以上結論表明，在我國經濟發展水平進入到工業化中后期階段以后，不斷加速二元經濟結構向一元經濟轉化的政策要點，應該主要是滿足農村生育水平不斷下降而產生的對人力資本的投資快速增長的需求，進而促使廣大農村地區人力資本的積累率和人力資本的存量水平大幅度提升。具體而言，包括以下三點政策建議。第一，建立健全農村人力資本提升的制度環境，通過給予農村地區傾斜性政策以及不斷加大政府財政投入力度與比重，確保農村人力資本存量水平的持續提升。第二，切實加強對農村地區的教育和培訓投入力度，使優質教育資源不斷向農村轉移，對農村教育薄弱的義務教育及高中教育階段加大投入，加強對農民工的職業技能教育，加大扶貧工作中教育扶貧力度。第三，不斷完善和開放農村勞動力市場，建立農民就業保障機制，使農村勞動力能夠在市場機制下進行定價，進而不斷激發農民向人力資本投資的熱情。

注釋：

① 農村居民和城鎮居民相比，城鎮農村收人比持續保持在3倍左右。參見程名望,蓋慶恩,Jin Yanhong.人力資本積累與農戶收入增長[J]．經濟研究,2016(1):168-181.

② 中國二元經濟結構不是沿著一條平滑軌道在持續轉化，而是表現出波動、迂回、反復甚至強化的趨勢。參見高帆.中國各省區二元經濟結構轉化的同步性：一個實證研究[J]．管理世界,2007(9):27-36.

③ 二元經濟結構理論上有三種測度方法，一是比較勞動生產率，二是二元對比系數，三是二元反差指數，本文主要用二元反差指數來對二元經濟結構進行衡量，二元反差指數是指兩部門產值(或收入)比重與勞動力比重之差的絕對數的平均值。

④ 傳統的人口轉型(demographic transition)作為人口學概念，它闡述了人口發展從高出生率、高死亡率和低自然增長率轉變為低出生率、低死亡率和低自然增長率的過程(Mason,2005;Lehr,2009)，本文人口轉型概念是對傳統人口學概念的擴展，指人口生產由數量偏好(高生育率)向質量偏好(高人力資本積累率)轉變的過程。

⑤ 1960-1999年，總和生育率在拉丁美洲從6驟然跌落至2.7，西歐及西方的旁支國家的總和生育率則下降到了更替生育率水平之下。(World Bank,2001)

⑥ 總和生育率(Total Fertility Rate)表示的是，一名女性在其生命的每個年齡段都達到了特定年齡生育率并且度過了她的整個生育期時該女性應該生育的后代的平均數量。

⑦ 中國農村的生育率下降，是計劃生育政策和工業化、城市化綜合作用的結果，隨著20世紀90年代市場經濟體制在中國的確立和不斷完善，經濟社會發生了深刻變革，特別是市場化、工業化、城市化得到快速發展，經濟社會因素逐漸替代強制性的計劃生育政策在人口生產偏好轉變方面起著主導作用。參見郭劍雄.人口生產轉型與內生農業發展[M]．北京：科學出版社，2015：40.

⑧ 數據來源為《新中國農業60年統計資料》及相應年份《中國農村住戶調查年鑒》。

⑨ 數據來源為相應年份《中國農村統計年鑒》。

⑩ 本文中，由于部分年份農村生育率數據缺失，通過農村家庭的戶均人口數從側面反映農村生育率水平。