官爱兰，蔡燕琦

(华东交通大学人文社会科学学院，江西南昌 330013)

人力资本对农业发展的积极作用被国内外众多学者所研究。早在1906年美国经济学家费希尔就提出了人力资本概念，他认为只要能够带来财产性收入的物质都能算资本，并对资本作了解释与分析。美国诺贝尔经济学奖获得者西奥多·W·舒尔茨(TheodoreW．Schultz)(中文译本，2006)在长期的农业经济研究中发现，农业居民的素质与农业技术水平的提高是促使美国农业在20世纪50年代产量大幅度提高的关键，而非传统认为的土地、劳动力数量或者资本存量的增加。他还认为要转变传统农业的生产方式，需要不断增加农业智力资源的供给［1］。卢卡斯 (Locus，1988)提出了内生经济增长模型，把人力资本的理论引入经济增长，他认为人力资本的增长对经济发展是内生性的作用［2］。

国内学者对人力资本与经济发展的关系也有相应的研究，李宝元 (2000)通过自己设定的不同方法证明了人力资本的投入与经济增长之间成正相关关系［3］。钱雪亚、张小蒂 (2000)在农村人力资本积累和收益性的分析基础上，发现农村高文化程度的人员不足很大程度上阻碍了第一产业的经济发展［4］。钱晓烨、迟巍、黎波 (2010)通过建立空间计量模型、实证出人力资本对经济增长的间接贡献不明显［5］。

虽然国内外众多学者对人力资本与经济发展的关系、农村人力资本开发对农业经济发展的影响等问题有诸多研究，但是对农村人力资本与农业发展的区域、省域研究相对较少。中国中部地区经济发展较东部沿海地区还存在差距［6］。如何打造中部区域的特色经济，发展中部地区的农村经济也就显得十分重要［7］。而当今制约中部农业经济发展的关键因素之一就是人的充分开发利用不够［8］。因此，该文针对中国中部省区的农村人力资本开发影响农业发展及其省际差异进行研究。文中的农村人力资本开发主要是指农村教育开发、医疗保健开发、劳动力数量投入三大方面，农业经济发展主要是针对农业总产值而言。我们在C-D(柯布-道格拉斯)生产函数的基础上，对1990～2011年的农业总产值、农村教育投入、医疗保健投入及劳动力数量投入等面板数据进行实证分析。最后通过计量结果的比较，得出中部省区农村人力资本开发影响农业经济发展效率及其省际差异性，并进行相应的机理分析。

1 变量选取及模型设定

1.1 变量选取及数据说明

该文的样本数据是由中部地区6个省份 (即山西、江西、安徽、河南、湖南、湖北)1990～2011年22年时间跨度组成的panel数据。变量选取具体说明如下:

(1)被解释变量 (GDP):采用的是农业 (第一产业)总产值，是指剔除了价格变动因素的农业实际总产值，为反映农业经济发展的核心指标。

解释变量涵括以下指标:

(2)农村物质资本存量 (K):对其估算采用永续盘存法。公式为:

其中，K指农村物质资本存量，i表示第i个省区，t表示第t年，I/P为当年实际的农村固定资产投资，λ为年折旧率。变量及参数选取参照了吴方卫 (1999)以及徐现祥、周吉梅、舒元 (2007)的做法进行。农村物质资本存量以1990年为基期①其中当年投资指标选取的是农业固定资产形成总额，由于国内统计数据和现有文献对于农村固定资产价格指数较少，该文用农业生产资料价格指数来代替。。农村固定资本形成总额参照吴方卫 (1999)［9］以及张军、吴桂英和张吉鹏 (2004)［10］的折旧率，选取5．4%为标准。

农村物质资本存量能够给农业经济带来正效应，能支持农村经济建设所需要的客观环境，为农村人力资本的开发创造比较好的公共基础。

(3)农村劳动力数量 (L):采用中部各个省区农村地区人口数量。农村劳动力数量的多寡直接影响到了农村人力资本开发的强弱，有效劳动力数量的增加可以提高农业经济的效率，促进农业经济发展。

(4)农村教育人力资本 (E):反应农村人力资本开发的关键指标，选取中部各个省区平均受教育年限。根据各省区受教育程度平均每百个劳动力文化程度，再将受教育程度进行不同加权。将受教育年限限定为5个层次:文盲和半文盲、小学、初中、高中 (含中专)，大专及以上分别设权重为1年、6年、9年、12年和16年。平均受教育年限直接反映了农村人力资本教育开发的状况，受教育水平的提高能促使农村居民更好吸收农业技术知识，获取更有效的农业开发能力。

其中，i=1，2，3，4，5，Ei表示各个受教育程度的权数值，Li为接受不同程度教育的农村人口数。

(5)农村健康人力资本 (H):选取中部各个省区财政支出中的农村医疗卫生投入额度来衡量农村人力资本健康的标准②由于各个统计年鉴未对农村医疗卫生财政单独列出，本文根据省域总医疗卫生投入及农村人口占总人口比重，全国农村卫生投入占全国医疗卫生投入预算比重二者加权计算而得。。作为衡量农村人力资本开发的另一关键指标，农村医疗卫生投入的程度直接影响了农村医疗卫生服务水平与质量。农村健康人力资本的开发虽然是一个长期的过程，但是农村健康人力资本开发越完善，就越能保证农村人力资本更好地投入到农业经济生产，更好地促进农业经济发展。

上述提到的变量和数据均根据《新中国60年资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》和《中国卫生统计年鉴》(1991～2012)整理分析所得。

1.2 模型设定

以LUCAS的内生经济增长理论为基础，将农村教育和健康人力资本因素引入C-D生产函数，考察我国中部各个省份农村人力资本开发影响农业经济发展的差异关系。模型设定为:

两边取对数，可以得到

将模型 (2)运用到面板数据，设定计量模型如下:

其中，i表示第i个省区，t表示第t年。被解释变量GDP为农业实际总产值，K和L分别表示农村物质资本存量和农村人口数量，H和E分别表示农村健康人力资本和教育人力资本。ξ为随机误差项，μ表示残差。(3)式是一个双对数模型，表示农业实际产值变动率与解释变量的待估计参数的变动率之间的弹性关系，也就是当解释变量变化1%时，农业实际总产值变化的百分数，系数符号为他们对农业产值影响的方向，参数值的大小表示影响程度。

2 中部各省农村人力资本开发影响农业经济发展的实证分析

主要从农村教育与健康人力资本开发、劳动力数量投入等方面考量中部地区及各省份农村人力资本开发与农业经济关系，一方面运用面板数据分析中国中部地区整体的农村人力资本开发状况以及对整个地区的农业经济影响，另一方面细化到中部各个省域，分析中部地区省际之间的差别和优势。运用Stata10．1软件进行分析，表1为这些变量的描述性统计。

表1 变量描述性统计

2.1 中部地区农村人力资本开发对中部农业经济影响的实证结果

对面板数据的估计是估计面板数据属于固定效应或随机效应。按计量经济学理论，该文Hausman检验结果显示设定的模型适合采用固定效应模型。表2的模型I是面板数据固定效应模型的估计检验结果，模型Ⅱ是修正的标准差估计。

表2 固定效应和修正后的模型拟合结果

再进一步用Wooldridge(2002)和Greene(2000)的方法分别对固定效应模型的估计结果进行异方差和自相关的检验，估计表明该文的面板数据存在异方差但不存在序列相关①运用Wooldridge(2002)关于面板数据自相关检验，统计量F(1，5)=1．063，Prob＞F=0．349 8，即拒绝原假设，不存在序列相关;根据Greene(2000)面板数据异方差检验，固定效应回归模型的中间组异方差修正的wald统计量χ2(6)=62．65，Prob＞χ2=0．000 0，存在异方差。。从估计结果显示，1990年以来中国中部地区总体的人力资本开发与农业经济之间存在正相关关系。总体上，农村劳动力对农业经济发展作用最为显著，农村劳动力每增加1%，中部地区农业经济有0．97%的增长。20世纪90年代以来，中部地区农村劳动力尤其是高人力资本含量的劳动力大量输出，农村劳动力投入严重不足，农业发展很不充分。因而增加农村劳动力特别是高素质劳动力的投入，有益于农业经济大力发展。中部地区平均受教育年限对农业经济发展的效果较为显著，平均受教育年限每增加1%，中部地区农业经济有0．58%的增长;医疗卫生投入每增加1%，农业经济增长0．33%。说明了中国中部地区在20世纪90年代以后，农村人力资本开发影响农业经济增长的显著性排列为:农村劳动力投入＞教育人力资本开发＞健康人力资本开发。

2.2 中部地区农村人力资本开发影响农业经济的省际差异

为了能更好地进行区域内部的省际比较，运用中部地区1990～2011年的实际农业GDP的变差系数来对省际经济增长水平差异进行衡量。变差系数 (Cv)是比较绝对差异、最大或者最小系数以及标准差等较为合适的用作衡量样本值之间差别大小的衡量指标，并且由于它剔除了样本随时间变化而变化的情况，在分析运用中能更好阐释时间序列变化的情况。倘若变差系数越大则表明省际差异越大。其公式为:

利用以上公式，计算出中部地区22年间农业经济增长水平的变差系数。用此来说明中部地区区域内的省际发展差异。结果如图1所示。

图1 中部地区省际的农业经济增长差异

从图1可以看出，中部地区省际间的农业经济增长水平存在着差异。并且从时间的变化趋势上看，在2004年以前，中部地区省际农业经济发展水平差异较小，随后有所变化，尤其是从2009到2010年出现激烈变化。出现这种差异变化，从国家制度层面看，自2004年，国家对农村地区提出的“一村一官”的人才制度以及2010年颁布的《国家中长期人才发展规划纲要》，针对区域、城乡以及农村基层各类人才的培养给予了相应的政策与制度支持，有益于完善中部地区农村的人才建设机制，其作用传导到农业经济上来。特别是2008年全球金融危机以后，我国相对宽松货币政策和财政政策营造了快速刺激经济增长的外部环境，4万亿投资拉动经济中，中部各省份政府将资金投入的领域各有侧重，加大农业基础设施建设的投资力度也不尽相同，带来农业物质资本增长的短期差异大，进而形成中部各省区刺激农业经济增长的结果迥异。

而至于农村物质资本、农村劳动力人数、农村教育人力资本和健康人力资本等相关变量的省际差异变动率，影响中部地区省际农业经济增长差异变动的程度如何?有必要进一步分析。

在向量自回归 (VAR)模型方法的Johansen协整检验的基础上，对中部地区农业经济发展的省际差异进行实证分析。具体如下:

(1)根据上文的变差系数公式，分别计算出农村物质资本存量的变差系数 (KCV)、农村劳动力变差系数 (LCV)、农村教育人力资本变差系数 (ECV)以及农村健康人力资本变差系数 (HCV)。

(2)对各个变量采取单位根ADF检验方法，同时为了尽可能消除和减少数据本身的异方差的影响，对上述提到的各个变差系数的时间序列进行数化处理，分别记为Ln KCV，Ln LCV，Ln ECV，Ln HCV，单位根检验结果如表4所示。检验结果显示，非平稳时间序列Ln KCV，Ln LCV，Ln ECV，Ln HCV，在经过一阶差分后都表现平稳，皆为一阶单整。

表4 Ln GDPCV、Ln KCV、Ln LCV、Ln ECV、Ln HCV的单位根ADF检验

(3)协整检验，验证分析变量之间的长期均衡关系。在一阶单整的基础上，进行协整检验。根据检验结果 (结果略)，最后确定VAR模型在滞后期数为3时是稳定的。进一步我们得到表5的协整检验结果，表明这些非平稳变量之间存在一个长期的关系。

表5 协整检验结果

Johansen的协整检验说明农业经济增长的变差系数以及农村物质资本存量、农村劳动力数量、农村教育人力资本以及农村健康人力资本的变差系数在0．05的显著性水平上存在着协整关系，且方程为:

式 (5)中括号内表示各个变量的标准差，e表示残差。从上述式子可以看出，农业经济增长的变差系数、农村物质资本存量的变差系数、农村劳动力的变差系数、农村教育人力资本的变差系数、农村健康人力资本的变差系数之间存在长期的均衡关系，并且在长期中，农村物质资本存量变差系数、农村劳动力变差系数、农村教育人力资本变差系数、农村健康人力资本变差系数对农业经济增长变差系数的弹性分别为7．416，2．245，4．684，2．795。这表示，农村物质资本存量的变差系数变化率每增加1%，农业经济增长的变差系数就增加7．416%;农村教育人力资本的变差系数变化率每增加1%，农业经济增长的变差系数增加4．684%;农村健康人力资本的变差系数给予1%变化，就能引起农业经济增长变差系数2．795%的变化;农村劳动力的变差系数给予1%变化，就能引起农业经济增长变差系数2．245%的变化。可见，中部地区省际间的农村物质资本存量差异变化对经济增长变动的影响弹性最大。由于随着中部各省份工业化、城镇化进程的积极推进，相对有限的资本主要用于满足工业与城镇的发展，农业经济的物质基础原本就薄弱，加之发展中的投入又稀缺，农业发展滞后。因此增加农村物质资本投资与积累，就有利于农业经济大力推进。当其他条件不变时，除了农村物质资本投资以外，导致中部地区农业经济增长水平差异的还有农村人力资本开发上的差别，对于农村劳动力在教育方面的投入差别，对农业经济发展水平差异有着重要的影响。在当今知识经济和技能经济时期，农村劳动者受教育程度越高、智力资本越积累，越能挖掘农业开发潜能，引领农业经济发展。

3 结论

该文基于中国中部地区1990～2011年6个省份的面板数据，利用计量经济模型对中国中部整体和6个省份分别对农村人力资本开发与农业经济发展的关系进行了实证研究。实证结果表明，中部地区整体的农村人力资本开发与农业经济发展之间存在正相关关系，农村人力资本开发诸因素影响农业经济增长的显著性的强弱依次为:农村劳动力投入、农村劳动者受教育水平提高、医疗卫生投入增加;就中部地区省际差异而言，农村物质资本存量、农村教育人力资本、健康人力资本、农村劳动力等方面的变差系数影响农业经济增长变差系数的弹性分别由大到小排列。所以，对于中部地区农业经济的长远发展，在稳固农村物质资本投入的基础上，亟需促进中部地区农村人力资本的深度开发，特别是教育人力资本开发，为现代农业发展供给高素质的新型劳动者。

［1］西奥多·W·舒尔茨．改造传统农业．．(第2版)．梁小民译．北京:商务印书馆，2006:132～150

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［11］官爱兰，全辉．河南农村人力资源现状与开发对策分析．安徽农业科学，2009，(13):73～75