农民的现代性与农业全要素生产率——基于江苏省农户调查的实证分析

朱 娅，应瑞瑶

（南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095）

一、引 言

当前，我国农业发展的有利条件和积极因素在积累增多，但各种传统和非传统的挑战也日益叠加，经济全球化、气候变化、城镇化、食品安全风险以及技术变化等因素给我国农业产业带来了巨大的不确定性。如何应对风险与挑战，确保我国农业全要素生产率稳步提升，是亟待研究的政策性课题。现阶段，农业全要素生产率的影响因素已为学界所广泛论及，可归纳为如下几点：公共投资［1］、教育［2-4］、产权制度［5-6］、科技进步［7-8］等。

但是，目前我国农业正逐步成长为以信息技术和生物技术为基础的现代农业，随着农业科学知识的普及以及农业新技术的推广，农民素质与农业生产效果乃至农民收入呈现了密不可分的关系［9］。农业全要素生产率的提升，除了要求农民具有较高的健康素质、智能素质、经营管理素质之外，还必然要求劳动者具有较高的现代化素质［10］。现有研究中，健康、教育、经营等素质的相关文献已汗牛充栋，比如，Sumner［11］的研究和Yanjie Bian［12］的研究，然而，诸如主观能动性、接受新经验、相信科学、擅于获得信息、守时等现代化素质 （也称现代性）鲜被学界所论及。

二、农村劳动力现代性的测度

人的现代性研究始于美国斯坦福大学社会学教授英克尔斯，他认为人的现代性可主要可以归纳为以下几个方面：（1）乐意接受新经验；（2）独立思考、不盲从于权威；（3）着眼未来，而非迷恋过去；（4）主观效能强，相信天道酬勤；（5）具有较强的计划性、组织性；（6）对他人的信任度高；（7）愿意接受正规教育和科学知识；（8）了解和尊重别人，等等［13］。

现阶段，国内学者也试图以规范研究的范式探讨人的现代性，比如，风笑天认为工厂经历、大众传播媒介、城市生活和学校教育使人具有现代性，使传统人变为现代人［14］；崔志远、李天明从方法论层面，阐述人的现代化研究的时空跨度、研究对象、具体研究内容和实现途径［15］；邢媛认为实现人的现代化是社会现代化的核心，是社会现代化的先决条件和重要保证，并指出提高人的现代化素质需要依靠教育和环境［16］；王正中提出了人的现代化和社会现代化是一个双向互动过程的观点［17］。但从总体看来，国内学界尚缺乏系统的实证分析以论述农民的现代化素质。

表1 农民的现代性量表

为了更准确的测量当前农村劳动力的现代性水平，本研究结合中国当前的国情和时代特征，并以英克尔斯的研究为基础，编制了衡量农村劳动力的现代性量表。共包含26个维度，其中，24个来自于对英克尔斯现代性量表的直接修订，此外，还包括了农民的环保意识与语言交流两个维度。

本研究所用数据均来自笔者在江苏省进行的社会调查。此次调查于2009年6月至11月期间，在纵贯江苏省南北区位的苏州、无锡、南京、盐城等4市共抽样了700份样本，总计收回631份有效问卷，样本有效率90.14%，其中，农户问卷400份、农民工问卷231份。

表1显示了现代性量表以及400户农户问卷的描述性统计结果。

26个维度具体包括：公共事务、知识获得、教育期望、可依赖性、变革取向、公民权益、收入分配、尊严维护、主观效能、家庭限制、意见增多、社区认同、信息对称、亲属义务、大众传媒、新的经验、计划安排、宗教信仰、社会分层、时间评价、技能评价、工作义务、理解能力、妇女权利、环保意识、语言交流。

由于覆盖面较广，笔者通过因子分析（Factor Analysis）方法，从原始变量中提取几个代表性因子以用于进一步研究。在因子分析时，需要对原有变量做相关分析，KMO检验和Bartlett检验（KMO and Bartlett's test）是统计检验中较为常用的一种，其主要用于评价因子分析的可执行性和有效性。笔者利用KMO检验与巴特利特球度检验对上述26个候选变量进行检验，检验结果显示，KMO值为0.876，满足检验的经验性标准，显著性较高，适合进行因子分析。本文采用“主成分分析法”提取了7个公因子（由于篇幅有限，过程不再赘述），并通过凯塞方差最大旋转法（Kaiser Normalization）调整后得到因子得分矩阵，表2给出了系数矩阵。

估计结果可以看出：大众传媒、信息对称、语言交流、环保意识、知识获得等5个变量在第1个因子上有较高的负荷，该因子主要代表农村劳动力融入现代社会的交流能力，将其定义为现代性的“沟通能力”因子。

意见增多、主观效能、妇女权利、尊严维护和计划安排等5个变量在第2个因子上有较高的负荷，该因子主要代表农村劳动力的主观意识（效能感、尊严感、责任感、对妇女的尊敬等），将其定义为现代化素质的“主观意识”因子。

教育期望、宗教信仰、工作义务、社区认同和时间评价等5个变量在第3个因子上有较高的负荷，该因子主要代表农村劳动力的个人内在涵养，将其定义为现代化素质的“内在涵养”因子。

新的经验、家庭限制和可依赖性等3个变量在第4个因子上有较高的负荷，该因子主要代表农村劳动力思想开化程度，可定义为现代化素质的“开放观念”因子。

公共事务、公民权益等2个变量在第5个因子上有较高的负荷，该因子主要代表农村劳动力对公共权利享受及公共义务履行的态度，可定义为现代化素质的“公共权责”因子。

表2 因子分析的系数矩阵

亲属义务、理解能力、技能评价和社会分工等4个变量在第6个因子上有较高的负荷，其意义代表农村劳动力工作经营能力的高低，将其定义为现代化素质的“经营能力”因子。

变革取向与收入分配等2个变量在第7个因子上有较高的负荷，其意义可解释为农村劳动力适应生活、维持生活的能力，将其定义为现代化素质的“生存能力”因子。

三、模型与变量

本文使用了DEA（数据包络分析）方法测算了农业全要素生产率。其中，产出指标为农户月均农业收入；投入指标为务农劳动力人数、实际耕地面积、农业设施投入。

依据已有理论及前文论述，我们认为农业全要素生产率主要受到人力资本、公共投资、产权制度、科技进步、农户个体特征、现代性等因素影响。约瑟夫·菲利普斯用变位回归分析（MRA）分析在欠发达国家教育如何影响农业生产率，得出的结果扩充了洛克希德等人研究结果，认为教育对农业生产率具有正效应，而且这种影响的地区差异是显而易见的［3］。杨向阳、赵蕾的研究结果表明：公共投资对农业生产率也有显著的正向影响，但不同类型的公共投资（诸如，农业科研投资、农村教育投资、灌溉投资、电力投资、道路投资）对农业生产率的影响存在一定差异［1］。当然，产权制度也被视为重要影响之一，吴方卫、顾焕章的测算结果就表明：1979—1997年间中国农业总要素生产率增长中的70%要归功于联产承包责任制和农产品流通体制改革［5］。此外，科技进步的贡献同样不容小觑，胡浩、张锋的实证研究表明，与80年前相比，目前我国土地生产率提高了2～4倍，农业劳动生产率提高了3倍以上，其中，农业生物化学技术的进步及普及被视为是农业生产率提高的重要原因［8］。

表3 变量设定

模型中，人力资本可以表示为教育、培训、健康等特征；其次，由于苏南、苏中、苏北的农业基础设施呈现了依次递减的次序，我们采用了地区差异作为公共投资的代理变量；再次，截面数据中农户产权制度的差异，主要可以表示为垂直协作的契约关系差异；此外，我们采取农业经营类别来反映技术禀赋的差异水平；农户个体特征中，本文考虑了性别、年龄、政治面貌、行政职务、风险态度等特征；最后，在现代性因素中，我们采用了测算得出的沟通能力、主观意识、内在涵养、开放观念、公共权责、经营能力、生存能力等7个现代性因子。模型及变量设定如下（见表3）：

全要素生产率=f（性别、年龄、政治面貌、行政职务、风险态度、教育、培训、健康、垂直协作、地区差异、经营类别、现代性）

四、计量结果

如表4所示，估计结果表明：与30岁以下农民相比，年龄较高的农户的生产效率往往较高，这体现了农业生产经验往往随年龄与日俱增的特征，但诸如性别、政治面貌、行政职务、风险态度等农户个体特征对农业全要素生产率而言，并没有显著影响。

其次，就人力资本而言，健康对农业生产效率的影响较为显著，而教育与培训的影响式微。可以认为，我国农业增长对健康劳动力的依赖性仍然较高，而教育与培训的作用较弱，以初中为主的平均受教育水平以及数量型增长的形式主义培训，往往不能有效的促使农业生产率提升。

再次，垂直协作的估计结果表明，与市场交易相比，“合作社+农户”的契约关系往往更能够促使农业全要素生产率提升，而“公司+农户”的影响效果并不显著。可能的原因在于，多数“公司+农户”的契约关系主要通过“反租倒包”等形式将农户内部化为农业工人，他们将土地流转出去之后，对农户而言，往往缺乏相应的激励机制，而“合作社+农户”的垂直协作关系一般更加有利于农业生产效率的提升，这种制度安排赋予农户更大的决策权与激励性，能较大程度地优化各生产要素的投入，使土地和劳动等要素的利用率得以提升。

经营类别的估计结果显示：畜禽、水产等养殖行业的农业全要素生产率显著高于粮食产业，蔬果产业与粮食产业的生产率差异不大，而诸如花卉苗木等其他农业产业的农业全要素生产率显著低于粮食产业。此外，地区差异并未反映出公共投资对农业生产效率的显著贡献。

研究发现，内在涵养的估计参数为0.028、在5%的水平上显著，开放观念的估计参数为0.022、在10%的水平上显著，可见这两个现代性因子对农业全要素生产率有显著贡献，而现代性中的沟通能力、主观意识、公共权责、经营能力、生存能力等5个现代性因子对农业全要素生产率的影响不显著。本文认为，农民现代性的内在涵养因子的积极贡献意味着：具有更高的教育期望、科学信仰、劳动积极性、组织协作能力、以及生产计划性的农户往往具有更高的农业生产效率；此外，农民现代性的开放观念因子的积极贡献意味着：更加乐于接受新经验、信任他人的农户也往往能够更加有效的展开农业生产。

五、结论与启示

本研究实证分析了现代性对农业全要素生产率的贡献率及其作用机制。估计结果表明，年龄、健康、垂直协作、经营类别等因素对农业全要素生产率有着显著影响，而现代性的内在涵养以及开放观念因子也对农业全要素生产率产生显著贡献。

表4 现代性对农业生产效率的影响（DEA-TOBIT）

本文的启示在于：农民，作为农业科技应用的主体，只有自身具备了相应的吸收能力，才能真正将农业技术运用于生产实践中，从而充分实现新成果、新技术的效率。目前，农民的现代性已成为与人力资本、产权制度、技术进步并重的，促进农业生产率稳定增长的长效机制。随着现代农业建设进程的深入，农民素质偏低的问题已成为解决“三农”问题的瓶颈，如何提高农民现代性，以提升农业全要素生产率，是实现农业可持续增长的重大问题。本文认为，我们应该积极培育现代农民，使其具有更高的教育期望、科学信仰、劳动积极性、组织协作能力、生产计划性、乐于接受新经验、信任他人等现代化素质。

［1］ 杨向阳，赵蕾.公共投资对农业生产率和非农就业的影响研究［J］.农业经济问题，2007，（12）：41-49.

［2］ 刘春桃，柳松.农村现代化中的教育发展:供需分析与现实选择［J］.华南农业大学学报（社会科学版），2006，（1）：146-150.

［3］ 约瑟夫·菲利普斯.农民教育与农场效率:变位分析［J］.经济资料译丛，1996，（2）：85-92.

［4］ Alan de Brauw，Scott Rozelle.Reconciling the Returns to Educationin Off-Farm Wage Employment in Rural China［D］.Working Paper，Department of Economics，Williams College，Williamstown，MA 01267，2006.

［5］ 吴方卫，顾焕章.农业经营制度变革与农业生产率变动分析［J］.南京农业大学学报，2000，23（2）：105-108.

［6］ 黄少安，孙圣民，宫明波.中国土地产权制度对农业经济增长的影响——对1949-1978年中国大陆农业生产效率的实证分析［J］.中国社会科学，2005，（3）：38-47.

［7］ 孟令杰.美国农业生产率的增长与启示［J］.农业经济问题，2001，（3）：60-63.

［8］ 胡浩，张锋.中国农户耕地资源利用及效率变化的研究［J］.中国人口资源与环境，2009，（6）：131-136.

［9］ Turrini，Alessandro.Endogenous Education Policy and Increasing Income Inequality between Skilled and Unskilled Workers［J］.European Journal of Political Economy，1998，14：303-326.

［10］ 陈超，周宁.农民文化素质的差异对农业生产和技术选择渠道的影响——基于全国十省农民调查问卷的分析［J］.中国农村经济，2007，（9）：33-38.

［11］ Sumner D A.Wage functions and occupational selection in a rural less developed country setting［J］.The Review of Economics and Statistics，1981，63（4）：513-519.

［12］ Yanjie Bian.Bringing Strong Ties Back In:Indirect Ties，Network Bridges，and Job Searches in China［J］.American Social logical Review，1997，62（3）：366-385.

［13］ 英克尔斯.从传统人到现代人——6个发展中国家中的个人变化［M］.中国人民大学出版社，1992.

［14］ 风笑天.英克尔斯“现代人研究”的方法论启示［J］.中国社会科学，2004，（1）：66-77.

［15］ 崔志远，李天明.人的现代化研究的方法论［J］.理论探讨，1997，（6）：64-67.

［16］ 邢媛.试论人的现代化与社会现代化［J］.山西大学学报，1999，（9）：38-41.

［17］ 王正中.人的现代化与社会现代化关系的哲学思考［J］.理论学刊，2003，（1）：37-39.