稀釋中的深化效應：城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本積累的影響

劉 琦，文馨琦，侯娟娟

（1延安大學政法與公共管理學院，陜西 延安 716000；2江西財經(jīng)大學生態(tài)經(jīng)濟研究院，南昌 330013）

0 引言

改革開放后的中國經(jīng)歷了人類歷史上規(guī)模最大、速度最快的城鎮(zhèn)化進程[1]，城鎮(zhèn)化率由1978年的17.92%上升到2019年的60.60%，積累提高約43個百分點，平均每年提高1個百分點以上。但與發(fā)達國家80%左右的城鎮(zhèn)化率相比，中國的城鎮(zhèn)化進程仍然任重道遠。觀察中國城鎮(zhèn)化過程可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移具有明顯的選擇性特征，即實現(xiàn)轉(zhuǎn)移的勞動力呈現(xiàn)出男性化、年輕化和高學歷，留守農(nóng)村的勞動力則顯現(xiàn)出女性化、老齡化和低學歷[2]。農(nóng)村勞動力弱化已經(jīng)影響到農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化進程和城鄉(xiāng)融合發(fā)展，黨的十九大適時提出“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略意在應對農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展滯后以及城鄉(xiāng)發(fā)展失衡問題”。推進鄉(xiāng)村振興關(guān)鍵在于人才[3]，“人才是具有較高人力資本存量的人”[4]，農(nóng)村高素質(zhì)勞動力即為農(nóng)村人才，農(nóng)村人才非農(nóng)轉(zhuǎn)移意味著農(nóng)村人力資本存量的減少。因而，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本的“稀釋”與實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略之間存在矛盾。另一方面，從歷史數(shù)據(jù)來看，城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村人力資本積累呈現(xiàn)同向走勢。根據(jù)《中國人力資本報告2019》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》(1988—2018)的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，1985—2017年中國農(nóng)村勞動力人均受教育年限與城鎮(zhèn)化率均隨時間遞增。此期間，城鎮(zhèn)化率由23.71%提升至58.52%，農(nóng)村勞動力人均受教育年限從5.59年延伸至8.96年，增長了3.37年。由此引發(fā)的問題是：這種同向現(xiàn)象之間是否具有因果關(guān)系？如有，其背后的理論邏輯是什么？能否經(jīng)得起經(jīng)驗檢驗？如果二者之間在理論上存在邏輯關(guān)系且得到經(jīng)驗支撐，那么城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興之間就不存在矛盾，兩者將共存于中華民族偉大復興之道上。本研究試圖在理論和經(jīng)驗2個方面對上述問題作出回答。

關(guān)于城鎮(zhèn)化或勞動力轉(zhuǎn)移及其與人力資本積累關(guān)系的研究起源于西方學者對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)問題的探討。Lewis、Fei&Ranis、Harris&Todaro等發(fā)展經(jīng)濟學家認為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是消除城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟的良策[5-7]，但是他們均是在勞動力同質(zhì)性假定下分析問題，未考慮到異質(zhì)性勞動力轉(zhuǎn)移對于農(nóng)村地區(qū)人力資本的影響。隨著20世紀中后期大量國際移民現(xiàn)象的涌現(xiàn)，西方學界開始將研究視野轉(zhuǎn)移到移民對遷出地的影響，尤其關(guān)注遷出地的人力資本變化。早期的研究結(jié)論認為大量移民遷移造成遷出地人力資本流失，阻礙了遷出地的經(jīng)濟社會發(fā)展[8-9]。后期的實證分析表明，移民對于遷出地人力資本積累具有正向影響，且通過2種主要機制發(fā)揮作用，第一種機制為遷入地較高的教育回報誘發(fā)遷出地居民更多地進行人力資本投資[10-12]，有利于遷出地的人力資本積累，進而增加遷出地的人力資本供給量[13-14]。第二種機制是移民返回遷出地后將增加當?shù)氐娜肆Y本存量，促使遷出地更快地發(fā)展[15]。

隨著中國農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動力大規(guī)模向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，農(nóng)村地區(qū)人力資本流失現(xiàn)象日益凸顯，國內(nèi)學者開始關(guān)注農(nóng)村人力資本積累問題，主要從信貸、農(nóng)村教育改革、家庭環(huán)境、勞動生產(chǎn)率、城鎮(zhèn)化等方面討論農(nóng)村人力資本積累的影響因素。楊衛(wèi)軍等[16]認為農(nóng)村信貸市場滯后是農(nóng)村人力資本積累的阻礙因素。梁超[17]采用CHES數(shù)據(jù)和廣義雙重差分法分析得出，撤點并校降低了個體受教育時間，但對義務教育無顯著影響?；豉i等[18]使用CHIP 2013農(nóng)村數(shù)據(jù)分析表明，父母外出務工對子女人力資本積累具有顯著的負向作用。周京奎等[19]利用CHIP數(shù)據(jù)從理論和實證2個層面研究得出，當農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高時，農(nóng)戶傾向于教育投資，進而提升了人力資本積累。城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本積累的研究文獻與本研究問題直接相關(guān)。在理論層面，郭劍雄等[20]把人力資本積累率內(nèi)生化于遷移過程，認為選擇性轉(zhuǎn)移會促使農(nóng)村人力資本深化。劉星等[21]認為當勞動力選擇性轉(zhuǎn)移對農(nóng)村人力資本產(chǎn)生正反效應時，應采取一系列補償政策強化人力資本深化。孫燕銘[22]進一步指出，農(nóng)村勞動力遷移概率達到一定范圍時，勞動力遷移才能提高農(nóng)業(yè)部門的人力資本積累。隨著宏微觀數(shù)據(jù)以及實證方法的日益豐富，經(jīng)驗研究逐漸興起。阮榮平等[23]的實證結(jié)果表明，人口流動對輸出地人力資本具有正效應和負效應，但以負效應為主。李修彪等[24]基于1990—2010年省級面板數(shù)據(jù)，采用空間面板聯(lián)立方程估計得出，省域人均人力資本存量與城鎮(zhèn)化率之間存在正向空間相關(guān)性。鄒小勤[25]基于重慶數(shù)據(jù)的分析，認為城鎮(zhèn)化促進了人力資本積累，但后者對前者無推動作用。張安馳等[26]利用CFPS 2014數(shù)據(jù)分析得出，勞動力流動對農(nóng)村人力資本投資的影響受到家庭人均收入門檻的調(diào)節(jié)。

國內(nèi)外已有的相關(guān)研究為本研究提供了豐富的理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗借鑒，然而針對現(xiàn)有文獻存在的缺陷，關(guān)于城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本積累關(guān)系的研究有待進一步深化。一是雖然現(xiàn)有少量文獻從人口生育偏好視角探討了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本積累的影響機制，但是尚無充足的經(jīng)驗證據(jù)；二是現(xiàn)有實證研究基于數(shù)據(jù)驅(qū)動，缺乏完整且邏輯嚴密的理論框架；三是使用的數(shù)據(jù)和方法存在局限性。已有文獻采用的數(shù)據(jù)或具有區(qū)域性，或具有特殊性，或來源單一，導致研究結(jié)論各異。而且在計量模型估計過程中，對內(nèi)生性問題的討論和處理不夠嚴謹，估計結(jié)果不盡一致。

基于已有文獻的缺憾，本研究從理論分析和經(jīng)驗證據(jù)2個方面論證城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本積累的因果關(guān)系。首先在理論層面上闡釋城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本積累的影響，并探索中介傳導機制；其次收集多個權(quán)威數(shù)據(jù)來源的相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建省級面板數(shù)據(jù)，采用固定效應、面板工具變量等方法估計城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本積累的因果效應，并對中介機制、估計參數(shù)的穩(wěn)健性進行一系列檢驗；最后根據(jù)理論和經(jīng)驗分析結(jié)果引申出政策含義。

通過推演理論假說和計量模型檢驗，本研究的主要發(fā)現(xiàn)是：城鎮(zhèn)化改變了農(nóng)村家庭人口生育偏好結(jié)構(gòu)，即人口生育偏好由數(shù)量轉(zhuǎn)向質(zhì)量，農(nóng)村家庭將更多的資源投向子代的教育和健康，從而隨著代際延伸農(nóng)村人力資本不斷深化。計量模型估計結(jié)果支持了該理論假說，且人口生育質(zhì)量偏好作為中介機制也得到了經(jīng)驗支持。

本研究為城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本積累搭建了理論框架，補充了人口學微觀基礎(chǔ)，并提供了經(jīng)驗證據(jù)，豐富和拓展了該領(lǐng)域的研究內(nèi)容，研究發(fā)現(xiàn)進一步明確了城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略協(xié)同推進的理論認識。同時，研究結(jié)果也具有實踐參考價值。城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本深化的正向影響雖然已經(jīng)顯現(xiàn)，但要使這種積極影響發(fā)揮更大的作用，還需要政府部門在城鄉(xiāng)公共資源和公共服務的配置方面進行積極探索和改革，加速農(nóng)村人力資本積累，縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距。

本研究其余部分安排如下：第二部分闡述城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本深化的理論邏輯；第三部分介紹實證分析所需的數(shù)據(jù)、變量和計量模型；第四部分呈現(xiàn)并分析實證結(jié)果；第五部分為結(jié)論和政策建議。

1 城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本深化的理論假說

發(fā)展經(jīng)濟學理論和發(fā)達國家的經(jīng)驗表明，城鎮(zhèn)化是一個國家或地區(qū)由欠發(fā)達向發(fā)達狀態(tài)過渡的必經(jīng)階段。盡管各學科對城鎮(zhèn)化的理解不同，但人口學意義的城鎮(zhèn)化概念得到了最廣泛的認可和使用?！度丝诳茖W大辭典》中把城鎮(zhèn)化定義為城鎮(zhèn)人口數(shù)量在總?cè)丝诹恐械恼急炔粩嗌仙倪^程，其本質(zhì)是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移并轉(zhuǎn)為市民的過程[27]，相應的度量指標是人口城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎?。依?jù)研究目的和內(nèi)容，本研究選擇人口城鎮(zhèn)化概念最為契合。

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是發(fā)展中國家最典型的特征，城鎮(zhèn)部門勞動力的收入水平和生活水準均高于農(nóng)村地區(qū)。在追逐收益最大化動機的驅(qū)使下，城鄉(xiāng)收入差距成為農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)的主要動因[28-29]，農(nóng)村勞動力的理性選擇是進城務工，人口城鄉(xiāng)流動內(nèi)生于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。然而，農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移并非是一個無摩擦的理想情境，城鎮(zhèn)部門用工的選擇性和農(nóng)村勞動力的異質(zhì)性共同加大了勞動力市場的匹配難度。城鎮(zhèn)部門的第二、三產(chǎn)業(yè)具有現(xiàn)代化特征，對從業(yè)者的知識、技術(shù)、學歷等人力資本特征設(shè)置了一定的門檻。由于農(nóng)村勞動力非同質(zhì)[30]，其個體之間在受教育程度、健康狀況等方面差異性較大，只有具備較高人力資本水平的農(nóng)村勞動力才有可能被吸納為城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)部門的從業(yè)者，實現(xiàn)跳出“農(nóng)門”的愿望。當滯留在農(nóng)村的勞動力意識到自身的人力資本水平與城鎮(zhèn)部門的門檻之間存在差距時，為實現(xiàn)成功轉(zhuǎn)移就會加大對家庭成員的人力資本投資，尤其會增加子女的受教育年限。在農(nóng)村家庭資源有限、收入較低的約束下，家庭決策者就會改變?nèi)丝谏钠?，由?shù)量偏好轉(zhuǎn)向質(zhì)量偏好，即減少生育后代的數(shù)量，將更多的資源投資于子女的人力資本[31-32]。雖然城鎮(zhèn)化從農(nóng)村部門中吸取了大量的人力資本，造成農(nóng)村人力資本的短期流失，但是隨著人口生育偏好轉(zhuǎn)變、農(nóng)村教育醫(yī)療等公共服務條件的改善，農(nóng)村人口的受教育年限和預期壽命普遍性延長，農(nóng)村人力資本在損失中逆勢增長，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本積累產(chǎn)生正的凈效應。城鎮(zhèn)化水平提高，激發(fā)農(nóng)村家庭更強的人口質(zhì)量偏好，農(nóng)村人力資本實現(xiàn)持續(xù)平穩(wěn)地深化，城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本積累實現(xiàn)了良性互動。

上述理論邏輯用數(shù)理模型亦可表達，用U表示城鎮(zhèn)化率，Q表示人口質(zhì)量偏好，H表示農(nóng)村人力資本積累，X表示其他影響農(nóng)村人力資本積累的因素。根據(jù)理論分析，人口質(zhì)量偏好是城鎮(zhèn)化的增函數(shù)見式(1)。

而農(nóng)村人力資本積累又是人口質(zhì)量偏好的增函數(shù)，見式(2)。

由式(1)和式(2)得到式(3)。

將以上理論推演概括為：城鎮(zhèn)化是農(nóng)村人力資本深化的主要推動因素之一，農(nóng)村家庭的人口質(zhì)量偏好是其內(nèi)在邏輯機制，即城鎮(zhèn)化→人口質(zhì)量偏好→農(nóng)村人力資本深化，該理論假說構(gòu)成本研究實證分析的對象。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)

本研究的主要任務是檢驗城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本積累的因果關(guān)系，因此農(nóng)村人力資本、城鎮(zhèn)化等變量數(shù)據(jù)的規(guī)模和質(zhì)量將關(guān)系到實證結(jié)果的可靠性。長期以來，中國城鄉(xiāng)人力資本權(quán)威數(shù)據(jù)的缺失是研究有關(guān)問題的一大障礙，傳統(tǒng)做法是利用統(tǒng)計年鑒中的人口學數(shù)據(jù)，采用不同的加權(quán)方法測算人口平均受教育年限，以此作為人力資本的度量指標。由于不同學者使用的權(quán)重存在較強的主觀性，計算結(jié)果差異較大，不能客觀反映人力資本存量狀況。本研究采用《中國人力資本報告2019》中的人力資本數(shù)據(jù)，該報告由中央財經(jīng)大學中國人力資本與勞動經(jīng)濟研究中心發(fā)布。報告中的人力資本存量數(shù)據(jù)采用經(jīng)過改進的J-F法計算得到，并且在計算過程中運用了大量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)和微觀調(diào)查資料，形成衡量人力資本的多維指標，如區(qū)分了城鎮(zhèn)和農(nóng)村人力資本，又分別計算了城鄉(xiāng)勞均人力資本和人均人力資本的實際值和名義值。因此該數(shù)據(jù)庫的人力資本數(shù)據(jù)具有更高的權(quán)威性，為本研究提供了可靠的數(shù)據(jù)來源。鑒于其他變量數(shù)據(jù)的可得性，本研究選取該報告中的2005—2017年全國31個省市自治區(qū)的農(nóng)村人力資本數(shù)據(jù)，目的在于構(gòu)成平衡面板數(shù)據(jù)。此外，本研究所使用的城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村人均可支配收入、財政人力資本支出、城市生活用水、農(nóng)村家庭人均教育和醫(yī)療支出、農(nóng)村家庭規(guī)模等數(shù)據(jù)均來自2006—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）統(tǒng)計年鑒以及中國知網(wǎng)統(tǒng)計大數(shù)據(jù)研究平臺，涉及貨幣計量的指標均使用以1985年為100的農(nóng)村居民消費物價指數(shù)調(diào)整為實際值。

2.2 變量

2.2.1 被解釋變量 本研究中的農(nóng)村人力資本積累特指人均意義上的人力資本存量增長，人均人力資本提高又稱為人力資本深化[33-34]，所以人力資本積累和人力資本深化在文中視為同一概念，并行使用。被解釋變量農(nóng)村人力資本使用《中國人力資本報告2019》中的農(nóng)村人均人力資本加以度量，同時使用農(nóng)村勞均人力資本用以穩(wěn)健性檢驗。報告中的農(nóng)村人（勞）均人力資本有名義值和實際值之分，文中均使用實際值。

2.2.2 核心解釋變量 城鎮(zhèn)化是本研究關(guān)注的核心解釋變量，其有人口、土地、文化等多維度的內(nèi)容[35]，相應的衡量指標亦多樣化，如人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率等。根據(jù)城鎮(zhèn)化的定義以及本研究的目的，并參考王曦等、陳云松等學者的文獻[36-37]，本研究選取城鎮(zhèn)常住人口城鎮(zhèn)化率作為城鎮(zhèn)化的度量指標，見式(4)。

2.2.3 控制變量 選取控制變量的依據(jù)是舒爾茨[38]、Mincer等[39]學者的人力資本經(jīng)典理論，以及國內(nèi)學者趙穎[40]、趙西亮[41]的觀點，他們均認為對教育、健康的投資是人力資本形成的最主要途徑，而這些投資主要源于家庭和政府[42-43]。家庭在教育、健康方面的支出又來自其家庭成員的收入，因此本研究選取農(nóng)村居民人均可支配收入和農(nóng)村財政人力資本支出作為控制變量。由于缺乏各省農(nóng)村財政人力資本支出的數(shù)據(jù)，故參照李江一等[44]的處理辦法，以各省的教育財政支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出之和與公共預算總支出的比值作為農(nóng)村財政人力資本支出的代理變量。

2.2.4 機制變量 本研究提出的假說認為，城鎮(zhèn)化是通過人口質(zhì)量偏好而實現(xiàn)農(nóng)村人力資本深化的，所以人口質(zhì)量偏好即為機制變量。依照劉琦等[45]的文獻，構(gòu)建農(nóng)村人口質(zhì)量偏好強度指標，該指標的分子反映人口質(zhì)量偏好，用農(nóng)村家庭人均教育和醫(yī)療支出度量，分母反映人口數(shù)量偏好，用農(nóng)村家庭規(guī)模度量，二者比值越大則意味著人口質(zhì)量偏好越強。

2.3 實證模型

由于面板數(shù)據(jù)具有樣本量大和信息量豐富的特征，而且固定效應估計能夠消除不隨時間變化、不可觀察的變量而引起的內(nèi)生性問題，故本研究采用雙向固定效應模型檢驗城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本深化的影響，見式(5)。

RPHit表示第i個省份第t年的農(nóng)村人均人力資本存量，URBit表示第i個省份第t年的城鎮(zhèn)化率，X′it為控制變量向量，包括相應省份和年份的農(nóng)村居民人均可支配收入和財政人力資本支出占比，λp為省份固定效應，ηt為年份固定效應，μit為誤差項。

3 實證策略與結(jié)果分析

本部分實證策略步驟是：描述性統(tǒng)計→基準回歸→工具變量回歸→穩(wěn)健性檢驗→機制檢驗。

3.1 變量描述性統(tǒng)計

對各變量進行描述性統(tǒng)計分析，查驗變量值的合理性。結(jié)果見表1。表1結(jié)果顯示各變量不存在缺失值，各個統(tǒng)計指標數(shù)值均在合理范圍內(nèi)，數(shù)據(jù)集為平衡面板數(shù)據(jù)。

表1 變量描述性統(tǒng)計

3.2 基準回歸

為了對比不同估計方法得出的結(jié)果，首先運用OLS進行混合截面回歸，采取逐步加入解釋變量做法以觀察回歸系數(shù)的變化，估計結(jié)果見表2。模型（1）～（3）為OLS估計結(jié)果，核心解釋變量城鎮(zhèn)化率高度顯著，且為正。然而OLS估計未考慮到不隨時間和個體變化的變量對農(nóng)村人力資本的影響，估計系數(shù)可能不一致。故本研究采取固定效應估計方法重新進行估計，模型（4）為僅控制省份固定效應估計結(jié)果，模型（5）為同時控制年份和省份的雙向固定效應估計，2個模型估計結(jié)果均顯示城鎮(zhèn)化率的系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，系數(shù)大小略有差異，根據(jù)現(xiàn)有文獻的通常做法，模型（5）估計結(jié)果更為可靠。但模型（5）尚未注意到誤差項自相關(guān)、異方差和截面相關(guān)問題，為同時解決這三大問題，采用Driscoll和Kraay提供的標準誤加以修正[46]，使估計結(jié)果更具穩(wěn)健性[47]。模型（6）是使用Driscoll-Kraay標準誤修正的估計結(jié)果，城鎮(zhèn)化率的系數(shù)依然在5%水平上顯著。雙向固定效應估計結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點，農(nóng)村人均人力資本增加大約1670元，初步驗證了本研究提出的假說。

表2 混合回歸與固定效應回歸結(jié)果

3.3 工具變量法回歸

雙向固定效應模型估計可以處理遺漏不可觀測且不隨時間和個體變化的變量所導致的內(nèi)生性問題，就本研究設(shè)定的計量模型而言，還可能存在兩個方面的內(nèi)生性來源：一是雙向因果效應。城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村人力資本具有深化效應，反之，隨著農(nóng)村人力資本水平的提高，更多的農(nóng)村勞動力可以跨越城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)部門的門檻，更容易實現(xiàn)由農(nóng)村向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移，從而有助于提高城鎮(zhèn)化水平[48]，互為因果關(guān)系導致雙向固定效應估計或許存在偏誤。二是遺漏變量問題?；跀?shù)據(jù)的可得性，本研究只加入了2個主要控制變量，可能遺漏了其他影響農(nóng)村人力資本深化的變量。例如有學者認為教育質(zhì)量[49]、社會福利制度[50]以及制度變遷[51]等也是影響人力資本積累的重要因素，此類因素或難以準確度量或數(shù)據(jù)缺乏，被納入誤差項中，而這些因素理論上與城鎮(zhèn)化有關(guān)，導致城鎮(zhèn)化變量具有內(nèi)生性。本研究處理上述內(nèi)生性問題的辦法是尋找合適的工具變量，參考其他學者利用解釋變量滯后一期作為工具變量的做法[52-53]，本研究將城鎮(zhèn)化率滯后一期作為工具變量。此外，還為城鎮(zhèn)化尋找到了另一個較為合適的工具變量，即城市生活用水量。首先城鎮(zhèn)化率越高，城鎮(zhèn)人口數(shù)量就越多，城市生活用水量應該越大，城市生活用水量作為工具變量滿足相關(guān)性條件；其次，城市生活用水量不會通過農(nóng)村教育質(zhì)量和制度變遷等渠道進而影響農(nóng)村人力資本，城市生活用水量在一定程度上滿足外生性條件，工具變量法估計結(jié)果見表3。

表3 工具變量法估計結(jié)果

模型（7）是以城鎮(zhèn)化率滯后一期作為工具變量的估計結(jié)果，模型（8）是以城鎮(zhèn)化滯后一期和城市生活用水量共同作為工具變量的估計結(jié)果，模型（9）則進一步考慮到農(nóng)村人均可支配收入的內(nèi)生性，使用其滯后一期作為工具變量，其中模型（8）和（9）的識別檢驗、弱工具變量檢驗以及過度識別檢驗表明，工具變量具有可識別性和外生性，不存在弱工具變量問題。3個模型估計的城鎮(zhèn)化率系數(shù)相近，均顯著為正，城鎮(zhèn)化率提高一個百分點，農(nóng)村人均人力資本增加大約1200～1300元，略小于模型（6）的估計結(jié)果。另外，無論是雙向固定效應還是工具變量法的估計結(jié)果，農(nóng)村人均可支配收入變量均顯著為正，表明農(nóng)民收入是人力資本積累的重要因素。而財政人力資本支出的系數(shù)均不顯著，可能的原因是本研究使用教育財政支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出之和與公共預算總支出的比值作為農(nóng)村財政人力資本支出的代理變量，而中國教育經(jīng)費投入政策具有城鎮(zhèn)傾向性，[54]財政支出對農(nóng)村勞動者進行人力資本投資沒有促進作用[55]，以新農(nóng)合制度為代表的財政醫(yī)療支出可以減輕農(nóng)村重大疾病患者的經(jīng)濟負擔，對農(nóng)村居民的健康水平?jīng)]有產(chǎn)生影響[56]，所以政府在教育和醫(yī)療支出方面具有結(jié)構(gòu)性偏向，對農(nóng)村人力資本積累的影響不顯著。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

通過變換被解釋變量的度量、變換核心解釋變量的度量以及對變量取對數(shù)3個方面進行穩(wěn)健性檢驗（見表4）。模型（10）將被解釋變量農(nóng)村人均人力資本存量替換為農(nóng)村勞均人力資本存量(RLH)，核心解釋變量城鎮(zhèn)化率系數(shù)顯著為正，其系數(shù)亦達到了1.06。模型（11）把城鎮(zhèn)化率替換為城鎮(zhèn)人口數(shù)(UPN)，其系數(shù)依然顯著為正，系數(shù)大小接近基準回歸估計結(jié)果。模型（12）是將所有變量取對數(shù)后的回歸結(jié)果，城鎮(zhèn)化率對數(shù)的系數(shù)仍顯著為正。3個穩(wěn)健性檢驗的估計系數(shù)高度顯著，表明基準回歸和工具變量法估計具有一定的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.5 機制檢驗

機制檢驗的思路參照阮榮平等[57]的做法，將人口質(zhì)量偏好強度對城鎮(zhèn)化率做回歸，如果城鎮(zhèn)化率系數(shù)為正且顯著，并結(jié)合基準回歸模型中已經(jīng)顯示城鎮(zhèn)化率對農(nóng)村人均人力資本具有正向作用的估計結(jié)果，就可以檢驗人口質(zhì)量偏好是城鎮(zhèn)化影響農(nóng)村人力資本深化的一個重要途徑（見表5）。模型（13）是在控制其他變量的前提下，采用雙向固定效應模型估計了城鎮(zhèn)化率對人口質(zhì)量偏好強度的影響，城鎮(zhèn)化率系數(shù)顯著為正，但估計結(jié)果可能因存在內(nèi)生性問題而有偏。一方面，模型可能遺漏了影響人口質(zhì)量偏好的其他變量；另一方面，在理論上，農(nóng)村人均可支配收入和城鎮(zhèn)化率與人口質(zhì)量偏好強度存在雙向因果關(guān)系。此處選用與模型（9）相同的工具變量，模型（14）估計結(jié)果通過了各項檢驗，城鎮(zhèn)化率系數(shù)在1%水平上顯著，城鎮(zhèn)化率提高一個百分點，人口質(zhì)量偏好強度增加1.74個單位。據(jù)此表明，城鎮(zhèn)化借助人口質(zhì)量偏好最終作用于農(nóng)村人力資本積累，從而本研究的中介機制得到驗證。

表5 機制檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與政策含義

本研究從中國城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本積累同向發(fā)展的特征事實出發(fā)，旨在探索二者內(nèi)在邏輯機制，并進行經(jīng)驗檢驗?；谙嚓P(guān)經(jīng)典理論和現(xiàn)有文獻研究成果，文章就城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本積累的關(guān)系提出理論假說，即城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本深化具有正向影響，而且這種影響是通過人口質(zhì)量偏好機制而產(chǎn)生的。為驗證該假說，利用2005—2017年31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)固定效應和面板工具變量估計方法對其進行實證檢驗。實證分析結(jié)果表明：（1）城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本具有顯著的正向深化作用。在控制農(nóng)村人均可支配收入、財政人力資本支出以及省份和年份固定效應后，城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點，農(nóng)村人均人力資本增加大約1200～1300元。（2）在機制檢驗中，即人口質(zhì)量偏好強度對城鎮(zhèn)化率的回歸，城鎮(zhèn)化率系數(shù)顯著為正，由此得出城鎮(zhèn)化是通過誘發(fā)農(nóng)村家庭人口質(zhì)量偏好進而促進農(nóng)村人力資本積累。實證結(jié)果與理論假說相一致，回答了本研究的問題。

本研究的理論分析結(jié)論是城鎮(zhèn)化促進了農(nóng)村人力資本深化，并得到了經(jīng)驗證據(jù)的支持。該研究結(jié)論表明，城鎮(zhèn)化過程雖造成了農(nóng)村人力資本的短暫流失，但其改變了農(nóng)村家庭的人口生育偏好，這種不可逆的人口質(zhì)量偏好加速了農(nóng)村人力資本積累，而人力資本是農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展的關(guān)鍵[58]，因此從人力資本角度來看，城鎮(zhèn)化與農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展之間并不存在相互排斥和自相矛盾，二者可以和諧共生發(fā)展。所以，本研究的假說和經(jīng)驗研究在理論上進一步豐富和深化了當前中國城鄉(xiāng)發(fā)展關(guān)系的認識，澄清了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村人力資本積累只存在侵蝕效應的片面認識，為理解當下正在實施的新型城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略之間的關(guān)系提供了一個理論基礎(chǔ)。

在實踐層面上，本研究的結(jié)論有兩個方面的政策含義。一是政府在農(nóng)村人口質(zhì)量偏好轉(zhuǎn)化為人力資本投資的過程中，應提供更多的公共設(shè)施建設(shè)和公共服務。農(nóng)村人口質(zhì)量偏好是連接城鎮(zhèn)化和人力資本積累的重要機制和橋梁，該機制的有效實現(xiàn)目前仍受到公共資源供給側(cè)的約束，因而政府應在農(nóng)村勞動力流入地興辦更多的各級基礎(chǔ)教育學校，保證已轉(zhuǎn)移的勞動力子女的教育供給。二是進一步破除阻礙農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的各種制度束縛，營造人口城鄉(xiāng)流動的無摩擦環(huán)境。目前雖然在戶籍制度、醫(yī)療和社會保障體制等方面進行了一系列改革，但是改革的空間依然較大，例如大中城市的戶籍門檻仍然較高，醫(yī)療費用無法異地報銷等問題需要進一步完善，消除農(nóng)村勞動力進城安家落戶的后顧之憂。清除制度障礙和增加教育醫(yī)療供給能夠為城鎮(zhèn)化與農(nóng)村人力資本深化的良性循環(huán)提供制度環(huán)境保障。

由于各種主客觀條件的限制，本研究的內(nèi)容以及數(shù)據(jù)使用方面還存在著一些缺陷，例如由于缺乏省級層面農(nóng)村男女性別人力資本數(shù)據(jù)，無法進一步研究城鎮(zhèn)化在深化農(nóng)村人力資本方面是否存在著性別差異；受篇幅限制，文中沒有分析農(nóng)村人力資本深化對于城鎮(zhèn)化的反向作用；使用的數(shù)據(jù)均為宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)，缺乏微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的支撐。本研究的缺陷也是作者今后繼續(xù)努力的方向，可以預期該領(lǐng)域未來的研究將會更加精細化、全面化和微觀化，不斷夯實城鎮(zhèn)與農(nóng)村和諧共生發(fā)展的理論基礎(chǔ)和實踐經(jīng)驗。