全面乡村振兴战略下人力资本存量与农户收入结构关系实证分析

2021-07-16曾佳欣

南昌大学学报（理科版） 2021年2期

祝琴，裘欣，严影，曾佳欣

(南昌大学a.管理学院；b.信息工程学院，江西南昌 330031)

一、研究背景

党的十九届五中全会提出“优先发展农业农村，全面推进乡村振兴”。全面乡村振兴的关键是巩固脱贫攻坚成果，帮扶农村贫困人口精准脱贫，全面脱贫[1]。人力资本在农民收入增长、农业经济发展中的重要性已被世界上许多经济学家和学者的研究所证实[2-4]，且我国农村人力资本是农户家庭收入的重要源泉尤为显著[5-6]，农户人力资本的有效开发是目前我国实现精准脱贫的内生动力，因此，提升农户人力资本存量是属于“造血式”扶贫，是最有效的精准知识扶贫方式[6-8]。

然而，现有文献未能揭示：乡村振兴战略背景下，精准知识扶贫中人力资本存量与农户家庭收入具体关系，以及人力资本是如何影响农户家庭的收入结构，即人力资本存量与农户收入结构的关系？因此，本文基于知识扶贫视角，拟采用江西某地四个区县扶贫调查数据，研究农户人力资本存量与家庭收入关系，对比分析贫困户与非贫困户人力资本存量对家庭收入的贡献率，研究人力资本存量变化对农户收入结构的影响，揭示贫困户贫困的根源，在此基础上研究如何有效提升农户人力资本存量的管理策略，提高农户家庭收入，为我国，全面实施乡村振兴战略提供理论依据和政策建议。

二、数据与人力资本计量模型

为了揭示人力资本与农户收入结构间的关系，首先必须进行农户人力资本的计量。

(一)数据描述

本文所使用的资料来自江西XX精准扶贫调查队2017年的农户调查数据库，数据调查的内容包括被调查农户家庭成员构成，家庭成员个人特征、和收入构成等。调查的样本量620户，涉及4个县近40个乡镇共62自然村，每个村选取10个样本户，总共收集了620份样本数据。基于数据整理过程中产生的误差考虑，课题组对出现异常值的样本予以了剔除；同时，考虑到个别农户会出现数据缺失，课题组经过筛选，最终确定有效样本贫困户223份，非贫困户192份，共计415份。本文拟采用截面数据分析农户人力资源与收入关系。

由于我国农村是具有中国特色的农村国情，农户家庭均享有按人均分配的土地、山地使用权，农户家庭收入一般包括工资性收入、经营收入，种植性收入和其他收入，且从实地调研数据统计结果卡：农户工资性收入占家庭收入的68%，农户工资性收入占家庭总收入近七成，因此，工资性收入已经成为我国农户家庭收入主要来源，如图1所示。此外，收入中还包括如政府资助、福利等部分，由于这部分收入占农户收入的比例相对较小，且缺乏宏观统计数据，因此在本文的研究中忽略这些变量。

图1 农户家庭三种收入占比图

(二)农户人力资本-收入模型

我国是具有中国特色的社会主义国家，不论农村农业还是教育的发展均烙印了中国特色，因此，中国农户人力资本计量需要结合我国农村农业的实际情况建立相应的模型。著名经济学家明瑟发现个人收入与受教育水平以及从业经历均有关，从业经历是农户人力资本存量提升的另一条重要途径。因此，综合目前我国农村农业实际情况，鉴于本国的实际情况以及统计数据的可获得性和可靠性，本文对经典的舒尔茨教育年限法做出改进，考虑农户从业经历对人力资本存量的影响，借鉴“明瑟收入方程”思想，提出“人力资本-农户收入模型”。

(1)农户人力资本存量计量模型

人力资本存量的计量可以从收入、教育程度、技术(职称)等级法、教育经费法等多个角度加以衡量[9-11]，国内外很多学者将系统教育看成是形成和衡量人力资本的主要变量[12-13]，从而忽略从业经历对于人力资本存量的影响。同时，考虑到农户受教育年限简单同质加未能区分基础教育与更高学历的教育水平等问题，本文在计算农户人力资本存量时对教育年限法做如下调整：

综合人力资本投资绩效理论和农村人力资源实际情况，将农户从业经历按一定比例折算成受教育年限[14]，其中，从业经历折合系数φ=0.1。16岁以下的儿童根据我国相关法律并未达到工作年龄，不存在收入，因此在家庭信息统计时忽略16岁以下儿童的学历情况。对于家庭60岁以上的老人，由于普遍未能接受完六年小学教育且已缺乏良好的学习劳动能力，因此只计算从业经历。余下的家庭成员一般为户主的配偶和兄弟姐妹，在计算他们的人力资本时，本文将其以户主的同等计算，得到农户家庭人力资本存量的教育年限计算公式如下：

(1)

H为户主学历为a的家庭总人力资本存量，即经过折算处理的受教育年限；

a为户主的学历程度；φ为从业经历折算受教育年限系数；A为农户年龄；MT为家庭人口总数；MC为家庭18岁以下儿童数；MO为家庭60岁以上老人数。

(2)人力资本-农户收入模型构建

1974年，美国著名经济学家明瑟发现个人收入与教育水平以及工作年限之间存在线性关系，提出了“明瑟收入方程”

InI=A+γ1edu+γ2exp+γ3exp2+ε

(2)

其中，InI为工资的对数形式，为受edu教育年限，exp为从业经历，ε为随机误差项，γ1、γ2、γ3为各项的边际效率。

而长期致力于农业经济研究的经济学家舒尔茨(1902—1998)认为“农民的技能和知识水平与其耕作的生产率之间存在着密切的正相关关系”，指出人力资本是农户收入的源泉[1]。由此，得到简化的“明瑟人力资本-收入方程”

I=α+βH+ε

(3)

式中：I表示农户家庭总收入，α表示个体效应，一般为常数；H表示人力资本存量，ε为随机扰动项

同时，农户收入根据其组成要素还可以得到如下收入方程

I=Iw+IM+Ip

(4)

式中：Iw为工资性收入；IM为经营性收入；Ip为种养殖收入。

三、实证分析

(一)变量选择

根据上述已建的农户人力资本-收入模型，自变量为农户人力资本存量，因变量为农户家庭收入。根据中国农村实际情况，农户家庭收入结构主要包括工资性收入、经营收入和种植性收入三类，分别对应三个因变量。本文涉及的变量的名称及、涵义及符号见表1，其他各实证变量的统计性描述，如非贫困户人力资本存量、贫困户人力资本存量等，见表2。

表1 实证指标的名称涵义及符号

表2 各实证指标的描述性分析

(二)实证结果分析

(1)农户家庭收入结构特点

农户家庭收入结构主要包括工资性收入、经营性收入和种养殖收入三种，且农户工资性收入、经营性收入和种养殖收入三者相互独立。

中国农户收入结构分为工资性收入、经营性收入和种养殖收入三类，考虑到这三类收入间可能存在相互影响，需要对三者的交互项Ia=IW×IM×IP交互效应进行验证，如表3所示。

表3 人力资本存量与农户三类收入线性回归方差分析与回归系数t检验

人力资本-收入模型总体通过显著性检验(F值为3.897，在1%水平上显著)，但农户三项收入中仅有工资性收入系数通过T检验(t值为3.097，在1%水平上显著)，其余p值远大于可接受的范围，由于多数变量未通过显著性检验，因此认为农户三类收入间并不存在交互相应，而是相互独立的。

(2)人力资本存量与农户家庭收入关系

①总体上看，与其他行业相比，农户人力资本存量普遍偏低，且农户人力资本存量差异不明显，但人力资本存量与农户家庭收入仍呈正相关。

从农户人力资本存量与家庭收入散点图如图2所示，总体上看，农户人力资本存量大部分在[5,15]之间，跟其他非农行业相比，农户人力资本存量普遍偏低，且农户人力资本存量最低5最高不超过20，因此，农户人力资本存量差异不明显。但是，从散点图趋势看，人力资本存量与农户家庭收入总体呈正相关，即农户人力资本存量越高，其家庭收入越高。

图2 农户人力资本存量与家庭收入散点图

②农户人力资本存量与收入线性关系显著，但非贫困户的人力资本存量对收入的贡献率大于贫困户人力资本存量对收入的贡献率，因此，贫困户与非贫困户的差异源自人力资本存量对收入的贡献率

分别对人力资本存量与农户家庭收入，贫困户及非贫困户人进行人均总收入与人均人力资本存量的一元线性回归分析，如表4所示，由回归方程显著性检验的概率为0，小于显著性水平0.05，则认为系数不同时为0，被解释变量与解释变量全体的线性关系是显著的，可建立线性方程，获对应的线性回归方程：

表4 人均人力资本存量与人均总收入线性回归分析

人力资本存量与农户家庭收入线回归方程：

I=1 069.35×H+2 988.48

(5)

贫困户人力资本存量与家庭收入线回归方程：

I1=548.66×H+4 891.18

(6)

非贫困户人力资本存量与家庭收入线回归方程：

I2=816.24×H+6 433.30

(7)

可见，人力资本存量与农户收入线性关系显著。进一步研究发现：非贫困户人力资本存量与其收入、贫困户人力资本存量与其收入皆线性关系显著，且非贫困户回归系数高贫困户回归系数近50%，此说明：非贫困户人力资本存量对收入贡献率远大于贫困户人力资本存量对收入的贡献率，揭示了农户人力资本存量对收入贡献率的大小是贫困户与非贫困户的本质差异。

(2)人力资本存量与农户收入结构关系

①非贫困户的人力资本存量与工资性收入显著相关，与经营性收入和种养殖收入相关性不显著；而贫困户的人力资本与工资性收入、经营性收入和种养殖收入的相关性间均不显著相关。

为了揭示贫困户与非贫困户的人力资本存量对收入贡献率差异的原因，分别进行贫困户、非贫困户人力资本与农户家庭三类收入相关性分析，如表5所示：贫困户的人力资本与三类收入间相关系数极小，甚至含有负值，均未通过10%水平上的显著性检验，体现明显的相关性；而非贫困户人力资本仅与工资性收入显著相关，相关系数达到0.301，通过1%水平上的显著性检验，而与经营性收入、种养殖收入不显著。

表5 贫困户、非贫困户人力资本与农村家庭各类收入相关性分析

这揭示了：农村非贫困户是通过提升人力资本存量提高其工资性收入，提高家庭总收入，实现脱贫的；而贫困户的工资性收入、经营性收入和种养殖收入很大程度仍源自于资源性收入，还未认识到人力资本存量的重要性，人力资本挖掘严重不足，人力资本存量低下，导致工资性收入低、家庭收入低，最终处于贫困状态。

②对非贫困户而言，人力资本存量与工资性收入线性关系凸显，因此，非贫困户人力资本存量直接影响工资性收入，间接影响家庭总收入，最终影响农户家庭收入结构。

为深入探究人力资本与扶贫关系，需要进行人力资本存量对于收入结构关系研究。结合非贫困户人力资本存量仅与工资性收入显著相关，贫困户的人力资本存量与农户三类收入相关性不显著的统计结论，针对非贫困户，以农户人力资本存量为自变量，家庭人均工资性收入为因变量做一元线性回归分析，如表6所示。

表6 人力资本存量与农户工资性收入线性非参数假设检验与回归系数t检验

模型F值为11.627，在1%的水平上通过显著性检验；系数t值为3.410，在1%的水平上通过显著性检验，可得到回归方程：

IW=12 855.56+522.55×H

(8)

由回归方程可知，非贫困户人力资本存量与工资性收入的回归系数高达522.55，说明人力资本存量对农户工资性收入影响凸显，即非贫困户工资性收入高是因为其人力资本存量高的原因。另一方面，农户家庭收入主要由工资性收入、经营性收入和种养殖收入三种收入构成，工资性收入显著增加，工资性收入占家庭收入近七成的比值必然继续增加，农户家庭收入结构一定发生变化，因此，人力资本存量是通过影响农户工资性收入而影响家庭总收入的，这揭示了贫困户与非贫困户收入结构存在差异的根源。

三、研究结论与政策启示

(一)研究结论

(1)农户家庭收入结构主要分为工资性收入、经营收入和种植性收入三类，其中工资性收入占农户家庭收入近七成，工资性已经成为我国农户家庭收入的主要来源。

(2)长期以来，农户人力资本存量低下问题未得到足够的重视，人力资源开发不足，已经成为困扰我国 “知识脱贫、全面脱贫全面乡村振兴”战略发展的一大难题。

当前，我国农户人力资本存量普遍偏低，农户家庭受教育程度偏低、从业经历匮乏是困扰人力资本存量不高，家庭收入偏低的主要因素。农户家庭高学历人员比例极低，这一现象在贫困户中表现尤为明显。统计数据显示，农户家庭人均人力资本为11.51(年)，其中，非贫困户人均人力资本12.80(年)，贫困户人均人力资本10.48(年)。非贫困户家庭中，大学以上学历者占比3.1%，而贫困户中仅为0.44%。

(3)农户人力资本存量与收入呈正相关，且非贫困户人力资本存量与仅工资性收入线性关系显著，即，提高农户人力资本存量，促进农户工资性收入显著增加，促进农户家庭收入剧增，因此，提升农户人力资本存量是我国当前实施“全面乡村振兴”的一剂良方。

研发发现：非贫困户的人力资本存量普遍高于贫困户，揭示了贫困户贫困的根源在于人力资本存量低。对比贫困户与非贫困户的人力资本与收入回归方程发现，非贫困户人力资本与工资性收入贡献率远高于贫困户人力资本与工资性收入贡献率。因此，有效提高农村贫困户人力资本存量，提高其工资性收入，提高贫困户家庭收入，通过精准知识扶贫促进全面乡村振兴。