农民的人力资本投资与农民增收

孟山辉

（长江水利委员会综合管理中心 湖北 武汉 430001）

一、引言

自改革开放以来，我国经济取得了飞速发展，居民之间的收入差距也越来越大，收入差距问题已经成为我国经济学研究的一个重要课题。我国经济学者对收入差距的研究主要分为三个方面：地区之间的收入差距、城乡之间的收入差距以及城市和农村内部的收入差距。在这三种收入差距中，城乡之间的收入差距一直处于较高水平，是我国整体收入差距形成的主要原因，而农民收入增长较慢又是造成城乡之间收入差距的主要因素。

提高农村居民的人力资本水平是增加农民收入，减小城乡之间收入差距的最根本措施，很多学者对这一问题进行了大量的研究。陆慧（2003）认为，增加农村人力资本投资，提高农村人力资本质量，是增加农民非农收入和解决农民问题的关键［1］。段庆林（2002）以农民的各种收入为因变量，通过多元线性回归研究了多种因素对农民收入的影响。他得出结论认为人力资本水平对农民收入增长的影响越来越大［2］。白菊红和袁飞（2003）根据Mincer的收入函数模型对农民的劳均纯收入与农村劳动力的受教育年限进行了模拟回归，然后又通过线性回归方法分析了两者之间的数量关系。他们认为，农村的人力资本具有促进农民收入水平提高的作用，农村的人力资本量越大，农村劳动力的生产率就越高，农民的收入水平也就越高［3］。刘晓昀、辛贤和毛学峰（2003）通过简单的多元线性回归，对农民的收入与影响农民收入的多个因素也进行了实证分析，认为基础设施投资可以促进农户人均净收入的增长，并且这一促进作用与户主的教育程度成正比关系，户主教育程度越高的农户从基础设施投资中所获得的收益就越大［4］。陈震林和刘纯阳（2005）对生产函数进行了扩展，使生产要素不仅包括资本投入和劳动力投入，而且还包括耕地资源和人力资本投资等变量。他们通过回归分析得出结论认为，人力资本投资对提高贫困地区农户的收入具有重要作用［5］。郭剑雄（2005）借鉴内生增长理论对城乡收入差距进行了研究，认为人力资本水平和生育率是城乡收入差距的原因，城乡收入差距的关键决定因素是城乡人力资本差距。农村地区的高生育率和低人力资本积累率是农民收入增长困难的根本原因［6］。

以上研究虽然从不同的角度论证了人力资本对农民收入增长的促进作用，但是这些研究大多只停留在对调查结果的描述上，具体的计量分析较少，即使在一些研究中采用了计量分析，所使用的方法也过于简单。传统研究中的计量分析方法是，首先通过测算人力资本水平和收入水平之间的相关系数来验证两者之间所存在的相关关系，然后再通过简单的模型或者是直接对两者进行线性回归来分析它们之间的数量关系。这种研究方法存在两大缺陷：首先，通过对人力资本与农民收入之间的相关性分析并不能很好地说明两者之间的因果关系；其次，由于大多数经济时间序列都是非平稳的，直接对它们进行回归分析会产生虚假的回归。为了避免这两种缺陷，本文采用了一种新的计量方法来研究反映农民人力资本水平的人力资本投资和农民收入之间的关系。

二、研究方法

在经济研究中，虽然大多数时间序列是非平稳的，但是由于它们通常都是齐次非平稳，所以可以用含有一个或者多个单位根的随机过程模型来描述。在这里，我们首先要检验农民的人力资本投资与其收入之间的因果关系，以验证人力资本投资是否是农民收入的原因。然后，在确定两者之间存在因果关系的基础上，再通过协整性检验来进一步验证两者之间是否存在着协整关系，以避免虚假回归的产生。最后，我们通过协整回归和误差矫正模型（ECM）来分析两者之间的数量关系。

（一）因果检验（Granger检验）

我们假设RG和RI分别是代表农民的收入和人力资本投资的平稳时间序列。如果农民的人力资本投资是其收入的原因，那么RG和RI要满足以下两个条件：第一，RI应该有助于预测RG，即在RG关于RG的滞后项的回归中，加入RI的滞后项作为解释变量，应该能显著地增加回归方程的解释能力。第二，RG不应该有助于预测RI。

首先将RG对RI的滞后项和RG的滞后项进行回归，然后再将RG对RG的滞后项进行回归。借助于F统计量对回归结果进行分析：

其中，RSSR和RSSUR分别是有约束条件回归和无约束条件回归的残差平方和，n为样本容量，k为无约束条件回归方程的估计参数的个数，q为有约束条件回归方程的估计参数的个数。如果F值显示RI对预测RG具有显著性贡献，那么RI就是RG的原因，也即是说农民的人力资本投资是其收入的原因。反过来，使用同样的方法，我们也可以验证农民的收入是否是其人力资本投资的原因。

（二）协整性检验

在经济领域中，大多数变量都是具有一阶或二阶单整性的非平稳时间序列。我们通过对农民的人力资本投资与其收入之间的协整性检验，可以确定两者之间是否存在着长期均衡。因为只有两个时间序列的单整阶数相同时才能检验它们之间的协整性，所以在检验RG和RI之间的协整性之前还必须首先检验它们的单整阶数。在这里，我们假设RG和RI都是一阶非平稳时间序列，那么采用OLS法对两者进行协整回归得：

其中，α和β是估计系数，RI是解释变量，RG是被解释变量，ut是残差。然后，利用AEG检验来验证ut的平稳性。如果ut平稳，则说明RG和RI之间存在协整关系；如果ut不平稳，则说明它们之间不存在协整关系。用于检验ut平稳性的回归方程式为（可直接加入位移项和趋势项）：

当相对于a0的AEG统计量小于临界值时，则说明ut是平稳的，否则ut就是非平稳的。

根据格兰杰（Granger）定理，如果若干个非平稳变量存在协整关系时，这些变量必有误差修正模型表达式存在。在误差修正模型中，既有描述变量长期关系的参数，又有描述变量短期关系的参数。所以，利用这一模型我们既可以研究经济变量之间关系的长期特征，又可以研究它们之间关系的短期动态特征。

假设RG和RI之间存在协整关系，则误差修正模型的表达式为：

其中，ECMt表示非均衡误差；β0、δi、γi、β1表示短期参数；α和β表示长期参数。

另外，因为数据的处理不会影响变量之间的因果关系，所以在上述分析中，我们通常会首先求出RI和RG的自然对数，然后来分析这两列对数序列之间的因果关系和协整关系。对数序列方法具有两大优点：一是可以消除RI和RG可能存在的异方差，二是协整回归方程中的β就变成了RI和RG之间的弹性系数，就更易于解释两者之间的数量关系。这样，通过以上分析，我们就避开了在传统研究中所存在的缺陷，增加了研究结论的可信度。

三、数据的来源与分析

（一）数据的来源

根据舒尔茨对人力资本的定义，农民对人力资本的投资应该包括以下几项支出：医疗保健支出、交通通信支出、文教娱乐用品及服务支出。因为直到1990年以后，我国才开始统计居民对上述项目的人均支出，所以对于1990年以前的数据我们只能采取加总的办法计算得出。在1990年以前，农村居民的人力资本投资项目包括：文化娱乐用品支出、书报杂志支出、医药卫生用品支出和文化服务支出。这样，我们就可以得到各个时期农民对人力资本投资额。在这里，由于文化娱乐用品及服务支出和书刊杂志支出都可以增加农民的文化知识，提高他们的人力资本水平，所以这两项支出也被包括在人力资本投资项目之中。另外，为了消除价格变动的影响，我们以1985年为基期对人力资本投资进行平减，平减指数采用农村居民的消费价格指数来代替。同时，农民的收入，我们采用的是农村居民家庭人均纯收入（以1985年为基期）。这样，我们就得到了农民各个时期对人力资本投资的实际值和相应的实际收入。

（二）数据的分析

1．因果检验（Granger检验）：因为对数据的处理不会影响到变量之间的因果关系，我们首先对RI和RG取对数，目的是消除序列可能存在的异方差，然后通过对lnRI和lnRG的因果检验来验证RI和RG之间的因果关系。由于因果检验的对象只能是平稳时间序列，所以在对lnRI和lnRG进行因果检验之前还必须对它们进行ADF单位根检验。检验结果显示两者都是一阶非平稳的时间序列。

表1 lnRI和lnRG的ADF检验：

因为lnRI和lnRG的一次差分序列都是平稳的，所以我们就通过对这两个一次差分序列进行因果检验以验证lnRI和lnRG之间的因果关系，进而也即是验证RI和RG之间的因果关系。在因果检验中，滞后项的选择对检验结果会产生很大的影响。选取滞后项应该以因果检验方程中的残差不存在序列相关性为标准。我们选择滞后项为二期滞后时，两个因果检验方程的残差相关系数为-0.0246，这说明两者之间基本上不存在相关性。因此，在检验方程中选择二期滞后，对ΔlnRI和ΔlnRG进行因果检验得：

表2 ΔlnRG和ΔlnRI的因果检验：

所以，我们接受第一个假设：ΔlnRG不是ΔlnRI的原因，即农民的收入不是其人力资本投资的原因，同时拒绝第二个假设：ΔlnRI是ΔlnRG的原因，即农民的人力资本投资是其收入的原因。

2.协整性检验：因为农民的人力资本投资是其收入的原因，所以lnRI也就是lnRG的原因。根据以上分析，lnRI和lnRG都是一阶非平稳的时间序列，那么直接对它们进行协整性检验得，在5%的显著性水平上lnRI和lnRG之间存在着协整关系。

对两者进行协整回归得：

然后，我们利用误差矫正模型（ECM）对lnRI和lnRG之间的短期动态关系进行分析。按照常规，误差矫正模型中滞后项的选取一般不会大于3期滞后。我们根据方程的残差是否存在自相关来确定误差矫正模型的形式，同时剔除非显著项，可以估计得出如下方程：

因为在5%的显著性水平上误差矫正模型的DW值为2.41，大于临界值1.93，所以模型的残差不存在自相关。很明显，在ECM中没有ΔlnRI的滞后项，这说明在短期内人力资本投资并不能促进农民收入的增加。但是，由协整方程可知，在长期中，人力资本投资的增加可以促进农民收入的增长，人力资本投资增加1%，农民的收入就会相应增加0.614%。

四、简短的结论

通过上述分析可知，农民的人力资本投资与其收入之间存在着因果关系，前者是后者的原因。农民的人力资本投资在长期中可以促进其收入的增长，但是在短期内这一促进作用并不明显，也即是说，人力资本投资对农民收入增长的促进作用只是体现于长期之中。

虽然准确计量人力资本水平存在诸多困难，但是我们可以用农民的人力资本投资来反映农村居民的人力资本状况。按照人力资本理论，人力资本投资可以促进人力资本水平的提高，人力资本水平的提高必然会提高劳动力的边际生产力，进而会提高劳动力的收入水平，所以农民的人力资本投资可以促进其收入的增长。但是，人力资本投资要真正转化为人力资本则需要一定的时间，存在着一个时滞，所以农民的人力资本投资并不能立即提高他们的人力资本水平，人力资本投资对农民收入增长的促进作用也只能体现于长期之中。由此，从长期来看，我国在农村地区实行的免费义务教育以及近年来政府对农村公共卫生事业支出的增加，必然会增加农民的人力资本投资，从而促进其收入水平的提高，但是在短期内这一促进作用却不会太明显。

［1］陆慧.人力资本影响农民收入增长机制探讨及验证［J］.南京农业大学学报,2003，(3)：25-30.

［2］段庆林.中国农民收入增长的影响因素研究［J］.广东社会科学,2002，(6)：45-51.

［3］白菊红,袁飞.农民收入水平与农村人力资本关系分析［J］.农业技术经济,2003，(1)：16-18.

［4］刘晓昀,辛贤,毛学峰.贫困地区农村基础设施投资对农户收入和支出的影响［J］.中国农村观察,2003，(1)：31-36.

［5］陈震林,刘纯阳.贫困地区农户人力资本投资：作用、现状与对策［J］.湖南农业大学学报,2005，(2)：13-16.

［6］郭剑雄.人力资本、生育率与城乡收入差距的收敛［J］.中国社会科学,2005，(3)：27-37.

［7］西奥多·W·舒尔茨,吴珠华等译.论人力资本投资［M］.北京：北京经济学院出版社,1990.