信息手段對人力資本和農戶經濟增長的影響研究——以固定電話和電腦網絡數據為例的實證分析

王建華，李錄堂

（1.江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122；2.西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100）

處于經濟社會轉型時期的中國農戶經濟，雖然已由封閉走向開放，不再是孤立的經營個體，但農戶家庭經濟人力資本、組織資本和社會資本依然十分有限，并呈現出一種“網狀化”分散狀態，農戶經濟增長動力式微。為了有效聯結農戶與市場，實現資源要素的整合，亟須尋找一種資源型要素，促進網絡間的要素流動、資源互換和信息擴散。隨著計算機和信息網絡技術特別是手機信息網絡技術在農村的發展和普及，信息網絡技術在農業、農村和農民中的應用已具備技術條件和人力資源條件，利用信息網絡技術改造我國傳統農戶經營模式有了可能。因此，探究信息網絡技術、人力資本與農戶經濟增長之間的效應關系，制定切實可行的方案使信息技術與人力資本朝著有利結合的方向發展是一項非常迫切的課題。

一、文獻回顧與假設

當前學者對信息網絡技術與人力資本、農戶經濟增長之間的關系作了一定程度的研究，并得出了不同的結論。部分學者認為信息技術與人力資本的結合是推動經濟社會發展，促進信息不對稱向黃金信息分割點偏移的核心動力［1］。同時也是增加農民收益、調整農村產業結構以及配置農村勞動力資源的重要因素［2］。事實上，勞動者在使用信息手段收集信息、存儲信息、加工處理信息、利用和傳播信息等過程中，凝結在其身上的知識和技能都得到一定程度的提升。這種知識和技能累積在勞動者身上，最終以資本量的形式存在于勞動者個體以及個體之間，從而形成一種新的資本形式，即信息技術型人力資本。這種資本形式與通過教育、培訓、遷移、保健、干中學等方面的投資而獲得的人力資本有著顯著的不同，同時與純粹單一的組織資本和社會資本也有著顯著的不同，它是一種復合型人力資本和更加現實的人力資本。其實質就是利用信息手段對稀缺的傳統人力資本、組織資本、社會資本進行提升［3］。區域經濟包括農村地區經濟的發展都離不開信息技術與人力資本，更離不開兩者結合所形成的信息技術型人力資本，然而信息技術型人力資本能在多大程度上集成資源要素卻存在著很大的差異。所謂信息技術型人力資本集成就是通過信息技術的手段將屬于不同區域和不同領域的顯性和隱性人力資本進行共享、整合，實現“1+1 ＞2”的整體效果［4］。對于農村而言，信息技術型人力資本的集成就是對當前農戶經營中所缺乏的傳統人力資本、組織資本以及社會資本進行有效的提升。當然，也有學者認為在實踐中有相當一部分地區的集成效果與期望相距甚遠，區域經濟發展的內在推力和外在壓力構成了影響信息技術型人力資本集成能力演進的關鍵［5］。從系統內生能動的因素看，信息技術型人力資本的效果差異實際上反映了區域信息技術型人力資本在篩選、整合、消化、吸收過程中決策和行為能力的不同，把這種能力稱為信息技術型人力資本的集成能力［6］。它是區域經濟在信息技術型人力資本集成過程中采納和實施信息技術方案并使之與區域各生產要素融合的能力［7］。遺憾的是，當前的研究大多缺乏實際調查，以定性研究居多，實證分析比較薄弱，系統性不夠，難以給人一個相對明確的答案；或者也進行過定量分析，但只是借助于傳統計量經濟方法進行簡單的回歸擬合，這種方法要求分析的數據是平穩的，現實很難滿足。本文基于獲得的數據，運用單位根檢驗、協整檢驗、Granger 因果關系檢驗和脈沖響應函數進行實證分析，其分析方法正好可以克服以往研究的技術缺陷。同時提出以下假設：①信息手段的使用提升人力資本存量，可以改變人力資本的積累模式；②信息手段在農村的有效應用，可以促進農戶經濟的增長；③通過信息手段積累人力資本的方式可以在一定程度上實現對傳統農業的改造。

二、信息手段對人力資本和經濟增長作用的實證分析

（一） 數據來源與樣本說明

固定電話和電腦網絡是當前農村信息手段的部分選擇，本研究以固定電話和電腦網絡數據為研究的數據基礎，主要是因為對于農民來說，其在生產生活中使用較為普遍；同時考慮到數據的可獲得性和研究結論的信度，故選擇以固定電話和電腦網絡為例來分析信息手段對人力資本和農戶經濟增長的影響。研究過程中所使用的數據主要來源于《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》以及中國互聯網絡信息中心，其中樣本數據為1997-2011年的年度數據，用農戶家庭經營收入來反映農村經濟變化，用農村固定電話數量和網絡用戶數量來表示農村信息擴散所衍生的信息技術型人力資本變化情況；人力資本存量則引用湯向俊所作的研究成果，由于數據獲取的難度較大，2005-2011年的人力資本存量數據只能以差分的方法得到。具體數據見表1。

經濟時間序列不同于界面數據存在重復抽樣的情況，它是一個隨機事件的唯一記錄，從經濟的角度看，這個過程是不可重復的。要弄清楚經濟指標間的關系，首先要驗證時間序列數據的平穩性和單整情況。因此，本研究運用單位根檢驗、協整檢驗、Granger 因果關系檢驗和脈沖響應函數不僅可以檢驗上述非平穩性時間序列數據，還可以得到很好的效果。為了消除數據點單位的不一致性，最大限度避免時間序列的多重共線性，特對數據進行標準化處理，其具體數據標準化后的結果見表2。

表1 1997-2011年農戶家庭經營收入、信息手段及人力資本存量的數據量表

表2 1997-2011年農戶家庭經營收入、信息手段及人力資本存量的標準化數據量表

（二）時間序列的單位根（ADF）檢驗

為了保證模型的有效性，避免時間序列模型存在偽回歸，首先需要對時間系列進行平穩性檢驗。當前，最有效并普遍采用的平穩性檢驗工具是Augmented Dicker-Fuller 檢驗。若ADF 檢驗值大于臨界值，說明時間序列為非平穩的，反之則為平穩序列。本文應用ADF檢驗對農戶家庭經營收入（NHSR）、農村固定電話數量（NCGD）、網絡用戶量（WLYH）及人力資本存量（ZBCL）時間序列數據的穩定性 進行檢驗。檢驗結果見表3。

表3 時間序列LNHSR、LWLYH、LNCGD的ADF單位根檢驗結果

檢驗結果表明，原序列都為非平穩序列，經過一階差分后的序列ADF統計量均大于臨界值，即仍為非平穩序列，二階差分以后的序列ADF值均小于臨界值，因此，可以認為序列經過二階差分后達到了平穩，即所有變量均為二階單整序列，它們之間可能存在著長期協整關系。

（三）協整檢驗與誤差修正模型

為了驗證變量之間的比例關系，此處采用協整檢驗的方法，其意義在于，如果變量之間存在協整關系，說明它們之間存在長期的比例關系，而且有一種內在機制在恢復這種均衡，它可以很好地避免偽回歸［8］。關于協整關系檢驗與估計的方法主要包括：Engle-Granger 兩步法和Johansen極大似然法，對于1997-2009年時間序列，考慮時間趨勢，由于時間序列農戶家庭經營收入（NHSR）、農村固定電話數量（NCGD）、網絡用戶量（WLYH）及人力資本存量（ZBCL）均為二階單整序列過程，可以對其進行協整分析，本文采用Johansen協整檢驗。由于使用的是兩變量系統，因此零假設為無協整關系H0：r=0，H1：r=1，拒絕零假設則表明存在協整關系。利用計量經濟軟件EVIEWS6，檢驗結果見表4。

表4 1997-2011年時間序列的Johansen協整檢驗結果

檢驗結果顯示，對于農戶家庭經營收入（NHSR）與網絡用戶量，在零假設H0：r=0 下，統計量值大于5%顯著性水平下的臨界值，接受備擇假設H1：r=1，同時在H0：r≤1下，統計量值小于5%顯著性水平下的臨界值，接受零假設H0：r≤1，說明農戶家庭經營收入與網絡用戶量之間存在至少1個協整關系。用同樣的方法，可以證明農戶家庭經營收入與固定電話數量以及與人力資本存量之間均存在至少1個協整關系。限于篇幅，這里不再贅述。

（四） 格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗結果證明了農村固定電話數量（NCGD）和網絡用戶量（WLYH）與農戶家庭經營收入（NHSR）和資本存量（ZBCL）兩兩之間存在長期穩定的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需進一步檢驗。本文采用Granger 因果關系檢驗的方法，其實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger 因果關系［9］。

在協整檢驗的基礎上，對1997-2009年之間農戶家庭經營收入（NHSR）、農村固定電話數量（NCGD）、網絡用戶量（WLYH）及資本存量（ZBCL）的關系進行格蘭杰因果關系檢驗，利用計量經濟軟件EVIEWS6，檢驗結果見表5。

表5 格蘭杰因果關系檢驗

由檢驗結果可以看出，在滯后一期的情況下，NHSR 不是WLYH 的原因只有6.8%的可能性，也就是說，NHSR 是WLYH 的原因的可能性有93.2%，而WLYH 是NHSR 的原因的概率則為67.2%；同期，NHSR不是NCGD原因的概率僅有0.6%，NCGD不是NHSR原因的概率也僅為1.45%，說明在短期內，固定電話依然是我國廣大農村地區主要的信息傳遞方式，其對農戶經濟依然有較強的拉動作用；在同期的另外一個維度上，ZBCL 不是WLYH 的原因有27.8%的可能性，而WLYH不是ZBCL的原因則為39.7%的可能性，說明農村網絡用戶量的增加對我國當前的傳統人力資本有一定程度的拉動；NCGD 不是ZBCL 的原因則高達86.05%，說明農村固定電話在提升傳統人力資本方面已日漸式微；在滯后兩期的情況下，NHSR 不是WLYH 的原因和WLYH 不是NHSR 的原因都略有提升，但依然互為因果關系；同期，ZBCL 不是WLYH 的原因和WLYH 不是ZBCL 的原因也分別提升到了27.4%和39.1%，說明從長期看，網絡在提升人力資本中的拉動作用也會越來越小，但仍然會維持在一個適當的水平。這可能是因為信息網絡技術對當前初中及以下水平的農村居民的人力資本提升作用比較顯著，而這一部分人群占農村比例會隨著時間的推移逐漸減少。

（五） VAR脈沖響應函數分析

使用脈沖響應函數分析方法對模型估計結果進行分析，以農村固定電話數量（NCGD）、網絡用戶量（WLYH）作為脈沖項，分析農村固定電話數量（NCGD）、網絡用戶量（WLYH）對農戶家庭經營收入（NHSR）的影響。脈沖函數中的橫坐標表示脈沖沖擊滯后期，縱坐標表示響應變量的變化情況，曲線表示脈沖響應函數，代表變量在信息沖擊作用下的反應，農戶經濟對農村固定電話數量（NCGD）、網絡用戶量（WLYH）的響應圖見圖1。

從圖1（1）可以看出，農村網絡用戶量的一個信息沖擊，就會對農戶經濟發展起到正向的拉動作用，隨著時間的推移，這種拉動能力雖然略有下降，但依然維持在正向的拉動效應空間。而農村固定電話用戶量的一個信息沖擊，同樣可以對農戶經濟發展起到正向的拉動作用，并且這種拉動作用有進一步擴大的趨勢，說明在我國當前的農村地區，固定電話依然是主要的信息傳遞方式。

信息技術手段的應用也影響著人力資本存量的變化。圖2 表示信息手段的使用對人力資本存量的影響，從圖2（a）可以看出，農村網絡用戶量的一個信息沖擊，就會對人力資本存量的增加起到正向的推動作用，從中可以看出，農村網絡用戶量對農戶經濟發展起到的作用與農村網絡用戶量對人力資本存量起到的作用具有一定的相似。隨著時間的推移，這種推動能力雖然略有下降，但在一定時間內兩者都依然處在正向的拉動效應空間。主要原因在于隨著電腦網絡在農村的普及，信息傳遞工具在提升農戶經營及人力資本方面的作用日漸顯著，但受廣大農戶傳統生產經營習慣的約束，其海量信息的優勢還沒有完全得以體現。

另外，農村固定電話用戶量的一個信息沖擊，在一定程度上促進了人力資本存量的增加，但長期來看，農村固定電話用戶量對農戶經濟發展呈現負向的拉動作用，并且這種負向拉動作用有進一步擴大的趨勢，這與前文格蘭杰因果關系檢驗結果不相符合（圖3）。說明在我國的廣大農村地區，農民受教育程度還普遍較低，且大部分集中在初中以下階段，在長期的生產經營過程中，即使使用固定電話來傳遞信息，但由于缺乏正規及非正規培訓，知識存量在原有的基礎上不斷衰退，很多農民直接淪為半文盲和文盲，農村地區人力資本存量遭遇閥值。通過信息技術積累人力資本的方式實現對傳統農業的改造是可能的，而且也是有發展空間，但這是一項長期性的投資，不可能在短期內見效。

圖1 農戶經濟對信息手段的響應圖

圖2 人力資本存量對信息手段的響應圖

圖3 人力資本存量與農戶經濟收入的相互響應圖

三、結論與政策建議

本文運用計量經濟分析方法進行研究后，得出的結論如下：長期來看，信息手段在提升初中以下農村勞動力人力資本中的拉動作用會越來越小，但仍然會維持在一個適當的水平，對于不應用知識，不繼續學習的農村勞動力，農村信息網絡技術的普及具有長期的拉動效應。信息技術改變了人力資本的積累模式，這也就驗證了李錄堂最早所給出的信息技術型人力資本這一概念，就是指勞動者通過信息網絡技術在收集信息、存儲信息、加工處理信息、利用和傳播信息等過程中所獲得的知識和技能，這種知識和技能累積在勞動者身上，最終以資本量的形式存在于勞動力個體以及個體之間，同時還包括勞動者通過信息網絡技術整合和吸收組織資本和社會資本而凝結在勞動者身上的資本量。在另外一個層面上，信息手段的有效使用也促進了農戶經濟的增長，信息技術型人力資本概念的提出，有助于解釋信息技術與人力資本相結合的理論黑洞。因此，為了使信息手段、人力資本更加持續、穩定、快速地推動農戶經濟增長。可以從以下三方面入手：

（1）加大政府對農村網絡信息化的投入力度，開辟多元化的投入途徑，促進信息技術擴散，進行信息技術創新。實行農業信息服務網站免流量的計費體系，降低農戶使用農村信息服務的費用。

（2）加強信息技術的信息集成功能開發，實現創新、技術、組織和管理之間的良性互動，積極開發面向農村社會和農戶經濟發展的信息管理系統。通過提高網絡化程度，促進生產方式和交易方式地改變，實現非土地要素的規模化經營。

（3）推動制度與技術之間的互動升級，大膽實行信息扶貧，對貧苦地區和特困農戶給予信息工具救助。通過計算機、手機信息網絡提升農戶經營中的傳統人力資本、組織資本和社會資本。

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