鄉村人力資本促進了農民共同富裕嗎?

向 栩,溫 濤

(西南大學 經濟管理學院,重慶 400715)

一、引 言

共同富裕是中國特色社會主義的本質要求,也是一個長期的歷史過程。在中國共產黨的帶領下,全國人民經過接續奮斗,實現了小康這個中華民族的千年夢想,打贏了人類歷史上規模最大的脫貧攻堅戰,近一億農村貧困人口實現脫貧,歷史性地解決了絕對貧困問題,為全球減貧事業作出了重大貢獻,“三農”面貌煥然一新,農業農村發展站在了更高歷史起點上。黨的二十大報告指出,“從現在起,中國共產黨的中心任務就是團結帶領全國各族人民全面建成社會主義現代化強國、實現第二個百年奮斗目標,以中國式現代化全面推進中華民族偉大復興”[1]。全面建設社會主義現代化國家,最艱巨最繁重的任務仍然在農村。農村經濟是國家經濟的“壓艙石”,農村發展是社會穩定的“定盤星”,推動農民共同富裕是實現全社會共同富裕的重要組成部分,也是鄉村振興戰略的行動指引和根本所在。因此,實現農民共同富裕是推進全體人民共同富裕的必要條件和應有之義。促進農民共同富裕的首要任務是提高鄉村振興的包容性,縮小城鄉收入差距和農村內部收入差距。從我國現實情況來看,21世紀以來,城鄉收入差距明顯縮小,但農村內部收入差距卻呈現出加速擴大的趨勢。謝玲紅和魏國學從更長的歷史視角進行判斷,也證實了我國農村內部收入差距從未出現過趨勢性縮小階段[2]。農村內部收入差距已經和城鄉收入差距一樣成為實現共同富裕必須攻克的難題。

農村內部收入差距擴大不僅阻礙農民共同富裕目標實現,還會引發農村貧困加劇和社會不穩定等各種負面問題[3]。保持合理適度的收入差距是實現共同富裕的必要條件[4],但收入差距過大或增長過快會影響收入分配公平,進而威脅經濟發展和社會穩定[5]。尤其是在新發展階段,農村內部收入差距的外部環境已經改變,在全體人民著力實現共同富裕的過程中,縮小農村內部收入差距成為鞏固脫貧攻堅成果的重要任務,也被賦予確保不發生規模性返貧的底線要求。調查顯示,2021年我國農戶收入差距較大,部分最低收入組家庭的人均收入甚至低于當年的貧困線,低收入農戶致貧和脫貧不穩定戶返貧風險較大(1)根據筆者所在的“智能金融與鄉村數字經濟研究團隊”受農業農村部政策與改革司委托對2021年重慶、湖南、貴州、四川、云南5省(直轄市)農戶收入情況的調查,20%中間偏下收入組家庭的人均收入6 280.99元,僅為20%中間偏上收入組家庭的人均收入22 916.11元的27.41%;脫貧戶的人均收入8 692.80元,僅為普通農戶人均收入27 553.08元的31.55%。。因此,提升低收入農戶收入是縮小農村收入差距、確保不發生規模性返貧的必要前提(2)事實上,“提高低收入群體收入”和“保持低收入群體收入增長速度更快”的重要意義不僅體現在農村內部。農民收入保持快速增長,而且增速要高于城鎮2個百分點以上,才能使我國在本世紀中葉達到發達國家水平。從現實來看,2020年農村居民人均可支配收入17 131元,實際增長3.8%,高于城鎮居民收入增速2.6個百分點。2021年農村居民人均可支配收入18 931元,實際增長9.7%,高于城鎮居民收入增速2.6個百分點。強調農村內部的“提低”是為了在整體增長同時,提低保底。。推進農民共同富裕的關鍵就在于“提低”,“提低”既有助于縮小城鄉收入差距和農村內部收入差距,也有助于“擴中”,推動低收入群體向中等收入群體轉變,同時還是鞏固脫貧攻堅成果、實現鄉村全面振興的必然要求。

一般而言,金融資本被認為是促進低收入農戶增收的重要變量。溫濤等認為金融資本是實現農民收入超常規增長的要素配置之一[6]。金融扶貧和正規金融發展也顯著促進了貧困人口脫貧增收,提升了貧困地區的脫貧質量[7-8]。然而,農村金融存在明顯的“精英俘獲”機制[9],精英農戶更容易獲取外源融資及其收益,加劇了農村內部不平等現象[10]。金融資本表現出明顯的“益富”特征[11],未能成為縮小農村內部收入差距的資本要素[12]。其實,財政金融政策對農戶的增收效應主要作用于短期,長期內收入分配主要取決于人力資本[13]。也就是說,在完善的市場機制條件下,勞動力市場會使得高人力資本勞動力獲得更高的工資性收入。人力資本理論認為,通過對人自身投資獲得的后天經濟能力非同小可,其能量之大,足以改變工資結構及勞動與財產收入的相對數額[14]。Romer用內生增長理論解釋新的發展狀態,進一步完善了人力資本理論,提出經濟增長跟人力資本關系密切,認為提升人力資本是幫助落后經濟體遠離“低收入陷阱”的有效手段[15]。李鵬認為鄉村教育通過賦能人力資本,以益貧式增長的方式服務鄉村發展,進而促進共同富裕[16]。實證檢驗也證實,包括中國、美國在內的不少國家發展軌跡均符合內生增長理論關于人力資本與收入增長關系的闡述[17-18]。

同樣,人力資本理論可以被應用到農戶收入分配領域的研究之中。有效提升低收入農戶收入的基礎是準確認識農戶收入來源?；诹秩f龍和紀曉凱的研究成果(如圖1)可以發現,工資性收入是農戶收入的最主要來源,且脫貧戶中越高收入組別的家庭工資性收入占比越大,20%高收入組家庭工資性收入占可支配收入比例達到62.3%,5%低收入組家庭的工資性收入占比僅為41.4%;類似地,突發嚴重困難戶和邊緣易致貧戶的工資性收入比例明顯低于整體平均水平[20]。也就是說,提高農戶工資性收入不僅能提升農村家庭收入水平,還有可能促進低收入群體向中、高收入群體轉變,縮小農村內部收入差距。工資性收入是對就業人員勞動的報酬,受就業者人力資本的影響[21]。因此,在林萬龍和紀曉凱的基礎上,我們猜想,鄉村人力資本通過提高農戶工資性收入可以彌補幫扶政策“漸退”造成的農戶收入缺口,也可以降低低收入農戶對轉移性收入的依賴性,縮小幫扶政策“漸進”范圍,以“授人以漁”的方式改善低收入群體狀況,從而促進農民共同富裕。

注:資料來源于林萬龍和紀曉凱的研究結果。原作者強調不同收入組別家庭對轉移性收入有較大差別的依賴程度,并提出特惠幫扶政策對于穩定脫貧戶應當“漸退”,而對于部分低收入群體應當“漸進”

現有研究中,直接討論人力資本對農戶增收或農村內部收入差距的文獻較為缺乏。從增收方面來看,相關研究側重于人力資本在正規借貸、農地休耕、互聯網深化促進農戶增收過程中的中介和調節作用[22-23]。也有不少學者對比人力資本和社會資本,認為社會資本對農戶增收具有明顯的相對重要性,所以重點關注社會資本的減貧增收效應[24-25],忽視了相對貧困是源于低收入人群心力資本低、人力資本弱、社會資本乏等多重因素的疊加[26]。還有學者分析了教育帶來的人力資本提升對增加脫貧家庭生計來源以及降低其生計風險的貢獻[27]。最為相近的是程名望等的研究,基于2003-2010年全國農村固定觀察點數據,深入分析了人力資本積累對農戶增收和農村減貧的作用、影響路徑和變化趨勢,但其關注重點在于統計分析,缺少關于二者的理論闡釋,且數據來源相對陳舊,不能作為新時期農民共同富裕研究的經驗證據[28-29]。從農村內部收入差距來看,一些研究在探討農村內部收入差距過程中,將人力資本作為解釋變量引入模型,得到了人力資本擴大或縮小收入差距的結論,但并未對其進行深入研究[30-32]。更多學者在人力資本縮小城鄉收入差距的研究中做出了突出貢獻[33-35]。關注人力資本與農戶增收或農戶收入差距單一關系的文獻尚且不足,同時考察人力資本的農戶增收效應與平衡效應的文獻更是寥寥。

本文將農戶收入增長和收入差距納入同一分析框架,考察鄉村人力資本的收入效應能否在更大程度上惠及低收入農戶,在增收的同時發揮縮小農村內部收入差距作用,進而促進農民共同富裕。相較于已有文獻,本文的邊際貢獻可能體現在以下方面:首先,本文對比了鄉村人力資本對不同來源收入的差異性影響,發現工資性收入是人力資本作用于農民收入增長和收入分配的主要途徑;其次,本文檢驗了人力資本、物質資本、社會資本、金融資本對農村內部收入差距的作用效果,發現人力資本對低收入農戶(特別是最低收入農戶)的增收效應更加顯著,成為能夠發揮“益貧”作用的“窮人的資本”,而低收入農戶并不會更多地獲益于物質資本、社會資本和金融資本。在縮小農村內部收入差距、促進農民共同富裕過程中,找準關鍵因素,才能真正找準解決方案。本文通過系統分析農村內部收入差距的形成機理和影響因素,發現人力資本正是縮小農村內部收入差距的關鍵因素,并實證檢驗其作用效果和調節效應,為實現農民共同富裕提出有用建議。

二、理論框架與研究假設

本文從收入和分配兩個方面分析鄉村人力資本在促進農戶增收的同時縮小農村內部收入差距的理論機制,闡述鄉村人力資本通過增長效應和平衡效應改善農村低收入群體狀況、推動農民共同富裕的作用過程,并提出本文的研究假設。

(一)鄉村人力資本的增長效應

埃里克·尼爾森將人力資本理論的核心理念定義為,個人擁有的一系列技能和特質能在勞動力市場上獲得回報。在這個解釋下,工資可以被看作人力資本的回報,這使得人力資本可以解釋收入增長和分配差異。內生增長理論將人力資本積累作為技術進步內生化的重要途徑,進而得出人力資本存量(包括知識、健康和能力等)具有促進經濟增長作用的結論。

通過對已有文獻的梳理,本文還總結了以下鄉村人力資本促進收入增長的理論依據:首先,鄉村人力資本在實現傳統農業向現代農業轉變的過程中促進農戶收入增長。舒爾茨詳細闡述了傳統農業落后、無法成為經濟增長源泉的原因,認為農業現代化轉型是促進農戶收入增長的有效手段,并提出了改造傳統農業的具體措施[36]。他將現代農業發展歸功于凝結著現代技術的新生產要素的增加,但農戶是否愿意投入新技術取決于他們的能力和意愿,人力資本較低的農戶觀念相對傳統,限制了農業現代化進程。然而,人力資本決定了勞動力的技能創新能力和技術擴散能力[37]。農戶人力資本提高,不僅有助于開闊視野、轉變傳統觀念,也能提高農戶掌握和應用新技術的能力,從而在傳統農業向現代農業轉變的過程中實現增收。其次,人力資本通過提升“干中學”能力促進農戶收入增長。鄉村人力資本提升了外出務工勞動力的非農求職能力,高人力資本農戶更容易獲得非農就業機會,為“干中學”提供了基礎。同時,高人力資本農戶學習能力更強,提高了“干中學”效率,隨著經驗積累,工作熟練度進一步提升,后期能獲得更高的工資回報。

鄉村人力資本對中國農村居民的增收效應受城鄉二元結構體制限制。舒爾茨認為,勞動力流動本身就是一項投資行為,只有當勞動者認為流動會帶來更大利益,即流動收益大于流動成本時才會選擇[38]。從中國的現實情況來看,城鄉收入差距為勞動力流動創造了動力。同時,現代科技發展極大改善了交通和通訊,也為勞動力流動提供了便利條件[39]。更重要的是,黨的十八屆三中全會明確提出促進以人為核心的城鎮化,在城鎮化轉型過程中,勞動力流動起到首要作用[40]。因此,國家采取一系列措施促進農村勞動力向城鎮流動,包括優化戶籍制度、推動用工制度改革、完善社保體系等,積極消除流動障礙,拓展流動空間。2020年3月,國務院出臺《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》,進一步強調要引導勞動力合理暢通有序流動。所以,我國現階段的城鎮化政策緩解了二元體制對人力資本增收效應的阻礙作用,外出務工成為農村居民發揮人力資本優勢、實現收入增長的基礎條件?；谝陨戏治?本文提出如下研究假設:

H1:鄉村人力資本能夠提升農戶家庭收入。

H2:勞動力流動程度越高,鄉村人力資本提升農戶收入的作用越明顯。

(二)鄉村人力資本的平衡效應

本文將農村地區作為一個整體經濟系統,構造了一個包含內部收入差異和人力資本差異的理論模型。為了體現內部收入差異,本文假設農村內部存在從事現代產業和傳統農業的兩個生產部門。因為現代產業和傳統農業存在生產率上的差異,所以將從事現代產業的農村居民作為期初農村內部的高收入群體,將從事傳統農業的農村居民作為低收入群體。為了體現人力資本差異,本文將農村勞動力分為低技能勞動力和高技能勞動力兩類。提升鄉村人力資本可以改善農村勞動力技能水平,促使低技能勞動力轉變為高技能勞動力。需要提到的是,部分原本從事傳統農業的勞動者為了獲得更高的工資報酬,會選擇轉向現代產業部門,而現代產業部門同樣有勞動密集型工作,會吸納一部分低技能勞動力。

現代產業部門的生產函數。將農村內部的現代化部門作為一個統一的生產部門,現代產業部門既需要高技能勞動力從事技術和知識密集型工作,也需要低技能勞動力從事勞動密集型工作。假設現代產業部門的生產函數為常替代彈性(CES)形式,具體表達式為:

(1)

其中,下標1代表現代產業部門,t代表時期。Y1t為t時期現代產業部門的總產出,λ為生產要素所占的比例,A1t為表示t時期現代產業部門的平均技術水平,m表示現代產業部門中的低技能勞動力占總體低技能勞動力的比例,Lt表示t時期農村低技能勞動力總量,則mLt表示t時期現代產業部門中低技能勞動力總量,Ht是t時期農村高技能勞動力總量。值得注意的是,Ht和Lt并非固定不變的,鄉村人力資本水平提高會促進低技能勞動力向高技能勞動力轉變(Ht增大,Lt減小),使得Ht與Lt的比值增加,這是人力資本進入模型的主要途徑。

傳統農業部門的生產函數。傳統農業以小農經營模式為主,具有結構單一、規模小、水平低等特點。因為傳統農業對勞動力的技能水平要求不高,所以假設傳統農業部門不吸納高技能勞動力,并將傳統農業部門的產出設定為低技能勞動力數量的線性函數,具體形式如下:

Y2t=A2t(1-m)Lt

(2)

其中,下標2代表傳統農業部門,t代表時期。Y2t表示傳統農業部門在t時期的總產出,A2t為t時期傳統農業部門的平均技術水平,(1-m)Lt表示t時期傳統農業部門中低技能勞動力總量。

在競爭性市場中,勞動報酬等于其邊際產品價值。根據式(1)可以得到現代產業部門中的高收入群體工資率為:

(3)

從傳統農業部門轉移到現代產業部門勞動力的工資率為:

(4)

為了便于計算,本文假設轉移勞動力的工資率ω1t與傳統農業部門勞動力的工資率ω2之比為常數k(k>1)。這一假設反映了前文提到的傳統農業部門與現代產業部門的生產率差異,也正是因為現代產業部門工資率高于傳統農業部門,勞動者才有轉型動力。根據假設有如下關系成立:

(5)

因為低技能勞動力轉移到現代產業部門的比例為m,則低收入群體的平均工資率可以表示為ω1t和ω2的加權平均值,即:

(6)

接下來,本文用農村高收入群體工資率ωh與低收入群體工資率ωl的比值來衡量農村內部收入差距G,結合式(3)和式(6)可得:

(7)

前文提到,人力資本促進低技能勞動力向高技能勞動力轉化,使得Ht與Lt的比值增大是其進入模型的主要途徑。因此,本文令R=Ht/Lt,用來測度人力資本水平,人力資本越高,越多的低技能勞動力轉化為高技能勞動力,那么R的值自然越大。

為了考察人力資本對農村內部收入差距的影響效果,本文求解內部收入差距G對人力資本R的偏導,可得:

(8)

從式(8)可以看出,農村內部收入差距G對人力資本R的偏導為負值,表明隨著人力資本的提升,農村內部越來越多的低技能勞動力轉化為高技能勞動力,這改善了農村內部收入差距。綜上,本文提出如下研究假設:

H3:鄉村人力資本能夠縮小農村內部收入差距,有利于推動農民共同富裕。

三、研究設計

(一)模型構建

為了檢驗鄉村人力資本的收入增長效應,本文構造了如下計量模型:

lnINCOME=α0+α1HC+∑αkXk+ε

(9)

其中,被解釋變量lnINCOME是農戶家庭全年人均總收入的對數;解釋變量HC是鄉村人力資本,用戶主受教育年限來刻畫;X是一系列能夠影響農戶收入的控制變量,包括農戶家庭特征、社會資本、物質資本和金融資本。具體而言,農戶家庭特征包括戶主性別、戶主年齡、勞動力比例、外出務工人數、是否脫貧戶(3)脫貧戶指曾是建檔立卡貧困戶,后脫貧。和撫養負擔,社會資本包括是否加入合作社、戶主是否黨員、是否有官員親友,物質資本包括土地面積和房屋價值,金融資本包括銀行存款和家庭與金融機構距離,具體的變量說明與描述性統計如表1所示。α1是本文最為關注的估計系數,若其顯著為正,則表明鄉村人力資本具有促進農戶收入增長的作用;反之,則不能說明鄉村人力資本與農戶收入之間存在明顯的相關關系。

表1 變量說明與描述性統計

為了檢驗鄉村人力資本的收入平衡效應,本文選用再中心化影響函數(RIF)回歸方法進行實證分析。由于本文的實證研究基于的是實地調查的截面數據,在研究收入不平等問題時只能算出一個反映整個調查地區2021年的基尼系數,無法刻畫其變化特征。RIF回歸方法能有效解決這一困境,在RIF回歸中,當被解釋變量的統計量為基尼系數、分位距等反映不平等的指標時,可以觀測到解釋變量總體均值變化對被解釋變量總體不平等性的影響[41]。而且,RIF回歸還能避免實證過程中的內生性問題[42]。因此,RIF回歸方法在群體收入的不平等研究中被廣泛使用。在實際的實證過程中,本文選擇人力資本、物質資本、社會資本和金融資本作為農戶收入不平等的解釋變量,并且對家庭特征進行了控制。

RIF回歸的定義表達式為:

RIF(y,v(Fy) )=v(Fy)+IF(y,v(Fy))

(10)

其中,v(Fy)表示y的各種統計量;IF(y,v(Fy))反應了觀測值yi的微小變動如何影響統計量v(Fy),被稱為y的影響函數(Influence Function)。RIF回歸反映的是當Fy和v(Fy)給定時,yi對v(Fy)的相對貢獻情況。

表2 鄉村人力資本與農戶人均總收入

基于RIF回歸方法,本文構建了如下反映鄉村人力資本與農村內部收入差距因果關系的計量模型:

RIF(income,v(Fincome))=β0+β1HC+∑βkXk+ε

(11)

其中,RIF(income,v(Fincome))是構造的用于衡量農村內部收入差距的一系列RIF統計量,包括第90個分位數和第10個分位數之間的對數工資差距(iqr(90 10))和工資比率(iqrtio(90 10))、最富有的10%人和最貧窮的10%人的工資比率(iqsr(10 90))、農戶人均收入的基尼系數(Gini)和人均收入對數的方差(Variance);HC和X的設定一致于模型(9)。β1衡量了人力資本對農村內部收入差距的邊際效應,若β1顯著為負,則表明人力資本具有縮小城鄉內部收入差距的作用;反之,則表明人力資本并不存在收入平衡效應。

(二)數據來源及處理

本文的實證分析基于中國農村經濟與農村金融調查數據(China Rural Economy and Rural Finance Survey,CRERFS)。該數據來源于農業農村部政策與改革司委托西南大學智能金融與鄉村數字經濟研究團隊開展的微觀調查項目,重點關注新時期中國農村金融改革創新和農業農村現代化的推進情況,調查內容包括農戶的基本家庭特征、生產經營行為、收入分配情況和數字金融使用等信息。為了保證實證數據能夠最大程度地反映調查地區農戶人力資本與收入分配的關系,本文對調查數據進行了如下處理:一、剔除家庭全年總收入小于或等于0的樣本;二、剔除家庭工資性收入與經營性收入之和小于或等于0的樣本;三、剔除家庭中無適齡勞動力(4)適齡勞動力指18～60歲之間的勞動力。的樣本;四、剔除其他重要變量存在嚴重缺失的樣本;五、為了避免極端值對回歸結論的影響,對連續型變量進行1%的縮尾(Winsorize)處理。

四、實證結果

(一)鄉村人力資本的增長效應

表2反映了鄉村人力資本收入增長效應的回歸結果。回歸過程中,通過逐步引入控制變量的方法來增加估計結果的穩健性。列(1)是戶主受教育年限與家庭人均總收入的一元線性回歸結果,解釋變量的估計系數在1%的統計性水平下顯著為正,表明鄉村人力資本能夠有效提升農戶收入。之后各列是逐步將家庭特征、社會資本、物質資本和金融資本相關變量引入模型的多元線性回歸結果。隨著控制變量的逐步引入,戶主受教育年限的估計系數逐漸降低,但仍然顯著為正,表明在控制能夠影響農戶收入的其他變量之后,鄉村人力資本的收入增長效應依然顯著存在。研究假設H1得以驗證。

對于控制變量而言,家庭特征變量中的勞動力比例和外出務工人數的增加會顯著提升農戶收入,而女性戶主會抑制農戶收入增長;值得注意的是,相較于非貧困戶,脫貧戶的收入增長幅度更小,如何更有效地促進脫貧戶的收入增長、防止脫貧戶返貧是促進農民共同富裕過程中需要關注的問題。社會資本方面,擁有官員親友和加入合作社的家庭人均收入會顯著提高,而戶主是否是黨員對收入的影響不顯著。物質資本方面,房屋價值會對農戶收入產生正向影響,而土地面積的影響不顯著。金融資本方面,農戶家庭銀行存款越大,收入水平越高,但與金融機構的距離并不會顯著影響其收入水平。

基準回歸結果證實了鄉村人力資本對農戶具有收入增長效應,但無法獲悉通過何種收入渠道來影響總收入。接下來,本文按照國家統計局的分類標準,將總收入分為工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入,分別估計戶主受教育年限對不同渠道收入的影響,回歸結果報告在表3中。由列(1)可知,戶主受教育年限對工資性收入的估計系數顯著為正,且在5%的統計性水平下顯著為正,表明鄉村人力資本提升能促進農戶工資性收入的增長,這與趙海和彭代彥[43]的基本結論相一致。列(2)至列(4)中戶主受教育年限的估計系數均在統計學上不顯著,未觀測到人力資本與經營性收入、財產性收入和轉移性收入之間的相關關系。究其原因,經營性收入來自于農民的生產經營活動,起初農民的經營性收入依賴于組織起來的規?；蛯I化,隨著農村互聯網的發展,現階段影響經營性收入最明顯、最直接的因素是互聯網[44];財富積累是財產性收入的根本來源,促進農戶財產性收入增長的主要手段在于提升其財富積累和拓寬投資渠道,相較而言,人力資本的作用并不明顯;轉移性收入主要來源于政府的轉移支付[45],是收入再分配的主要形式[46],因此農戶轉移性收入的變化取決于政府的財政政策,受人力資本的影響有限?？偠灾?人力資本主要通過工資性收入的途徑來提升農戶收入水平,與前文理論機制中的說法自洽。

表3 鄉村人力資本與不同來源人均收入

(二)鄉村人力資本的平衡效應

為了檢驗人力資本是否更有助于提升低收入農戶的收入水平,從而縮小農村內部收入差距,本文考察了鄉村人力資本對不同收入水平農戶的增收效應。通過選取5個具有代表性的分位點(10%、25%、50%、75%和90%),采用RIF分位數回歸方法考察各分位點上鄉村人力資本與農戶人均總收入之間的關系?；貧w結果報告在表4中。

可以看到,在25%分位點以下,鄉村人力資本對農戶收入具有顯著的增長效應,且對于收入最低的10%農戶的增收效應更為顯著,其回報率(0.082)是25%分位點上(0.036)農戶的2.28倍。50%及以上分位點上的估計系數在統計學上不顯著,表明人力資本的增收效應不明顯。也就是說,鄉村人力資本對低收入農戶具有明顯的增收效應(尤其是對于最低收入群體),對高收入農戶的增收效應不顯著,因此在增加農戶收入的同時也縮減了收入不平等,發揮了縮小農村內部收入差距的平衡效應。

表4 鄉村人力資本增長效應的無條件分位數回歸結果

為了更加準確地測度鄉村人力資本在縮小農村內部收入差距中的作用,接下來依據模型(11)的做法,從人力資本、物質資本、社會資本和金融資本中尋找農村內部收入差距的決定因素。從表5的回歸結果可以看到,鄉村人力資本能顯著縮小農村內部收入差距。物質資本和社會資本對農村內部收入差距的影響并非恒為負,且在統計上不顯著。金融資本中的銀行存款會擴大農村內部收入差距,但僅在OLS標準誤下顯著,金融機構距離可以縮小農戶收入的基尼系數和方差,可能會對縮小農村內部收入差距產生有益影響。具體來看人力資本的影響,戶主的平均受教育年限增加一年,第90個分位數和第10個分位數之間的對數工資差距和工資比率將下降5.27%(-0.115/2.183)和12.47%(-1.105/8.864),最富有的10%人和最貧窮的10%人的工資比率將下降1.12%(-0.016/1.432),農戶人均收入的基尼系數將下降3.77%(-0.002/0.053)。人均收入對數的方差或許也會隨受教育年限的上升而下降,但這種關系在統計學上并不顯著。假設H3得到驗證。

表5 農村內部收入差距的決定因素

(三)穩健性檢驗

即使前文的分類回歸、分樣本回歸和多種形式標準誤的報告在一定程度上說明了研究結論的可信性,本文仍然通過更換解釋變量的方法進行穩健性檢驗。具體做法是,用“家庭最高受教育年限”和“近3年是否參加過技能培訓”作為鄉村人力資本的代理變量,重新測度鄉村人力資本對農戶收入增長和農村內部收入差距的影響。一方面,家庭的生產決策并非僅取決于戶主,家庭中受教育程度最高的個體也會領導家庭決策,或通過其他方式影響家庭收入;另一方面,人力資本并非單純來源于正規教育,技能培訓也是提高人力資本的重要手段。表6報告了穩健性檢驗的回歸結果。可以看到,更換代理變量之后,鄉村人力資本促進農戶收入增長和縮小農村內部收入差距的基本結論并未發生改變。

一般來說,為了避免參數估計的不一致性,穩健性檢驗還需關注被解釋變量和解釋變量互為因果而產生的內生性問題,但本文并未對其重點關注。這得益于RIF回歸方法的特點,相較于傳統估計方法需要滿足變量外生的要求,RIF回歸既能處理外生變量也能處理內生變量,這對人力資本與農村內部收入差距之間可能存在的內生性問題起到很好的弱化作用,體現了RIF回歸在微觀不平等問題研究中無可比擬的優勢。

表6 穩健性檢驗

(四)調節效應檢驗

勞動力流動被認為是影響農村內部收入差距的一個重要因素,既能促進農戶增收,又有助于縮小農村內部收入差距[44]。然而,外出務工所需的非農就業能力受制于農戶的人力資本水平[48],促進農戶外出務工離不開人力資本的作用[49]。前文提到,在城鄉二元結構體制的限制下,勞動力流動是人力資本影響農戶收入狀況的一個基礎條件。因此,本文用農戶外出務工經歷作為勞動力流動的代理變量,構建一個鄉村人力資本與勞動力流動的交乘項,通過調節效應模型檢驗勞動力流動、鄉村人力資本和農戶收入之間的關系。

表7 外出務工對人力資本影響農戶收入的調節作用

表7中,列(1)和列(2)是在模型(9)的基礎上加入外出務工經歷和戶主受教育年限與外出務工經歷交互項的回歸結果?？梢钥吹?此時的模型擬合程度更高,且交互項的估計系數在10%的顯著性水平下顯著為正,表明外出務工對鄉村人力資本促進農戶收入增長的效應具有正向影響,表現為協同效應。列(3)和列(4)的被解釋變量是農村內部收入差距,列(4)中交互項的估計系數符號為正,且在5%的統計性水平上顯著,這意味著外出務工對農戶內部收入差距的邊際效應隨著人力資本的提升而增加。上述結論說明,外出務工在當前農村勞動力轉移過程中仍然發揮著重要作用,進一步激勵了鄉村人力資本的收入增長效應,這與研究假設H2的表述一致;但外出務工抑制了鄉村人力資本對農戶內部收入的平衡效應。在現實生活中體現為,具有較高人力資本且選擇外出務工的農村勞動力,他們獲得的非農工資收入顯著高于農村剩余勞動力獲得的農業收入,外出務工時,人力資本水平更高的勞動力可以選擇高技能型勞動,從而獲得更高的工資收入,他們由此成為村中的“富人”。在這一過程中,人力資本促使外出務工農戶收入提高,體現了上述協同效應,但村中的“富人”更富拉大了內部收入差距,又體現了人力資本對外出務工平衡效應的抑制。因此,注重對農村相對貧困戶的人力資本建設,鼓勵其外出務工,并提供更多的就業機會和更完善的就業保障,將更有助于改善低收入群體的狀況,在提升農戶整體收入的同時縮小農村內部收入差距。

五、結論與建議

本文力圖理清鄉村人力資本對不同收入水平(尤其是低收入)農戶收入分配的影響,探索中國鄉村人力資本變化是否有助于縮小農村內部收入差距,進而促進農民共同富裕。基于CRERFS 2021調研數據,采用RIF回歸方法實證檢驗了人力資本對農戶增收和農村內部收入差距的影響效果。結果顯示:鄉村人力資本提升有助于促進農戶平均收入增長;從分位數回歸結果可知,鄉村人力資本的增收效果對收入水平在25%分位點以下農戶更加顯著,對低收入農戶的提升力度大于中、高收入農戶,起到了縮小農村內部收入差距的作用;為了更準確地觀察人力資本的平衡效應,用多種反映內部收入差距的統計量尋找人力資本、物質資本和社會資本和金融資本中影響農戶收入差距的因素,結果發現人力資本的縮差效應最為顯著,進一步說明人力資本在發揮增收效應的過程中還會縮小農戶收入差距;通過對不同收入來源的劃分,發現工資性收入是鄉村人力資本影響農戶收入的主要渠道;受中國城鄉二元結構體制的影響,勞動力流動是鄉村人力資本發揮增長和平衡效應的基礎條件,勞動力流動激勵了人力資本的增收效應,但抑制了平衡效應。基于上述研究結論,為改善低收入農戶狀況、推進農民共同富裕提出如下政策建議:

第一,發展鄉村教育,加快鄉村人力資本積累。增加鄉村教育財政投入,加大對財政困難地區轉移支付力度,完善對農村地區、低收入群體的資助體系,讓優質教育資源惠及低收入農戶;辦好鄉村小規模學校,合理撤并,加強鄉村學校抱團聯動,通過線上課堂實現教育資源共享;打造高技能、高素質的鄉村教師隊伍,優先考慮鄉村教師的職稱評定、待遇提升和環境改善,定向培養更多本土化鄉村教師,吸引更多優秀人才到鄉村任教。

第二,培養高素質農民群體,促進農村高質量發展。增加政策支持和財政投入力度,從生活水平、收入增長、產業發展和社會地位等方面提升高素質農民的政策環境;重視職業教育發展,增加職業教育投入,提升職業教育的規模和質量,為高素質農民的培養開辟一體化人才成長通道;強化分類培養,根據不同地區、不同特征的農村勞動力,針對提升勞動力素質的制約因素,因地制宜,精準施策,保障高素質農民的生產率得到有效提高,夯實高質量發展的動力基礎。

第三,鼓勵富余農村勞動力外出務工。加快推進戶籍制度改革,破除城鄉二元體制,完善進城務工人員的社會保障體系,從工資待遇、住房保障和就業環境等方面改善農民工境況,加快農民工市民化進程,為區域間、城鄉間的勞動力流動創造更簡易順暢的條件。