異質性收入視角下人力資本對農民減貧的作用效應研究

馬文武　劉虔

摘要 在農村剩余人口向城市快速轉移的城鎮化浪潮中，農民非農收入不斷增長，農業生產率不斷提高使得涉農收入也不斷增長。研究人力資本在這一過程中是通過何種途徑實現減貧及其減貧性質、效應大小，對于新時代加強和完善教育人力資本扶貧意義重大。根據人力資本作用異質性特征，文章研究了人力資本作用農村非農收入和涉農收入下的異質性減貧效應。研究發現：①若沒有農村人力資本參與，農村各年的貧困發生率至少會上升1到3個百分點。②分時段的貧困動態變化分解顯示，農村勞動力人力資本積累對于農村貧困下降的貢獻達到15%到23%。③在我國城鄉二元結構顯著和城鄉人口自由流動條件下，農村個體人力資本積累的減貧作用主要是通過增加非農收入實現，而通過涉農收入一定程度上是阻礙貧困率下降。④人力資本減貧這一貢獻主要源于農村個體人力資本變動通過非農收入下的增長效應和分配效應，且分配效應逐漸大于增長效應，說明就增加非農收入實現減貧而言，農村人力資本個體分布結構朝合理化方向發展。⑤人力資本變動通過涉農收入減貧的增長效應和分配效應均是阻礙貧困率下降，說明從根本上改變城鄉二元關系、促進城鄉一體融合發展、實現城鄉人力資本等要素雙向流動對于提高農業生產效率、促進涉農收入增長的重要性。

關鍵詞 人力資本;貧困;非農收入;涉農收入;異質性

中圖分類號 F328

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2019）03-0137-11DOI：10.12062/cpre.20181006

貧困是人類社會面臨的最嚴峻挑戰之一，一直受到廣泛關注。改革開放以來，我國減貧事業取得了巨大的成就，從世界數據來看，《聯合國千年發展目標2015年報告》顯示，全球極端貧困人口已從1990年的19億降至2015年8.36億，中國的貢獻率超過70%。參考國際扶貧標準，中國從1978到2010年的30多年間，共減少6.6億貧困人口。從中國數據來看，改革開放以來農村貧困面貌發生了天翻地覆的變化。以1978年的絕對貧困標準來看，貧困發生率從改革元年的30.7%下降到上世紀80年代末的10%左右，在2007年貧困發生率僅為1.6%;如果以2010年的現行貧困標準（不變價每人每年2 300元）來看，貧困發生率從改革元年的97.5%下降到上世紀80年代70%左右，再到90年代的60%左右，進入新世紀后下降到10%左右，經過近幾年精準扶貧精準脫貧戰略的實施，貧困發生率下降到了2017年的3.1%。但是由于中國人口多、地域復雜、經濟社會發展不平衡，現行貧困標準下2017年底農村仍然有3 046萬建檔立卡精準扶貧貧困人口，脫貧攻堅任務依然艱巨。消除貧困，改善民生，實現共同富裕是社會主義的本質要求。為了實現這一目標，改革開放40余年來我國農村實行了持續和卓有成效的扶貧開發戰略。其中，加大對農村地區和農村人口的教育投入，不斷提高農村人口人力資本積累，成為農村反貧困的重要抓手，如我國在農村實行九年義務教育、“希望工程”“雨露計劃”，推行高校西部貧困地區定向招生、大學生西部計劃，等等。可以說農村以教育投入為主要形式的人力資本投資，在推動農村貧困地區經濟發展和貧困人口收入增長中發揮了重要作用。但是我們對這一作用機制卻不甚清楚，特別是在農村剩余人口向城市快速轉移的城鎮化浪潮中，農民非農收入不斷增長，農業生產率不斷提高使得涉農收入也不斷增長，而人力資本是通過何種收入途徑實現減貧的，其減貧效應大小怎樣，這些問題懸而未決。但這是一個在新時代我們繼續加大教育人力資本扶貧必須要厘清的重要問題，它對于新形勢下推行精準扶貧、新型城鎮化和城鄉融合發展意義重大，因此本文試圖進行這方面研究。

1 相關文獻綜述

提高農村人口的教育水平、促進農村人力資本積累能夠有效帶動農民增收和農村減貧，已經在理論和實踐上被大多數學者認可。阿瑪蒂亞·森[1]認為，貧窮者之所以貧窮，是因為其人力資本不足，即教育和健康水平低下導致創造收入的能力或機會被剝奪。Schultz[2]認為不發達國家貧困落后的根本原因不在于物資資本的缺乏，而在于人力資本存量的匱乏和長期以來對人力資本投資的忽視。Lucass[3]、Romer[4]等人的以內生增長理論為基礎的理論增長模型進一步強調了人力資本積累和人力資本存量對經濟增長的重要作用，從而為人力資本的收入增長效應和減貧效應奠定了理論基礎。這一理論也得到了經驗研究的證實：如Krueger、Lindahl[5]實證研究顯示人力資本積累和人力資本存量與經濟增長顯著正相關。而人力資本在農村的顯著減貧效應也得到了廣泛證實，如Kurosaki、Khan[6]基于對巴基斯坦1999—2000年農村調查數據的實證研究，Lopez 、Valdes[7]對拉美農村的實證檢驗，以及眾多對中國教育投資與貧困關系的實證研究[8-11]。

隨著研究深入和細化，人力資本效應異質性特征受到了學者重視。許多研究者發現教育投資收益與個人所處的就業環境及所承擔的工作任務有較大關聯[12-13]，不同勞動力群體可能也會具有不同的教育投資收益，如果將勞動力群體視作同一整體，可能會忽略不同群體的個體特征以及所處的社會、經濟、文化等特征差異帶來的對人力資本效應的影響。于是，很多學者開始研究人力資本效應的異質性，總結這類研究大致可分為如下兩種。

一是人力資本效應的主體異質性，即人力資本在不同人（群體）身上的效應差異。如Warunsiri、McNown[14]對泰國的研究發現，城市工人教育回報高于農民工;Hawley[15]對泰國研究發現男性人力資本收益率高于女性;Kimmel[16]對美國研究發現種族差異明顯，在農場中美國白人教育回報顯著高于土著居民和黑人女性;Janvry、Sadoulet[17]對墨西哥農村的數據研究表明，在非農就業中，即使相同教育水平下，土著居民的工資性收入顯著低于非土著居民;張車偉[18]發現在不同收入群體中，高收入者的教育回報明顯大于低收入者;Duraisamy[19]基于印度的數據研究表明，在不同年齡群組，不同性別之間教育的回報有明顯差別。

二是人力資本效應的時空異質性，即人力資本在不同地域和不同時段上的效應差異。Winters[20]等對15個跨國數據研究表明，教育對農民收入的邊際影響隨經濟發展水平提高而提高;劉中文、李錄堂[21]采用浙江省調研數據也證實了經濟發展水平越高，教育水平和農民收入關聯性也越強，說明了人力資本在不同經濟發展水平地區存在異質性;Duraisamy[19]基于印度的數據研究表明，教育回報在城鄉之間差異明顯;邢春冰等[22]對我國研究表明，東部地區農民工的教育回報明顯高于西部地區;Li、Zhang[23]對我國生產隊時期（1977）和改革開放時期教育與收入關系研究發現，由于經濟環境和制度背景前后差異，教育在生產隊時期收入回報幾乎沒有，而在改革開放10余年后，家庭的收入很大程度上決定于家庭的最高教育水平或平均教育水平;Zhang[24]等對于中國20世紀80、90年代農村教育與收入關系研究發現，隨著勞動力市場的不斷完善，相對于80年代，到90年代中后期教育對收入的促進作用日益增強。

依據人力資本理論，對農村人力資本與農民收入關系已經有了很多有價值的研究。Mankiw[25]、蔡昉[26]、王美艷[27]認為城鄉及城市勞動力市場內部二元結構導致的勞動力市場分割，阻礙農村勞動力的市場化進程，制約了農村居民教育收益率的提高，影響農村人力資本積累促進農民增收的效果;周云波等[28]、駱永明和樊麗明[29]采用多種不同的空間權重，使用空間計量模型分析發現人力資本對生產率增長和技術進步存在空間溢出效應，中國農村人力資本促進農民增收存在明顯空間特征;姚先國等[30]、王海港等[31]、張銀等[32]、章元等[33]認為教育（義務教育、職業教育、培訓）是影響農戶貧困的核心人力資本要素;Laszlo[34]、Parman[35]發現教育能夠使農戶獲得更多的就業機會，并且縮短獲取就業機會的時間，從而又反過來促進農業方面的收入;譚崇臺[36]認為人力資本積累能夠顯著提高農民在工業部門的工資性收入;任國強[37]實證研究發現教育水平越高越能促進非農就業和增加非農收入;黃斌[38]利用浙江、安徽、山西三省農村住戶調查數據發現人力資本投資對于純農業就業勞動力的收入沒有顯著影響，卻能給混合就業和純非農就業勞動力帶來顯著的經濟回報。

就上述我國農村人力資本與農民收入研究來看，仍有很多拓展空間，如沿著人力資本效應異質性思路，對人力資本效應的收入異質性，即人力資本對不同來源收入增長效應的差異性研究，進而研究人力資本不同收入的減貧效應，就是很有價值的邊際拓展領域。它能清晰呈現人力資本通過不同收入實現減貧的路徑軌跡。事實上，在目前城鎮化背景下，農村存在三類勞動力：非農就業勞動力，同時從事農業就業和非農就業的混合就業勞動力，以及全依賴農業的純農業就業勞動力，而這三類農村勞動力的收入根據與農業的關系又可分為涉農收入和非農收入兩類。因此，探究農村人力資本在這兩種收入上面的增長和減貧效應異質性，從而揭示農村人力資本減貧效應的內在機理，對于當前我國農村的精準扶貧和脫貧攻堅都具有很強的現實指導意義。

2 人力資本兩種類型的減貧效應理論分析

由于教育形成的知識和技能是人力資本最重要的內容之一，且我國農村人力資本扶貧主要形式之一也是教育扶貧，因此本文所指人力資本都是指教育人力資本。從農民收入來源構成來看，農村人力資本減貧效應是通過對農民的涉農收入和非農收入的作用實現的，因此分析人力資本減貧機制，基礎是分析人力資本對涉農收入和非農收入作用性質及大小。

2.1 農村人力資本積累對涉農收入具有二元作用

農村人力資本對涉農收入增長具有正向促進作用。農業經濟增長源泉主要來源于要素投入的增加和農業生產效率水平的提高[39]，其中要素投入增加主要是以土地，勞動力，以及提高農業產量所需的設備、化肥、農藥、良種等要素的投入增加，在我國農業資源十分有限條件下，未來農業可持續發展主要依靠提高農業生產效率，而影響農業生產率關鍵因素是人力資本[40]。人力資本提高農業生產效率，首先可以通過影響農業生產要素的配置效應實現[41-42]。這在我國主要體現在如下方面：一是農村人力資本的提高，農業生產者會有意識地按照具有更高生產效率的勞動力分工水平進行分工勞動，會自覺按照市場化需求進行農業專業化生產，會按照更低成本要素組合要求在農業要素市場進行農業要素交換和配置，從而促進整個農業生產效率提高。二是在整個社會科技進步環境下，農業技術會自動不斷進步、農用設備會自動不斷更新，使得農業生產本身要求農業勞動者的素質要不斷提高，造成農業生產設備客觀上要求匹配技能不斷提高的勞動力，才能滿足新的技術條件下的高效率生產，而農村人力資本不斷積累具有內生滿足這條件的可能。三是我國存在典型的城鄉二元經濟形態，在此經濟結構下，農業部門存在“零值”剩余勞動力[43]，農村人力資本的提高，使得在農業生產中具有人力資本相對優勢的農村勞動力加速向城市部門轉移，從而改善二元經濟結構下農業生產中人地比例關系，緩解或消除農業中隱性失業，提高農業邊際生產力。在我國改革開放后很長一段時間的農業生產中，人力資本積累至少可以從上述三種途徑來提高農業配置效應，促進農業生產率提高。其次，人力資本還可通過“溢出效應”促進農業生產率提高。人力資本“溢出效應”是指農村人力資本的積累具有正外部性，組織和個人進行人力資本積累可以使其他組織和個人獲得好的影響。在農業生產中主要表現為由人力資本積累而形成的農業生產新技術、新方法等，會由于模仿或競爭等緣由得到傳播;由于相互學習，擁有較高人力資本的人會對他周圍的人產生更多有利影響。

在我國特殊的城鄉環境下，人力資本對涉農收入增長還有負向阻礙作用。在中國城鄉二元經濟結構下，表現出的一個明顯特征就是持續的城鄉收入差距。隨著城鄉兩部門之間人口流動限制的松動，為了獲得相對較高收入，農村勞動力源源不斷流向城市部門。在這一過程中，人口的流動呈現出單向特征，從兩個方面影響著涉農收入。一是在城鄉收入差距明顯條件下，農村勞動力持續不斷流向城市部門，農村勞動力數量的減少，農村人口老齡化嚴重，農村“空巢”現象明顯，使得農村有效勞動力流失并可能出現勞動力短缺，出現人力資本數量不足，影響到農業生產效率。二是在勞動力由農村向城市流動中，以較高人力資本勞動力的流動最為容易，而流出去的具有較高人力資本勞動者由于農業的弱質性以及城鄉固有的工資差異，又難以返回農村[44]，使得農村人力資本質量下降，同樣會影響到農業生產效率。同時，城鄉之間這種特征的人口流動，又進一步加劇了城鄉收入差距[45]，在城市部門收入不斷上漲情況下，從實際購買力角度會使農業實際收入降低。

由上分析，知農村人力資本積累對涉農收入增長具有正反兩面性的影響，最終結果怎樣取決于二者作用大小。

2.2 農村人力資本積累促進非農收入增長

我國農民的非農收入主要來源城市部門和鄉鎮企業的務工收入，但這部分收入與農戶家庭其它收入連為一體，是農戶脫貧致富的重要來源。隨著城鄉勞動力流動限制放寬，從上世紀90年代之后農村就業政策由承認流動、接受流動到鼓勵流動，2000年之后，國家逐步實現了城鄉勞動力市場一體化[46]。在市場經濟體制和機制不斷完善情況下，農民外出務工市場越來越是一個競爭性的市場，農民的勞動力素質高低越來越影響到農民工就業機會和勞動收入（工資性收入）。

首先，人力資本積累增加農民的非農就業和非農收入。非農就業對于農村居民收入增加，農村減貧起的重要作用已經被國內外學者論證[47-48]。一方面，教育使得農民獲得知識、相關專業技術和技能，提高了由農村走向城市求職的能力，增強了對新的工作機會的適應性和在工作中發揮專門才能的可能性。另一方面，農民受教育和培訓后，觀念得到不斷更新，視野會不斷開闊，在工作中“干中學”的能力會不斷增強，隨著經驗積累，在工作中會進一步提高其創新思維和增強對工作的熟練程度，提升工作后期的勞動生產率。由此，人力資本的積累將提高農民到工業部門的工作機會，同時也顯著提高農民在工業部門計件工資[36]。顯然文化程度高的農民比較容易獲得非農就業機會和較高的非農收入。

其次，人力資本積累通過促進農民創業增收。人力資本積累可以通過兩種途徑促進農民自身創業提高非農收入。一是對于缺乏創業資金的農民，可以先憑借人力資本優勢外出務工獲得收入，隨著收入增加和在外知識的學習，有一定積累后開始通過個體經營或合伙辦廠等創業行動，提高創業成功可能性而大幅度提高收入，同時還有可能帶動同鄉人員加入，實現共同致富，這在中國農村比較常見。二是對于本身有一定資金積累的農戶，經過教育培訓，獲得某些專業技術和知識，從而打開思路，開始創業，提高創業成功的幾率，獲得創業的收入。

再次，人力資本積累增加農村勞動力轉移的穩定性和長效性。人力資本越積累，表現為農民文化程度越高，越精通某一技能，越傾向非農就業，也越能從農村轉移到城市，且轉移的目的區域越靈活，選擇的余地越大[37]。并且，勞動力的流動本身也是個體人力資本投資的路徑之一，是一個“干中學”的過程，有助于提高勞動者的人力資本水平和社會資本水平。所以個體人力資本的積累會促使其在今后的工作中以“累積循環”形式不斷增加人力資本積累和其它有利因素，促進其在非農領域長期而穩定就業和獲得穩定非農收入。因此，農村人力資本越積累，越能促進農業勞動人口的轉移，從而越能實現非農就業和獲得非農收入[49]。

3 實證分析

3.1 人力資本減貧效應的分解方法

3.1.1 反事實函數靜態分解

根據農村家庭收入的性質和本文研究需要，將家庭收入分為涉農收入和非農收入兩種，分別記為y、yr、yc，對應的收入分別記為Y、Yr、Yc，則在貧困線z給定條件下，貧困水平可以表示為P=P（Y，z）=P（Yr，Yc，z）=P（Yr，Yc）。設個人收入函數為yit=f（hcapitalit，Xit），hcapital為人力資本，X為其它影響個人收入的變量，則貧困P也可表示為hcapital、X的函數p（hcapitalit，Xit），按照反事實分解思想，當人力資本變量由hcapital=0時，表示不存在人力資本影響下的社會貧困狀態為p（0，Xit），當hcapital=hcapitalit時，表示個體i在t時期受到人力資本影響情況下社會貧困狀態為p（hcapitalit，Xit），則在時期t人力資本hcapital對貧困的貢獻則可分解為：p（hcapitalit，Xit）-p（0，Xit），這種分解的前提是正確估計出收入函數。

3.1.2 貧困變化的動態分解

從理論上講，任意貧困的變化都是影響收入的各個變量分布發生了變化導致的，而一種變量的分布由它的均值μ和決定其離中趨勢的洛倫茲曲線L決定。當人力資本在各個體之間分配狀況（L）不變，數量變化，表現為μ的變化，引起的貧困變動稱為人力資本增長效應;當人力資本數量（μ）不變，分配狀況變化，表現為L變化，引起的貧困變動稱為人力資本分配效應。由此，貧困水平可以表示為某一變量的數量水平（μ）和分配狀況（L）的函數P（μ;L），假定存在時期0和時期T兩個時期，在時期0的貧困水平為P（μ0，L0），時期T的貧困水平為P（μt，Lt），0到T期的貧困水平變化為：

ΔP=P（μt;Lt）-P（μ0;L0）（1）

按照參照點的不同，其中ΔP的增長效應和分配效應可表示為兩種。

（1）如果以0時期為參照點，構造一個均值為μt，洛倫茲曲線為L0的要素分布Y（μt，L0），則要素對貧困的貢獻：

增長效應=P（μt;L0）-P（μ0;L0）?????????????????????????????? （2）

分配效應=P（μ0;Lt）-P（μ0;L0）?????????????????????????????? （3）

（2）如果以T時期為參照點，構造一個均值為μ0，洛倫茲曲線為Lt的收入分布Y（μ0，Lt），則要素對貧困的貢獻：

增長效應=P（μt;Lt）-P（μ0;Lt）????????????????????????????????? （2a）

分配效應=P（μt;Lt）-P（μt;L0）????????????????????????????????? （3a）

這里要介紹如何構建一個假想的收入分布Y（μt，L0）和Y（μ0，Lt），即要保持一個變量的洛倫茲曲線不變，同時又要改變其均值，可以將變量進行乘數變換而得到：

Y（μt，L0）=Y0μt/μ0，Y（μ0;Lt）=Ytμ0/μt。

要將ΔP分解成增長效應和分配效應，上述四個公式有4種組合，如果以0時期為參照點分解，應為公式（2）和公式（3）之和;如果以T時期為參照點，應為公式（2a）和公式（3a）之和，但可以發現兩種組合都不等于ΔP，即不等于P（μt;Lt）-P（μ0;L0），因此不能完全分解ΔP，而且這兩種分解的結果也不一定相同。只有將公式（2）和公式（3a）進行組合，或公式（2a）和公式（3）進行組合，結果才能等于ΔP，即有：

然而公式（4）和公式（5）兩種分解結果也不一定相同，同時公式中度量增長效應和分配效應的參照點也不同，到底用公式（4）還是公式（5）面臨抉擇困難，選擇任何一種都具有隨意性。

Shorrocks[50]使用Shapley分解法，有效地彌補了上述方法中分解不完全和選擇隨意性的缺陷，其推導的理論基礎是合作博弈理論，推導出的結果在數學形式上等于公式（4）和公式（5）的算術平均：

同時，從某一變量的數量水平（μ）和分配狀況（L）到貧困P的過程，仍然是以中間的收入函數作為紐帶連接的。

3.2 收入函數估計

3.2.1 數據及變量說明

本文實證部分研究使用的數據來源于“中國營養與健康調查”（CHNS）數據庫，該數據橫跨1989—2015年，是以家庭個體為調查對象的大型微觀數據庫，其中農村樣本比例占67.7%，調查涉及收入、工作、教育、醫療、衛生等大量個人信息，是一個研究農村居民收入及貧困變動很好的數據庫。按照研究需要對數據處理合并，得到10個不同年份共33 469個樣本個體的非平衡面板數據，并且對于收入數據，按照物價指數調整為2015年不變價格下的數據。對于本文需要的數據變量及說明如下。

（1）涉農收入（rurincome）。本文涉農收入包括家庭菜園和果園收入、集體和家庭涉農收入、家畜和家禽養殖收入、集體和家庭漁業收入4部分組成。

（2）非農收入（unrurincome）。個人收入中除涉農收入以外的所有收入，主要有外出務工、經商、投資等收入。

（3）人力資本（hcapital）。由于本文研究的人力資本主要是教育人力資本，以個人接受正規學校教育時間來衡量。

（4）主要職業（prioccucation1，prioccucation2）。農民主要職業隨著時代變化也在變化，可能由務農到務工轉換，其變化對收入會產生重大影響。根據問卷調查的13種職業，分成了3類，1類主要以務農為主，2類主要以務工為主，3類主要以管理為主，以第1類為參照組，設定了主要職業的兩個虛擬變量：prioccucation1和prioccucation2，當主要職業屬于第2類，prioccucation1=1，否則prioccucation1=0;當主要職業屬于第3類，prioccucation2=1，否則prioccucation2=0。

（5）工作性質（wkposition）。個人的每一職業性質與收入息息相關。根據問卷調查，將合同工和長期工劃分一類，其它臨時工、家庭幫工等不穩定的工作職位劃分一類，設定虛擬變量，當屬于合同工和長期工類的，wkposition=1，否則wkposition=0。

（6）年齡（age，age2）。收入與年齡息息相關，一般隨著年齡增長，工作經驗會不斷積累，收入會增加，但當年齡跨過一定門檻時，會由于身體開始衰老，身體機能下降導致收入開始下滑。因此，設定年齡age和年齡平方age2兩個變量。

（7）家庭成員數（hunumber）。個人所處的家庭成員數會對收入產生一定影響，如家庭成員多，可以為找工作帶來更多信息，可以在家庭成員的“傳幫帶”作用下，獲得工作所必要的能力;但同時家庭成員越多，可能導致自己過早結束學校教育投入社會，沒有相應的知識儲備，又會影響自己的收入增加。

（8）婚姻狀態（marry）。婚姻狀態影響個人工作態度，從而對收入產生影響。設定虛擬變量，如果在婚狀態，marry=1，否則marry=0。

（9）醫療保險（medinsure）。醫療保險對于農民極其重要，對防范因病致貧有重大作用。設定虛擬變量，參加了醫療保險的，medinsure=1，否則medinsure=0。各變量的描述性統計見表1。

由于本文模型采用的是固定效應模型，一些不隨時間變化的個體變量在模型估計中被差分掉而失去作用了，故對這些變量（如地域、性別等）不再進行羅列和說明。

3.2.2 函數估計

設收入函數為：? yit=α+βhcapitalit+∑k1γkXitk+uit（7）

其中，yit是因變量涉農收入和非農收入，hcapital是人力資本變量，Xk表示k個控制變量，u是擾動項，下標i和t分別表示個體和年份。為了最大限度減少內生性，根據數據結構特點，采用個體固定效應模型估計。

估計結果匯報于表2。在對涉農收入回歸中，模型一的關注變量和控制變量均顯著，模型二和模型三是通過減少控制變量檢驗模型一估計結果的穩健性，可知模型二和模型三與模型一估計的參數符號相同，顯著性和大小無明顯變化，可推定模型一估計結果是可靠的。關注變量人力資本（hcapital）參數顯著為負數，說明人力資本對涉農收入增長的二元作用中，表現為促進作用大于阻礙作用，反映出了城鄉二元經濟結構中，個人越是積累人力資本，流向城市可能性越高，涉農收入增長可能性就越低，也就是農村勞動力人力資本的積累并沒有轉化到農村中去，人力資本的流出是當前農村發展面臨的重要現實問題，值得高度關注。其它估計顯著的變量參數符號均與理論和現實意義相符。

同理，在對非農收入回歸參數估計中，模型五和模型六證實了模型四的回歸穩健性。從模型四知，人力資本 （hcapital）參數顯著且為正，說明農村勞動力人力資本的積累對于個人非農收入增長的顯著促進作用，證實了上文的理論推斷。

3.3 人力資本兩種收入減貧效應分解

3.3.1 靜態分解分析

根據本文公式（6）分解方法，對各年份人力資本的減貧效應貢獻，即靜態分解結果見表3。表3分解是基于這樣一種思想：如果沒有人力資本的存在，那么這種非事實情況下的貧困率是多少？它與事實情況下的貧困發生率之間的差就是人力資本的減貧貢獻。表3第2列給出了各年我國農村人力資本的狀況，以農村個體平均受教育年限來衡量人力資本存量可以看出，從1989年人均5.21的受教育年齡到2015年人均7.56的受教育年限，20多年時間農村人均受教育年限提高了2年多。第3列給出了在現行貧困標準下樣本在各年的貧困發生率，從1989年40%以上下降到了2015年的10%以下，減貧成就是顯著的。第4列給出了人力資本的減貧貢獻，由符號為負可知，如果沒有農村人力資本，則發生的貧困率還會增加，它應該是第3列減去第4列結果的水平，可以看出各年人力資本減貧貢獻都在1%以上，且呈現出先增加后減少的趨勢，1989年減貧是1.24%，之后逐年增加，到2000年左右達到3%以上水平，而后開始緩慢下降，2015年為1.6%以上。進一步將人力資本減貧貢獻分解到人力資本涉農收入和非農收入兩種類型上（第5列和第6列），一個比較有意思的發現就是，人力資本通過涉農收入不但沒有起到減少貧困的作用，反而還增加了貧困發生率，這再次證實了（由前面收入函數估計已知）農村人力資本對于涉農收入作用的二元性結果，在城鄉二元結構顯著條件下，農村個體人力資本的積累并沒有轉移到農業生產領域去，而是以更加快速的方式轉移到非農產業上去，造成農村人力資本的流失，其最終結果是降低涉農收入進而阻礙農村貧困水平下降。但這并不意味著農村個體人力資本積累是錯誤的，因為它主要是通過作用非農收入實現減貧，從第6列可以看出人力資本各年減貧貢獻都在2%以上，且減貧力度也呈現先增后減的倒“U”型趨勢，反映出了這樣的信息：一是農村個體人力資本的積累，能夠較好實現個人非農收入的增加，進而帶來較大減貧效應;二是我國目前農村個體人力資本通過非農收入的減貧作用已經跨過峰值期，今后發揮人力資本的減貧作用，應該朝著既要保持非農收入途徑具有的強勁減貧力度，又要實現通過涉農收入途徑達到減貧作用的方向發展，從而保持一定水平的農村

注：本文采用的貧困線為現行貧困標準，參照國家官方做法，以國家公布的在2010年人均純收入 2 300元標準，按各年物價指數調整，在2015年為人均純收入2 800元。表中數據前負號“-”，表示貧困率的下降，對應的數據含義表示人力資本對貧困具有減貧效應，絕對值越大，減貧效應越大。

人力資本減貧總效應。

3.3.2 動態分解分析

同時為了呈現出農村貧困變化中有多少是由農村人力資本積累變動引起的，按照本文的分解方法分解結果見表4。我們按照大致10年一個時期段，來測定和分解貧困的變化。表4第2列給出了各個時段貧困的變化量;第3列給出了由農村人力資本變動引起的貧困變化量，即人力資本的動態變化減貧效應;第4列從兩個層次進一步分解了第3列人力資本的動態變化減貧效應：第一個層次是分解成通過非農收入和涉農收入的兩種減貧效應，第二個層次是將第一層次的兩種減貧效應分解成人力資本變化的增長效應和分配效應。

將各階段人力資本變動減貧的總效應，以及分解成的非農收入和涉農收入兩種減貧效應繪制成曲線如圖1。可看出，人力資本變動減貧的總效應與非農收入減貧效應具有相似的變化趨勢，在時間軸上減貧效應先是變大，在1997—2006年這個階段達到最大值，之后開始有所下降，通過計算還可知，人力資本變動引起貧困水平下降的幅度占整個貧困水平下降幅度比重在15%到23%之間，足見人力資本通過非農收入對反貧困的重要貢獻;但是人力資本變動沒有起到通過涉農收入引起貧困降低的作用。靜態和動態分解結果都顯示人力資本通過非農收入的減貧作用在2000年左右達到峰值，說明農村個體人力資本積累促進勞動力從農村向城市轉移的作用在2000年前后最為突出，數據也顯示，我國農民從20世紀90年代初期的6 000萬人迅速增加到21世紀初的1億人左右，跨省流動幅度達到44%[51]，可以印證這一時期正是由于農村人口的快速轉移，使得農民通過進城務工獲得較多非農收入，增加了家庭總收入，才有力地促進了這一時期農村貧困率的下降。 進一步考察人力資本變動通過非農收入和涉農收入實現減貧的增長效應和分配效應情況。由前面分解結果知道人力資本的作用完全是通過非農收入實現的，因此將人力資本非農收入減貧效應分解發現，人力資本的增加和人力資本分配狀況變化均有助于非農收入增加和促進貧困降低，變化趨勢（見圖2）表現為先增加和減少，同時分配效應由之前絕對值低于增長效應絕對值逐漸轉變為高于增長效應絕對值，說明隨著時間的推移，農村個體人力資本的分配從減貧角度看漸趨合理，成為促進非農收入增長實現減貧機制的主要力量。這種情況反映了國家加大

對農村教育的投入戰略正發揮應有作用，使得越來越多的人享有受教育的機會，特別是九年義務教育政策的實施，使得農村年輕勞動力的人力資本水平普遍得到提高。相對于之前農村很多家庭不重視教育、忽略人力資本投資導致農村人力資本分布不平等現象較為嚴重狀況，現在農村人力資本的分布狀況大大改善，農村外出勞動力特別是新生代農民工的素質明顯提高且差距縮小，這種結構上的優化帶來的非農收入減貧效應已超過人力資本數量增長帶來的非農收入減貧效應，國家后期農村人力資本投資過程中應對此加以研究。

將人力資本通過涉農收入的減貧效應分解（見圖3）發現，增長效應和分配效應都對貧困率的降低起著阻礙的作用，同時這兩種效應在作用大小上還存在顯著差別，表現為增長效應絕對值明顯低于分配效應絕對值，增長效應在0～0.1%范圍之間呈現微弱的緩慢增長，分配效應在0.2%之上呈現先上升后下降的變化軌跡，這說明農村人力資本的分配狀況是造成人力資本不利于涉農收入增長進而阻礙貧困率下降的主要因素。這與目前農村人力資本的分布，并沒有使得真正從事農業、漁業等涉農人員的人力資本得到顯著提高有關。相反，從現狀看，由于農村高人力資本的勞動者更容易轉移流動，農村現有人員以老人、婦女、兒童為主，農村真正從事農業等勞動的人員基本上呈現“老齡化”“低學歷化”的傾向，農業勞動力人力資本的投入不增反降，是目前農村人力資本分布造成涉農收入不利于農村減貧的根源。破解這一矛盾，需要回到改變城鄉二元結構關系上，從根本上重塑城鄉關系、實現人力資本等要素在城鄉間的雙向流動，加快構建農業產業體系、生產體系和經營體系，不斷提高農業產業化、專業化水平，實現農業生產效率大幅度提高，帶動農業收入增長。

4 主要結論與政策啟示

本文在相關文獻梳理基礎上對農村人力資本的非農收入和涉農收入減貧效應做了研究。通過在我國城鄉二元結構下農村人力資本積累對于農民兩大收入——非農收入和涉農收入作用的理論分析，得出在城鄉勞動力流動條件下，農村勞動力人力資本的積累對于非農收入增長具有積極促進作用，對于涉農收入增長具有二元性質作用，對涉農收入的最終作用決定于內部兩種作用力量對比結果。通過實證分析證實了理論分析的結果，也揭示了人力資本對于涉農收入增長最終起負面作用從而不利于農村減貧這一現象。通過對貧困水平的靜態和動態分解發現，如果沒有人力資本參與，農村各年的貧困水平至少會增加1到3個百分點左右;同時，貧困水平在各個時期段的減少，農村個體人力資本積累發揮了重要作用，大約做出15%到23%的貢獻，而這種貢獻主要是人力資本變動的增長效應和分配效應帶動非農收入增加實現的。進一步分解發現，農村人力資本變動帶動非農收入增長中，人力資本的分配效應超過增長效應成為了減貧主要因素，就增加非農收入而言，說明農村個體人力資本的分布結構處于不斷優化中。而農村人力資本增長效應和分配效應通過涉農收入都不具有減貧效果，且分配效應的阻礙作用大于增長效應，反映了在城鄉二元結構下農村人力資本積累使得農村農業人力資本水平不增反降的尷尬現實。

這些結論給了我們以下政策啟示：①要繼續發揮和鞏固農村人力資本的非農收入減貧效應，通過不斷增強技術技能、提高非農就業競爭力，特別是提高貧困地區和貧困人口人力資本水平，鼓勵其外出務工獲取非農收入實現減貧。②要繼續加強農村基礎教育，重視教育扶貧作用，不斷增加農村整體人力資本水平和優化農村人力資本結構，提高農村人力資本增長效應和分配效應的非農收入減貧作用。③要從鄉村振興戰略的高度重塑城鄉關系、促進城鄉一體融合發展，改變要素由農村向城市單向流動的狀況，實現以人力資本為主要內容的要素在城鄉之間雙向流動，促進農業生產領域人力資本水平的提高，構建起農村人力資本提高與涉農收入提高的正相關互動關系，促進人力資本通過涉農收入由阻礙農村減貧到促進農村減貧的轉變，這是今后農村人力資本投資重點思考的方向。

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Research on the effect of human capital on farmersoverty reduction from

the perspective of heterogeneous income

MA Wen-wu1，2 LIU Qian2

（1.Marxism School， Sichuan University， Chengdu Sichuan 610065， China; 2.School of Economics，

Sichuan University， Chengdu Sichuan 610065， China）

Abstract In the process of urbanization in which the rural surplus population is rapidly shifting to cities， the non-agricultural income of farmers increases， and the agriculture-related income also climbs， resulting from the growing agricultural productivity. It is of great significance for Chinese government to strengthen and improve the education in human capital to alleviate poverty by recognizing how human capital works and its poverty alleviation nature and effect size. According to the heterogeneity of human capital， the paper studied the heterogeneous poverty reduction effect of human capital on rural non-agricultural income and agriculture-related income. The paper found that： ①Without the participation of rural human capital， poverty in rural areas would increase by at least 1%～3% each year. ②The decomposition of poverty dynamics in different periods also showed that the contribution of human capital accumulation to poverty reduction reached 15%～3%. ③Under the conditions of China urban-rural dual structure and the free flow of urban and rural population， the poverty reduction effect of rural human capital accumulation was mainly achieved through increasing non-agricultural income， rather than agriculture-related income. ④The poverty reduction of rural human capital was caused by the growth effect and distribution effect of rural individual human capital changes and the distribution effect was gradually greater than the growth effect; that is to say， the individual distribution structure of rural human capital was developing in a rational direction by increasing non-agricultural income. ⑤However， growth effect and distribution effect of human capital change in agriculture-related income were both negative. Therefore， it is of great significance to improve agricultural production efficiency and promote income growth by changing the urban-rural dual relationship， promoting the integration of urban and rural development， and realizing the free flow of urban and rural human capital and other factors.

Key words human capital; poverty; non-agricultural income; agriculture-related income; heterogeneity