刘 琦，文馨琦，侯娟娟

（1延安大学政法与公共管理学院，陕西 延安 716000；2江西财经大学生态经济研究院，南昌 330013）

0 引言

改革开放后的中国经历了人类历史上规模最大、速度最快的城镇化进程[1]，城镇化率由1978年的17.92%上升到2019年的60.60%，积累提高约43个百分点，平均每年提高1个百分点以上。但与发达国家80%左右的城镇化率相比，中国的城镇化进程仍然任重道远。观察中国城镇化过程可以发现，农村劳动力向城镇转移具有明显的选择性特征，即实现转移的劳动力呈现出男性化、年轻化和高学历，留守农村的劳动力则显现出女性化、老龄化和低学历[2]。农村劳动力弱化已经影响到农业农村现代化进程和城乡融合发展，党的十九大适时提出“乡村振兴战略意在应对农业农村发展滞后以及城乡发展失衡问题”。推进乡村振兴关键在于人才[3]，“人才是具有较高人力资本存量的人”[4]，农村高素质劳动力即为农村人才，农村人才非农转移意味着农村人力资本存量的减少。因而，城镇化对农村人力资本的“稀释”与实施乡村振兴战略之间存在矛盾。另一方面，从历史数据来看，城镇化率与农村人力资本积累呈现同向走势。根据《中国人力资本报告2019》和《中国人口和就业统计年鉴》(1988—2018)的相关数据显示，1985—2017年中国农村劳动力人均受教育年限与城镇化率均随时间递增。此期间，城镇化率由23.71%提升至58.52%，农村劳动力人均受教育年限从5.59年延伸至8.96年，增长了3.37年。由此引发的问题是：这种同向现象之间是否具有因果关系？如有，其背后的理论逻辑是什么？能否经得起经验检验？如果二者之间在理论上存在逻辑关系且得到经验支撑，那么城镇化与乡村振兴之间就不存在矛盾，两者将共存于中华民族伟大复兴之道上。本研究试图在理论和经验2个方面对上述问题作出回答。

关于城镇化或劳动力转移及其与人力资本积累关系的研究起源于西方学者对二元经济结构问题的探讨。Lewis、Fei&Ranis、Harris&Todaro等发展经济学家认为农村劳动力转移是消除城乡二元经济的良策[5-7]，但是他们均是在劳动力同质性假定下分析问题，未考虑到异质性劳动力转移对于农村地区人力资本的影响。随着20世纪中后期大量国际移民现象的涌现，西方学界开始将研究视野转移到移民对迁出地的影响，尤其关注迁出地的人力资本变化。早期的研究结论认为大量移民迁移造成迁出地人力资本流失，阻碍了迁出地的经济社会发展[8-9]。后期的实证分析表明，移民对于迁出地人力资本积累具有正向影响，且通过2种主要机制发挥作用，第一种机制为迁入地较高的教育回报诱发迁出地居民更多地进行人力资本投资[10-12]，有利于迁出地的人力资本积累，进而增加迁出地的人力资本供给量[13-14]。第二种机制是移民返回迁出地后将增加当地的人力资本存量，促使迁出地更快地发展[15]。

随着中国农村优质劳动力大规模向城镇转移，农村地区人力资本流失现象日益凸显，国内学者开始关注农村人力资本积累问题，主要从信贷、农村教育改革、家庭环境、劳动生产率、城镇化等方面讨论农村人力资本积累的影响因素。杨卫军等[16]认为农村信贷市场滞后是农村人力资本积累的阻碍因素。梁超[17]采用CHES数据和广义双重差分法分析得出，撤点并校降低了个体受教育时间，但对义务教育无显著影响。霍鹏等[18]使用CHIP 2013农村数据分析表明，父母外出务工对子女人力资本积累具有显著的负向作用。周京奎等[19]利用CHIP数据从理论和实证2个层面研究得出，当农业生产率提高时，农户倾向于教育投资，进而提升了人力资本积累。城镇化对农村人力资本积累的研究文献与本研究问题直接相关。在理论层面，郭剑雄等[20]把人力资本积累率内生化于迁移过程，认为选择性转移会促使农村人力资本深化。刘星等[21]认为当劳动力选择性转移对农村人力资本产生正反效应时，应采取一系列补偿政策强化人力资本深化。孙燕铭[22]进一步指出，农村劳动力迁移概率达到一定范围时，劳动力迁移才能提高农业部门的人力资本积累。随着宏微观数据以及实证方法的日益丰富，经验研究逐渐兴起。阮荣平等[23]的实证结果表明，人口流动对输出地人力资本具有正效应和负效应，但以负效应为主。李修彪等[24]基于1990—2010年省级面板数据，采用空间面板联立方程估计得出，省域人均人力资本存量与城镇化率之间存在正向空间相关性。邹小勤[25]基于重庆数据的分析，认为城镇化促进了人力资本积累，但后者对前者无推动作用。张安驰等[26]利用CFPS 2014数据分析得出，劳动力流动对农村人力资本投资的影响受到家庭人均收入门槛的调节。

国内外已有的相关研究为本研究提供了丰富的理论基础和经验借鉴，然而针对现有文献存在的缺陷，关于城镇化与农村人力资本积累关系的研究有待进一步深化。一是虽然现有少量文献从人口生育偏好视角探讨了城镇化对农村人力资本积累的影响机制，但是尚无充足的经验证据；二是现有实证研究基于数据驱动，缺乏完整且逻辑严密的理论框架；三是使用的数据和方法存在局限性。已有文献采用的数据或具有区域性，或具有特殊性，或来源单一，导致研究结论各异。而且在计量模型估计过程中，对内生性问题的讨论和处理不够严谨，估计结果不尽一致。

基于已有文献的缺憾，本研究从理论分析和经验证据2个方面论证城镇化与农村人力资本积累的因果关系。首先在理论层面上阐释城镇化对农村人力资本积累的影响，并探索中介传导机制；其次收集多个权威数据来源的相关数据构建省级面板数据，采用固定效应、面板工具变量等方法估计城镇化对农村人力资本积累的因果效应，并对中介机制、估计参数的稳健性进行一系列检验；最后根据理论和经验分析结果引申出政策含义。

通过推演理论假说和计量模型检验，本研究的主要发现是：城镇化改变了农村家庭人口生育偏好结构，即人口生育偏好由数量转向质量，农村家庭将更多的资源投向子代的教育和健康，从而随着代际延伸农村人力资本不断深化。计量模型估计结果支持了该理论假说，且人口生育质量偏好作为中介机制也得到了经验支持。

本研究为城镇化与农村人力资本积累搭建了理论框架，补充了人口学微观基础，并提供了经验证据，丰富和拓展了该领域的研究内容，研究发现进一步明确了城镇化战略与乡村振兴战略协同推进的理论认识。同时，研究结果也具有实践参考价值。城镇化对农村人力资本深化的正向影响虽然已经显现，但要使这种积极影响发挥更大的作用，还需要政府部门在城乡公共资源和公共服务的配置方面进行积极探索和改革，加速农村人力资本积累，缩小城乡发展差距。

本研究其余部分安排如下：第二部分阐述城镇化与农村人力资本深化的理论逻辑；第三部分介绍实证分析所需的数据、变量和计量模型；第四部分呈现并分析实证结果；第五部分为结论和政策建议。

1 城镇化与农村人力资本深化的理论假说

发展经济学理论和发达国家的经验表明，城镇化是一个国家或地区由欠发达向发达状态过渡的必经阶段。尽管各学科对城镇化的理解不同，但人口学意义的城镇化概念得到了最广泛的认可和使用。《人口科学大辞典》中把城镇化定义为城镇人口数量在总人口量中的占比不断上升的过程，其本质是农村人口向城镇转移并转为市民的过程[27]，相应的度量指标是人口城镇化率，即城镇人口与总人口的比值。依据研究目的和内容，本研究选择人口城镇化概念最为契合。

城乡二元经济结构是发展中国家最典型的特征，城镇部门劳动力的收入水平和生活水准均高于农村地区。在追逐收益最大化动机的驱使下，城乡收入差距成为农村劳动力流向城镇的主要动因[28-29]，农村劳动力的理性选择是进城务工，人口城乡流动内生于二元经济结构。然而，农村劳动力向城镇转移并非是一个无摩擦的理想情境，城镇部门用工的选择性和农村劳动力的异质性共同加大了劳动力市场的匹配难度。城镇部门的第二、三产业具有现代化特征，对从业者的知识、技术、学历等人力资本特征设置了一定的门槛。由于农村劳动力非同质[30]，其个体之间在受教育程度、健康状况等方面差异性较大，只有具备较高人力资本水平的农村劳动力才有可能被吸纳为城镇产业部门的从业者，实现跳出“农门”的愿望。当滞留在农村的劳动力意识到自身的人力资本水平与城镇部门的门槛之间存在差距时，为实现成功转移就会加大对家庭成员的人力资本投资，尤其会增加子女的受教育年限。在农村家庭资源有限、收入较低的约束下，家庭决策者就会改变人口生育的偏好，由数量偏好转向质量偏好，即减少生育后代的数量，将更多的资源投资于子女的人力资本[31-32]。虽然城镇化从农村部门中吸取了大量的人力资本，造成农村人力资本的短期流失，但是随着人口生育偏好转变、农村教育医疗等公共服务条件的改善，农村人口的受教育年限和预期寿命普遍性延长，农村人力资本在损失中逆势增长，城镇化对农村人力资本积累产生正的净效应。城镇化水平提高，激发农村家庭更强的人口质量偏好，农村人力资本实现持续平稳地深化，城镇化与农村人力资本积累实现了良性互动。

上述理论逻辑用数理模型亦可表达，用U表示城镇化率，Q表示人口质量偏好，H表示农村人力资本积累，X表示其他影响农村人力资本积累的因素。根据理论分析，人口质量偏好是城镇化的增函数见式(1)。

而农村人力资本积累又是人口质量偏好的增函数，见式(2)。

由式(1)和式(2)得到式(3)。

将以上理论推演概括为：城镇化是农村人力资本深化的主要推动因素之一，农村家庭的人口质量偏好是其内在逻辑机制，即城镇化→人口质量偏好→农村人力资本深化，该理论假说构成本研究实证分析的对象。

2 数据、变量与模型

2.1 数据

本研究的主要任务是检验城镇化与农村人力资本积累的因果关系，因此农村人力资本、城镇化等变量数据的规模和质量将关系到实证结果的可靠性。长期以来，中国城乡人力资本权威数据的缺失是研究有关问题的一大障碍，传统做法是利用统计年鉴中的人口学数据，采用不同的加权方法测算人口平均受教育年限，以此作为人力资本的度量指标。由于不同学者使用的权重存在较强的主观性，计算结果差异较大，不能客观反映人力资本存量状况。本研究采用《中国人力资本报告2019》中的人力资本数据，该报告由中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心发布。报告中的人力资本存量数据采用经过改进的J-F法计算得到，并且在计算过程中运用了大量的统计数据和微观调查资料，形成衡量人力资本的多维指标，如区分了城镇和农村人力资本，又分别计算了城乡劳均人力资本和人均人力资本的实际值和名义值。因此该数据库的人力资本数据具有更高的权威性，为本研究提供了可靠的数据来源。鉴于其他变量数据的可得性，本研究选取该报告中的2005—2017年全国31个省市自治区的农村人力资本数据，目的在于构成平衡面板数据。此外，本研究所使用的城镇化率、农村人均可支配收入、财政人力资本支出、城市生活用水、农村家庭人均教育和医疗支出、农村家庭规模等数据均来自2006—2018年的《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》、各省（自治区、直辖市）统计年鉴以及中国知网统计大数据研究平台，涉及货币计量的指标均使用以1985年为100的农村居民消费物价指数调整为实际值。

2.2 变量

2.2.1 被解释变量 本研究中的农村人力资本积累特指人均意义上的人力资本存量增长，人均人力资本提高又称为人力资本深化[33-34]，所以人力资本积累和人力资本深化在文中视为同一概念，并行使用。被解释变量农村人力资本使用《中国人力资本报告2019》中的农村人均人力资本加以度量，同时使用农村劳均人力资本用以稳健性检验。报告中的农村人（劳）均人力资本有名义值和实际值之分，文中均使用实际值。

2.2.2 核心解释变量 城镇化是本研究关注的核心解释变量，其有人口、土地、文化等多维度的内容[35]，相应的衡量指标亦多样化，如人口城镇化率、土地城镇化率等。根据城镇化的定义以及本研究的目的，并参考王曦等、陈云松等学者的文献[36-37]，本研究选取城镇常住人口城镇化率作为城镇化的度量指标，见式(4)。

2.2.3 控制变量 选取控制变量的依据是舒尔茨[38]、Mincer等[39]学者的人力资本经典理论，以及国内学者赵颖[40]、赵西亮[41]的观点，他们均认为对教育、健康的投资是人力资本形成的最主要途径，而这些投资主要源于家庭和政府[42-43]。家庭在教育、健康方面的支出又来自其家庭成员的收入，因此本研究选取农村居民人均可支配收入和农村财政人力资本支出作为控制变量。由于缺乏各省农村财政人力资本支出的数据，故参照李江一等[44]的处理办法，以各省的教育财政支出和医疗卫生支出之和与公共预算总支出的比值作为农村财政人力资本支出的代理变量。

2.2.4 机制变量 本研究提出的假说认为，城镇化是通过人口质量偏好而实现农村人力资本深化的，所以人口质量偏好即为机制变量。依照刘琦等[45]的文献，构建农村人口质量偏好强度指标，该指标的分子反映人口质量偏好，用农村家庭人均教育和医疗支出度量，分母反映人口数量偏好，用农村家庭规模度量，二者比值越大则意味着人口质量偏好越强。

2.3 实证模型

由于面板数据具有样本量大和信息量丰富的特征，而且固定效应估计能够消除不随时间变化、不可观察的变量而引起的内生性问题，故本研究采用双向固定效应模型检验城镇化对农村人力资本深化的影响，见式(5)。

RPHit表示第i个省份第t年的农村人均人力资本存量，URBit表示第i个省份第t年的城镇化率，X′it为控制变量向量，包括相应省份和年份的农村居民人均可支配收入和财政人力资本支出占比，λp为省份固定效应，ηt为年份固定效应，μit为误差项。

3 实证策略与结果分析

本部分实证策略步骤是：描述性统计→基准回归→工具变量回归→稳健性检验→机制检验。

3.1 变量描述性统计

对各变量进行描述性统计分析，查验变量值的合理性。结果见表1。表1结果显示各变量不存在缺失值，各个统计指标数值均在合理范围内，数据集为平衡面板数据。

表1 变量描述性统计

3.2 基准回归

为了对比不同估计方法得出的结果，首先运用OLS进行混合截面回归，采取逐步加入解释变量做法以观察回归系数的变化，估计结果见表2。模型（1）～（3）为OLS估计结果，核心解释变量城镇化率高度显著，且为正。然而OLS估计未考虑到不随时间和个体变化的变量对农村人力资本的影响，估计系数可能不一致。故本研究采取固定效应估计方法重新进行估计，模型（4）为仅控制省份固定效应估计结果，模型（5）为同时控制年份和省份的双向固定效应估计，2个模型估计结果均显示城镇化率的系数为正，且在1%水平上显著，系数大小略有差异，根据现有文献的通常做法，模型（5）估计结果更为可靠。但模型（5）尚未注意到误差项自相关、异方差和截面相关问题，为同时解决这三大问题，采用Driscoll和Kraay提供的标准误加以修正[46]，使估计结果更具稳健性[47]。模型（6）是使用Driscoll-Kraay标准误修正的估计结果，城镇化率的系数依然在5%水平上显著。双向固定效应估计结果表明，城镇化率每提高一个百分点，农村人均人力资本增加大约1670元，初步验证了本研究提出的假说。

表2 混合回归与固定效应回归结果

3.3 工具变量法回归

双向固定效应模型估计可以处理遗漏不可观测且不随时间和个体变化的变量所导致的内生性问题，就本研究设定的计量模型而言，还可能存在两个方面的内生性来源：一是双向因果效应。城镇化发展对农村人力资本具有深化效应，反之，随着农村人力资本水平的提高，更多的农村劳动力可以跨越城镇产业部门的门槛，更容易实现由农村向城镇的转移，从而有助于提高城镇化水平[48]，互为因果关系导致双向固定效应估计或许存在偏误。二是遗漏变量问题。基于数据的可得性，本研究只加入了2个主要控制变量，可能遗漏了其他影响农村人力资本深化的变量。例如有学者认为教育质量[49]、社会福利制度[50]以及制度变迁[51]等也是影响人力资本积累的重要因素，此类因素或难以准确度量或数据缺乏，被纳入误差项中，而这些因素理论上与城镇化有关，导致城镇化变量具有内生性。本研究处理上述内生性问题的办法是寻找合适的工具变量，参考其他学者利用解释变量滞后一期作为工具变量的做法[52-53]，本研究将城镇化率滞后一期作为工具变量。此外，还为城镇化寻找到了另一个较为合适的工具变量，即城市生活用水量。首先城镇化率越高，城镇人口数量就越多，城市生活用水量应该越大，城市生活用水量作为工具变量满足相关性条件；其次，城市生活用水量不会通过农村教育质量和制度变迁等渠道进而影响农村人力资本，城市生活用水量在一定程度上满足外生性条件，工具变量法估计结果见表3。

表3 工具变量法估计结果

模型（7）是以城镇化率滞后一期作为工具变量的估计结果，模型（8）是以城镇化滞后一期和城市生活用水量共同作为工具变量的估计结果，模型（9）则进一步考虑到农村人均可支配收入的内生性，使用其滞后一期作为工具变量，其中模型（8）和（9）的识别检验、弱工具变量检验以及过度识别检验表明，工具变量具有可识别性和外生性，不存在弱工具变量问题。3个模型估计的城镇化率系数相近，均显著为正，城镇化率提高一个百分点，农村人均人力资本增加大约1200～1300元，略小于模型（6）的估计结果。另外，无论是双向固定效应还是工具变量法的估计结果，农村人均可支配收入变量均显著为正，表明农民收入是人力资本积累的重要因素。而财政人力资本支出的系数均不显著，可能的原因是本研究使用教育财政支出和医疗卫生支出之和与公共预算总支出的比值作为农村财政人力资本支出的代理变量，而中国教育经费投入政策具有城镇倾向性，[54]财政支出对农村劳动者进行人力资本投资没有促进作用[55]，以新农合制度为代表的财政医疗支出可以减轻农村重大疾病患者的经济负担，对农村居民的健康水平没有产生影响[56]，所以政府在教育和医疗支出方面具有结构性偏向，对农村人力资本积累的影响不显著。

3.4 稳健性检验

通过变换被解释变量的度量、变换核心解释变量的度量以及对变量取对数3个方面进行稳健性检验（见表4）。模型（10）将被解释变量农村人均人力资本存量替换为农村劳均人力资本存量(RLH)，核心解释变量城镇化率系数显著为正，其系数亦达到了1.06。模型（11）把城镇化率替换为城镇人口数(UPN)，其系数依然显著为正，系数大小接近基准回归估计结果。模型（12）是将所有变量取对数后的回归结果，城镇化率对数的系数仍显著为正。3个稳健性检验的估计系数高度显著，表明基准回归和工具变量法估计具有一定的稳健性。

表4 稳健性检验结果

3.5 机制检验

机制检验的思路参照阮荣平等[57]的做法，将人口质量偏好强度对城镇化率做回归，如果城镇化率系数为正且显著，并结合基准回归模型中已经显示城镇化率对农村人均人力资本具有正向作用的估计结果，就可以检验人口质量偏好是城镇化影响农村人力资本深化的一个重要途径（见表5）。模型（13）是在控制其他变量的前提下，采用双向固定效应模型估计了城镇化率对人口质量偏好强度的影响，城镇化率系数显著为正，但估计结果可能因存在内生性问题而有偏。一方面，模型可能遗漏了影响人口质量偏好的其他变量；另一方面，在理论上，农村人均可支配收入和城镇化率与人口质量偏好强度存在双向因果关系。此处选用与模型（9）相同的工具变量，模型（14）估计结果通过了各项检验，城镇化率系数在1%水平上显著，城镇化率提高一个百分点，人口质量偏好强度增加1.74个单位。据此表明，城镇化借助人口质量偏好最终作用于农村人力资本积累，从而本研究的中介机制得到验证。

表5 机制检验结果

4 结论与政策含义

本研究从中国城镇化与农村人力资本积累同向发展的特征事实出发，旨在探索二者内在逻辑机制，并进行经验检验。基于相关经典理论和现有文献研究成果，文章就城镇化与农村人力资本积累的关系提出理论假说，即城镇化对农村人力资本深化具有正向影响，而且这种影响是通过人口质量偏好机制而产生的。为验证该假说，利用2005—2017年31个省（直辖市、自治区）的相关数据，采用面板数据固定效应和面板工具变量估计方法对其进行实证检验。实证分析结果表明：（1）城镇化对农村人力资本具有显著的正向深化作用。在控制农村人均可支配收入、财政人力资本支出以及省份和年份固定效应后，城镇化率每提高一个百分点，农村人均人力资本增加大约1200～1300元。（2）在机制检验中，即人口质量偏好强度对城镇化率的回归，城镇化率系数显著为正，由此得出城镇化是通过诱发农村家庭人口质量偏好进而促进农村人力资本积累。实证结果与理论假说相一致，回答了本研究的问题。

本研究的理论分析结论是城镇化促进了农村人力资本深化，并得到了经验证据的支持。该研究结论表明，城镇化过程虽造成了农村人力资本的短暂流失，但其改变了农村家庭的人口生育偏好，这种不可逆的人口质量偏好加速了农村人力资本积累，而人力资本是农村经济社会发展的关键[58]，因此从人力资本角度来看，城镇化与农村农业发展之间并不存在相互排斥和自相矛盾，二者可以和谐共生发展。所以，本研究的假说和经验研究在理论上进一步丰富和深化了当前中国城乡发展关系的认识，澄清了城镇化对农村人力资本积累只存在侵蚀效应的片面认识，为理解当下正在实施的新型城镇化和乡村振兴战略之间的关系提供了一个理论基础。

在实践层面上，本研究的结论有两个方面的政策含义。一是政府在农村人口质量偏好转化为人力资本投资的过程中，应提供更多的公共设施建设和公共服务。农村人口质量偏好是连接城镇化和人力资本积累的重要机制和桥梁，该机制的有效实现目前仍受到公共资源供给侧的约束，因而政府应在农村劳动力流入地兴办更多的各级基础教育学校，保证已转移的劳动力子女的教育供给。二是进一步破除阻碍农村劳动力转移的各种制度束缚，营造人口城乡流动的无摩擦环境。目前虽然在户籍制度、医疗和社会保障体制等方面进行了一系列改革，但是改革的空间依然较大，例如大中城市的户籍门槛仍然较高，医疗费用无法异地报销等问题需要进一步完善，消除农村劳动力进城安家落户的后顾之忧。清除制度障碍和增加教育医疗供给能够为城镇化与农村人力资本深化的良性循环提供制度环境保障。

由于各种主客观条件的限制，本研究的内容以及数据使用方面还存在着一些缺陷，例如由于缺乏省级层面农村男女性别人力资本数据，无法进一步研究城镇化在深化农村人力资本方面是否存在着性别差异；受篇幅限制，文中没有分析农村人力资本深化对于城镇化的反向作用；使用的数据均为宏观统计数据，缺乏微观调查数据的支撑。本研究的缺陷也是作者今后继续努力的方向，可以预期该领域未来的研究将会更加精细化、全面化和微观化，不断夯实城镇与农村和谐共生发展的理论基础和实践经验。