贫困地区农户家庭劳动力禀赋与生产经营决策

马九杰 曾雅婷 吴本健

(中国人民大学农业与农村发展学院，北京 100872)

自20世纪80年代起，家庭联产承包责任制在我国农村广泛确立，农户作为农业生产中最基本的活动单元逐渐拥有了独立决策的权力。农户可以自主合理配置家庭生产要素进行农业生产，参与市场活动并追求家庭整体的效用最大化。对于农户家庭来说，效用最大化主要体现在两个方面:一是满足家庭成员的消费需求;二是增加家庭的现金收入。随着市场化改革的深入、种植业结构调整、土地流转的推进，农户家庭会根据市场需求调整其劳动力的配置，以求获得效用最大化，劳动力资源禀赋差异带来的农户家庭行为决策的差异越来越显著。首先，非同质的农村劳动力在农业生产活动参与程度上存在明显差异;其次，农户家庭的劳动力资源禀赋不同，参与农业生产时做出的农业生产决策也不同。目前，对农户家庭劳动力资源禀赋的研究主要集中在两个方面:一是微观角度，延续了A·恰亚诺夫(chayanov)［1］的分析思路，主要从劳动力数量的角度探讨家庭劳动力资源禀赋的差异，其会导致家庭生产经营决策中农作物品种选择、农作物生产方式等资源配置方面的差异［2－4］，从而进一步影响到农户的总收益［5］;二是宏观角度，是对西奥多.W.舒尔茨人力资本理论的进一步深化，大多关注人力资源禀赋与区域经济增长的关系［6－9］。以前研究从人力资源禀赋角度在一定程度上解释了农户生产经营结构现状及农村经济发展现状的内在机理，但存在两个问题:①以前的研究将农户家庭内部的劳动力看作是同质性的，但实际上农户家庭内部人力资源禀赋存在显著差异，在贫困地区表现的尤为明显(家庭内部成员受教育程度存在着明显的差异);②从数量或者质量单维的角度来考察劳动力资源禀赋，在传统农业生产中劳动力数量和质量可以相互替代，但如果在家庭经营决策中增加外出务工的选择，劳动力的替代效应则不明显(教育程度高的人外出概率较高)。这两个问题的解决还需要更为细致的研究。

具体而言，农户家庭劳动力资源禀赋的提高一方面可能会导致高质量的(教育水平较高的)劳动力流出［10］，从而使得劳动力数量的减少以及平均质量的降低，进一步可能会降低家庭农业生产水平;另一方面，如果劳动力市场不完备，劳动力禀赋的提高可能会使得农户家庭农业生产率提高，从而可能提高家庭农业生产水平。目前，在贫困的农村地区，异质性较强的农户家庭内部劳动力禀赋到底会对其生产经营决策产生怎样的影响?本文试图对这一问题进行探讨和回答。

1 理论框架

1.1 农户生产经营决策的基本分析框架

劳动力禀赋对家庭生产经营决策的影响主要是通过要素配置和要素替代来实现的。在古典经济学框架下［1－11］，无论是对劳动力数量还是劳动力质量的讨论，都是效用最大化目标下的生产要素的合理配置，而正是生产要素的差异(如劳动力数量和质量的差异)影响到其配置决策。生产要素主要分为三类，包括劳动力、资金、土地(短期内设定技术不变)。一般而言，农户在制定生产决策时会受到内部的资源禀赋与外部的环境因素共同影响(见图1)。

图1 农户经营决策基本分析框架图Fig.1 Peasants’operating decisions:basic analytic framework

其中，内部资源禀赋包括农户家庭劳动力(H)、资金(K)、土地(N)、技术(其中技术选择又受到劳动力、资金、土地等资源的影响)等;外部环境主要包括市场化发育程度与政府政策调节两大方面。农户家庭会在既定的市场与政策环境下，根据家庭的资本要素存量(Kt)、本期可使用的劳动力要素(Ht)与土地要素(Nt)制定当期的家庭经营决策。而家庭经营决策主要可以分为两大类，即:非农生产与农业生产，其中非农生产包括农户自己开办的自营工商业与被雇佣于农业以外的非农产业;农业生产主要包括自给自足型的传统农业和市场导向型的现代化农业。本研究中将重点关注农户家庭劳动力禀赋对农业生产经营决策(即虚线方框中的部分)的影响以及劳动力在不同类型生产中的配置结构。

1.2 劳动力禀赋差异与农户家庭经营决策的关系模型

本文从劳动力数量与劳动力质量两方面来讨论农户家庭劳动力禀赋对农户生产决策的影响。所说的农户家庭劳动力数量是指农户家庭中16－65岁不再进行全日制学习的人。从劳动力数量方面来说，当农户家庭劳动力总数较多且存在劳动力市场需求时，为了增加家庭收入、改善家庭经济水平，户主在与其他家庭成员商量后会做出派人外出务工的决定，但农业仍为农户家庭生活提供基本生活保障。因此在当地市场发展水平较落后的情况下，劳动力外出务工往往是在保证农户家庭农业生产的前提下发生的，而在家庭承包经营制度下，农户家庭劳动力数量越多，农田也越多，农业生产总值自然也越高。本文用劳动力人口的受教育年限来表征劳动力质量。从劳动力质量方面来说，随着劳动力质量的提高，在工业部门获得工作及高工资的可能性越大，这些人预期的城乡收入差距也越大，越愿意向城市迁移。忻海平、任淑华、徐凌［12］通过调研证实教育每增加一年，农民到工业部门工作的机会增加2.2%，收入增加12%。即农户受教育水平越高，从事农业生产的概率越小。但如果受教育水平较高的劳动力从事农业生产，其因具备更强的学习能力与资源配置能力，农业生产经营收益也更高［13］。基于以上分析，本文参照柯布－道格拉斯(CD)生产函数模型，构建了农户农业生产函数，表示如下:

其中，Y为农业产出，K，H，N分别表示资本、劳动力、土地，A表示技术水平。

关于劳动力资源禀赋的测量，Barro和Lee［14］提出了用人们所受的教育年限对人力资本进行估算。其主要想法是:受教育年限不同的人具有不同的人力资本，受教育年限的多少反映了人力资本水平的高低。本文中劳动力禀赋包括劳动力数量和质量两个方面，因此，用如下的(2)式表示农户家庭的综合劳动力禀赋:

其中:hi、Edu、Lab分别是该户家庭中劳动者的人均人力资本、受教育水平(表示劳动力质量)和劳动力数量，H为农户家庭的劳动力禀赋总量。由于受教育水平提升后，劳动效率会提高。因而，家庭劳动力禀赋H实际上是根据劳动力质量进行调整、折合的有效劳动力数量，Edu为表征受教育水平的劳动力质量调整系数。

如果农户家庭劳动力全部参与农业生产，那么，将(2)、(3)带入(1)式中，得到如(4)式所示的生产函数:

但是，由于受教育水平提升，农民到工业部门工作的机会增加。因此，农户劳动力质量越高，参与农业生产的可能性越低，因此，农户并不是将所有劳动力都配置到农业生产中。假设劳动力参与农业生产的可能性(Pa(lab))与劳动力质量(Edu)之间呈线性负相关，关系式表达如(5)式所示:

其中，ε为受教育水平对劳动力农业参与的影响系数，且 ε×Edu≤ 1。

当农户家庭中只有一定比例的劳动力参与农业生产时，其农业生产函数可用(6)式表示(即(5)式带入(4)式所得):

对(6)式两边取对数，得到(7)式

将(7)式对教育水平(Edu)求导，可得到教育水平变化对农业产出的边际影响，如(8)式:

当(8)等于0时，即可求得在农业配置劳动力的最适宜教育水平(此时，农业产出最大)。

如(9)式所示，农业产出(对数)对教育水平导数即(8)式为0的两个解都为正:

根据以上讨论，可以用图2来描绘劳动力质量与农户农业生产总收入的关系。

图2中左图描绘的是受教育水平变化对农业产出(对数)的边际影响，即随着受教育水平提升的边际产出动态变化曲线。随着受教育水平提高，边际产出先下降，到达低谷后，再上升。与横轴有两个交点。也就是说，在教育水平较低时，受教育水平的边际产出大于零，因教育水平提升而扩展的劳动力禀赋投向农业，会引发农业总产出的增加。但达到Edu1后，受教育水平的边际产出小于零，此时，农户不会将劳动力禀赋投向农业，而可能选择外出务工，从而农业产出可能减少。直到Edu2，可能伴随着农业经营方式的转变(传统农业向现代农业转型)，受教育水平变化的农业边际产出变得大于零。此时，农户会将扩展的劳动力禀赋投向商品化、高附加值农业，以增收。

图2 劳动力质量与农户生产决策、农业收入的关系示意图Fig.2 Workforce quality and the peasant household production decision making

图2的右图描绘的是教育扩展的劳动力禀赋与农业产出的关系，是一个横向反“S”形曲线。但由于Edu1取值较小(小于1，如式(11)所示)，因此右图O－Edu1段并不明显，因此，劳动力质量与农业生产总产出之间的关系曲线基本上可以看成正“U”形。

图2的现实含义是:当劳动力质量过低时，其在非农行业中获得工作的机会太小，劳动力无法实现转移，所有劳动力都会投入到有限的农业生产中，农户家庭农业生产总值比较高，此类农户家庭在农业生产中，用劳动力这一相对过剩要素代替资金等相对稀缺的要素;但随着劳动力质量的提高，其在非农行业中获得工作的机会有所提高，且非农行业的收入往往高于农业，因此劳动力从农业向非农行业转移，由于过密化生产的劳动力边际产出虽然很低但并不为零，因此出现随着劳动力质量提高农户家庭农业生产总值减少的现象;但随着劳动力质量的进一步提升，其在非农行业获得工作的机会、收益水平都会提高，因此他们一方面可能会通过向家庭汇回收益以缓解劳动力要素的极度短缺实现资本替代劳动;另一方面随着农业产业化的发展，部分高质量劳动力会从事高收益的农业生产，这就导致了当劳动力质量超过一定范围后，随着劳动力质量的提升，农户家庭农业总收入不断提高现象的出现。

1.3 劳动力禀赋差异对农户经营决策的研究假说

根据上文中的理论分析，提出下面四个假说:

(1)农户家庭劳动力数量与其农业总收入呈正相关。由于农户家庭劳动力数量越多，农业生产投入越多，因此，农业总收入越高。

(2)农户劳动力质量与其农业总收入呈“U”形关系。即:随着农户家庭劳动力总体质量的提高，农业收入减少(由于农业劳动力大量外流)，但当劳动力质量的进一步提高，农业总收入将随着增加(由于劳动力质量的提高有利于农业生产水平的提升)。

(3)劳动力数量与农户家庭农业收入占总收入的比重呈负相关。由于农户家庭劳动力数量越多，劳动力流出的可能性越大，非农收入增加越快，而非农产业工资率一般高于农业，因此，从事非农生产的人数越多，农业生产所占比重越低。

(4)农户劳动力质量与农户家庭农业收入占总收入的比重呈负相关。由于农户家庭劳动力质量越高，劳动力外出的收益预期越高，农户的外出意愿、务工时间、收入也会增加，农业收入在家庭收入中比重减少。

2 数据来源及变量描述

2.1 数据来源

本文实证分析的数据来源于2012年对武陵山区的湖北建始县和重庆黔江区的实地调查。首先，从全国11个连片特困地区中选取了较具代表性的武陵山区的湖北建始和重庆黔江作为样本县(区);其次，从2个样本县(区)中用系统抽样办法各随机抽取4个乡镇，共8个样本乡镇;再从每个样本乡镇中随机抽取3个村，共24个样本村;再从每个样本村中随机抽20户农户，作为调研对象①在实际调查过程中，根据课题组的研究兴趣可能会增加样本，但是不会改变原来的抽样方案。。然后派员进行问卷调查，共获取有效问卷485份。调查内容涵盖了农户的就业、住宅、农地、种植业生产、作物产出销售、收入、消费、借贷等各个方面。由于问卷中存在劳动力、农业生产这两方面数据缺失的情况，本文选取了其中信息较为完整的446家农户作为研究对象②需要说明的是，由于确实有农户不从事农业生产，回访也无法获取数据。所以这一部分数据(39户)只好放弃，这在一定程度上会影响估计结果。。在样本筛选过程中我们遵循以下原则:①剔除信息填写明显存在大量错误及数据大量缺失的农户;②本研究主题为农户家庭行为决策，其侧重点为农业生产，因此剔除农业生产总值为零的农户;③剔除土地经营面积、资本总量为零的农户。以确保在计量过程中数据可以被进一步处理。关于数据，本文使用了Stata10.0进行数据处理与分析。

2.2 变量选择与描述

从上文中的理论分析可以看出，本文将根据分析框架设立两个模型，模型一中考察农户家庭农业生产总产值，模型二中考察农户家庭农业生产总产值占年总收入比重。而在两个模型中，包括被解释变量、解释变量、控制变量与虚拟变量，有关变量的说明与描述性统计分析详见表1。

从表1中可以看出，农户家庭农业年生产总值(P)的平均值为23270.44，标准差为26482.50，农户农业年生产总收入差别较大。农业生产总值占家庭总收入比值(R)的平均值为0.43，说明当地农户一半以上的收入来源于非农生产。当生产规模有限时，农户家庭生产中几乎不存在长期雇工的情况，劳动力一般即为家庭内部劳动力(lab)，均值为3.18。农户家庭劳动力的平均受教育年限(Edu)均值为7.05，说明在我国贫困地区农村也基本实现了义务教育。农户家庭资本存量(K)、土地资本存量(N)、农户拥有的社会资本(S)、农户家庭地理位置(D)的平均值与标准差都说明了在大样本的情况下，数据的分布广泛，农户拥有的资源禀赋差异较大，本研究将会有相当强的代表性。调研的农户家庭所在地(A1)，湖北建始为1，重庆黔江为0，平均数为0.54，说明两地调研农户差别较小，并以这一变量控制由于两地市场发展水平、政策差异对农户家庭经营决策带来的影响。

表1 变量的描述性统计Tab.1 Descriptive statistics of variables

3 实证模型设定与结果分析

3.1 模型设定

结合理论分析中基于柯布－道格拉斯扩展生产函数农户农业生产函数模型，提出以下两组多元线性回归模型:

第一组模型(模型M1－M4)的形式如下:

其中第一组模型(模型M1－M4)主要分析农户家庭农业总收入的影响因素，第二组模型(模型M5－M7)则重点分析农户家庭农业收入占总收入比重的影响因素。

3.2 估计结果及分析

对两组模型进行回归分析后，得到的结果见表2。

表2 模型的回归结果Tab.2 Regression results of model

3.2.1 劳动力资源禀赋对农户家庭生产经营决策的影响

(1)对农户家庭农业总收入的影响。在第一组模型中，农户家庭劳动力数量对农户家庭农业年生产总值的影响都是正向显著的，且M2在1%的水平上显著、M1和M3在5%的水平上显著、M4在10%的水平上显著。这表明农户家庭劳动力数量越多，农业总产值越高，这验证了本文假说一。而在M3和M4中，劳动力质量的平方(二次项)对农户家庭农业年生产总值的影响在5%的水平上正向显著，同时劳动力质量对农户家庭农业年生产总值的影响在5%的水平上正向显著。这表明，农户家庭劳动力质量(EDU)与农业总产值之间呈正“U”形关系，农户家庭劳动力平均受教育年限在［0，7.18］的区间内，随着劳动力质量提升，农户家庭农业生产总收入下降;而随着劳动力质量的进一步增加，农户家庭劳动力平均受教育年限在［7.18，13.5］的区间内，随着劳动力质量的进一步增加，农户的农业总收入会上升，这与本文的假说二是一致的。

更进一步，可以综合考虑模型2、模型3和模型4中劳动力数量和质量两个变量的系数，以劳动力质量为x轴，以劳动力数量为y轴，以农业产值为z轴，形象地画出劳动力资源禀赋数量和质量两个维度与农业生产总值的三维关系模拟图(见图3)。

图3 劳动力禀赋的数量维度、质量维度与农户家庭年农业生产总值关系三维模拟图Fig.3 Labor endowments－ peasant household annual gross agricultural production simulation

由图3可以看出:农户家庭劳动力禀赋的数量、质量维度与农户家庭年农业生产总值间呈现“瓦形”关系，此图形象地展示了本文的假说一与假说二。通过该图，可以对贫困地区的劳动力禀赋与农业生产决策之间的关系有直观全面的认识。在目前的城乡二元结构和市场环境下，农民在城市处于“落地未生根”的生存状态，为了保障基本生存，农户一般不会将农田完全抛弃，而劳动力质量——受教育水平则是影响农户是否离乡的重要因素。当家庭劳动力质量较差时，劳动力外出务工能够获得工作机会的可能较小，因此农户可能全部从事农业生产，存在“过密化生产”［15］的情况，这是边际产出很小但大于零，因此农户家庭农业生产总值较大;当劳动力质量不断提高，农户外出的可能性不断提高，从事农业生产的劳动力数量也会随之下降，因此表现为:劳动力质量的提升，农户农业生产总收益下降;而随着农户劳动力水平的进一步提高，农户资源配置能力提高、技术掌握能力增强，从事农业生产的收益率大大提升，且外出务工的劳动力实现资本积累，会将部分资金、技术等投入到家庭农业生产之中，因此会表现为农户的农业生产总值的再次提高。关于劳动力数量的影响是很显然的。在贫困地区以家庭自耕种为主的情况下，家庭劳动力数量越多，家庭中可能从事农业生产的劳动力也越多，农业总产值也越高。

(2)劳动力资源禀赋对农业生产总值占农户家庭总收入的比重的影响。从表2中可以看出，在M5、M6和M7中，农户家庭劳动力数量对农业生产总值占农户家庭总收入的比重的影响都在1%的水平上负向显著，这表明农户家庭劳动力数量越多，农业总产值占总收入比例越低，这一结果验证了本文的假说三。目前虽然依然存在明显的城乡二元经济结构，但一体化的劳动力市场基本形成，当农户家庭人数超过一定量(家庭农业生产所必需劳动力数量)就会出现劳动力转移，且非农产业收益一般比农业收益率要高，因此农户家庭劳动力数量越多，外出务工的劳动力也越多，非农收入比重也越高。

从表2还可以看出，农户家庭劳动力质量(Edu)与农业总产值占总收入比例之间呈负相关的关系，这主要是因为劳动力质量越高，外出务工的可能性越大，获得较高工资的可能性也越大，这一结果验证了本文的假说四。由此可见，农户劳动力质量不断提高的情况下，不仅可以大幅增加农业收入，非农收入也将迅速提高。

3.2.2 控制变量对农户家庭经营决策的影响

从农户家庭农业总收入来说，分析框架中的资本存量、土地存量、社会资本量、地区发展差异等变量在统计上均显著。这说明农业年总产值与家庭资本拥有量之间成正向关系，家庭资本越多，农业总产量出越高;家庭土地经营面积与农业年总产值之间成正向关系，一方面说明当地农业生产主要为种植业;模型3、模型4中土地变量的系数表明了土地要素在农业生产中的重要性;社会资本与农业年总产值之间成正向关系，农户社会资本有利于农户农业生产、销售信息的获取等，因此农户家庭社会资本的增加有利于农户家庭农业总收入的提高;地区发展差异变量的系数为正，说明建始地区的农业生产总值更高、农户的农业参与程度更高，这与调研中观察到的现实情况相符合。

从农户家庭农业收入占总收入比重来看，从模型中各控制变量的回归系数来看，虽然资本存量(LN(K))的回归效果并不非常显著，但系数为负说明资本存量越高的家庭农业生产比率越低;农业总产值占总收入比例与农户家庭土地经营面积(LN(N))变量的回归系数为正，且在1%的水平上显著，农业生产参与程度与家庭土地经营面积之间成正向关系，即家庭土地越多，农户参与农业生产程度越高;社会资本(S)、农户家庭地理位置(D)与农业年生产总值之间回归效果不显著。对地区变量的回归效果显著，说明两地农户家庭农业生产参与程度存在着明显差异，系数为正，说明建始地区的农业生产收入在总收入中占的比例更高。

4 结论、政策含义与讨论

4.1 主要结论

本文基于CD函数，构建了劳动力资源禀赋对农户家庭经营决策的影响模型，分析农户家庭劳动力数量和质量与农业产出、农业收入在家庭收入中占比的关系，并利用多元线性、非线性模型对武陵山地区的实地调研数据进行实证分析。根据分析得出以下结论:

我国贫困地区农户的农业生产总收入主要受农户家庭劳动力资源禀赋(劳动力数量与劳动力平均受教育水平)、资产存量、农户经营土地面积、农户拥有社会资本存量以及区域经济发展水平的显著影响;农业生产总值占农户家庭总收入的比重受农户家庭劳动力数量、劳动力平均受教育水平、农户经营土地面积以及区域经济发展水平的显著影响。农户在从事农业生产中，需要对家庭所有劳动力、资产、土地、社会资本、市场条件等方面综合考虑做出农业生产决策，而在从事非农生产中，农户更多地考虑家庭的劳动力资源禀赋及市场发展水平、国家政策等因素。

贫困地区农户家庭的劳动力禀赋与农户家庭在农业上劳动投放以及农业产出之间呈现非线性关系。具体而言，农户家庭劳动力数量越多，劳动力质量越高，家庭总收入就越高。而在农业生产方面，农户家庭劳动力数量越多，可能从事农业生产和非农生产的劳动力数量也充足，农业总产值也越高，但农业总产值占家庭总收入比重会下降;农户家庭劳动力的平均质量越高，农户从事非农工作的收入预期越高，劳动力的外出务工的可能性也越高，但与此同时，其从事农业生产的收益率也会上升，因此劳动力质量与农户农业生产总值呈正“U”形关系，而与农业总产值占家庭总收入比重呈负相关。因此，在贫困地区，包含劳动力数量和质量两个维度的农户家庭劳动力禀赋变量与农户家庭农业年生产总值之间呈现“瓦型”关系。

4.2 政策含义与讨论

本研究的结果对新农村建设、农村产业结构调整和现代农业发展政策改革具有重要参考价值。在新农村建设、农村产业结构调整和发展现代农业过程中，应该一方面继续实行农业生产的补贴政策，增加农业比较收益，激励农户将更多的劳动力禀赋投放到农业;另一方面要激励农户家庭提升农业劳动力尤其是在家务农劳动力的质量。这在一定程度上与西奥多·W·舒尔茨的人力资本理论是一致的。但更进一步的是，对目前留守劳动力的人力资本投资更为重要。未来我国农业和农村经济能否获得持续、稳定的发展，也正取决于是否有知识型青年农民加入农业生产领域。因此，需要加强农业人力资本投入，尤其是对留守劳动力的人力资本投资。一方面有利于降低农户家庭内部劳动力质量的异质性程度，提高家庭劳动力总体的边际产出;另一方面有利于农村地区要素的优化配置。这对我国未来农业与农村发展意义重大。贫困地区留守农业劳动力的人力资本投资效率和农村非农业劳动力的人力资本投资效率的比较，以及大样本面板数据的获取，将成为本研究进一步改进方向。

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