人力資本投資對城鄉收入差距的影響
——基于我國省際面板門檻的證據

吳云勇，張 杰

（遼寧大學 經濟學院，遼寧 沈陽 110036）

一、引言

改革開放四十多年來，我國經濟一直保持著快速發展勢頭，人民財富積累也迅速增加。但隨著改革開放進程不斷加深，區域經濟發展不平衡與城鄉收入差距擴大等經濟、社會問題逐漸顯現出來，而城鄉收入差距是影響我國經濟高質量發展的關鍵因素。因此，探究影響城鄉收入差距的因素，結合我國國情制定相應的解決方案，是我國經濟實現由高速發展轉變為高質量發展的必經之路。

學術界對人力資本投資與城鄉收入差距關系的研究有著豐富的研究成果。陳釗和陸銘認為，教育人力資本投資對縮小收入差距作用顯著，特別是初等和中等教育[1]。而呂娜、鄒薇從健康人力資本角度出發，認為健康人力資本對居民短期與長期收入均有正向效應[2]。王國華從勞動力流動的角度出發，認為促進農村勞動力遷移對城鄉收入差距具有抑制作用[3]。趙強、朱雅玲從要素收入視角，得出人力資本能顯著提高勞動要素收入及縮小城鄉居民收入差距的一般結論[4]。雖然在人力資本所包含的具體內容上，各位學者還存在不同意見，但在人力資本與城鄉收入差距之間關系方面基本觀點相同：城鄉人力資本投資與收入差距存在正相關關系[5-7]。

以上研究成果多為探究人力資本與城鄉收入差距兩者之間的線性關系，也有其他學者嘗試去探討兩者之間非線性關系。詹國輝和張新文指出，在一定范圍內教育人力資本投資與收入差距存在正相關關系，而超過這一范圍就會產生負向性的影響[8]。在健康人力資本投資方面，欒斌、楊俊的研究表明，我國農村居民收入與其健康人力資本投資水平呈現“U”型關系[9]，具體表現為，隨著農村居民收入水平的提升，醫療保健支出先呈現下降的態勢，然后呈現上升的趨勢。

綜上所述，人力資本投資對城鄉收入差距的影響，雖然學者們從不同的人力資本投資角度出發對城鄉收入差距擴大進行了解釋，但大多數研究是從線性的角度去探究兩者之間關系，并且很少有考慮到區域經濟發展不同帶來的地區異質性。因此，本文選取我國2007—2019年31個?。ㄊ小⒆灾螀^）的統計數據通過面板門檻模型的基礎回歸、異質性檢驗、穩健性檢驗以及固定效應模型分別對全樣本與不同區域的人力資本投資對城鄉收入差距影響進行全面分析，得出的結論將為更加精確地引導農村居民加大人力資本投資、縮小城鄉收入差距提供理論支持。

二、指標選取、變量與數據說明和模型構建

（一）指標選取

1.人力資本投資指標選取

本文基于前人的研究成果，將人力資本投資分解為對教育、健康及勞動力流動的投資。考慮到數據的可獲性，本文選取居民在教育文化娛樂消費支出、醫療保健消費支出和交通通信消費支出衡量居民對教育、健康和勞動力流動投資水平，并通過以下兩個式子計算城鄉人力資本投資差距，具體見下式：

城鄉人力資本投資絕對差距= 城鎮居民人力資本投資- 農村居民人力資本投資

城鄉人力資本投資相對差距= 城鎮居民人力資本投資/ 農村居民人力資本投資

2.城鄉收入差距指標選取

收入差距是衡量一個國家收入分配是否公平的一個重要指標。由于人均可支配收入可以有效體現居民收入水平，因此，本文選取人均可支配收入衡量城鄉居民收入水平，并且通過以下兩個式子計算城鄉收入差距，具體見下式：

城鄉收入絕對差距= 城鎮居民人均可支配收入- 農村居民人均收入

城鄉收入相對差距= 城鎮居民人均可支配收入/ 農村居民人均收入

（二）變量與數據說明

被解釋變量為城鄉收入相對差距（cs），核心解釋變量為城鄉人均健康投資相對差距（med）、城鄉人均教育投資相對差距（edu）城鄉人均勞動力流動投資相對差距（traf）。另外，本文選擇經濟開放度（open）與第二產業增加值占比（addvalue）作為控制變量，其中經濟開放度用各省外貿依存度表示，等于各省對外貿易占其GDP 的比重；第二產業增加值占GDP 的比重用來表示各省的第二產業發展水平。

本文選取全國31個?。ㄊ小⒆灾螀^）的相關數據進行實證分析，以此量化人力資本投資相對差距擴大對城鄉收入相對差距的影響，實證分析中的數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》及國家統計局提供的各省市和自治區數據。為此，對數據做出如下處理：首先,港澳臺地區具有特殊性，不將其納入樣本；其次，由于地區人力資本投資規模的數據僅更新至2019年，難以將2020年的數據納入分析，為此樣本區間為2007—2019年；最后，為減少異方差影響，本文將經濟開放度與第二產業增加值占比的數據做了取對數的處理。

有關各變量的說明和統計性描述詳見表1。一方面，分別從城鄉居民收入相對差距看，城鄉收入存在明顯差距，就均值來看，城鎮收入是農村收入的兩倍以上；另一方面，城鄉人力資本投資相對差距的平均值均大于1，表明整體上城鎮各項人力資本投資水平顯著高于農村人力資本投資水平。

表1 統計性描述

（三）模型構建

本文采用Hansen 面板門檻模型實證分析我國人力資本投資與城鄉收入差距的關系[10]。模型通過檢驗城鄉人力資本投資相對差距與收入相對差距是否存在門檻效應，來判斷二者是否存在非線性關系，從而真實反映城鄉人力資本投資差距與城鄉收入差距的關系。另外，門檻模型基于樣本數據自身特征求解門檻值，排除了人為給定外生門檻值的干擾，優于一般非線性模型。

將人力資本投資相對差距作為門檻變量,構建如下模型：

其中，cs 為被解釋變量，表示城鄉居民相對收入差距；invest 為核心解釋變量表示城鄉人力資本投資相對差距；i、t 分別表示省份與年份；1（·）為示性函數，含義為滿足括號內的條件就取1，否則取0，即該函數取值由門檻變量invest 與門檻值 γ 共同決定；X 為防止遺漏變量產生偏差的控制變量，包括經濟開放度以及第二產業增加值占比；ε 表示隨機誤差項。

此外，構建線性回歸模型,即城鄉人力資本投資相對差距與城鄉相對收入差距的最小二乘回歸（OLS）：

三、實證分析

（一）全樣本分析

首先，對全樣本線性回歸分析。根據表2 回歸結果，在線性回歸模型中，無論是勞動力流動投資、教育投資還是健康投資的相對差距擴大均顯著擴大城鄉居民相對收入差距，其中勞動力流動投資相對差距增大對擴大城鄉相對收入差距的作用最大，健康投資次之，教育投資最小。產生這一情況的原因主要在于：一方面，因為城市居民的受教育程度普遍高于農村居民，勞動力素質較高，加上技術進步對城鎮居民的影響要明顯早于農村居民，不同地區、不同城市間的城鎮勞動力流動對自身收入的提升會顯著快于農村勞動力的流動[11]；另一方面，由于城鎮居民在獲取就業信息的渠道明顯多于農村居民，且城市交通便利性高于農村，因此城鄉居民勞動力投資差距的增大會顯著擴大城鄉收入差距。

表2 全樣本OLS 回歸

其次，確定是否存在門檻效應。以城鄉收入相對差距為被解釋變量，城鄉人力資本投資相對差距為核心解釋變量與門檻變量，運用自助法（Bootstrap）進行500 次抽樣以確定核心解釋變量的門檻值及門檻個數，門檻效應檢驗結果見表3。在全樣本下，勞動力流動人力資本相對差距存在單門檻，教育投資人力資本相對差距存在雙門檻，健康人力資本投資相對差距存在單門檻。

表3 全樣本門檻效應檢驗結果

最后，從表4 門檻回歸結果來看，城鄉人力資本相對差距的擴大對城鄉居民相對收入差距的影響存在顯著的非線性關系。在勞動力流動投資方面，城鄉人均勞動力流動相對差距對城鄉居民相對收入差距的邊際作用隨著勞動力流動投資相對差距的擴大而擴大。具體而言，其回歸系數在超越門檻之后由0.179 增大到0.233 得出。出現這種情況可能原因是：在全國范圍內，城鎮居民的受教育程度普遍高于農村居民，他們會有更豐富的知識和更出色的能力，加上城鎮居民在獲取就業信息渠道上多于農村居民，在不同地區、不同城市間的流動所帶來的收入提升會顯著的高于農村居民。在教育投資方面，城鄉人均教育相對差距最初對城鄉居民相對差距具有擴大效應，盡管這種擴大效應并不顯著。隨著城鄉人均教育相對差距逐漸提升，這種擴大效應開始提升，在超越第二重門檻值后擴大效應開始降低。這一結論可以從回歸系數由 0.019 上升到 0.112 然后下降為0.045 得到。造成這種變化的原因是：一是初等教育與高等教育對于勞動力收入的提升最為明顯，在我國目前只普及九年義務教育的情況下，城鎮居民受過高等教育的比例顯著高于農村居民，因此隨著教育投資相對差距的不斷擴大也會逐漸拉大居民之間的收入差距；二是在我國目前國情下，私人教育發展迅速，家長對孩子教育的重視程度與日俱增，容易導致教育投資差距的擴大加劇收入差距的增大。在健康投資方面，城鄉人均健康相對差距對城鄉居民相對收入差距具有擴大效應且隨著城鄉人均健康相對差距的擴大，這種擴大效應將會繼續擴大。從表4 可知，回歸系數由0.114 增加到0.211。這可能源于農村居民的勞動生產率受健康狀況的影響大于城鎮居民，從而城鄉健康投資差距增大導致城鄉收入差距擴大。

表4 全國樣本門檻回歸

（二）地區異質性分析

由于我國各地區經濟、人力資本投資水平存在差異，因此各地區人力資本投資相對差距對城鄉居民收入差距的影響存在異質性。本部分根據國家統計局分類標準將我國劃分為東、中、西、東北部四個地區，考察城鄉人均人力資本投資相對差距對各地區的城鄉收入相對差距影響的異質性。根據對東、中、西、東北部四個地區門檻效應檢驗結果可知：在東部樣本下，僅教育人力資本投資相對差距存在單門檻；在中部樣本下，勞動力流動人力資本投資相對差距存在雙門檻，教育人力資本投資相對差距存在雙門檻，健康人力資本投資相對差距存在單門檻；在西部樣本下，教育人力資本投資相對差距存在單門檻，健康人力資本投資相對差距存在單門檻；在東北部樣本下，均不存在門檻效應。

1.東部地區

根據表5 東部城鄉人均人力資本投資相對差距對城鄉收入差距回歸系數，可以發現勞動力流動、教育以及健康人力資本投資相對差距增大會顯著拉大城鄉收入相對差距，并且勞動力流動人力資本投資對城鄉收入差距的擴大效果最為顯著。這可能是因為東部地區相較于全國其他區域經濟發展水平較高，且城鎮居民的受教育程度顯著高于農村居民，也即城鎮勞動力中高端人才所占的比例會明顯大于農村地區，進而造成城鄉居民勞動力流動投資差距增大會顯著擴大城鄉居民相對收入差距。

表5 東部城鄉人均人力資本投資相對差距對城鄉收入差距回歸結果

表5 門檻回歸結果顯示，教育人力資本投資與城鄉收入相對差距呈非線性關系，且隨著城鄉人均教育投資相對差距的擴大，這種擴大效應會繼續增大。這主要是因為東部地區私人教育較為發達，使得城鄉教育投資差距擴大對拉大城鄉居民收入差距的效果更為明顯。

2.中部地區

從表6 的線性回歸結果可以得出，中部地區城鄉人力資本投資相對差距增大會顯著擴大城鄉居民相對收入差距。擴大效果由大到小依次為健康投資、勞動力流動投資和教育投資。對此可能的解釋是：對于以體力勞動為主的居民，健康是影響其勞動生產率的重要因素。中部地區主要以制造產業為主，其勞動要素需求巨大，對于以體力勞動為主的居民，城鄉健康人力資本投資相對差距的增大會顯著擴大城鄉居民相對收入差距。

表6 中部城鄉人均人力資本投資相對差距對城鄉收入差距OLS 回歸結果

表7 門檻回歸結果顯示，對于中部地區，勞動力流動、教育以及健康人力資本投資與城鄉收入相對差距都呈非線性關系。在勞動力流動人力資本投資方面，城鄉勞動力流動投資相對差距最初對城鄉居民相對差距具有擴大效應，盡管這種擴大效應并不顯著。隨著城鄉勞動力流動投資相對差距逐漸提升，這種擴大效應開始上升，在超越第二重門檻值后擴大效應開始降低。這一結論可以從回歸系數由0.033 上升到0.161 然后下降為0.096 得到。這主要是因為一開始城市基礎設施相較于農村較為完善，城鎮居民在就業選擇上進行勞動力遷移比農村地區更為便捷，所以城鄉勞動力流動投資相對差距的擴大會拉大城鄉居民收入。但隨著農村地區的交通、通信基礎設施的完善，這種擴大效應會逐漸縮小。

表7 中部城鄉人均人力資本投資相對差距對城鄉收入差距門檻回歸結果

3.西部地區

從表8 的線性回歸結果可以得到，西部地區城鄉人力資本投資相對差距增大會顯著擴大城鄉居民相對收入差距，擴大效果由大到小依次為勞動力流動、健康與教育人力資本投資。這是因為西部地區經濟發展水平相較于其他區域較為緩慢，城鎮居民在出行的便利上明顯高于農村地區，且在信息搜集上也更有優勢，會更容易獲得一份收入較高的工作。這就使得城鄉居民勞動力流動投資相對差距的增大會顯著擴大城鄉居民相對收入差距。

表8 門檻回歸結果顯示，對于西部地區，教育與健康人力資本投資與城鄉收入相對差距會呈非線性關系。在教育投資方面，城鄉人均教育投資相對差距一開始對城鄉居民收入相對差距具有擴大效應，但隨著城鄉人均教育相對差距逐漸上升，這種擴大效應開始下降。主要是因為隨著城鎮居民對教育支出增加，教育投資所帶來的邊際收益逐漸降低，而農村居民的人均受教育程度低于城鎮居民，農村居民對教育的支出所帶來的邊際收益會高于城鎮居民。在健康投資方面，城鄉健康投資相對差距對城鄉居民收入相對差距具有擴大效應，但隨著城鄉人均健康投資相對差距的提升，這種擴大效應開始縮小。可能的原因是隨著我國經濟發展，人民生活水平逐漸改善會逐漸縮小城鄉居民身體健康狀況，醫療保健支出相對差距擴大并不會拉大城鄉居民身體健康的差距，因此，擴大效應會有縮小的趨勢。

表8 西部城鄉人均人力資本投資相對差距對城鄉收入差距回歸結果

4.東北部地區

從表9 的線性回歸結果可以得到，東北部地區城鄉人力資本投資相對差距增大會顯著擴大城鄉居民相對收入差距，擴大效應由大到小依次為健康、教育和勞動力流動投資。由于東北地區經濟發展較早，城市化率高于其他區域，城鄉居民的思想觀念相差較小，而近年來東北地區的經濟發展較為緩慢，導致人才流失嚴重，勞動力流動投資對城鄉收入差距的影響較小。而健康投資對城鄉收入差距影響較大主要是因為東北地區是全國的老工業基地，有著數量較多的國有企業。在國有企業工作的城鎮居民明顯多于農村居民，加大健康投資而帶來壽命的延長會拉大城鄉收入差距。

表9 東北部城鄉人均人力資本投資相對差距對城鄉收入差距OLS 回歸結果

（三）穩健性檢驗

為了驗證實證結果是否具有穩健性，本文將采用固定效應、時變量滯后一期以及變換被解釋變量與核心解釋變量的方法對全樣本做穩健性檢驗。

1.加入固定效應

由于每個省份、直轄市、自治區均存在如地理位置等不隨時間變化的個體特征，同時還具備無法觀測的隨時間變化的個體特征，因此納入省份固定效應與時間效應構建雙向固定效應模型。該模型回歸結果如表10 所示，即城鄉人力資本投資相對差距會顯著擴大城鄉收入相對差距并且在健康、醫療和教育三個方面均顯著，與OLS 的結果基本一致。

2.時變量滯后一期

為了排除城鄉收入相對差距對人力資本投資相對差距以及其他時變量反應的滯后性，對所有時變量做滯后一期后納入線性方程，結果顯示城鄉人力資本投資相對差距的增大將會進一步拉大城鄉收入差距。

3.變換城鄉收入差距為絕對差距

考慮到以往文獻中城鄉收入差距以及城鄉人力資本投資差距還可以通過絕對差距進行衡量，為此納入城鄉收入、人力資本絕對差距后分別進行固定效應、滯后一期回歸。由表10、表11 可以看出，城鄉人力資本絕對差距擴大無論是在固定效應還是時變量滯后一期模型中，整體上對城鄉收入絕對差距存在顯著的擴大效應。另外，在絕對差距指標下，勞動力流動投資絕對差距雖然會擴大城鄉收入絕對差距，但是效果并不顯著。

表10 穩健性檢驗

表11 穩健性檢驗

綜合以上檢驗，本文的實證結果整體上具有穩健性。

四、研究結論與政策建議

研究結果發現：一是從整體上看，我國城鄉居民人力資本投資相對差距的擴大會顯著拉大城鄉收入差距，且城鄉勞動力流動投資對城鄉收入差距的影響最大。同時，從門檻回歸結果來看，城鄉人力資本投資相對差距對城鄉居民相對收入差距的影響存在顯著的非線性關系。二是從不同區域看，東部地區城鄉勞動力流動投資對收入差距影響最大；中部地區城鄉健康投資對收入差距影響最大；西部地區城鄉勞動力流動投資對收入差距影響最大；東北部地區城鄉健康投資對收入差距影響最大。因此，為了縮小城鄉居民之間收入差距提出以下幾點政策建議。

1.增強農村居民教育投資的主動性。盡管近年來，我國居民逐漸意識到教育對收入的影響，但城鄉之間的教育投資仍然存在著巨大差距。因此，加強農村居民的教育意識，增強農村居民對教育投資的主動性，既可以幫助農村居民學習農業技術，更好地經營農業，也有助于他們對子女的教育投資，進而提升農村居民的整體教育水平。

2.加大農村地區教育經費的投入。一是加大對農村教育的資金支持。各級政府要不斷提高教育經費在財政開支中的比重，并建立專門基金用于幫助貧困家庭的孩子上學、新建或擴建學校。二是提高農村教師待遇。要吸引更多優秀的教師去農村工作，就要不斷提高他們薪資待遇以及改善工作環境。三是拓寬農村教育籌資渠道。政府不僅要加強對農村教育事業的支持，也應引導社會各方面加大對農村教育的投入。

3.鼓勵農村居民進行合理健康投資。不斷加大對農村居民健康教育宣傳，鼓勵人們進行健康投資，使他們更注重自己的身體健康狀況，有效進行疾病預防。只有這樣，他們才有更多時間和精力努力工作，進而提高收入水平。

4.完善新型農村合作醫療體制。政府應進一步加強農村合作醫療投資，擴大參保范圍，提高參保率，進一步提升參保農戶的醫療保障水平，減輕農村居民看病負擔。在完善新型農村合作醫療體制過程中，要堅持因地制宜、因人而異原則，切實保障農村居民利益，防止因病返貧。

5.深化戶籍制度改革。在保持戶籍制度相對穩定情況下，應突破城市和農村勞動力市場分割局面，逐步消除各種限制勞動力自由流動的政策壁壘，如不合理的許可、注冊、收費等，努力構建城鄉一體化勞動力市場。

6.建立健全就業信息平臺。政府盡快構建城鄉一體化的勞動力信息網絡，使農村勞動力能夠更好地獲取信息以及了解城市的就業狀況，從而有效減少“招工難”“用工荒”等情況，促進農民工的合理、有序流動。同時，建立專門農民工就業咨詢服務平臺，既可以提升其職業生涯規劃能力，也可以有效地保障其合法權利。