實(shí)現(xiàn)共同富裕的一個路徑探索：人力資本的增長與平衡效應(yīng)檢驗(yàn)

摘" "要：共同富裕是我國新發(fā)展階段的一個遠(yuǎn)景目標(biāo)，“富?！焙汀肮蚕怼笔菍?shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵。構(gòu)造一個反映人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的理論模型，并基于經(jīng)驗(yàn)證據(jù)檢驗(yàn)人力資本通過增長效應(yīng)和平衡效應(yīng)推動“富?！焙汀肮蚕怼?，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕的作用。研究發(fā)現(xiàn)，人力資本提升既有利于“蛋糕”做大，又能有效促進(jìn)“蛋糕”更好地分配，顯著提升了城鄉(xiāng)居民可支配收入水平，且對農(nóng)村居民收入的提升力度大于城鎮(zhèn)居民，成為縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)鍵變量，推動了“富?！焙汀肮蚕怼蹦繕?biāo)的實(shí)現(xiàn)；中介效應(yīng)檢驗(yàn)證實(shí)了人力資本通過促進(jìn)農(nóng)村高技能勞動力流向城鎮(zhèn)，間接推動城鄉(xiāng)居民收入增長和差距縮小，從而實(shí)現(xiàn)其增長與平衡效應(yīng)；分樣本回歸結(jié)果顯示，人力資本的平衡效應(yīng)在低收入省份更加明顯，而在高收入省份不顯著。

關(guān)鍵詞：共同富裕；人力資本；城鄉(xiāng)居民收入差距；教育公平

中圖分類號：F124.7" "文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A" "文章編號：1003-7543（2024）05-0095-17

共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求，也是中國式現(xiàn)代化的重要特征。黨的二十大報告提出“共同富裕是一個長期的歷史過程”，并將“全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”作為2035年我國發(fā)展的總體目標(biāo)，強(qiáng)調(diào)在未來的發(fā)展過程中要增強(qiáng)發(fā)展的均衡性和可及性，“著力促進(jìn)全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化”。在新的歷史起點(diǎn)上，黨中央把握發(fā)展階段新變化，把實(shí)現(xiàn)共同富裕擺在更加重要的位置上［1］。 在此背景下，闡釋共同富裕的內(nèi)涵，剖析實(shí)現(xiàn)共同富裕面臨的挑戰(zhàn)，進(jìn)而探索共同富裕的實(shí)現(xiàn)路徑，對于現(xiàn)階段我國在高質(zhì)量發(fā)展中扎實(shí)推進(jìn)共同富裕具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

共同富裕包含兩方面的內(nèi)容，即“富裕”和“共享”，它既是富裕的共享，也是共享的富裕［2］。事實(shí)上，共同富裕與現(xiàn)有研究中的包容性增長、共享繁榮和共享發(fā)展等概念類似，強(qiáng)調(diào)低收入群體的收入增長和收入不平等程度下降［3］。就我國而言，一方面，“富?！比允枪餐辉５幕厩疤帷１M管改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展，2020年已經(jīng)完全消除絕對貧困，GDP增速直到近些年仍能維持在6%左右，但要實(shí)現(xiàn)2035年我國人均GDP達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家水平的富裕目標(biāo)，按李實(shí)的推算，我國未來年人均名義GDP增長率需達(dá)到10%，實(shí)際增長率需達(dá)到7%～8%［4］。因此，繼續(xù)保持較高的經(jīng)濟(jì)增長速度，進(jìn)一步提高各層次居民的收入水平，努力使我國人均收入趕上并超越中等發(fā)達(dá)國家，是實(shí)現(xiàn)我國共同富裕目標(biāo)的基礎(chǔ)。另一方面，“共享”是我國共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵，也是重大挑戰(zhàn)。社會不平等會造成貧富群體的分化，沖擊公共社會賴以生存的團(tuán)結(jié)意識和共同感，過大的貧富差距不僅會降低低收入者的生活水平，而且會動搖公眾對美好生活向往的社會基礎(chǔ)［5］。雖然近年來我國城鄉(xiāng)收入差距問題有所緩解，但差距水平仍在高位徘徊［6］。國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比從2008年的3.4下降到2021年的2.5，但是對比發(fā)達(dá)國家1.5左右的水平，我國城鄉(xiāng)居民收入差距仍需進(jìn)一步縮小。另外，羅楚亮等的研究發(fā)現(xiàn)，2007—2013年我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距的基尼系數(shù)分別從0.34和0.35上升到0.38和0.41［7］，內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大抑制了城鄉(xiāng)差距縮小對共享的促進(jìn)作用，造成了新的不平等問題。共享是實(shí)現(xiàn)共同富裕的必然要求，高位徘徊的收入差距是共同富裕面臨的一大挑戰(zhàn)。

皮凱蒂認(rèn)為，現(xiàn)階段的不平等是不可控的，因?yàn)樨敻粫豢杀苊獾丶性谏贁?shù)人手中，財富分配的極端不平等必將導(dǎo)致收入的極端不平等［8］。皮凱蒂的這一思想得到廣泛傳播，但質(zhì)疑者也很多。其中，尼爾森發(fā)現(xiàn)皮凱蒂在分析不平等問題時著重以資本為基礎(chǔ)，忽視了勞動收入相關(guān)理論，明確排斥了人力資本理論這一個人層面勞動收入與不平等分析中的主流理論范式［9］。由于勞動收入仍然是絕大多數(shù)居民的主要收入來源，忽略人力資本會使得皮凱蒂在《21世紀(jì)資本論》一書中得出的結(jié)論存在嚴(yán)重缺陷。人力資本理論歷來是經(jīng)濟(jì)學(xué)家用來分析個人財富和收入不平等的主要理論框架，用人力資本存量定義的勞動技能差異解釋工資率的不平等是人力資本理論的核心理念。基于此，本文重點(diǎn)考察人力資本這一要素對居民收入分配的影響，認(rèn)為人力資本能夠在促進(jìn)收入增長的同時縮小居民收入差距，從而實(shí)現(xiàn)“富裕”和“共享”的統(tǒng)一。人力資本可能通過勞動力轉(zhuǎn)移等途徑，更有效地促進(jìn)低收入群體的收入增長，使得農(nóng)村居民收入增長速度快于城鎮(zhèn)居民，從而起到縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用，在推進(jìn)“富?！钡耐瑫r實(shí)現(xiàn)“共享”。本文從“富?！焙汀肮蚕怼钡囊暯浅霭l(fā)，著重檢驗(yàn)人力資本在發(fā)揮增長效應(yīng)過程中對農(nóng)村居民收入的提升力度大于城鎮(zhèn)居民而帶來的平衡效應(yīng)，并尋找人力資本平衡效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)機(jī)制，為探索共同富裕的實(shí)現(xiàn)路徑作出貢獻(xiàn)。

一、理論模型與研究假設(shè)的提出

為了構(gòu)建一個包含人力資本差異和城鄉(xiāng)居民收入差距的理論模型，本文參考Krugman［10］，將經(jīng)濟(jì)社會內(nèi)生分化為城鎮(zhèn)“核心”和農(nóng)村“邊緣”的二元結(jié)構(gòu)，假設(shè)城鄉(xiāng)兩部門的人口均為勞動力，同時勞動力市場出清，不存在失業(yè)。勞動力被分為低技能勞動力和高技能勞動力，人力資本能夠提升勞動力的技能水平，促使低技能勞動力向高技能勞動力轉(zhuǎn)變，縮小勞動力技能差距。

城鎮(zhèn)部門的生產(chǎn)函數(shù)。參考李成友等［11］，將整個城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)看作一個統(tǒng)一的生產(chǎn)部門，城鎮(zhèn)部門中既需要大量的高技能勞動力從事知識和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，又需要大量的低技能勞動力從事勞動密集型產(chǎn)業(yè)。本文將城鎮(zhèn)部門的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為不變替代彈性（CES）形式，即：

其中，下標(biāo)1代表城鎮(zhèn)部門，t代表時期，變量Y為總產(chǎn)出，λ為生產(chǎn)要素所占的份額，A為部門的平均技術(shù)水平，m代表城鎮(zhèn)中低技能勞動力在整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中所占的比例，L表示整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中低技能勞動力總量，mLt則反映了t時期城鎮(zhèn)部門低技能勞動力的數(shù)量，H表示整個系統(tǒng)中高技能勞動力總量。本文假設(shè)農(nóng)村以傳統(tǒng)生產(chǎn)方式為主，高技能勞動力集中在城鎮(zhèn)部門。需要注意的是，本文假設(shè)人力資本是縮小勞動力技能差距的重要手段，改善人力資本狀況能促進(jìn)低技能勞動力向高技能勞動力轉(zhuǎn)化，也就是說，隨著人力資本的提高，低技能勞動力減少，高技能勞動力增加，高/低技能勞動力數(shù)量之比（Ht/Lt）將會變大，這是人力資本變量進(jìn)入模型的主要途徑。

農(nóng)村部門的生產(chǎn)函數(shù)。本文將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)視為農(nóng)村部門最主要的生產(chǎn)活動，低技能勞動力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中最重要的生產(chǎn)投入，并將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)出設(shè)定為低技能勞動力的線性函數(shù)。這也與上述假設(shè)自洽，即農(nóng)業(yè)部門不吸納高技能勞動力，高技能勞動力集中在城鎮(zhèn)部門。因此，本文將農(nóng)村部門的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

Y2t=A2t（1-m）Lt（2）

式（2）中，下標(biāo)2代表農(nóng)村部門，Y2t為農(nóng)村t時期的總產(chǎn)出，其余變量和系數(shù)的設(shè)定與式（1）保持一致。

代表性家庭的效用函數(shù)。考慮到農(nóng)產(chǎn)品和工業(yè)品對消費(fèi)者效用的影響存在差異，本文借助Kongsamut et al.［12］的方法，設(shè)置了一個嵌入兩種消費(fèi)品的簡約家庭效用函數(shù)：

家庭的效用來自對工業(yè)品C1和農(nóng)產(chǎn)品C2的消費(fèi)；ρ為時間折現(xiàn)率，ρ越大，表示家庭越看重當(dāng)前消費(fèi)；σ為相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)，這種相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)不變（CRRA）的瞬時效用函數(shù)形式是保證經(jīng)濟(jì)最終收斂的必要條件；β為農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)占家庭總消費(fèi)的份額；■是滿足家庭最低生活水平所需的農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)量。

代表性家庭會在其預(yù)算約束內(nèi)使自身的終身效用達(dá)到最大化，對于任意時刻的t來說，家庭的效用最大化目標(biāo)和預(yù)算約束為：

為了簡化模型，本文將工業(yè)品的價格標(biāo)準(zhǔn)化為1，用P2表示農(nóng)產(chǎn)品對工業(yè)品的相對價格；用It表示t時期家庭的總收入；其余變量均與之前的設(shè)定一致。為求解消費(fèi)者效用最大化的條件，本文用目標(biāo)函數(shù)式（4）和預(yù)算約束式（5）構(gòu)造如下拉格朗日函數(shù)：

式（10）中代表性家庭將（1-β）份額的收入用于消費(fèi)工業(yè)品，式（11）中代表性家庭將β份額的收入用于消費(fèi)農(nóng)產(chǎn)品。工業(yè)品的需求收入彈性大于農(nóng)產(chǎn)品，體現(xiàn)消費(fèi)者在不同時期對工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品需求的變化特征，從側(cè)面反映了農(nóng)產(chǎn)品需求得到滿足之后，部分農(nóng)村勞動力傾向于流向城鎮(zhèn)部門的基本事實(shí)。

由于市場是完全競爭的，因而勞動力的收入就是其邊際產(chǎn)品價值。前文假設(shè)了城鎮(zhèn)部門和農(nóng)村部門的人口均為勞動力，那么，根據(jù)式（1）可得城鎮(zhèn)部門常住人口的工資率ω1為：

農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口的工資率ω2t可表示為：

根據(jù)式（2）可得農(nóng)村富余人口的工資率ω2s為：

ω2s=P2A2t （14）

為了便于計算，本文假設(shè)農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口的工資率ω2t與農(nóng)村富余人口的工資率ω2s的比值為一個外生給定的k（kgt;1），即ω2t=kω2s。假設(shè)n（0lt;nlt;1）為農(nóng)村低技能勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的比例，那么農(nóng)村人口的平均工資率ω2可以表示為ω2t和ω2s的加權(quán)平均值，即：

接下來，本文用城鄉(xiāng)人口工資率之比來刻畫城鄉(xiāng)居民收入差距G，根據(jù)式（12）和式（15）可得：

前文提到，人力資本是縮小模型中高技能勞動力（Ht）與低技能勞動力（Lt）差距的重要手段，改善人力資本狀況能促進(jìn)Lt向Ht轉(zhuǎn)化，因而本文用R=Ht/Lt來測度人力資本的高低，人力資本越高，越多的Lt轉(zhuǎn)化為Ht，那么Ht/Lt的值會越大。

進(jìn)一步求城鄉(xiāng)居民收入差距G對人力資本R的偏導(dǎo)，得：

從式（17）可以看到，城鄉(xiāng)居民收入差距G對人力資本R的偏導(dǎo)數(shù)為負(fù)值，表明隨著人力資本的提升，越來越多的低技能勞動力轉(zhuǎn)化為高技能勞動力，這有助于緩解城鄉(xiāng)居民收入差距。據(jù)此，本文得出研究假設(shè)H1：

H1：人力資本不僅具有增長效應(yīng)，而且具有平衡效應(yīng)。即人力資本在提升總體收入的同時還縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。

人力資本的提升促進(jìn)了低技能勞動力向高技能勞動力的轉(zhuǎn)化，勞動力素質(zhì)提高使勞動者有機(jī)會獲得更高的勞動報酬，這體現(xiàn)了人力資本的增長效應(yīng)。在這一過程中，農(nóng)村居民受人力資本提升的影響效應(yīng)更加顯著，人力資本對農(nóng)村居民收入的提升效用大于城鎮(zhèn)居民，因而人力資本不僅促進(jìn)了城鄉(xiāng)居民收入的增長，而且縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。

變量n反映了農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的比例，為了進(jìn)一步探討勞動力流動對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，本文繼續(xù)對城鄉(xiāng)居民收入差距G關(guān)于勞動力轉(zhuǎn)移率n的一階偏導(dǎo)進(jìn)行求解，可以得到：

式（18）的結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)居民收入差距G對勞動力轉(zhuǎn)移率n的偏導(dǎo)數(shù)為負(fù)，表明隨著農(nóng)村勞動力越來越多地流向城鎮(zhèn)，城鄉(xiāng)居民收入差距逐漸縮小。結(jié)合前文假設(shè)，農(nóng)村部門的主要生產(chǎn)投入是低技能勞動力，高技能勞動力集中在城鎮(zhèn)部門，隨著人力資本的提升，部分農(nóng)村低技能勞動力轉(zhuǎn)化為高技能勞動力，為了獲得與其勞動技能相匹配的勞動機(jī)會與收入，這部分勞動力會由農(nóng)村部門流向城鎮(zhèn)部門。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H2：勞動力流動是人力資本平衡效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)機(jī)制。即人力資本能夠通過促進(jìn)勞動力流動，間接縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

隨著人力資本的提升，部分農(nóng)村勞動力通過增強(qiáng)其勞動技能獲得了城鎮(zhèn)中的工作機(jī)會，原本低收入、低技能的農(nóng)村勞動力到城鎮(zhèn)就業(yè)，獲得比農(nóng)業(yè)收入更高的非農(nóng)工資性收入，從而促進(jìn)城鄉(xiāng)居民收入差距縮小。

二、研究設(shè)計與變量說明

（一）模型設(shè)定

本文建立了一個反映人力資本增長效應(yīng)與平衡效應(yīng)的非觀測效應(yīng)綜列數(shù)據(jù)模型，并基于我國省級面板數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)前文提出的研究假設(shè)H1。具體模型如下：

GAPit=η0+η1HCit+∑ηkXk，it+εit（19）

式（19）中，下標(biāo)i代表省份，t代表年份；被解釋變量GAP表示城鄉(xiāng)居民收入差距；本文主要關(guān)注的解釋變量HC為人力資本，研究假設(shè)H1認(rèn)為人力資本有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，因而本文預(yù)期HC的估計系數(shù)η1顯著為負(fù)；X是一系列能夠?qū)Τ青l(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生影響的控制變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）、城鎮(zhèn)化水平（urban）、固定資產(chǎn)投資（FA）、政府財政支出（GE）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industry）；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)研究假設(shè)H2，本文選取勞動力流動（mobility）為中介變量，構(gòu)造了一個逐步法（Causa Steps Approach）的中介效應(yīng)模型，具體如下：

GAPit=γ0+γ1HCit+γ2mobilityit+∑γkXk，it+εit（20）

mobilityit=δ0+δ1HCit+∑δkXk，it+εit（21）

式（19）、式（20）和式（21）構(gòu)成了一個經(jīng)典的中介效應(yīng)模型。其中，η1為人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距的總效應(yīng)，γ1為人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距的直接效應(yīng)，γ2 δ1為人力資本（經(jīng)由勞動力流動中介）對城鄉(xiāng)居民收入差距的間接效應(yīng)。值得注意的是，用線性回歸的方法對其進(jìn)行考察存在檢驗(yàn)功效較低和效應(yīng)估計偏誤的問題。對此，本文會給出式（20）的估計結(jié)果，但并不關(guān)注間接效應(yīng)的估計系數(shù)與顯著性。本文將從理論方面闡述勞動力流動對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，實(shí)證方面關(guān)注的重點(diǎn)則是人力資本與勞動力流動的因果關(guān)系，即估計系數(shù)δ1的符號和統(tǒng)計顯著性。

對于本文所建立的非觀測效應(yīng)綜列數(shù)據(jù)模型，常用的做法是選擇固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計。其中，固定效應(yīng)模型的優(yōu)勢是能在一定程度上控制模型中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題；隨機(jī)效應(yīng)模型的優(yōu)勢則是能同時利用組內(nèi)信息和組間信息，估計效率更高，但如果模型中存在內(nèi)生性問題，隨機(jī)效應(yīng)模型會導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。為了合理地選擇二者，在參數(shù)估計前，本文對模型進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)。

（二）變量說明

1.被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距（Theil）

現(xiàn)有測度城鄉(xiāng)居民收入差距的指標(biāo)主要有城鄉(xiāng)居民收入比、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)。城鄉(xiāng)居民收入比沒有考慮到城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)的影響，而基尼系數(shù)在收入分布存在重疊時無法準(zhǔn)確反映總體收入差距。相較而言，泰爾指數(shù)能有效兼顧城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)居民收入分布，對收入兩極分化也更敏感。因此，本文用泰爾指數(shù)來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距。同時，為了便于分解不同來源收入差距對總體收入差距的貢獻(xiàn)，本文采用傳統(tǒng)要素分解方法對我國泰爾指數(shù)按不同收入來源進(jìn)行了分解。我國居民人均可支配收入（y）由工資性收入（y1）、經(jīng)營性收入（y2）、財產(chǎn)性收入（y3）和轉(zhuǎn)移性收入（y4）構(gòu)成，即：

那么，城鄉(xiāng)居民人均總收入的泰爾指數(shù)可以表示為：

其中，Sq表示第q項(xiàng)收入占人均總收入的比重，即Sq=yq/y；Theilq表示第q項(xiàng)收入的泰爾指數(shù)；Rq表示第q項(xiàng)收入yq與人均總收入y的相關(guān)系數(shù)。三項(xiàng)之積Sq×Theilq×Rq代表第q項(xiàng)收入yq的差距對總體城鄉(xiāng)居民收入差距的貢獻(xiàn)。式（23）說明總體城鄉(xiāng)居民收入差距不僅取決于不同來源收入的城鄉(xiāng)差距，而且取決于該項(xiàng)收入占人均總收入的比重和該項(xiàng)收入與人均總收入的相關(guān)系數(shù)。

在計算不同來源收入的泰爾指數(shù)時，采用以下計算公式：

式（24）中，下標(biāo)1和2分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村，y1q和y2q分別表示城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均第q項(xiàng)收入，yq表示總體人均第q項(xiàng)收入，N1和N2分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村的人口數(shù)，N表示總?cè)丝跀?shù)。

圖1反映了2005—2020年我國城鄉(xiāng)居民人均不同來源可支配收入泰爾指數(shù)的變化趨勢。由圖1可知，城鄉(xiāng)居民可支配收入差距呈逐年下降趨勢；從居民可支配收入的來源來看，工資性收入差距的變化趨勢與可支配收入差距的變化趨勢一致，轉(zhuǎn)移性收入差距的縮小幅度最大，經(jīng)營性收入的城鄉(xiāng)差距和變化幅度均最小，財產(chǎn)性收入差距呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢。

為了進(jìn)一步描述不同來源收入與居民可支配收入及其城鄉(xiāng)差距的關(guān)系，本文計算了各來源收入占人均總收入比重（Sq）和占城鄉(xiāng)居民收入差距的比重（見表1，下頁）。從不同來源收入的占比來看，工資性收入占居民可支配收入的50%以上；財產(chǎn)性收入占比較低，但呈現(xiàn)逐年上升的趨勢；經(jīng)營性收入和轉(zhuǎn)移性收入占比差距不大，但經(jīng)營性收入占比總體呈下降趨勢，而轉(zhuǎn)移性收入占比總體呈上升趨勢。

從不同來源收入差距對總體城鄉(xiāng)居民可支配收入差距的貢獻(xiàn)率來看，工資性收入差距的貢獻(xiàn)率在60%以上，且較為穩(wěn)定，是城鄉(xiāng)居民可支配收入差距的主要來源；轉(zhuǎn)移性收入差距的貢獻(xiàn)率僅次于工資性收入，但近年來出現(xiàn)了下降趨勢，原因在于轉(zhuǎn)移性收入差距近年來大幅縮減；財產(chǎn)性收入差距的貢獻(xiàn)率增長明顯，已經(jīng)超過轉(zhuǎn)移性收入差距，原因在于財產(chǎn)性收入差距的快速增長；經(jīng)營性收入的占比雖然不低，但其貢獻(xiàn)率較低，因?yàn)榻?jīng)營性收入的城鄉(xiāng)差距不大，且經(jīng)營性收入與人均可支配收入的相關(guān)系數(shù)較低。

2.主要解釋變量：人力資本（HC）

參考石慶焱和李偉［13］，用就業(yè)人員平均受教育年限來表征人力資本存量。平均受教育年限依據(jù)國家統(tǒng)計局的計算方法，先將受教育程度折算為受教育年限①，再用就業(yè)人口數(shù)計算受教育年限的平均值。

3.控制變量

本文選取的控制變量包括：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）。研究表明，城鄉(xiāng)居民收入差距受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響［14］，本文將各省份人均GDP的對數(shù)加入模型，用來控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用。（2）城鎮(zhèn)化水平（urban）。城鎮(zhèn)化的發(fā)展階段和發(fā)展水平會影響城鄉(xiāng)居民收入差距［15］，本文用各省份城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化水平。（3）固定資產(chǎn)投資（FA）。固定資產(chǎn)投資也是影響城鄉(xiāng)居民收入差距的重要因素，本文用各省份固定資產(chǎn)投資占GDP的比重對其進(jìn)行測度。（4）政府財政支出（GE）。財政支出會通過影響居民收入進(jìn)而影響城鄉(xiāng)居民收入差距［16］，本文用政府財政支出與GDP的比值來衡量。（5）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industry）。大量研究表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在相關(guān)關(guān)系［17-18］，本文選取第一產(chǎn)業(yè)增加值與GDP之比（industry_1）和第三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP之比（industry_2）兩個變量來刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

4.中介變量：勞動力流動（mobility）

配第-克拉克定理認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)的增長，勞動力會逐漸由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，然后再向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。顯然，在這一過程中，從事第一產(chǎn)業(yè)的勞動力數(shù)量將會下降。本文選取第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與總從業(yè)人員數(shù)之比來衡量勞動力流動的情況。比值越小，表明從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力占比越低，那么勞動力流動的規(guī)模越大。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取2005—2020年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)對人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。其中，就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，部分農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，各省份第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)和總從業(yè)人員數(shù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份歷年統(tǒng)計年鑒。表2（下頁）反映了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

本文進(jìn)一步根據(jù)樣本數(shù)據(jù)繪制人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距、城鄉(xiāng)居民收入增長的散點(diǎn)圖。其中，圖2（下頁）反映了人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)系，其縱坐標(biāo)為泰爾指數(shù)，橫坐標(biāo)為人力資本?？梢钥吹剑叩姆植汲尸F(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著人力資本的提升，城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)下降的趨勢，體現(xiàn)了人力資本的平衡效應(yīng)。圖3反映的是人力資本的變動分別對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入增長的影響效應(yīng)，縱坐標(biāo)是城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的對數(shù)，反映工資性收入的增速，橫坐標(biāo)是人力資本。由圖3可知，人力資本增長會同時提升城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入的增速，但從擬合線的斜率來看，人力資本增長對農(nóng)村居民收入的提升幅度大于城鎮(zhèn)居民，表明人力資本在發(fā)揮增長效應(yīng)的同時產(chǎn)生了平衡效應(yīng)。以上分析反映了在不考慮控制變量時主要變量之間的關(guān)系，但這僅是直觀描述，人力資本是否改善了城鄉(xiāng)居民收入差距，以及這種作用在不同地區(qū)、不同收入來源的情況下是否會發(fā)生變化，還需要更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼撟C。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）人力資本的增長效應(yīng)與平衡效應(yīng)

為了檢驗(yàn)人力資本的增長效應(yīng)與平衡效應(yīng)，本文依據(jù)式（19）對人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。列（1）中人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的估計系數(shù)為-0.077，在1%的統(tǒng)計水平下顯著，表明人力資本能夠縮小城鄉(xiāng)居民收入差距；加入控制變量后，列（2）中人力資本的估計系數(shù)變?yōu)?0.014，依然滿足顯著性要求，表明控制可能影響城鄉(xiāng)居民收入差距的其他因素之后，人力資本能夠縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的結(jié)論依然成立，人力資本存在平衡效應(yīng)。

從控制變量來看，城鎮(zhèn)化水平、固定資產(chǎn)投資和政府財政支出都能有效緩解城鄉(xiāng)居民收入差距，這與本文預(yù)期的結(jié)果一致；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的一產(chǎn)產(chǎn)值占比（industry_1）對城鄉(xiāng)居民收入差距的估計系數(shù)為正，三產(chǎn)產(chǎn)值占比（industry_2）對城鄉(xiāng)居民收入差距的估計系數(shù)為負(fù)，表明較低農(nóng)業(yè)占比和較高服務(wù)業(yè)占比的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠緩解城鄉(xiāng)居民收入差距，這也從側(cè)面反映了優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的必要性；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的估計系數(shù)為正，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距越大。

農(nóng)村居民總體收入水平較低是我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展面臨的主要問題之一，提高低收入群體收入是實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的關(guān)鍵。本文不僅關(guān)注城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小，而且關(guān)注農(nóng)村居民收入的增加。為此，本文進(jìn)一步探究了人力資本與城鄉(xiāng)居民可支配收入之間的關(guān)系，結(jié)果匯報在表3列（3）和列（4）中。由于城鄉(xiāng)居民人均可支配收入本身存在差異，觀察二者絕對量的變化實(shí)際意義不大，因而本文重點(diǎn)關(guān)注變動幅度的大小，對城鄉(xiāng)居民人均可支配收入作了取對數(shù)處理。對比列（3）和列（4）的回歸結(jié)果可知，人力資本的估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，表明人力資本的正向變動會促進(jìn)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入的增長；從增長幅度來看，農(nóng)村居民（0.120）大于城鎮(zhèn)居民（0.104），表明人力資本提升能促進(jìn)農(nóng)村居民收入更大幅度地增長，結(jié)果也進(jìn)一步表明人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距具有緩解作用，體現(xiàn)了人力資本在發(fā)揮增長效應(yīng)的過程中還產(chǎn)生了平衡效應(yīng)。研究假設(shè)H1得以驗(yàn)證。

（二）人力資本對不同來源收入的平衡效應(yīng)

為了進(jìn)一步明確人力資本通過何種渠道發(fā)揮其平衡效應(yīng)，本文分別估計了人力資本對城鄉(xiāng)居民工資性收入差距、經(jīng)營性收入差距、財產(chǎn)性收入差距和轉(zhuǎn)移性收入差距的影響?；貧w結(jié)果展示在表4中。從列（1）、列（2）可以看到，人力資本的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明人力資本能通過縮小城鄉(xiāng)居民工資性收入差距和經(jīng)營性收入差距來緩解城鄉(xiāng)居民收入差距；比較回歸系數(shù)的大小可以發(fā)現(xiàn)，人力資本對城鄉(xiāng)居民經(jīng)營性收入差距的緩解作用要略大于工資性收入差距。但從不同來源收入對城鄉(xiāng)居民收入差距的貢獻(xiàn)率來看，工資性收入的貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)大于經(jīng)營性收入，是造成城鄉(xiāng)居民收入差距的主要成因。因此，縮小城鄉(xiāng)居民工資性收入差距是人力資本發(fā)揮平衡效應(yīng)的主要途徑。

列（3）和列（4）的結(jié)果顯示，人力資本對財產(chǎn)性收入差距和轉(zhuǎn)移性收入差距的影響不顯著。原因在于，財產(chǎn)性收入的主要影響因素是財富積累，低收入群體較低的財富積累、不完善的社會保障和較差的風(fēng)險抵御能力是造成財產(chǎn)性收入差距的主要原因；轉(zhuǎn)移性收入是收入再分配的主要內(nèi)容，政府的轉(zhuǎn)移支付占據(jù)著主導(dǎo)地位，而轉(zhuǎn)移性收入主要取決于政府的財政政策，所以人力資本對二者的影響不顯著是符合預(yù)期的。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變回歸模型

上文中，我們用靜態(tài)面板模型估計了人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。但是，二者的真實(shí)關(guān)系可能并非靜態(tài)，因?yàn)槭杖氩罹嗫赡艽嬖趹T性和持續(xù)性影響。為此，本文將城鄉(xiāng)居民收入差距的一階滯后項(xiàng)（GAPi，t-1）納入回歸模型，使得該模型成為一個典型的動態(tài)面板模型，具體形式如下：

GAPit=η0+η1GAPi，t-1+η2HCit+∑ηkXk，it+εit（25）

選擇兩步系統(tǒng)GMM方法對式（25）的參數(shù)進(jìn)行估計，結(jié)果反映在表5列（1）中。可以看到，城鄉(xiāng)居民收入差距一階滯后項(xiàng)的估計系數(shù)顯著為正，表明城鄉(xiāng)居民收入差距存在正向的持續(xù)性影響。在控制這種影響之后，人力資本的估計系數(shù)在5%的統(tǒng)計性水平下顯著為負(fù)，表明人力資本縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.改變代理變量

城鄉(xiāng)居民收入比也是學(xué)者們用來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距的常用變量［19］。城鄉(xiāng)居民收入比雖然不如泰爾指數(shù)細(xì)致，但也能反映城鄉(xiāng)居民收入差距的整體情況，且城鄉(xiāng)居民收入比計算過程簡單，計算誤差小。因此，本文用城鄉(xiāng)居民收入比替代泰爾指數(shù)，再一次對式（19）進(jìn)行估計，估計結(jié)果如表5列（2）所示。人力資本對城鄉(xiāng)居民收入比的估計系數(shù)為-0.086，且在1%的水平下統(tǒng)計顯著，表明人力資本能縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

也有學(xué)者用就業(yè)人員接受高等教育比例來衡量人力資本狀況［20］，他們認(rèn)為這一指標(biāo)不受地區(qū)高等院校數(shù)量的影響，更能反映真實(shí)的人力資本狀況。本文也將就業(yè)人員接受高等教育比例（HC_1）①作為人力資本的代理變量，再次估計人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，結(jié)果匯報在表5列（3）中。就業(yè)人員接受高等教育比例對城鄉(xiāng)居民收入差距的估計系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明更換人力資本的代理變量之后，人力資本縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的結(jié)論不變，進(jìn)一步增強(qiáng)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.改變數(shù)據(jù)時間段

從2013年開始，國家統(tǒng)計局將公布的農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)變?yōu)榕c城鎮(zhèn)居民一致的居民人均可支配收入數(shù)據(jù)?？紤]到指標(biāo)口徑變化可能帶來的對城鄉(xiāng)居民收入差距的誤估，本文將總樣本時間段分為2013年之前和2013年及之后，分別考察人力資本在指標(biāo)口徑改變之前和改變之后兩個時間段內(nèi)對城鄉(xiāng)居民收入差距的不同影響，回歸結(jié)果如表5列（4）和列（5）所示。可以看到，在兩次回歸中，人力資本的估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平下顯著為負(fù)，表明指標(biāo)口徑改變前后人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距的改善作用都是存在的，統(tǒng)計口徑的改變并未影響本文的基本結(jié)論，也進(jìn)一步增強(qiáng)了本文結(jié)論的可信度。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

上述研究過程并未考慮人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距互為因果而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為了避免內(nèi)生性問題存在而造成的估計結(jié)果不一致，本文借助工具變量法來緩解內(nèi)生性問題的影響。在工具變量的選擇上，歷史上的教育活動會塑造當(dāng)?shù)氐慕逃幕蛯W(xué)習(xí)氛圍，從而影響現(xiàn)代居民的受教育決策，且歷史數(shù)據(jù)與當(dāng)期擾動項(xiàng)存在相關(guān)性的可能性小，能很好地滿足工具變量的要求?；诖耍疚倪x擇各省份明清時期進(jìn)士人數(shù)的密度（jinshi）作為人力資本的工具變量①。一方面，科舉制度對當(dāng)代人力資本具有持續(xù)性的影響［21］，明清時期進(jìn)士密度越高的省份科舉文化越濃厚，現(xiàn)代居民越愿意接受教育，人力資本水平越高；另一方面，早期的進(jìn)士人數(shù)并不會直接影響現(xiàn)階段居民的收入。

表6給出了內(nèi)生性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。列（1）是2SLS估計中的第一階段結(jié)果，進(jìn)士密度的估計系數(shù)都顯著為正，表明不存在弱工具變量問題。列（2）是2SLS估計中的第二階段結(jié)果，人力資本的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明在考慮內(nèi)生性問題之后，人力資本能有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的結(jié)論依然成立。Hausman檢驗(yàn)中的F統(tǒng)計量為12.07，表明人力資本在模型中是內(nèi)生解釋變量。Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量對應(yīng)的p值為0.000，拒絕變量不可識別的原假設(shè)，說明工具變量和內(nèi)生變量是相關(guān)的。Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量為22.143，大于臨界值16.38，表明不存在明顯的顯著性水平扭曲。列（3）是對弱工具變量更不敏感的LIML方法的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)與工具變量法估計的系數(shù)大小和顯著性都十分相近。因此，排除互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題對本文估計結(jié)果的影響之后，本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

四、拓展性研究

（一）人力資本平衡效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)機(jī)制：勞動力流動

根據(jù)理論分析，農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)的比例越大，城鄉(xiāng)居民收入差距越小。人力資本的提升促使部分農(nóng)村低技能勞動力轉(zhuǎn)化為高技能勞動力，為了追求適合的工作崗位，這部分勞動力可能選擇流向城鎮(zhèn)。因此，勞動力流動可能是人力資本縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的路徑之一。中介效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果匯報在表7（下頁）中，列（1）反映的是人力資本與勞動力流動之間的因果關(guān)系，人力資本的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明平均受教育年限越高，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)比例越低，也就是說，人力資本增長推動了農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。列（2）反映了中介變量與城鄉(xiāng)居民工資性收入差距的因果關(guān)系，變量mobility的估計系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的比例越大，城鄉(xiāng)居民收入差距越大，也就是說，農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)能縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。結(jié)合式（19）的估計結(jié)果，本文研究發(fā)現(xiàn)勞動力流動是人力資本發(fā)揮平衡效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)機(jī)制。

然而，上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)得到的可能只是相關(guān)關(guān)系，并非因果關(guān)系［22］，要驗(yàn)證因果關(guān)系還需要理論或經(jīng)驗(yàn)常識來佐證［23］。因此，江艇建議選擇的中介變量應(yīng)當(dāng)是直接而顯然地影響被解釋變量，而中介效應(yīng)檢驗(yàn)的重心應(yīng)聚焦于主要解釋變量與中介變量之間的因果關(guān)系［24］。為此，本文接下來將從理論方面說明勞動力流動有助于縮小城鄉(xiāng)居民工資性收入差距，然后從實(shí)證方面進(jìn)一步識別人力資本促進(jìn)勞動力流動的因果關(guān)系。

勞動力流動促使農(nóng)村富余勞動力尋找新的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，從而直接增加工資性收入，增加的工資收入通過匯款等途徑回流到農(nóng)村，緩解農(nóng)戶的資金約束，提高勞動力、資本和土地等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置的效率，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。眾多學(xué)者的經(jīng)驗(yàn)研究也表明勞動力流動（或勞動力由農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)向工業(yè)部門）能有效提高轉(zhuǎn)移勞動力的工資回報，從而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距［25］。因此，本文認(rèn)為勞動力流動能直接縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

本文依照對主回歸結(jié)果穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)的方法，對表7列（1）的估計結(jié)果也作了一致檢驗(yàn)。列（3）是用就業(yè)人員接受高等教育比例作為人力資本代理變量的估計結(jié)果，列（4）和列（5）是工具變量2SLS回歸的估計結(jié)果，列（6）是LIML估計的結(jié)果。主要解釋變量估計系數(shù)的符號和顯著性均無明顯變化，表明人力資本與勞動力流動之間存在顯著的因果關(guān)系。這就表明，人力資本確實(shí)能夠通過促進(jìn)勞動力流動這一途徑間接縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，發(fā)揮其平衡效應(yīng)。研究假設(shè)H2得以驗(yàn)證。

（二）人力資本平衡效應(yīng)的異質(zhì)性：分收入水平檢驗(yàn)

由于不同地區(qū)人力資本狀況和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，人力資本平衡效應(yīng)會存在地區(qū)異質(zhì)性。為進(jìn)一步觀測這種異質(zhì)性，本文考察了不同收入水平省份的人力資本對城鄉(xiāng)居民收入差距的不同影響效果。

表8是按照收入水平劃分的異質(zhì)性回歸結(jié)果，可以看到，人力資本平衡效應(yīng)的作用在高收入省份不顯著，而在低收入省份顯著。高收入省份城鎮(zhèn)化水平高，農(nóng)民占比低且收入水平較高，使得勞動力的流動意愿不強(qiáng)，同時農(nóng)業(yè)勞動力密度低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化水平高，因而農(nóng)村收入改善受人力資本的影響有限。低收入省份的工資水平較低，具備高人力資本的勞動力愿意進(jìn)城務(wù)工以獲得更高的勞動報酬，人力資本幫助勞動力選擇性轉(zhuǎn)移，從而明顯地縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。

五、結(jié)論與政策建議

共同富裕是新發(fā)展階段的一個遠(yuǎn)景目標(biāo)，“富?！焙汀肮蚕怼眲t是實(shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵。本文從人力資本視角探索了共同富裕的一個實(shí)現(xiàn)路徑，討論了人力資本通過增長效應(yīng)和平衡效應(yīng)促進(jìn)“富裕”和“共享”，進(jìn)而助力共同富裕實(shí)現(xiàn)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，人力資本增長既有利于提升效率，又有利于促進(jìn)公平。人力資本提升促進(jìn)了城鄉(xiāng)居民可支配收入的增長，且對農(nóng)村居民收入的提升力度顯著大于城鎮(zhèn)居民，因而起到了縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用，同時促進(jìn)了“富?！焙汀肮蚕怼眱纱竽繕?biāo)的實(shí)現(xiàn)，成為推動共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要手段。第二，從不同收入來源來看，工資性收入是人力資本實(shí)現(xiàn)增長效應(yīng)和平衡效應(yīng)的主要途徑。人力資本對工資性收入差距的緩解作用明顯，對財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入差距的影響不顯著，而經(jīng)營性收入對城鄉(xiāng)居民收入差距的貢獻(xiàn)率較小，人力資本主要通過縮小工資性收入差距來起到縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用。這表明，作為我國收入分配制度的主體，按勞分配更有利于改善農(nóng)村低收入群體狀況，起到了調(diào)節(jié)收入差距的作用。第三，促進(jìn)農(nóng)村高技能勞動力到城鎮(zhèn)就業(yè)是人力資本實(shí)現(xiàn)平衡效應(yīng)的重要途徑。人力資本提升使得更多的高技能勞動力有機(jī)會從農(nóng)村流向城鎮(zhèn)，從而獲得更高的非農(nóng)工資性收入，農(nóng)村居民收入提升以及城鄉(xiāng)居民收入差距縮減因此得以實(shí)現(xiàn)。第四，人力資本平衡效應(yīng)的作用效果在不同收入水平的省份存在差異，主要表現(xiàn)為在低收入省份顯著，在高收入省份不顯著。

根據(jù)上述結(jié)論，提出如下政策建議：

第一，推動教育機(jī)會公平要進(jìn)一步深化教育體制改革，加大普惠性教育投入，縮小教育投入的地區(qū)差異和城鄉(xiāng)差異。要特別關(guān)注低收入者、農(nóng)村居民和失業(yè)人員等的受教育情況，阻斷教育貧困的代際流動，為低收入者提供更多的培訓(xùn)和就業(yè)機(jī)會，使其具備更強(qiáng)的就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力，從而提升低收入者收入，擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模。另外，教育要面向社會，推進(jìn)素質(zhì)教育，注重學(xué)生個人素質(zhì)的培養(yǎng)，并且要符合社會的需求。教育要把學(xué)生培養(yǎng)成滿足用人單位要求的高技能勞動力。

第二，在推動共同富裕的過程中，要堅持以人為本的發(fā)展理念，提高人力資本積累，促進(jìn)人的全面發(fā)展。要認(rèn)識到人力資本差異并非僅來源于個人的勤奮程度，而是主要來源于公共資源在地區(qū)間、城鄉(xiāng)間分配不均導(dǎo)致的成長環(huán)境的差異。因此，一方面要加大包括教育、醫(yī)療、社保在內(nèi)的人力資本的財政投入，加大人力資源開發(fā)投資力度，提升社會成員的能力；另一方面要進(jìn)一步完善公共資源配置機(jī)制，重點(diǎn)增加普惠性人力資本投入，盡快實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化，縮小人力資本差距。

第三，實(shí)現(xiàn)共同富裕要更加重視提升農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口的工資性收入。具體而言，要在城鎮(zhèn)為低收入群體提供更多就業(yè)崗位，擴(kuò)大就業(yè)容量，鼓勵創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，支持新興就業(yè)形式，從而降低就業(yè)難度，保障就業(yè)穩(wěn)定。另外，要堅持按勞分配的主體地位，完善工資分配機(jī)制，改善崗位績效，提高勞動報酬在初次分配中的占比，讓勞動者拿到屬于自己的那部分報酬，切實(shí)提高低收入群體的工資性收入。

第四，進(jìn)一步深化戶籍制度改革，加快破除城鄉(xiāng)二元體制。完善進(jìn)城務(wù)工人員的社會保障體系，改善農(nóng)民工的工資待遇、住房保障、就業(yè)環(huán)境等，加快農(nóng)民工的市民化進(jìn)程，為城鄉(xiāng)間、地區(qū)間勞動力流動創(chuàng)造更加簡易順暢的條件。

參考文獻(xiàn)

［1］習(xí)近平．扎實(shí)推動共同富裕［J］．求是，2021（20）：4-8.

［2］李海艦，杜爽.推進(jìn)共同富裕若干問題探析［J］．改革，2021（12）：1-15.

［3］萬海遠(yuǎn)，陳基平．共同富裕的理論內(nèi)涵與量化方法［J］．財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2021（12）：18-33.

［4］李實(shí)．充分認(rèn)識實(shí)現(xiàn)共同富裕的長期性［J］．治理研究，2022（3）：4-12.

［5］郁建興，任杰．共同富裕的理論內(nèi)涵與政策議程［J］．政治學(xué)研究，2021（3）：13-25.

［6］李實(shí)，朱夢冰．中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型40年中居民收入差距的變動［J］．管理世界，2018（12）：19-28.

［7］羅楚亮，李實(shí)，TERRY S，等．2007—2013年期間的收入增長和收入差距［M］.北京：中國財政經(jīng)濟(jì)出版社，2017：26-28.

［8］托馬斯·皮凱蒂．21世紀(jì)資本論［M］．巴曙松等，譯．北京：中信出版社，2014：87.

［9］希瑟·布西，布拉德福德·德龍，馬歇爾·斯坦鮑姆．皮凱蒂之后：不平等研究的新議程［M］．余江，高德勝，譯．北京：中信出版社，2021：127.

［10］ KRUGMAN P. Increasing returns and eco-

nomic geography［J］. Journal of Political Economy， 1991， 99（3）： 483-499.

［11］ 李成友，孫濤，王碩．人口結(jié)構(gòu)紅利、財政支出偏向與中國城鄉(xiāng)收入差距［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2021（1）：105-124.

［12］ KONGSAMUT P， REBELO S， XIE D. Beyond balanced growth［J］. The Review of Economic Studies， 2001， 68（4）： 869-882.

［13］ 石慶焱，李偉．教育年限總和法人力資本測算——基于2010年全國人口普查數(shù)據(jù)的修訂結(jié)果［J］．中國人口科學(xué)，2014（3）：95-103.

［14］ 陳斌開，林毅夫．發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與中國城鄉(xiāng)收入差距［J］．中國社會科學(xué)，2013（4）：81-102.

［15］ 李子葉，韓先鋒，馮根福．中國城市化進(jìn)程擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距嗎——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2016（2）：69-74.

［16］ 雷根強(qiáng)，蔡翔．初次分配扭曲、財政支出城市偏向與城鄉(xiāng)收入差距——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012（3）：76-89.

［17］ 楊曉鋒，趙芳．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)理——基于省際面板數(shù)據(jù)模型的分析［J］．華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2014（6）：39-44.

［18］ 鄭萬吉，葉阿忠．城鄉(xiāng)收入差距、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長——基于半?yún)?shù)空間面板VAR模型的研究［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2015（10）：61-67.

［19］ 鈔小靜，沈坤榮．城鄉(xiāng)收入差距、勞動力質(zhì)量與中國經(jīng)濟(jì)增長［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2014（6）：30-43.

［20］ 才國偉，劉劍雄．收入風(fēng)險、融資約束與人力資本積累——公共教育投資的作用［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2014（7）：67-80.

［21］ CHEN T， KUNG J K， MA C. Long live keju！ The persistent effects of China's civil examination system［J］. The Economic Journal， 2020， 130（631）： 2030-2064.

［22］ 溫忠麟，張雷，侯杰泰，等．中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用［J］．心理學(xué)報，2004（5）：614-620.

［23］ 溫忠麟，葉寶娟．中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［J］．心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731-745.

［24］ 江艇．因果推斷經(jīng)驗(yàn)研究中的中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022（5）：100-120.

［25］ 李賓，馬九杰．勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響：基于生命周期視角［J］．中國人口·資源與環(huán)境，2013（11）：102-107.

Exploring a Path to Achieve Common Prosperity： The Test of the Growth Effect and Balance Effect of Human Capital

WEN Tao" XIANG Xu

Abstract： Common prosperity is a long-term goal of China's new development stage， and \"prosperity\" and \"sharing\" are the key to achieving common prosperity. This paper constructs a theoretical model reflecting the relationship between human capital and the income gap between urban and rural residents， and tests the role of human capital in promoting \"affluence\" and \"sharing\" through the growth effect and balance effect， thus promoting common prosperity through empirical evidence. The study found that the improvement of human capital is not only conducive to the expansion of the \"cake\"， but also can effectively promote the better distribution of the \"cake\". It not only significantly improves the level of disposable income of urban and rural residents， but also improves the income of rural residents more than urban residents， becoming a key variable to narrow the income gap between urban and rural residents， and promoting the realization of the goals of \"affluence\" and \"sharing\". The intermediary effect test confirmed that human capital indirectly promoted the income growth and the gap between urban and rural areas by promoting the flow of rural high-skilled labor to cities and towns， thus realizing its growth and balance effect. The results of sub-sample regression show that the balance effect of human capital is more obvious in low-income provinces， but not in high-income provinces.

Key words： common prosperity; human capital; the income gap between urban and rural residents; educational equity