孟山輝

（長江水利委員會綜合管理中心 湖北 武漢 430001）

一、引言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了飛速發(fā)展，居民之間的收入差距也越來越大，收入差距問題已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個重要課題。我國經(jīng)濟(jì)學(xué)者對收入差距的研究主要分為三個方面：地區(qū)之間的收入差距、城鄉(xiāng)之間的收入差距以及城市和農(nóng)村內(nèi)部的收入差距。在這三種收入差距中，城鄉(xiāng)之間的收入差距一直處于較高水平，是我國整體收入差距形成的主要原因，而農(nóng)民收入增長較慢又是造成城鄉(xiāng)之間收入差距的主要因素。

提高農(nóng)村居民的人力資本水平是增加農(nóng)民收入，減小城鄉(xiāng)之間收入差距的最根本措施，很多學(xué)者對這一問題進(jìn)行了大量的研究。陸慧（2003）認(rèn)為，增加農(nóng)村人力資本投資，提高農(nóng)村人力資本質(zhì)量，是增加農(nóng)民非農(nóng)收入和解決農(nóng)民問題的關(guān)鍵［1］。段慶林（2002）以農(nóng)民的各種收入為因變量，通過多元線性回歸研究了多種因素對農(nóng)民收入的影響。他得出結(jié)論認(rèn)為人力資本水平對農(nóng)民收入增長的影響越來越大［2］。白菊紅和袁飛（2003）根據(jù)Mincer的收入函數(shù)模型對農(nóng)民的勞均純收入與農(nóng)村勞動力的受教育年限進(jìn)行了模擬回歸，然后又通過線性回歸方法分析了兩者之間的數(shù)量關(guān)系。他們認(rèn)為，農(nóng)村的人力資本具有促進(jìn)農(nóng)民收入水平提高的作用，農(nóng)村的人力資本量越大，農(nóng)村勞動力的生產(chǎn)率就越高，農(nóng)民的收入水平也就越高［3］。劉曉昀、辛賢和毛學(xué)峰（2003）通過簡單的多元線性回歸，對農(nóng)民的收入與影響農(nóng)民收入的多個因素也進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施投資可以促進(jìn)農(nóng)戶人均凈收入的增長，并且這一促進(jìn)作用與戶主的教育程度成正比關(guān)系，戶主教育程度越高的農(nóng)戶從基礎(chǔ)設(shè)施投資中所獲得的收益就越大［4］。陳震林和劉純陽（2005）對生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行了擴(kuò)展，使生產(chǎn)要素不僅包括資本投入和勞動力投入，而且還包括耕地資源和人力資本投資等變量。他們通過回歸分析得出結(jié)論認(rèn)為，人力資本投資對提高貧困地區(qū)農(nóng)戶的收入具有重要作用［5］。郭劍雄（2005）借鑒內(nèi)生增長理論對城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行了研究，認(rèn)為人力資本水平和生育率是城鄉(xiāng)收入差距的原因，城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵決定因素是城鄉(xiāng)人力資本差距。農(nóng)村地區(qū)的高生育率和低人力資本積累率是農(nóng)民收入增長困難的根本原因［6］。

以上研究雖然從不同的角度論證了人力資本對農(nóng)民收入增長的促進(jìn)作用，但是這些研究大多只停留在對調(diào)查結(jié)果的描述上，具體的計(jì)量分析較少，即使在一些研究中采用了計(jì)量分析，所使用的方法也過于簡單。傳統(tǒng)研究中的計(jì)量分析方法是，首先通過測算人力資本水平和收入水平之間的相關(guān)系數(shù)來驗(yàn)證兩者之間所存在的相關(guān)關(guān)系，然后再通過簡單的模型或者是直接對兩者進(jìn)行線性回歸來分析它們之間的數(shù)量關(guān)系。這種研究方法存在兩大缺陷：首先，通過對人力資本與農(nóng)民收入之間的相關(guān)性分析并不能很好地說明兩者之間的因果關(guān)系；其次，由于大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，直接對它們進(jìn)行回歸分析會產(chǎn)生虛假的回歸。為了避免這兩種缺陷，本文采用了一種新的計(jì)量方法來研究反映農(nóng)民人力資本水平的人力資本投資和農(nóng)民收入之間的關(guān)系。

二、研究方法

在經(jīng)濟(jì)研究中，雖然大多數(shù)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，但是由于它們通常都是齊次非平穩(wěn)，所以可以用含有一個或者多個單位根的隨機(jī)過程模型來描述。在這里，我們首先要檢驗(yàn)農(nóng)民的人力資本投資與其收入之間的因果關(guān)系，以驗(yàn)證人力資本投資是否是農(nóng)民收入的原因。然后，在確定兩者之間存在因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，再通過協(xié)整性檢驗(yàn)來進(jìn)一步驗(yàn)證兩者之間是否存在著協(xié)整關(guān)系，以避免虛假回歸的產(chǎn)生。最后，我們通過協(xié)整回歸和誤差矯正模型（ECM）來分析兩者之間的數(shù)量關(guān)系。

（一）因果檢驗(yàn)（Granger檢驗(yàn)）

我們假設(shè)RG和RI分別是代表農(nóng)民的收入和人力資本投資的平穩(wěn)時(shí)間序列。如果農(nóng)民的人力資本投資是其收入的原因，那么RG和RI要滿足以下兩個條件：第一，RI應(yīng)該有助于預(yù)測RG，即在RG關(guān)于RG的滯后項(xiàng)的回歸中，加入RI的滯后項(xiàng)作為解釋變量，應(yīng)該能顯著地增加回歸方程的解釋能力。第二，RG不應(yīng)該有助于預(yù)測RI。

首先將RG對RI的滯后項(xiàng)和RG的滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，然后再將RG對RG的滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸。借助于F統(tǒng)計(jì)量對回歸結(jié)果進(jìn)行分析：

其中，RSSR和RSSUR分別是有約束條件回歸和無約束條件回歸的殘差平方和，n為樣本容量，k為無約束條件回歸方程的估計(jì)參數(shù)的個數(shù)，q為有約束條件回歸方程的估計(jì)參數(shù)的個數(shù)。如果F值顯示RI對預(yù)測RG具有顯著性貢獻(xiàn)，那么RI就是RG的原因，也即是說農(nóng)民的人力資本投資是其收入的原因。反過來，使用同樣的方法，我們也可以驗(yàn)證農(nóng)民的收入是否是其人力資本投資的原因。

（二）協(xié)整性檢驗(yàn)

在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中，大多數(shù)變量都是具有一階或二階單整性的非平穩(wěn)時(shí)間序列。我們通過對農(nóng)民的人力資本投資與其收入之間的協(xié)整性檢驗(yàn)，可以確定兩者之間是否存在著長期均衡。因?yàn)橹挥袃蓚€時(shí)間序列的單整階數(shù)相同時(shí)才能檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整性，所以在檢驗(yàn)RG和RI之間的協(xié)整性之前還必須首先檢驗(yàn)它們的單整階數(shù)。在這里，我們假設(shè)RG和RI都是一階非平穩(wěn)時(shí)間序列，那么采用OLS法對兩者進(jìn)行協(xié)整回歸得：

其中，α和β是估計(jì)系數(shù)，RI是解釋變量，RG是被解釋變量，ut是殘差。然后，利用AEG檢驗(yàn)來驗(yàn)證ut的平穩(wěn)性。如果ut平穩(wěn)，則說明RG和RI之間存在協(xié)整關(guān)系；如果ut不平穩(wěn)，則說明它們之間不存在協(xié)整關(guān)系。用于檢驗(yàn)ut平穩(wěn)性的回歸方程式為（可直接加入位移項(xiàng)和趨勢項(xiàng)）：

當(dāng)相對于a0的AEG統(tǒng)計(jì)量小于臨界值時(shí)，則說明ut是平穩(wěn)的，否則ut就是非平穩(wěn)的。

根據(jù)格蘭杰（Granger）定理，如果若干個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，這些變量必有誤差修正模型表達(dá)式存在。在誤差修正模型中，既有描述變量長期關(guān)系的參數(shù)，又有描述變量短期關(guān)系的參數(shù)。所以，利用這一模型我們既可以研究經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的長期特征，又可以研究它們之間關(guān)系的短期動態(tài)特征。

假設(shè)RG和RI之間存在協(xié)整關(guān)系，則誤差修正模型的表達(dá)式為：

其中，ECMt表示非均衡誤差；β0、δi、γi、β1表示短期參數(shù)；α和β表示長期參數(shù)。

另外，因?yàn)閿?shù)據(jù)的處理不會影響變量之間的因果關(guān)系，所以在上述分析中，我們通常會首先求出RI和RG的自然對數(shù)，然后來分析這兩列對數(shù)序列之間的因果關(guān)系和協(xié)整關(guān)系。對數(shù)序列方法具有兩大優(yōu)點(diǎn)：一是可以消除RI和RG可能存在的異方差，二是協(xié)整回歸方程中的β就變成了RI和RG之間的彈性系數(shù)，就更易于解釋兩者之間的數(shù)量關(guān)系。這樣，通過以上分析，我們就避開了在傳統(tǒng)研究中所存在的缺陷，增加了研究結(jié)論的可信度。

三、數(shù)據(jù)的來源與分析

（一）數(shù)據(jù)的來源

根據(jù)舒爾茨對人力資本的定義，農(nóng)民對人力資本的投資應(yīng)該包括以下幾項(xiàng)支出：醫(yī)療保健支出、交通通信支出、文教娛樂用品及服務(wù)支出。因?yàn)橹钡?990年以后，我國才開始統(tǒng)計(jì)居民對上述項(xiàng)目的人均支出，所以對于1990年以前的數(shù)據(jù)我們只能采取加總的辦法計(jì)算得出。在1990年以前，農(nóng)村居民的人力資本投資項(xiàng)目包括：文化娛樂用品支出、書報(bào)雜志支出、醫(yī)藥衛(wèi)生用品支出和文化服務(wù)支出。這樣，我們就可以得到各個時(shí)期農(nóng)民對人力資本投資額。在這里，由于文化娛樂用品及服務(wù)支出和書刊雜志支出都可以增加農(nóng)民的文化知識，提高他們的人力資本水平，所以這兩項(xiàng)支出也被包括在人力資本投資項(xiàng)目之中。另外，為了消除價(jià)格變動的影響，我們以1985年為基期對人力資本投資進(jìn)行平減，平減指數(shù)采用農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來代替。同時(shí)，農(nóng)民的收入，我們采用的是農(nóng)村居民家庭人均純收入（以1985年為基期）。這樣，我們就得到了農(nóng)民各個時(shí)期對人力資本投資的實(shí)際值和相應(yīng)的實(shí)際收入。

（二）數(shù)據(jù)的分析

1．因果檢驗(yàn)（Granger檢驗(yàn)）：因?yàn)閷?shù)據(jù)的處理不會影響到變量之間的因果關(guān)系，我們首先對RI和RG取對數(shù)，目的是消除序列可能存在的異方差，然后通過對lnRI和lnRG的因果檢驗(yàn)來驗(yàn)證RI和RG之間的因果關(guān)系。由于因果檢驗(yàn)的對象只能是平穩(wěn)時(shí)間序列，所以在對lnRI和lnRG進(jìn)行因果檢驗(yàn)之前還必須對它們進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示兩者都是一階非平穩(wěn)的時(shí)間序列。

表1 lnRI和lnRG的ADF檢驗(yàn)：

因?yàn)閘nRI和lnRG的一次差分序列都是平穩(wěn)的，所以我們就通過對這兩個一次差分序列進(jìn)行因果檢驗(yàn)以驗(yàn)證lnRI和lnRG之間的因果關(guān)系，進(jìn)而也即是驗(yàn)證RI和RG之間的因果關(guān)系。在因果檢驗(yàn)中，滯后項(xiàng)的選擇對檢驗(yàn)結(jié)果會產(chǎn)生很大的影響。選取滯后項(xiàng)應(yīng)該以因果檢驗(yàn)方程中的殘差不存在序列相關(guān)性為標(biāo)準(zhǔn)。我們選擇滯后項(xiàng)為二期滯后時(shí)，兩個因果檢驗(yàn)方程的殘差相關(guān)系數(shù)為-0.0246，這說明兩者之間基本上不存在相關(guān)性。因此，在檢驗(yàn)方程中選擇二期滯后，對ΔlnRI和ΔlnRG進(jìn)行因果檢驗(yàn)得：

表2 ΔlnRG和ΔlnRI的因果檢驗(yàn)：

所以，我們接受第一個假設(shè)：ΔlnRG不是ΔlnRI的原因，即農(nóng)民的收入不是其人力資本投資的原因，同時(shí)拒絕第二個假設(shè)：ΔlnRI是ΔlnRG的原因，即農(nóng)民的人力資本投資是其收入的原因。

2.協(xié)整性檢驗(yàn)：因?yàn)檗r(nóng)民的人力資本投資是其收入的原因，所以lnRI也就是lnRG的原因。根據(jù)以上分析，lnRI和lnRG都是一階非平穩(wěn)的時(shí)間序列，那么直接對它們進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)得，在5%的顯著性水平上lnRI和lnRG之間存在著協(xié)整關(guān)系。

對兩者進(jìn)行協(xié)整回歸得：

然后，我們利用誤差矯正模型（ECM）對lnRI和lnRG之間的短期動態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析。按照常規(guī)，誤差矯正模型中滯后項(xiàng)的選取一般不會大于3期滯后。我們根據(jù)方程的殘差是否存在自相關(guān)來確定誤差矯正模型的形式，同時(shí)剔除非顯著項(xiàng)，可以估計(jì)得出如下方程：

因?yàn)樵?%的顯著性水平上誤差矯正模型的DW值為2.41，大于臨界值1.93，所以模型的殘差不存在自相關(guān)。很明顯，在ECM中沒有ΔlnRI的滯后項(xiàng)，這說明在短期內(nèi)人力資本投資并不能促進(jìn)農(nóng)民收入的增加。但是，由協(xié)整方程可知，在長期中，人力資本投資的增加可以促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，人力資本投資增加1%，農(nóng)民的收入就會相應(yīng)增加0.614%。

四、簡短的結(jié)論

通過上述分析可知，農(nóng)民的人力資本投資與其收入之間存在著因果關(guān)系，前者是后者的原因。農(nóng)民的人力資本投資在長期中可以促進(jìn)其收入的增長，但是在短期內(nèi)這一促進(jìn)作用并不明顯，也即是說，人力資本投資對農(nóng)民收入增長的促進(jìn)作用只是體現(xiàn)于長期之中。

雖然準(zhǔn)確計(jì)量人力資本水平存在諸多困難，但是我們可以用農(nóng)民的人力資本投資來反映農(nóng)村居民的人力資本狀況。按照人力資本理論，人力資本投資可以促進(jìn)人力資本水平的提高，人力資本水平的提高必然會提高勞動力的邊際生產(chǎn)力，進(jìn)而會提高勞動力的收入水平，所以農(nóng)民的人力資本投資可以促進(jìn)其收入的增長。但是，人力資本投資要真正轉(zhuǎn)化為人力資本則需要一定的時(shí)間，存在著一個時(shí)滯，所以農(nóng)民的人力資本投資并不能立即提高他們的人力資本水平，人力資本投資對農(nóng)民收入增長的促進(jìn)作用也只能體現(xiàn)于長期之中。由此，從長期來看，我國在農(nóng)村地區(qū)實(shí)行的免費(fèi)義務(wù)教育以及近年來政府對農(nóng)村公共衛(wèi)生事業(yè)支出的增加，必然會增加農(nóng)民的人力資本投資，從而促進(jìn)其收入水平的提高，但是在短期內(nèi)這一促進(jìn)作用卻不會太明顯。

［1］陸慧.人力資本影響農(nóng)民收入增長機(jī)制探討及驗(yàn)證［J］.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2003，(3)：25-30.

［2］段慶林.中國農(nóng)民收入增長的影響因素研究［J］.廣東社會科學(xué),2002，(6)：45-51.

［3］白菊紅,袁飛.農(nóng)民收入水平與農(nóng)村人力資本關(guān)系分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2003，(1)：16-18.

［4］劉曉昀,辛賢,毛學(xué)峰.貧困地區(qū)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對農(nóng)戶收入和支出的影響［J］.中國農(nóng)村觀察,2003，(1)：31-36.

［5］陳震林,劉純陽.貧困地區(qū)農(nóng)戶人力資本投資：作用、現(xiàn)狀與對策［J］.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2005，(2)：13-16.

［6］郭劍雄.人力資本、生育率與城鄉(xiāng)收入差距的收斂［J］.中國社會科學(xué),2005，(3)：27-37.

［7］西奧多·W·舒爾茨,吳珠華等譯.論人力資本投資［M］.北京：北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社,1990.