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1、湖南省第二次全国农业普查研究课题常德市农村人力资本积累与开发常德市农村人力资本积累与开发利用研究报告利用研究报告项目申报单位： 项目主持人： 项目参与人： 内容摘要内容摘要： 自 20 世纪 80 年代以来，增长理论逐步从强调物质资本在经济发展中的作用，转而突出人力资本对经济进步的贡献(Barro，1991;Bourguignon，1993;Chari 和 Hopenhayn，1991;Lopez 等，1999;Romer，1993)，从现有文献来看，大部分研究都证实了人力资本对经济增长具有重要的促进作用(Caball 和 Santos，1993;Otani 和Villanueva，1990;
2、Mankiw 等，1992)。但也有一些结果认为，人力资本对农村地区产出的作用并不显著，甚至是负向的(Knight 等，1993;Islam，1995)。常德市作为一个农业大市，农民、农业和农村问题始终是其经济发展中的关键环节。2006 年在国内生产总值的构成中，第一产业所占的份额仅为 24.5%，但乡村人口却有 485 万人，占总人口的 79.8%，在 219.6 万人农村从业人员中，从事第一产业的仍有 187.8万人。那么，在农村地区的经济发展中，这样庞大的人力资本究竟起着什么样的作用，为回答这一问题，本文将从基本经济理论出发，运用计量经济学的方法，利用两次农业普查的数据和相关统计资料，对
3、人力资本在常德农村地区经济增长中的作用进行定量研究。关关键词键词： ：人力 资本积累 研究报告一、常德市一、常德市农农村人力村人力资资本本发发展状况展状况人力资本是指通过教育、培训和其他正规和非正规的学习过程,以及通过健康投资、劳动力迁移等手段而凝结在自然人身上的知识、技能、优良品质和所有能够提高劳动生产率的能力。虽然在理论上众多学者对人力资本的认识形成了共识,但在实证研究中并没有形成一套完整的反映人力资本状况的指标体系。从指标的重要性与数据的可得性角度考虑, 本文将采用劳动力的受教育状况来衡量常德市农村人力资本状况。 (一一)农农村人力村人力资资本不断提升本不断提升,但存量仍然但存量仍然较较
4、低低从 1996 年到 2006 年,随着各方面教育投入的增加, 常德市农村劳动力受教育程度得到了不断提高。农民平均受教育年限逐年增加,由 1996 年的人均 6.94 年增加到 2006 年的 7.47 年,初中以上文化程度的人数所占比重稳步增加,而不识字或识字很少以及小学文化程度的人数比例在 2000 年以后呈明显下降趋势。但总的来看, 常德市农村人力资本存量仍然偏低。2006 年我市农村劳动力中,高中文化程度的占 7.18%,大专及大专以上的劳动力仅占 0.44%,文盲半文盲仍有5.71%,小学文化程度以下的占到了 47.85%,初中文化水平的劳动力较多,占到了 44.53%，而与世界上
5、其他国家相比仍然较低，比如 1975 年，日本农村劳动力平均受教育年限就达到 11.7 年(戴家干，1998)。(二二)农农村正村正规规教育教育总总体水平有所提高，但体水平有所提高，但发发展展缓缓慢慢自 1996 以来，伴随着农村经济的发展，常德市农村劳动力的文化水平总体上看在不断提高，农村劳动力平均受教育年限在不断增加，文盲半文盲的比率在不断降低。如表 1 所示，常德市农村劳动力文盲半文盲所占比率从 1996 年的 25.5%逐年下降为 2006 年的 8.09%，高中及高中以上所占比率从 1996 年的 5.99%上升为 2006 年的11.17%。表 1 常德市农村劳动力受教育程度发展(
6、%)年份文盲及半文盲小学初中高中（中专）大专以上平均受教育年限199630.5039.1325.464.820.096.94199728.5439.6526.535.180.106.96199826.8540.3427.555.130.137.04199924.8239.7629.096.170.167.13200022.0840.4531.236.060.187.26200119.3441.0533.266.150.207.21200215.9841.4235.616.760.237.34200311.0441.8739.767.000.337.3820048.8342.0841.677.0
7、70.357.4220057.2342.3742.887.110.417.4520065.7142.1444.537.180.447.47虽然在此期间各类教育有了一定程度的发展，但是农村劳动力受教育水平增长缓慢，劳动力平均受教育年限从 1996 年的 6.94 年，逐年提高到 2006 年的 7.47 年,平均每年只增长 0.05 年。（三）（三）农农村健康投村健康投资资增增长长速度快，但投速度快，但投资资水平低水平低农村医疗保健投资是农村劳动力健康储备的主要来源之一。自从 1996 年以来，农村医疗保健支出有了较大幅度的提高(见图 1)，从1996 年的人均 88.68 元增加到 2006
8、年的人均 230.97 元，10 年间增加了近 3 倍；同时医疗保健支出占生活消费支出的比重也在不断上升，从 1996 年的 4.97%上升到 2006 年的 6.72%，但是其绝对量和相对量都仍然很小，从绝对量上看，10 年来，农民人均年医疗保健支出没有突破 240 元，并且大大低于湖南省城镇居民医疗保健支出，2004 年湖南城镇居民人均医疗保健支出达到 475，是农村居民的 3.79 倍。从相对量上看，农村医疗保健支出占生活消费支出的比重 20 年来大多集中在 4%左右，10 年来没有突破 6.8%。二、常德市二、常德市农农村人力村人力资资本本对经济对经济增增长长的作用的作用（一）模型（一
9、）模型设设定定本文以内生经济增长理论为基础,将人力资本因素引入 C-D 生产函数,考察常德市农村产出水平及其生产要素投入之间的关系,模型表达式为:ln(Y) = ln(A)+ln(K)+ln(L)+ (1)其中, Y 为农村总产出水平, A 为全要素生产率, K 为物质资本投入, L 为劳动投入(劳动力数量), 和 分别表示资本与劳动的产出弹性。方程(1)假定劳动力是同质的,式中 L 仅代表劳动力的数量,没有考虑劳动力素质的差异,而在农业逐步现代化的今天,劳动者素质在生产与社会活动中发挥的作用越来越大,有时甚至起着决定性作用,因此,理论上在经济活动中应考虑劳动者素质的不同。为此,引入反应劳动力
10、素质的变量 H, (1)式变为:ln(Y) = ln(A)+ln(K)+ln(L)+ln(H)+ (2)其中, H 表示农村劳动力平均受教育年限,用来作为反应劳动力人力资本存量的替代变量, 表示劳动力平均受教育年限的产出弹性。为了综合考察劳动力数量与质量对农村产出的作用,引入变量(含人力资本的劳动力),设定模型如下:ln(Y) = ln(A)+ln(K)+ln(L*)+ (3)(二二)数据来源与数据来源与变变量量说说明明考虑到数据的可获得性,本文选取 1996 年至 2006 年为研究区间。所用的原始数据主要来自常德市两次农业普查以及常德市统计年鉴。主要变量采用以下处理方式取得。1农村产出(Y
11、)农村产出既包括农业的产值,也包括农村中二、三产业的产值,我国现有的公开发表的数据无农村产出的统计,本文用农村居民人均纯收入与乡村总人口的乘积来代替,其中农村居民人均纯收入用农村消费物价指数进行调整,换算成实际收入。2、物质资本投入(K)K 用按不变价计算的农林牧渔业中间消耗表示，含义为农业生产过程中的物质资本投入。3、劳动力投入(L/L*)劳动力数量 L 本文采用常德两次农业普查提供的农村从业人员数量。综合劳动力数量与质量的劳动力投入指标 L*,本模型将采用“教育年限法”来度量。将教育层次定义为五级，且假设同级教育中成人教育与普通教育和自学考试取得的学历是同质的。（1）H5表示文盲半文盲，是
12、文盲人口、扫盲班人口及小学辍学人口的合计。在本模型中，其平均受教育年限为 1 年。（2）H4 表示小学文化程度，包括普通小学教育、成人小学教育。其平均受教育年限为 5 年。（3）H3 表示初中文化程度，包括普通初中、职业初中、初中级技工、工读学校、成人初中，在本模型中，其受教育年限为 3 年。（4）H2 表示高中文化程度，包括普通高中、中等专业技术、职业高中、高中技 I:教育、成人中等技术教育、成人高中，在本模型中，其受教育年限为 3 年。（5）H1 表示大学专科及以上，包括普通大学专科、成人专科、自学考试专科、普通大学本科、成人本科、自学考试获得本科毕业证、研究生。由于原始数据中没有将这些教
13、育层次进一步细分，本模型将忽略大专、硕士和博士的受教育年限间的差异，对大专以上学历采用统一标准，即在本模型中，其受教育年限为 4 年。因此，人力资本存量 H = 15*H1 + 11 *H2 + 8*H3 + 5*H4 + 1 *H5平均受教育年限=人力资本存量/人口总数（三）回（三）回归结归结果分析果分析运用 Eviews 31 软件,采用最小二乘法(OLS),对上述三个方程进行回归,回归结果如下:表 2 各方程估计系数与统计检验常数项ln(K) ln(L)ln(H)ln(L*)R2方程1-1.520(-0.358)0.632*(20.673)0.452(1.283)0.952方程2-2.0
14、25(-0.648)0.735*(4.133)0.682(1543)-0.623(-0.783)0.938方程3-5.501(-1.302)0.657*(6.762)0.872*(2.603)0.906注：*、*分别表示系数在 1%、5%水平下显著从表 2 我们可以清楚地看出,三个方程中资本投入项 InK 的系数均为正,且非常显著,显著性水平均达到了 1%,可见资本投入对常德市农村产出的正向影响是毫无疑义的。但是方程(1)与方程(2)中劳动力数量 InL 与人力资本 InH 变量的系数均未通过检验。对于方程(1)来说,系数不显著的原因可能在于两个方面:一方面在知识经济日益发展的今天,教育、知识
15、、技能等反应人力资本存量的因素在生产中的作用越来越明显,尤其是对非农产业的贡献,方程(1)未考虑人力资本因素的变化,属于计量经济学中丢失重要解释变量问题;另一方面,当地农村存在大量剩余劳动力,其对农村产出贡献不显著也在情理之中。至于方程(2)中为什么劳动力数变量 L 与质量变量 H 的系数不显著,通不过统计检验,可能的原因是反应劳动力素质的教育水平等指标是通过劳动力来发挥作用的,数量里渗透着质量,很难将二者严格地分开。方程(3)中将劳动力数量与质量综合起来考虑,发现含人力资本劳动力 L*的系数在 5%的显著性水平下显著为正,且其系数或者产出弹性0.872 远远大于资本投入 K 的产出弹性 0.
16、657,假定二者按相同比例增长,则含人力资本劳动力 L*对产出的贡献显然要大于资本投入对产出的贡献。但现实中,物质资本投入的增长速度远快于含人力资本劳动力的增长速度,因此二者对产出的贡献大小则有所不同。三、三、农农村人力村人力资资本本对农对农民收入的影响民收入的影响（一）（一）农农村人力村人力资资本投本投资对农资对农民收入的回民收入的回归归分析分析以人均受教育状况、人均耕地面积和人均农业投资作为自变量，将农民人均纯收入作为应变量，作回归分析：Y=C+aX1+bX2+dX3式中，Y 一农民人均纯收入X1教育程度系数X2人均耕地面积X3人均农业投资C 为常数项+a, b, d 系数估计值表 3 各方程估计系数与统计检验教育程度系数人均耕地面积（亩/人）人均农业投资（元）农民人均纯收 入 系数估计值 R2= 0.972 F= 320.670.11*-1
