農民的人力資本投資與農民增收

孟山輝

（長江水利委員會綜合管理中心 湖北 武漢 430001）

一、引言

自改革開放以來，我國經濟取得了飛速發展，居民之間的收入差距也越來越大，收入差距問題已經成為我國經濟學研究的一個重要課題。我國經濟學者對收入差距的研究主要分為三個方面：地區之間的收入差距、城鄉之間的收入差距以及城市和農村內部的收入差距。在這三種收入差距中，城鄉之間的收入差距一直處于較高水平，是我國整體收入差距形成的主要原因，而農民收入增長較慢又是造成城鄉之間收入差距的主要因素。

提高農村居民的人力資本水平是增加農民收入，減小城鄉之間收入差距的最根本措施，很多學者對這一問題進行了大量的研究。陸慧（2003）認為，增加農村人力資本投資，提高農村人力資本質量，是增加農民非農收入和解決農民問題的關鍵［1］。段慶林（2002）以農民的各種收入為因變量，通過多元線性回歸研究了多種因素對農民收入的影響。他得出結論認為人力資本水平對農民收入增長的影響越來越大［2］。白菊紅和袁飛（2003）根據Mincer的收入函數模型對農民的勞均純收入與農村勞動力的受教育年限進行了模擬回歸，然后又通過線性回歸方法分析了兩者之間的數量關系。他們認為，農村的人力資本具有促進農民收入水平提高的作用，農村的人力資本量越大，農村勞動力的生產率就越高，農民的收入水平也就越高［3］。劉曉昀、辛賢和毛學峰（2003）通過簡單的多元線性回歸，對農民的收入與影響農民收入的多個因素也進行了實證分析，認為基礎設施投資可以促進農戶人均凈收入的增長，并且這一促進作用與戶主的教育程度成正比關系，戶主教育程度越高的農戶從基礎設施投資中所獲得的收益就越大［4］。陳震林和劉純陽（2005）對生產函數進行了擴展，使生產要素不僅包括資本投入和勞動力投入，而且還包括耕地資源和人力資本投資等變量。他們通過回歸分析得出結論認為，人力資本投資對提高貧困地區農戶的收入具有重要作用［5］。郭劍雄（2005）借鑒內生增長理論對城鄉收入差距進行了研究，認為人力資本水平和生育率是城鄉收入差距的原因，城鄉收入差距的關鍵決定因素是城鄉人力資本差距。農村地區的高生育率和低人力資本積累率是農民收入增長困難的根本原因［6］。

以上研究雖然從不同的角度論證了人力資本對農民收入增長的促進作用，但是這些研究大多只停留在對調查結果的描述上，具體的計量分析較少，即使在一些研究中采用了計量分析，所使用的方法也過于簡單。傳統研究中的計量分析方法是，首先通過測算人力資本水平和收入水平之間的相關系數來驗證兩者之間所存在的相關關系，然后再通過簡單的模型或者是直接對兩者進行線性回歸來分析它們之間的數量關系。這種研究方法存在兩大缺陷：首先，通過對人力資本與農民收入之間的相關性分析并不能很好地說明兩者之間的因果關系；其次，由于大多數經濟時間序列都是非平穩的，直接對它們進行回歸分析會產生虛假的回歸。為了避免這兩種缺陷，本文采用了一種新的計量方法來研究反映農民人力資本水平的人力資本投資和農民收入之間的關系。

二、研究方法

在經濟研究中，雖然大多數時間序列是非平穩的，但是由于它們通常都是齊次非平穩，所以可以用含有一個或者多個單位根的隨機過程模型來描述。在這里，我們首先要檢驗農民的人力資本投資與其收入之間的因果關系，以驗證人力資本投資是否是農民收入的原因。然后，在確定兩者之間存在因果關系的基礎上，再通過協整性檢驗來進一步驗證兩者之間是否存在著協整關系，以避免虛假回歸的產生。最后，我們通過協整回歸和誤差矯正模型（ECM）來分析兩者之間的數量關系。

（一）因果檢驗（Granger檢驗）

我們假設RG和RI分別是代表農民的收入和人力資本投資的平穩時間序列。如果農民的人力資本投資是其收入的原因，那么RG和RI要滿足以下兩個條件：第一，RI應該有助于預測RG，即在RG關于RG的滯后項的回歸中，加入RI的滯后項作為解釋變量，應該能顯著地增加回歸方程的解釋能力。第二，RG不應該有助于預測RI。

首先將RG對RI的滯后項和RG的滯后項進行回歸，然后再將RG對RG的滯后項進行回歸。借助于F統計量對回歸結果進行分析：

其中，RSSR和RSSUR分別是有約束條件回歸和無約束條件回歸的殘差平方和，n為樣本容量，k為無約束條件回歸方程的估計參數的個數，q為有約束條件回歸方程的估計參數的個數。如果F值顯示RI對預測RG具有顯著性貢獻，那么RI就是RG的原因，也即是說農民的人力資本投資是其收入的原因。反過來，使用同樣的方法，我們也可以驗證農民的收入是否是其人力資本投資的原因。

（二）協整性檢驗

在經濟領域中，大多數變量都是具有一階或二階單整性的非平穩時間序列。我們通過對農民的人力資本投資與其收入之間的協整性檢驗，可以確定兩者之間是否存在著長期均衡。因為只有兩個時間序列的單整階數相同時才能檢驗它們之間的協整性，所以在檢驗RG和RI之間的協整性之前還必須首先檢驗它們的單整階數。在這里，我們假設RG和RI都是一階非平穩時間序列，那么采用OLS法對兩者進行協整回歸得：

其中，α和β是估計系數，RI是解釋變量，RG是被解釋變量，ut是殘差。然后，利用AEG檢驗來驗證ut的平穩性。如果ut平穩，則說明RG和RI之間存在協整關系；如果ut不平穩，則說明它們之間不存在協整關系。用于檢驗ut平穩性的回歸方程式為（可直接加入位移項和趨勢項）：

當相對于a0的AEG統計量小于臨界值時，則說明ut是平穩的，否則ut就是非平穩的。

根據格蘭杰（Granger）定理，如果若干個非平穩變量存在協整關系時，這些變量必有誤差修正模型表達式存在。在誤差修正模型中，既有描述變量長期關系的參數，又有描述變量短期關系的參數。所以，利用這一模型我們既可以研究經濟變量之間關系的長期特征，又可以研究它們之間關系的短期動態特征。

假設RG和RI之間存在協整關系，則誤差修正模型的表達式為：

其中，ECMt表示非均衡誤差；β0、δi、γi、β1表示短期參數；α和β表示長期參數。

另外，因為數據的處理不會影響變量之間的因果關系，所以在上述分析中，我們通常會首先求出RI和RG的自然對數，然后來分析這兩列對數序列之間的因果關系和協整關系。對數序列方法具有兩大優點：一是可以消除RI和RG可能存在的異方差，二是協整回歸方程中的β就變成了RI和RG之間的彈性系數，就更易于解釋兩者之間的數量關系。這樣，通過以上分析，我們就避開了在傳統研究中所存在的缺陷，增加了研究結論的可信度。

三、數據的來源與分析

（一）數據的來源

根據舒爾茨對人力資本的定義，農民對人力資本的投資應該包括以下幾項支出：醫療保健支出、交通通信支出、文教娛樂用品及服務支出。因為直到1990年以后，我國才開始統計居民對上述項目的人均支出，所以對于1990年以前的數據我們只能采取加總的辦法計算得出。在1990年以前，農村居民的人力資本投資項目包括：文化娛樂用品支出、書報雜志支出、醫藥衛生用品支出和文化服務支出。這樣，我們就可以得到各個時期農民對人力資本投資額。在這里，由于文化娛樂用品及服務支出和書刊雜志支出都可以增加農民的文化知識，提高他們的人力資本水平，所以這兩項支出也被包括在人力資本投資項目之中。另外，為了消除價格變動的影響，我們以1985年為基期對人力資本投資進行平減，平減指數采用農村居民的消費價格指數來代替。同時，農民的收入，我們采用的是農村居民家庭人均純收入（以1985年為基期）。這樣，我們就得到了農民各個時期對人力資本投資的實際值和相應的實際收入。

（二）數據的分析

1．因果檢驗（Granger檢驗）：因為對數據的處理不會影響到變量之間的因果關系，我們首先對RI和RG取對數，目的是消除序列可能存在的異方差，然后通過對lnRI和lnRG的因果檢驗來驗證RI和RG之間的因果關系。由于因果檢驗的對象只能是平穩時間序列，所以在對lnRI和lnRG進行因果檢驗之前還必須對它們進行ADF單位根檢驗。檢驗結果顯示兩者都是一階非平穩的時間序列。

表1 lnRI和lnRG的ADF檢驗：

因為lnRI和lnRG的一次差分序列都是平穩的，所以我們就通過對這兩個一次差分序列進行因果檢驗以驗證lnRI和lnRG之間的因果關系，進而也即是驗證RI和RG之間的因果關系。在因果檢驗中，滯后項的選擇對檢驗結果會產生很大的影響。選取滯后項應該以因果檢驗方程中的殘差不存在序列相關性為標準。我們選擇滯后項為二期滯后時，兩個因果檢驗方程的殘差相關系數為-0.0246，這說明兩者之間基本上不存在相關性。因此，在檢驗方程中選擇二期滯后，對ΔlnRI和ΔlnRG進行因果檢驗得：

表2 ΔlnRG和ΔlnRI的因果檢驗：

所以，我們接受第一個假設：ΔlnRG不是ΔlnRI的原因，即農民的收入不是其人力資本投資的原因，同時拒絕第二個假設：ΔlnRI是ΔlnRG的原因，即農民的人力資本投資是其收入的原因。

2.協整性檢驗：因為農民的人力資本投資是其收入的原因，所以lnRI也就是lnRG的原因。根據以上分析，lnRI和lnRG都是一階非平穩的時間序列，那么直接對它們進行協整性檢驗得，在5%的顯著性水平上lnRI和lnRG之間存在著協整關系。

對兩者進行協整回歸得：

然后，我們利用誤差矯正模型（ECM）對lnRI和lnRG之間的短期動態關系進行分析。按照常規，誤差矯正模型中滯后項的選取一般不會大于3期滯后。我們根據方程的殘差是否存在自相關來確定誤差矯正模型的形式，同時剔除非顯著項，可以估計得出如下方程：

因為在5%的顯著性水平上誤差矯正模型的DW值為2.41，大于臨界值1.93，所以模型的殘差不存在自相關。很明顯，在ECM中沒有ΔlnRI的滯后項，這說明在短期內人力資本投資并不能促進農民收入的增加。但是，由協整方程可知，在長期中，人力資本投資的增加可以促進農民收入的增長，人力資本投資增加1%，農民的收入就會相應增加0.614%。

四、簡短的結論

通過上述分析可知，農民的人力資本投資與其收入之間存在著因果關系，前者是后者的原因。農民的人力資本投資在長期中可以促進其收入的增長，但是在短期內這一促進作用并不明顯，也即是說，人力資本投資對農民收入增長的促進作用只是體現于長期之中。

雖然準確計量人力資本水平存在諸多困難，但是我們可以用農民的人力資本投資來反映農村居民的人力資本狀況。按照人力資本理論，人力資本投資可以促進人力資本水平的提高，人力資本水平的提高必然會提高勞動力的邊際生產力，進而會提高勞動力的收入水平，所以農民的人力資本投資可以促進其收入的增長。但是，人力資本投資要真正轉化為人力資本則需要一定的時間，存在著一個時滯，所以農民的人力資本投資并不能立即提高他們的人力資本水平，人力資本投資對農民收入增長的促進作用也只能體現于長期之中。由此，從長期來看，我國在農村地區實行的免費義務教育以及近年來政府對農村公共衛生事業支出的增加，必然會增加農民的人力資本投資，從而促進其收入水平的提高，但是在短期內這一促進作用卻不會太明顯。

［1］陸慧.人力資本影響農民收入增長機制探討及驗證［J］.南京農業大學學報,2003，(3)：25-30.

［2］段慶林.中國農民收入增長的影響因素研究［J］.廣東社會科學,2002，(6)：45-51.

［3］白菊紅,袁飛.農民收入水平與農村人力資本關系分析［J］.農業技術經濟,2003，(1)：16-18.

［4］劉曉昀,辛賢,毛學峰.貧困地區農村基礎設施投資對農戶收入和支出的影響［J］.中國農村觀察,2003，(1)：31-36.

［5］陳震林,劉純陽.貧困地區農戶人力資本投資：作用、現狀與對策［J］.湖南農業大學學報,2005，(2)：13-16.

［6］郭劍雄.人力資本、生育率與城鄉收入差距的收斂［J］.中國社會科學,2005，(3)：27-37.

［7］西奧多·W·舒爾茨,吳珠華等譯.論人力資本投資［M］.北京：北京經濟學院出版社,1990.