向 栩,溫 濤

(西南大學 經(jīng)濟管理學院,重慶 400715)

一、引 言

共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求,也是一個長期的歷史過程。在中國共產(chǎn)黨的帶領(lǐng)下,全國人民經(jīng)過接續(xù)奮斗,實現(xiàn)了小康這個中華民族的千年夢想,打贏了人類歷史上規(guī)模最大的脫貧攻堅戰(zhàn),近一億農(nóng)村貧困人口實現(xiàn)脫貧,歷史性地解決了絕對貧困問題,為全球減貧事業(yè)作出了重大貢獻,“三農(nóng)”面貌煥然一新,農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展站在了更高歷史起點上。黨的二十大報告指出,“從現(xiàn)在起,中國共產(chǎn)黨的中心任務就是團結(jié)帶領(lǐng)全國各族人民全面建成社會主義現(xiàn)代化強國、實現(xiàn)第二個百年奮斗目標,以中國式現(xiàn)代化全面推進中華民族偉大復興”[1]。全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家,最艱巨最繁重的任務仍然在農(nóng)村。農(nóng)村經(jīng)濟是國家經(jīng)濟的“壓艙石”,農(nóng)村發(fā)展是社會穩(wěn)定的“定盤星”,推動農(nóng)民共同富裕是實現(xiàn)全社會共同富裕的重要組成部分,也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的行動指引和根本所在。因此,實現(xiàn)農(nóng)民共同富裕是推進全體人民共同富裕的必要條件和應有之義。促進農(nóng)民共同富裕的首要任務是提高鄉(xiāng)村振興的包容性,縮小城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村內(nèi)部收入差距。從我國現(xiàn)實情況來看,21世紀以來,城鄉(xiāng)收入差距明顯縮小,但農(nóng)村內(nèi)部收入差距卻呈現(xiàn)出加速擴大的趨勢。謝玲紅和魏國學從更長的歷史視角進行判斷,也證實了我國農(nóng)村內(nèi)部收入差距從未出現(xiàn)過趨勢性縮小階段[2]。農(nóng)村內(nèi)部收入差距已經(jīng)和城鄉(xiāng)收入差距一樣成為實現(xiàn)共同富裕必須攻克的難題。

農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴大不僅阻礙農(nóng)民共同富裕目標實現(xiàn),還會引發(fā)農(nóng)村貧困加劇和社會不穩(wěn)定等各種負面問題[3]。保持合理適度的收入差距是實現(xiàn)共同富裕的必要條件[4],但收入差距過大或增長過快會影響收入分配公平,進而威脅經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定[5]。尤其是在新發(fā)展階段,農(nóng)村內(nèi)部收入差距的外部環(huán)境已經(jīng)改變,在全體人民著力實現(xiàn)共同富裕的過程中,縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距成為鞏固脫貧攻堅成果的重要任務,也被賦予確保不發(fā)生規(guī)模性返貧的底線要求。調(diào)查顯示,2021年我國農(nóng)戶收入差距較大,部分最低收入組家庭的人均收入甚至低于當年的貧困線,低收入農(nóng)戶致貧和脫貧不穩(wěn)定戶返貧風險較大(1)根據(jù)筆者所在的“智能金融與鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟研究團隊”受農(nóng)業(yè)農(nóng)村部政策與改革司委托對2021年重慶、湖南、貴州、四川、云南5省(直轄市)農(nóng)戶收入情況的調(diào)查,20%中間偏下收入組家庭的人均收入6 280.99元,僅為20%中間偏上收入組家庭的人均收入22 916.11元的27.41%;脫貧戶的人均收入8 692.80元,僅為普通農(nóng)戶人均收入27 553.08元的31.55%。。因此,提升低收入農(nóng)戶收入是縮小農(nóng)村收入差距、確保不發(fā)生規(guī)模性返貧的必要前提(2)事實上,“提高低收入群體收入”和“保持低收入群體收入增長速度更快”的重要意義不僅體現(xiàn)在農(nóng)村內(nèi)部。農(nóng)民收入保持快速增長,而且增速要高于城鎮(zhèn)2個百分點以上,才能使我國在本世紀中葉達到發(fā)達國家水平。從現(xiàn)實來看,2020年農(nóng)村居民人均可支配收入17 131元,實際增長3.8%,高于城鎮(zhèn)居民收入增速2.6個百分點。2021年農(nóng)村居民人均可支配收入18 931元,實際增長9.7%,高于城鎮(zhèn)居民收入增速2.6個百分點。強調(diào)農(nóng)村內(nèi)部的“提低”是為了在整體增長同時,提低保底。。推進農(nóng)民共同富裕的關(guān)鍵就在于“提低”,“提低”既有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村內(nèi)部收入差距,也有助于“擴中”,推動低收入群體向中等收入群體轉(zhuǎn)變,同時還是鞏固脫貧攻堅成果、實現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興的必然要求。

一般而言,金融資本被認為是促進低收入農(nóng)戶增收的重要變量。溫濤等認為金融資本是實現(xiàn)農(nóng)民收入超常規(guī)增長的要素配置之一[6]。金融扶貧和正規(guī)金融發(fā)展也顯著促進了貧困人口脫貧增收,提升了貧困地區(qū)的脫貧質(zhì)量[7-8]。然而,農(nóng)村金融存在明顯的“精英俘獲”機制[9],精英農(nóng)戶更容易獲取外源融資及其收益,加劇了農(nóng)村內(nèi)部不平等現(xiàn)象[10]。金融資本表現(xiàn)出明顯的“益富”特征[11],未能成為縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的資本要素[12]。其實,財政金融政策對農(nóng)戶的增收效應主要作用于短期,長期內(nèi)收入分配主要取決于人力資本[13]。也就是說,在完善的市場機制條件下,勞動力市場會使得高人力資本勞動力獲得更高的工資性收入。人力資本理論認為,通過對人自身投資獲得的后天經(jīng)濟能力非同小可,其能量之大,足以改變工資結(jié)構(gòu)及勞動與財產(chǎn)收入的相對數(shù)額[14]。Romer用內(nèi)生增長理論解釋新的發(fā)展狀態(tài),進一步完善了人力資本理論,提出經(jīng)濟增長跟人力資本關(guān)系密切,認為提升人力資本是幫助落后經(jīng)濟體遠離“低收入陷阱”的有效手段[15]。李鵬認為鄉(xiāng)村教育通過賦能人力資本,以益貧式增長的方式服務鄉(xiāng)村發(fā)展,進而促進共同富裕[16]。實證檢驗也證實,包括中國、美國在內(nèi)的不少國家發(fā)展軌跡均符合內(nèi)生增長理論關(guān)于人力資本與收入增長關(guān)系的闡述[17-18]。

同樣,人力資本理論可以被應用到農(nóng)戶收入分配領(lǐng)域的研究之中。有效提升低收入農(nóng)戶收入的基礎(chǔ)是準確認識農(nóng)戶收入來源?；诹秩f龍和紀曉凱的研究成果(如圖1)可以發(fā)現(xiàn),工資性收入是農(nóng)戶收入的最主要來源,且脫貧戶中越高收入組別的家庭工資性收入占比越大,20%高收入組家庭工資性收入占可支配收入比例達到62.3%,5%低收入組家庭的工資性收入占比僅為41.4%;類似地,突發(fā)嚴重困難戶和邊緣易致貧戶的工資性收入比例明顯低于整體平均水平[20]。也就是說,提高農(nóng)戶工資性收入不僅能提升農(nóng)村家庭收入水平,還有可能促進低收入群體向中、高收入群體轉(zhuǎn)變,縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距。工資性收入是對就業(yè)人員勞動的報酬,受就業(yè)者人力資本的影響[21]。因此,在林萬龍和紀曉凱的基礎(chǔ)上,我們猜想,鄉(xiāng)村人力資本通過提高農(nóng)戶工資性收入可以彌補幫扶政策“漸退”造成的農(nóng)戶收入缺口,也可以降低低收入農(nóng)戶對轉(zhuǎn)移性收入的依賴性,縮小幫扶政策“漸進”范圍,以“授人以漁”的方式改善低收入群體狀況,從而促進農(nóng)民共同富裕。

注:資料來源于林萬龍和紀曉凱的研究結(jié)果。原作者強調(diào)不同收入組別家庭對轉(zhuǎn)移性收入有較大差別的依賴程度,并提出特惠幫扶政策對于穩(wěn)定脫貧戶應當“漸退”,而對于部分低收入群體應當“漸進”

現(xiàn)有研究中,直接討論人力資本對農(nóng)戶增收或農(nóng)村內(nèi)部收入差距的文獻較為缺乏。從增收方面來看,相關(guān)研究側(cè)重于人力資本在正規(guī)借貸、農(nóng)地休耕、互聯(lián)網(wǎng)深化促進農(nóng)戶增收過程中的中介和調(diào)節(jié)作用[22-23]。也有不少學者對比人力資本和社會資本,認為社會資本對農(nóng)戶增收具有明顯的相對重要性,所以重點關(guān)注社會資本的減貧增收效應[24-25],忽視了相對貧困是源于低收入人群心力資本低、人力資本弱、社會資本乏等多重因素的疊加[26]。還有學者分析了教育帶來的人力資本提升對增加脫貧家庭生計來源以及降低其生計風險的貢獻[27]。最為相近的是程名望等的研究,基于2003-2010年全國農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù),深入分析了人力資本積累對農(nóng)戶增收和農(nóng)村減貧的作用、影響路徑和變化趨勢,但其關(guān)注重點在于統(tǒng)計分析,缺少關(guān)于二者的理論闡釋,且數(shù)據(jù)來源相對陳舊,不能作為新時期農(nóng)民共同富裕研究的經(jīng)驗證據(jù)[28-29]。從農(nóng)村內(nèi)部收入差距來看,一些研究在探討農(nóng)村內(nèi)部收入差距過程中,將人力資本作為解釋變量引入模型,得到了人力資本擴大或縮小收入差距的結(jié)論,但并未對其進行深入研究[30-32]。更多學者在人力資本縮小城鄉(xiāng)收入差距的研究中做出了突出貢獻[33-35]。關(guān)注人力資本與農(nóng)戶增收或農(nóng)戶收入差距單一關(guān)系的文獻尚且不足,同時考察人力資本的農(nóng)戶增收效應與平衡效應的文獻更是寥寥。

本文將農(nóng)戶收入增長和收入差距納入同一分析框架,考察鄉(xiāng)村人力資本的收入效應能否在更大程度上惠及低收入農(nóng)戶,在增收的同時發(fā)揮縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距作用,進而促進農(nóng)民共同富裕。相較于已有文獻,本文的邊際貢獻可能體現(xiàn)在以下方面:首先,本文對比了鄉(xiāng)村人力資本對不同來源收入的差異性影響,發(fā)現(xiàn)工資性收入是人力資本作用于農(nóng)民收入增長和收入分配的主要途徑;其次,本文檢驗了人力資本、物質(zhì)資本、社會資本、金融資本對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的作用效果,發(fā)現(xiàn)人力資本對低收入農(nóng)戶(特別是最低收入農(nóng)戶)的增收效應更加顯著,成為能夠發(fā)揮“益貧”作用的“窮人的資本”,而低收入農(nóng)戶并不會更多地獲益于物質(zhì)資本、社會資本和金融資本。在縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距、促進農(nóng)民共同富裕過程中,找準關(guān)鍵因素,才能真正找準解決方案。本文通過系統(tǒng)分析農(nóng)村內(nèi)部收入差距的形成機理和影響因素,發(fā)現(xiàn)人力資本正是縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的關(guān)鍵因素,并實證檢驗其作用效果和調(diào)節(jié)效應,為實現(xiàn)農(nóng)民共同富裕提出有用建議。

二、理論框架與研究假設(shè)

本文從收入和分配兩個方面分析鄉(xiāng)村人力資本在促進農(nóng)戶增收的同時縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的理論機制,闡述鄉(xiāng)村人力資本通過增長效應和平衡效應改善農(nóng)村低收入群體狀況、推動農(nóng)民共同富裕的作用過程,并提出本文的研究假設(shè)。

(一)鄉(xiāng)村人力資本的增長效應

埃里克·尼爾森將人力資本理論的核心理念定義為,個人擁有的一系列技能和特質(zhì)能在勞動力市場上獲得回報。在這個解釋下,工資可以被看作人力資本的回報,這使得人力資本可以解釋收入增長和分配差異。內(nèi)生增長理論將人力資本積累作為技術(shù)進步內(nèi)生化的重要途徑,進而得出人力資本存量(包括知識、健康和能力等)具有促進經(jīng)濟增長作用的結(jié)論。

通過對已有文獻的梳理,本文還總結(jié)了以下鄉(xiāng)村人力資本促進收入增長的理論依據(jù):首先,鄉(xiāng)村人力資本在實現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的過程中促進農(nóng)戶收入增長。舒爾茨詳細闡述了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)落后、無法成為經(jīng)濟增長源泉的原因,認為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型是促進農(nóng)戶收入增長的有效手段,并提出了改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的具體措施[36]。他將現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展歸功于凝結(jié)著現(xiàn)代技術(shù)的新生產(chǎn)要素的增加,但農(nóng)戶是否愿意投入新技術(shù)取決于他們的能力和意愿,人力資本較低的農(nóng)戶觀念相對傳統(tǒng),限制了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程。然而,人力資本決定了勞動力的技能創(chuàng)新能力和技術(shù)擴散能力[37]。農(nóng)戶人力資本提高,不僅有助于開闊視野、轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)觀念,也能提高農(nóng)戶掌握和應用新技術(shù)的能力,從而在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的過程中實現(xiàn)增收。其次,人力資本通過提升“干中學”能力促進農(nóng)戶收入增長。鄉(xiāng)村人力資本提升了外出務工勞動力的非農(nóng)求職能力,高人力資本農(nóng)戶更容易獲得非農(nóng)就業(yè)機會,為“干中學”提供了基礎(chǔ)。同時,高人力資本農(nóng)戶學習能力更強,提高了“干中學”效率,隨著經(jīng)驗積累,工作熟練度進一步提升,后期能獲得更高的工資回報。

鄉(xiāng)村人力資本對中國農(nóng)村居民的增收效應受城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制限制。舒爾茨認為,勞動力流動本身就是一項投資行為,只有當勞動者認為流動會帶來更大利益,即流動收益大于流動成本時才會選擇[38]。從中國的現(xiàn)實情況來看,城鄉(xiāng)收入差距為勞動力流動創(chuàng)造了動力。同時,現(xiàn)代科技發(fā)展極大改善了交通和通訊,也為勞動力流動提供了便利條件[39]。更重要的是,黨的十八屆三中全會明確提出促進以人為核心的城鎮(zhèn)化,在城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)型過程中,勞動力流動起到首要作用[40]。因此,國家采取一系列措施促進農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)流動,包括優(yōu)化戶籍制度、推動用工制度改革、完善社保體系等,積極消除流動障礙,拓展流動空間。2020年3月,國務院出臺《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》,進一步強調(diào)要引導勞動力合理暢通有序流動。所以,我國現(xiàn)階段的城鎮(zhèn)化政策緩解了二元體制對人力資本增收效應的阻礙作用,外出務工成為農(nóng)村居民發(fā)揮人力資本優(yōu)勢、實現(xiàn)收入增長的基礎(chǔ)條件?；谝陨戏治?本文提出如下研究假設(shè):

H1:鄉(xiāng)村人力資本能夠提升農(nóng)戶家庭收入。

H2:勞動力流動程度越高,鄉(xiāng)村人力資本提升農(nóng)戶收入的作用越明顯。

(二)鄉(xiāng)村人力資本的平衡效應

本文將農(nóng)村地區(qū)作為一個整體經(jīng)濟系統(tǒng),構(gòu)造了一個包含內(nèi)部收入差異和人力資本差異的理論模型。為了體現(xiàn)內(nèi)部收入差異,本文假設(shè)農(nóng)村內(nèi)部存在從事現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的兩個生產(chǎn)部門。因為現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)存在生產(chǎn)率上的差異,所以將從事現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村居民作為期初農(nóng)村內(nèi)部的高收入群體,將從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的農(nóng)村居民作為低收入群體。為了體現(xiàn)人力資本差異,本文將農(nóng)村勞動力分為低技能勞動力和高技能勞動力兩類。提升鄉(xiāng)村人力資本可以改善農(nóng)村勞動力技能水平,促使低技能勞動力轉(zhuǎn)變?yōu)楦呒寄軇趧恿?。需要提到的?部分原本從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的勞動者為了獲得更高的工資報酬,會選擇轉(zhuǎn)向現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門,而現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門同樣有勞動密集型工作,會吸納一部分低技能勞動力。

現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)。將農(nóng)村內(nèi)部的現(xiàn)代化部門作為一個統(tǒng)一的生產(chǎn)部門,現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門既需要高技能勞動力從事技術(shù)和知識密集型工作,也需要低技能勞動力從事勞動密集型工作。假設(shè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)為常替代彈性(CES)形式,具體表達式為:

(1)

其中,下標1代表現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門,t代表時期。Y1t為t時期現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的總產(chǎn)出,λ為生產(chǎn)要素所占的比例,A1t為表示t時期現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的平均技術(shù)水平,m表示現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門中的低技能勞動力占總體低技能勞動力的比例,Lt表示t時期農(nóng)村低技能勞動力總量,則mLt表示t時期現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門中低技能勞動力總量,Ht是t時期農(nóng)村高技能勞動力總量。值得注意的是,Ht和Lt并非固定不變的,鄉(xiāng)村人力資本水平提高會促進低技能勞動力向高技能勞動力轉(zhuǎn)變(Ht增大,Lt減小),使得Ht與Lt的比值增加,這是人力資本進入模型的主要途徑。

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)以小農(nóng)經(jīng)營模式為主,具有結(jié)構(gòu)單一、規(guī)模小、水平低等特點。因為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)對勞動力的技能水平要求不高,所以假設(shè)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門不吸納高技能勞動力,并將傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出設(shè)定為低技能勞動力數(shù)量的線性函數(shù),具體形式如下:

Y2t=A2t(1-m)Lt

(2)

其中,下標2代表傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門,t代表時期。Y2t表示傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門在t時期的總產(chǎn)出,A2t為t時期傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的平均技術(shù)水平,(1-m)Lt表示t時期傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門中低技能勞動力總量。

在競爭性市場中,勞動報酬等于其邊際產(chǎn)品價值。根據(jù)式(1)可以得到現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門中的高收入群體工資率為:

(3)

從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門勞動力的工資率為:

(4)

為了便于計算,本文假設(shè)轉(zhuǎn)移勞動力的工資率ω1t與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門勞動力的工資率ω2之比為常數(shù)k(k>1)。這一假設(shè)反映了前文提到的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門與現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的生產(chǎn)率差異,也正是因為現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門工資率高于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門,勞動者才有轉(zhuǎn)型動力。根據(jù)假設(shè)有如下關(guān)系成立:

(5)

因為低技能勞動力轉(zhuǎn)移到現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的比例為m,則低收入群體的平均工資率可以表示為ω1t和ω2的加權(quán)平均值,即:

(6)

接下來,本文用農(nóng)村高收入群體工資率ωh與低收入群體工資率ωl的比值來衡量農(nóng)村內(nèi)部收入差距G,結(jié)合式(3)和式(6)可得:

(7)

前文提到,人力資本促進低技能勞動力向高技能勞動力轉(zhuǎn)化,使得Ht與Lt的比值增大是其進入模型的主要途徑。因此,本文令R=Ht/Lt,用來測度人力資本水平,人力資本越高,越多的低技能勞動力轉(zhuǎn)化為高技能勞動力,那么R的值自然越大。

為了考察人力資本對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響效果,本文求解內(nèi)部收入差距G對人力資本R的偏導,可得:

(8)

從式(8)可以看出,農(nóng)村內(nèi)部收入差距G對人力資本R的偏導為負值,表明隨著人力資本的提升,農(nóng)村內(nèi)部越來越多的低技能勞動力轉(zhuǎn)化為高技能勞動力,這改善了農(nóng)村內(nèi)部收入差距。綜上,本文提出如下研究假設(shè):

H3:鄉(xiāng)村人力資本能夠縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距,有利于推動農(nóng)民共同富裕。

三、研究設(shè)計

(一)模型構(gòu)建

為了檢驗鄉(xiāng)村人力資本的收入增長效應,本文構(gòu)造了如下計量模型:

lnINCOME=α0+α1HC+∑αkXk+ε

(9)

其中,被解釋變量lnINCOME是農(nóng)戶家庭全年人均總收入的對數(shù);解釋變量HC是鄉(xiāng)村人力資本,用戶主受教育年限來刻畫;X是一系列能夠影響農(nóng)戶收入的控制變量,包括農(nóng)戶家庭特征、社會資本、物質(zhì)資本和金融資本。具體而言,農(nóng)戶家庭特征包括戶主性別、戶主年齡、勞動力比例、外出務工人數(shù)、是否脫貧戶(3)脫貧戶指曾是建檔立卡貧困戶,后脫貧。和撫養(yǎng)負擔,社會資本包括是否加入合作社、戶主是否黨員、是否有官員親友,物質(zhì)資本包括土地面積和房屋價值,金融資本包括銀行存款和家庭與金融機構(gòu)距離,具體的變量說明與描述性統(tǒng)計如表1所示。α1是本文最為關(guān)注的估計系數(shù),若其顯著為正,則表明鄉(xiāng)村人力資本具有促進農(nóng)戶收入增長的作用;反之,則不能說明鄉(xiāng)村人力資本與農(nóng)戶收入之間存在明顯的相關(guān)關(guān)系。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

為了檢驗鄉(xiāng)村人力資本的收入平衡效應,本文選用再中心化影響函數(shù)(RIF)回歸方法進行實證分析。由于本文的實證研究基于的是實地調(diào)查的截面數(shù)據(jù),在研究收入不平等問題時只能算出一個反映整個調(diào)查地區(qū)2021年的基尼系數(shù),無法刻畫其變化特征。RIF回歸方法能有效解決這一困境,在RIF回歸中,當被解釋變量的統(tǒng)計量為基尼系數(shù)、分位距等反映不平等的指標時,可以觀測到解釋變量總體均值變化對被解釋變量總體不平等性的影響[41]。而且,RIF回歸還能避免實證過程中的內(nèi)生性問題[42]。因此,RIF回歸方法在群體收入的不平等研究中被廣泛使用。在實際的實證過程中,本文選擇人力資本、物質(zhì)資本、社會資本和金融資本作為農(nóng)戶收入不平等的解釋變量,并且對家庭特征進行了控制。

RIF回歸的定義表達式為:

RIF(y,v(Fy) )=v(Fy)+IF(y,v(Fy))

(10)

其中,v(Fy)表示y的各種統(tǒng)計量;IF(y,v(Fy))反應了觀測值yi的微小變動如何影響統(tǒng)計量v(Fy),被稱為y的影響函數(shù)(Influence Function)。RIF回歸反映的是當Fy和v(Fy)給定時,yi對v(Fy)的相對貢獻情況。

表2 鄉(xiāng)村人力資本與農(nóng)戶人均總收入

基于RIF回歸方法,本文構(gòu)建了如下反映鄉(xiāng)村人力資本與農(nóng)村內(nèi)部收入差距因果關(guān)系的計量模型:

RIF(income,v(Fincome))=β0+β1HC+∑βkXk+ε

(11)

其中,RIF(income,v(Fincome))是構(gòu)造的用于衡量農(nóng)村內(nèi)部收入差距的一系列RIF統(tǒng)計量,包括第90個分位數(shù)和第10個分位數(shù)之間的對數(shù)工資差距(iqr(90 10))和工資比率(iqrtio(90 10))、最富有的10%人和最貧窮的10%人的工資比率(iqsr(10 90))、農(nóng)戶人均收入的基尼系數(shù)(Gini)和人均收入對數(shù)的方差(Variance);HC和X的設(shè)定一致于模型(9)。β1衡量了人力資本對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的邊際效應,若β1顯著為負,則表明人力資本具有縮小城鄉(xiāng)內(nèi)部收入差距的作用;反之,則表明人力資本并不存在收入平衡效應。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

本文的實證分析基于中國農(nóng)村經(jīng)濟與農(nóng)村金融調(diào)查數(shù)據(jù)(China Rural Economy and Rural Finance Survey,CRERFS)。該數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)農(nóng)村部政策與改革司委托西南大學智能金融與鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟研究團隊開展的微觀調(diào)查項目,重點關(guān)注新時期中國農(nóng)村金融改革創(chuàng)新和農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的推進情況,調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶的基本家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營行為、收入分配情況和數(shù)字金融使用等信息。為了保證實證數(shù)據(jù)能夠最大程度地反映調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶人力資本與收入分配的關(guān)系,本文對調(diào)查數(shù)據(jù)進行了如下處理:一、剔除家庭全年總收入小于或等于0的樣本;二、剔除家庭工資性收入與經(jīng)營性收入之和小于或等于0的樣本;三、剔除家庭中無適齡勞動力(4)適齡勞動力指18～60歲之間的勞動力。的樣本;四、剔除其他重要變量存在嚴重缺失的樣本;五、為了避免極端值對回歸結(jié)論的影響,對連續(xù)型變量進行1%的縮尾(Winsorize)處理。

四、實證結(jié)果

(一)鄉(xiāng)村人力資本的增長效應

表2反映了鄉(xiāng)村人力資本收入增長效應的回歸結(jié)果?；貧w過程中,通過逐步引入控制變量的方法來增加估計結(jié)果的穩(wěn)健性。列(1)是戶主受教育年限與家庭人均總收入的一元線性回歸結(jié)果,解釋變量的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計性水平下顯著為正,表明鄉(xiāng)村人力資本能夠有效提升農(nóng)戶收入。之后各列是逐步將家庭特征、社會資本、物質(zhì)資本和金融資本相關(guān)變量引入模型的多元線性回歸結(jié)果。隨著控制變量的逐步引入,戶主受教育年限的估計系數(shù)逐漸降低,但仍然顯著為正,表明在控制能夠影響農(nóng)戶收入的其他變量之后,鄉(xiāng)村人力資本的收入增長效應依然顯著存在。研究假設(shè)H1得以驗證。

對于控制變量而言,家庭特征變量中的勞動力比例和外出務工人數(shù)的增加會顯著提升農(nóng)戶收入,而女性戶主會抑制農(nóng)戶收入增長;值得注意的是,相較于非貧困戶,脫貧戶的收入增長幅度更小,如何更有效地促進脫貧戶的收入增長、防止脫貧戶返貧是促進農(nóng)民共同富裕過程中需要關(guān)注的問題。社會資本方面,擁有官員親友和加入合作社的家庭人均收入會顯著提高,而戶主是否是黨員對收入的影響不顯著。物質(zhì)資本方面,房屋價值會對農(nóng)戶收入產(chǎn)生正向影響,而土地面積的影響不顯著。金融資本方面,農(nóng)戶家庭銀行存款越大,收入水平越高,但與金融機構(gòu)的距離并不會顯著影響其收入水平。

基準回歸結(jié)果證實了鄉(xiāng)村人力資本對農(nóng)戶具有收入增長效應,但無法獲悉通過何種收入渠道來影響總收入。接下來,本文按照國家統(tǒng)計局的分類標準,將總收入分為工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入,分別估計戶主受教育年限對不同渠道收入的影響,回歸結(jié)果報告在表3中。由列(1)可知,戶主受教育年限對工資性收入的估計系數(shù)顯著為正,且在5%的統(tǒng)計性水平下顯著為正,表明鄉(xiāng)村人力資本提升能促進農(nóng)戶工資性收入的增長,這與趙海和彭代彥[43]的基本結(jié)論相一致。列(2)至列(4)中戶主受教育年限的估計系數(shù)均在統(tǒng)計學上不顯著,未觀測到人力資本與經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入之間的相關(guān)關(guān)系。究其原因,經(jīng)營性收入來自于農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營活動,起初農(nóng)民的經(jīng)營性收入依賴于組織起來的規(guī)模化和專業(yè)化,隨著農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展,現(xiàn)階段影響經(jīng)營性收入最明顯、最直接的因素是互聯(lián)網(wǎng)[44];財富積累是財產(chǎn)性收入的根本來源,促進農(nóng)戶財產(chǎn)性收入增長的主要手段在于提升其財富積累和拓寬投資渠道,相較而言,人力資本的作用并不明顯;轉(zhuǎn)移性收入主要來源于政府的轉(zhuǎn)移支付[45],是收入再分配的主要形式[46],因此農(nóng)戶轉(zhuǎn)移性收入的變化取決于政府的財政政策,受人力資本的影響有限?？偠灾?人力資本主要通過工資性收入的途徑來提升農(nóng)戶收入水平,與前文理論機制中的說法自洽。

表3 鄉(xiāng)村人力資本與不同來源人均收入

(二)鄉(xiāng)村人力資本的平衡效應

為了檢驗人力資本是否更有助于提升低收入農(nóng)戶的收入水平,從而縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距,本文考察了鄉(xiāng)村人力資本對不同收入水平農(nóng)戶的增收效應。通過選取5個具有代表性的分位點(10%、25%、50%、75%和90%),采用RIF分位數(shù)回歸方法考察各分位點上鄉(xiāng)村人力資本與農(nóng)戶人均總收入之間的關(guān)系?；貧w結(jié)果報告在表4中。

可以看到,在25%分位點以下,鄉(xiāng)村人力資本對農(nóng)戶收入具有顯著的增長效應,且對于收入最低的10%農(nóng)戶的增收效應更為顯著,其回報率(0.082)是25%分位點上(0.036)農(nóng)戶的2.28倍。50%及以上分位點上的估計系數(shù)在統(tǒng)計學上不顯著,表明人力資本的增收效應不明顯。也就是說,鄉(xiāng)村人力資本對低收入農(nóng)戶具有明顯的增收效應(尤其是對于最低收入群體),對高收入農(nóng)戶的增收效應不顯著,因此在增加農(nóng)戶收入的同時也縮減了收入不平等,發(fā)揮了縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的平衡效應。

表4 鄉(xiāng)村人力資本增長效應的無條件分位數(shù)回歸結(jié)果

為了更加準確地測度鄉(xiāng)村人力資本在縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距中的作用,接下來依據(jù)模型(11)的做法,從人力資本、物質(zhì)資本、社會資本和金融資本中尋找農(nóng)村內(nèi)部收入差距的決定因素。從表5的回歸結(jié)果可以看到,鄉(xiāng)村人力資本能顯著縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距。物質(zhì)資本和社會資本對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響并非恒為負,且在統(tǒng)計上不顯著。金融資本中的銀行存款會擴大農(nóng)村內(nèi)部收入差距,但僅在OLS標準誤下顯著,金融機構(gòu)距離可以縮小農(nóng)戶收入的基尼系數(shù)和方差,可能會對縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距產(chǎn)生有益影響。具體來看人力資本的影響,戶主的平均受教育年限增加一年,第90個分位數(shù)和第10個分位數(shù)之間的對數(shù)工資差距和工資比率將下降5.27%(-0.115/2.183)和12.47%(-1.105/8.864),最富有的10%人和最貧窮的10%人的工資比率將下降1.12%(-0.016/1.432),農(nóng)戶人均收入的基尼系數(shù)將下降3.77%(-0.002/0.053)。人均收入對數(shù)的方差或許也會隨受教育年限的上升而下降,但這種關(guān)系在統(tǒng)計學上并不顯著。假設(shè)H3得到驗證。

表5 農(nóng)村內(nèi)部收入差距的決定因素

(三)穩(wěn)健性檢驗

即使前文的分類回歸、分樣本回歸和多種形式標準誤的報告在一定程度上說明了研究結(jié)論的可信性,本文仍然通過更換解釋變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗。具體做法是,用“家庭最高受教育年限”和“近3年是否參加過技能培訓”作為鄉(xiāng)村人力資本的代理變量,重新測度鄉(xiāng)村人力資本對農(nóng)戶收入增長和農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響。一方面,家庭的生產(chǎn)決策并非僅取決于戶主,家庭中受教育程度最高的個體也會領(lǐng)導家庭決策,或通過其他方式影響家庭收入;另一方面,人力資本并非單純來源于正規(guī)教育,技能培訓也是提高人力資本的重要手段。表6報告了穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果。可以看到,更換代理變量之后,鄉(xiāng)村人力資本促進農(nóng)戶收入增長和縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的基本結(jié)論并未發(fā)生改變。

一般來說,為了避免參數(shù)估計的不一致性,穩(wěn)健性檢驗還需關(guān)注被解釋變量和解釋變量互為因果而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題,但本文并未對其重點關(guān)注。這得益于RIF回歸方法的特點,相較于傳統(tǒng)估計方法需要滿足變量外生的要求,RIF回歸既能處理外生變量也能處理內(nèi)生變量,這對人力資本與農(nóng)村內(nèi)部收入差距之間可能存在的內(nèi)生性問題起到很好的弱化作用,體現(xiàn)了RIF回歸在微觀不平等問題研究中無可比擬的優(yōu)勢。

表6 穩(wěn)健性檢驗

(四)調(diào)節(jié)效應檢驗

勞動力流動被認為是影響農(nóng)村內(nèi)部收入差距的一個重要因素,既能促進農(nóng)戶增收,又有助于縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距[44]。然而,外出務工所需的非農(nóng)就業(yè)能力受制于農(nóng)戶的人力資本水平[48],促進農(nóng)戶外出務工離不開人力資本的作用[49]。前文提到,在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制的限制下,勞動力流動是人力資本影響農(nóng)戶收入狀況的一個基礎(chǔ)條件。因此,本文用農(nóng)戶外出務工經(jīng)歷作為勞動力流動的代理變量,構(gòu)建一個鄉(xiāng)村人力資本與勞動力流動的交乘項,通過調(diào)節(jié)效應模型檢驗勞動力流動、鄉(xiāng)村人力資本和農(nóng)戶收入之間的關(guān)系。

表7 外出務工對人力資本影響農(nóng)戶收入的調(diào)節(jié)作用

表7中,列(1)和列(2)是在模型(9)的基礎(chǔ)上加入外出務工經(jīng)歷和戶主受教育年限與外出務工經(jīng)歷交互項的回歸結(jié)果?？梢钥吹?此時的模型擬合程度更高,且交互項的估計系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著為正,表明外出務工對鄉(xiāng)村人力資本促進農(nóng)戶收入增長的效應具有正向影響,表現(xiàn)為協(xié)同效應。列(3)和列(4)的被解釋變量是農(nóng)村內(nèi)部收入差距,列(4)中交互項的估計系數(shù)符號為正,且在5%的統(tǒng)計性水平上顯著,這意味著外出務工對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的邊際效應隨著人力資本的提升而增加。上述結(jié)論說明,外出務工在當前農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移過程中仍然發(fā)揮著重要作用,進一步激勵了鄉(xiāng)村人力資本的收入增長效應,這與研究假設(shè)H2的表述一致;但外出務工抑制了鄉(xiāng)村人力資本對農(nóng)戶內(nèi)部收入的平衡效應。在現(xiàn)實生活中體現(xiàn)為,具有較高人力資本且選擇外出務工的農(nóng)村勞動力,他們獲得的非農(nóng)工資收入顯著高于農(nóng)村剩余勞動力獲得的農(nóng)業(yè)收入,外出務工時,人力資本水平更高的勞動力可以選擇高技能型勞動,從而獲得更高的工資收入,他們由此成為村中的“富人”。在這一過程中,人力資本促使外出務工農(nóng)戶收入提高,體現(xiàn)了上述協(xié)同效應,但村中的“富人”更富拉大了內(nèi)部收入差距,又體現(xiàn)了人力資本對外出務工平衡效應的抑制。因此,注重對農(nóng)村相對貧困戶的人力資本建設(shè),鼓勵其外出務工,并提供更多的就業(yè)機會和更完善的就業(yè)保障,將更有助于改善低收入群體的狀況,在提升農(nóng)戶整體收入的同時縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距。

五、結(jié)論與建議

本文力圖理清鄉(xiāng)村人力資本對不同收入水平(尤其是低收入)農(nóng)戶收入分配的影響,探索中國鄉(xiāng)村人力資本變化是否有助于縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距,進而促進農(nóng)民共同富裕?；贑RERFS 2021調(diào)研數(shù)據(jù),采用RIF回歸方法實證檢驗了人力資本對農(nóng)戶增收和農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響效果。結(jié)果顯示:鄉(xiāng)村人力資本提升有助于促進農(nóng)戶平均收入增長;從分位數(shù)回歸結(jié)果可知,鄉(xiāng)村人力資本的增收效果對收入水平在25%分位點以下農(nóng)戶更加顯著,對低收入農(nóng)戶的提升力度大于中、高收入農(nóng)戶,起到了縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的作用;為了更準確地觀察人力資本的平衡效應,用多種反映內(nèi)部收入差距的統(tǒng)計量尋找人力資本、物質(zhì)資本和社會資本和金融資本中影響農(nóng)戶收入差距的因素,結(jié)果發(fā)現(xiàn)人力資本的縮差效應最為顯著,進一步說明人力資本在發(fā)揮增收效應的過程中還會縮小農(nóng)戶收入差距;通過對不同收入來源的劃分,發(fā)現(xiàn)工資性收入是鄉(xiāng)村人力資本影響農(nóng)戶收入的主要渠道;受中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制的影響,勞動力流動是鄉(xiāng)村人力資本發(fā)揮增長和平衡效應的基礎(chǔ)條件,勞動力流動激勵了人力資本的增收效應,但抑制了平衡效應?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論,為改善低收入農(nóng)戶狀況、推進農(nóng)民共同富裕提出如下政策建議:

第一,發(fā)展鄉(xiāng)村教育,加快鄉(xiāng)村人力資本積累。增加鄉(xiāng)村教育財政投入,加大對財政困難地區(qū)轉(zhuǎn)移支付力度,完善對農(nóng)村地區(qū)、低收入群體的資助體系,讓優(yōu)質(zhì)教育資源惠及低收入農(nóng)戶;辦好鄉(xiāng)村小規(guī)模學校,合理撤并,加強鄉(xiāng)村學校抱團聯(lián)動,通過線上課堂實現(xiàn)教育資源共享;打造高技能、高素質(zhì)的鄉(xiāng)村教師隊伍,優(yōu)先考慮鄉(xiāng)村教師的職稱評定、待遇提升和環(huán)境改善,定向培養(yǎng)更多本土化鄉(xiāng)村教師,吸引更多優(yōu)秀人才到鄉(xiāng)村任教。

第二,培養(yǎng)高素質(zhì)農(nóng)民群體,促進農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展。增加政策支持和財政投入力度,從生活水平、收入增長、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和社會地位等方面提升高素質(zhì)農(nóng)民的政策環(huán)境;重視職業(yè)教育發(fā)展,增加職業(yè)教育投入,提升職業(yè)教育的規(guī)模和質(zhì)量,為高素質(zhì)農(nóng)民的培養(yǎng)開辟一體化人才成長通道;強化分類培養(yǎng),根據(jù)不同地區(qū)、不同特征的農(nóng)村勞動力,針對提升勞動力素質(zhì)的制約因素,因地制宜,精準施策,保障高素質(zhì)農(nóng)民的生產(chǎn)率得到有效提高,夯實高質(zhì)量發(fā)展的動力基礎(chǔ)。

第三,鼓勵富余農(nóng)村勞動力外出務工。加快推進戶籍制度改革,破除城鄉(xiāng)二元體制,完善進城務工人員的社會保障體系,從工資待遇、住房保障和就業(yè)環(huán)境等方面改善農(nóng)民工境況,加快農(nóng)民工市民化進程,為區(qū)域間、城鄉(xiāng)間的勞動力流動創(chuàng)造更簡易順暢的條件。