吳青榮

（山西財經大學 經濟學院，太原 030006）

0 引言

擴大中等收入群體是實現共同富裕的基本路徑，是擴大內需的重要源泉，也是構建“橄欖形”社會結構轉型和跨越“中等收入陷阱”的重要支撐點。對于如何擴大中等收入群體比重，我國經濟學者主要是從減稅、產業(yè)結構調整、社會保障制度的完善等角度提出解決措施。但是實現擴大中等收入群體的目標，僅依靠政府來進行推動的效果是緩慢的。在政府著力破除政治制度、經濟制度障礙的背景下，勞動者應通過自身的努力和人力資本的積累獲得向上流動的公開、公平機會，營造整個社會一種積極向上奮斗的環(huán)境氛圍。李炯、況永賢（2002）提出人力資本投資是推動中等收入者比重擴大的重要力量，它對勞動者收入的增長存在微觀收入效應和宏觀收入效應。王海燕（2005）提出擴大中等收入者的比重，應重點對低收入者進行人力資本投資。張迎春、張琦（2006）認為我國簡單人力資本總量比重過大，使人力資本在總量上表現為“金字塔”型的結構。在個人收入基本決定于人力資本質量的前提下，必然導致社會利益結構也表現為“金字塔”型。人力資本投資的嚴重不足和結構性質量差異制約了低收入階層向中等收入階層的過渡，導致中等收入者比重過低。本文將人力資本存量和中等收入群體比重納入到一個模型中，運用協(xié)整理論和Granger因果關系檢驗方法來定量考察它們之間是否存在長期效應和因果關系。

1 人力資本存量和中等收入群體比重的測算

1.1 人力資本存量的測算

要核算人力資本存量，首要任務是要確定人力資本投資范疇?；谑鏍柎摹⒇惪藸柡兔魃葘W者的理論研究，本文將人力資本投資范疇確定為教育、衛(wèi)生、培訓和遷移四種類別。

目前，關于人力資本存量水平的估算方法主要有永續(xù)盤存法、教育存量法、收益基礎法和累計成本法。由于永續(xù)盤存法側重于采用歷史人力資本投入要素成本價值來估算人力資本存量，其符合舒爾茨、貝克爾等提出的人力資本及人力資本投資的理論概念和研究范疇，而且永續(xù)盤存法所需要的基礎統(tǒng)計數據比較容易從我國的官方統(tǒng)計數據中獲得，估算基礎相對可靠。本文采用永續(xù)盤存法來估算人力資本存量，具體計算方法采用焦斌龍（2010）的做法，在其估算的1978～2007年教育、衛(wèi)生、培訓和遷移人力資本存量數據基礎上做了進一步完善，得到1978～2012年各年人力資本存量水平(2012年不變價)。

1.2 中等收入群體比重測算

1.2.1 中等收入群體的界定

2011年和2012年，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入分別為14586.3元和16673.9元，同比實際增長分別為9.9%和10.2%。據此，2013～2020年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入年均實際增長率僅需為6.47%，即可實現十八大報告提出的全面建成小康社會的收入倍增目標?；谏鲜鏊悸?，核算出2020年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入為27500元（以2012年為基期），并將此數值作為我國城鄉(xiāng)居民中等收入群體的收入下限值?？紤]到2012年農村居民家庭高收入組人均純收入為19008.9元，如以27500元作為農村中等收入群體的最低收入標準，則所有農村居民都要被排斥在中等收入群體門檻之外，這與中國現實國情嚴重不符。

城市地區(qū)由于擁有較高的物價水平和居住成本支出等，其生活費用要遠高于農村。L Brandt和CA Holz估算出2000年中國農村和城鎮(zhèn)地區(qū)的一籃子商品價格分別為1186.22元和2744.75元，城鄉(xiāng)生活費用比為2.3。在此基礎上估算出2000年之后的城鄉(xiāng)生活費用比總體走勢并進一步預測得到，2020年城鎮(zhèn)居民要獲得和農村居民大體相同的生活水平，其人均收入最低要達到農村的2.1倍。基于上述原因，將農村居民中等收入下限值調整為人均純收入13100元。借鑒國內外經濟學者劃分中等收入群體的區(qū)間方法，將中等收入群體的收入差距確定在3倍左右。以第六次全國人口普查平均每個家庭戶人口為3.1人和就業(yè)人數為1.49人核算，則城鎮(zhèn)中等收入群體的收入劃分標準（2012年不變價格）為：家庭人均可支配收入為27500～82500元，個人年收入為57200～171600元；農村中等收入群體的收入劃分標準（2012年不變價格）為：家庭人均純收入為13100～39300元，個人年收入為27200～81600元。

表1 我國中等收入群體比重測算（%）

1.2.2 中等收入群體比重的測算

借鑒國家發(fā)改委社會發(fā)展研究所課題組的測算方法,基于我國城鎮(zhèn)和農村居民五等分收入分組數據，采用擬合收入分布函數法測算的中等收入群體比重的數據見表1。

2 人力資本存量和中等收入群體比重的協(xié)整關系分析

以中等收入群體比重為被解釋變量，以人力資本存量為解釋變量，嘗試考察1985～2012年人力資本存量與中等收入群體比重的長期協(xié)整關系。為了消除時間序列中可能存在的數據劇烈波動和異方差現象，對各變量進行了對數化處理，分別記為LnMIP、LnHC。

2.1 單位根檢驗

基于非平穩(wěn)的時間序列為基礎建立回歸模型，極有可能出現虛假回歸現象。因此在對時間序列進行協(xié)整檢驗前，采用目前最常用的ADF方法來檢驗其平穩(wěn)性，檢驗結果見表2。

表2 單位根檢驗結果

從表2可以看出，在5%的顯著性水平上，序列LnMIP、LnHC均含有單位根，表明這些序列是非平穩(wěn)序列。但經過一階差分之后，序列DLnMIP、DLnHC在5%的顯著水平上拒絕原假設，是平穩(wěn)序列，故LnMIP、LnHC均為一階單整，即LnMIP～I(1)、LnHC～I(1)。

2.2 協(xié)整檢驗

通過上述平穩(wěn)性檢驗，可知全國中等收入群體比重對數、人力資本存量對數這二個指標符合協(xié)整檢驗的必要條件，進一步運用E-G兩步法考察各變量之間是否存在長期均衡關系（或協(xié)整關系）。以LnMIP為被解釋變量,LnHC為解釋變量，采用OLS法對變量進行協(xié)整回歸。設εt為回歸模型的殘差，對其進行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結果見表3。

表3 殘差序列εt的平穩(wěn)性檢驗

表3結果表明，殘差序列εt的ADF統(tǒng)計量為-4.308，5%的顯著性水平下的Mackinnon協(xié)整檢驗臨界值為C0.05=-3.508。顯然ADF統(tǒng)計量小于臨界值，表明殘差項是平穩(wěn)的。據此判斷，LnMIP與LnHC是（1,1）階協(xié)整的，存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

2.3 協(xié)整模型回歸結果及分析

LnMIP對LnHC的協(xié)整回歸方程如下：

模型（1）中R2=0.980，人力資本存量對中等收入群體比重的解釋程度較高，系數顯著，說明回歸方程的擬合效果較好。但D.W.=0.473，回歸模型存在正自相關性。采用廣義二階差分對模型（1）進行修正得到回歸方程如式（2）：

模型（2）中各變量回歸系數的t統(tǒng)計量都很顯著，并且相應的概率值prob.＜0.0001,可決系數R2、F皆達到了理想水平，廣義二階差分模型已不存在自相關。

從模型回歸結果看，人力資本存量對中等收入群體比重的長期彈性為0.993，即人力資本存量每增長1%，將拉動中等收入群體比重提高0.993個百分點。

2.4 誤差修正模型及分析

依據格蘭杰定理，若變量X與Y是協(xié)整的，則必然可以建立誤差修正模型來表述其之間的短期非均衡關系，用OLS對LnMIP和LnHC的回歸模型的殘差作為非均衡誤差項ecmt，建立誤差修正模型：

模型3中，D.W.值偏低，模型的殘差序列存在自相關性。進一步增加ΔLnMIP與ΔLnHC的滯后項，并根據輸出結果剔除其中不顯著的變量。經過多次試驗，最終得到修正的誤差修正模型：

修正之后，自相關性消除，ΔLnMIPt-1、ecmt-1在5%的水平上通過了t檢驗，ΔLnHCt和ΔLnMIPt-2在10%的水平上通過了t檢驗。中等收入群體比重對數關于人力資本存量對數的短期彈性為0.436。-0.300是誤差修正項對中等收入群體比重增量的修正速度，負號說明這種修正是符合反向的誤差修正原理

2.5 Granger因果關系檢驗

協(xié)整檢驗表明，LnMIP與LnHC之間存在長期的均衡關系。但兩者之間是否存在因果關系，則需要采用Granger因果關系做進一步的驗證。根據AIC準則，確定LnMIP與LnHC的最優(yōu)滯后階數為2，對LnMIP與LnHC的Granger因果關系檢驗的具體結果見表4。

表4 LnMIP與LnHC的格蘭杰因果關系檢驗結果

由表4可知，在5%的顯著性水平上，LnMIP與LnHC之間存在單向的因果關系，LnHC是LnMIP的Granger原因，但LnMIP不是LnHC的Granger原因。

3 結論及建議

通過實證考察1985～2012年人力資本存量和中等收入群體比重的長期協(xié)整關系和格蘭杰因果關系，結論如下：

（1）人力資本存量和中等收入群體比重存在長期穩(wěn)定的均衡關系。在長期內，人力資本存量每提高1%，中等收入群體比重將擴大0.993個百分點。

（2）人力資本存量對中等收入群體比重的提高不僅具有長期效應，短期效應也較明顯。本期人力資本對數增量對本期中等收入群體比重對數增量有顯著的正影響，其影響系數為0.436。

（3）依Granger因果關系檢驗，從長期看，人力資本存量是中等收入群體比重的Granger原因，中等收入群體比重不是人力資本存量的Granger原因。

以上結論表明，要刺激我國中等收入群體提高，必須要加大人力資本的投資。首先，提升對教育的投資力度。要進一步提高教育經費的財政投入力度，探索實行混合所有制、股份制等辦學形式吸納社會資金投入教育領域，促進教育的城鄉(xiāng)、地區(qū)資源配置均衡，努力保證教育公平的質量。同時，積極有效地實施教育和經濟的協(xié)調發(fā)展，重點發(fā)展中等職業(yè)教育和應用技術類型高等教育。其次，提升對衛(wèi)生保健的投資力度。穩(wěn)步提高衛(wèi)生總費用占GDP的比重、政府衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費用的比重。提升政府和社會的公共醫(yī)療衛(wèi)生支出水平，逐步降低居民個人現金支出比重，促進公共衛(wèi)生服務均等化水平和居民的整體醫(yī)療衛(wèi)生水平。第三，加大職業(yè)培訓力度。我國很多企業(yè)，尤其是民營企業(yè)的職工教育培訓經費的提取遠低于國家規(guī)定的最低比例，且沒有做到?？顚Ｓ谩Ｒ虼?，一方面，對于企業(yè)職工教育經費的提取，國家應予立法規(guī)定；另一方面，相關管理部門和執(zhí)法部門對于職工教育經費的使用全程應予以跟蹤監(jiān)管，對于違反企業(yè)，啟動相應的懲罰機制。第四，提升農民工的遷移能力。積極有效地開展對農民工的城市適應性培訓、崗位技能培訓、職業(yè)資格證書培訓以及創(chuàng)業(yè)培訓，促使其更好地融入城市。

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[3]張迎春，張琦.優(yōu)化人力資本結構與擴大中等收入者比重[J].大連海事大學學報(社會科學版)，2006，(1).

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