农户人力资本投资与农民收入增长，本文主要内容关键词为：农户论文,农民收入论文,人力资本论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、文献述评及研究意义
众多学者对我国农村人力资本投资与农民收入增长之间的关系进行了深入的研究，这些研究大致可分为两类。
（一）不同类型农村人力资本投资与农民收入增长的关系研究
根据Kuznets(1961)对资本概念的扩展及Schultz(1961)、Becker(1964)等对人力资本投资概念的定义，①可将人力资本投资分为农户的迁移投资、教育投资和健康投资三种类型。目前我国关于教育投资对农民收入增长的研究很多，较具代表性的有：周晓(2003)利用1989-1995年29个省的农村宏观数据，利用明瑟收入模型进行实证研究，最终得出了教育对农民收入有明显的促进作用。孙敬水(2006)基于全国30个省份的农村统计数据，利用Panel Data模型进行分析，同样认为教育是农业经济增长的重要源泉，对农业经济发展有显著的正向效应。迁移投资方面，以蔡昉、都阳(2003)的研究为代表，他们认为，迁移投资可为农村带来双重改善：一方面缩小了城乡收入差距，另一方面缓解了农村贫困，改善了农村收入分配状况。健康投资方面，张车伟(2003)运用来自中国贫困农村的数据，系统地研究了营养、健康对收入的影响，结果表明：营养和疾病对农民收入的影响显著，农村家庭劳动力因病无法工作时间每增加一个月，种植业收入将减少2300元。魏众(2004)运用1993年中国营养调查数据，利用Heckman模型进行分析后发现：健康对农村劳动参与及非农就业机会有显著的影响，并由此对农民的家庭收入产生显著影响。
（二）不同类型农村人力资本投资之间的关系研究
目前我国此类研究还较少，并且集中于教育对迁移的影响研究。蔡昉、都阳(2002,2003)的相关研究表明，农民的受教育程度与迁移是正相关的，而赵耀辉(1999)的研究则表明，具有高人力资本禀赋的农村劳动力，优先选择的是向农村的非农产业转移而非向城市转移，因为转移到城市会降低他们的社会地位。
综观这些研究，可以发现它们有两个显著特点：(1)集中于相关变量间的单向关系研究。如：研究教育对农民增收的作用、教育对迁移的作用，而不是研究教育与农民收入的相互作用、教育与迁移的相互作用；(2)集中于研究农户和政府共同投资而形成的人力资本，如农村人口受教育年限、预期寿命等，这些都是农户和政府共同进行人力资本投资所形成的。迄今为止，国内对不同类型的农户人力资本投资之间以及它们与农民收入之间相互关系的综合研究还是一片空白，这正是本研究的意义所在。本研究从农户人力资本投资的角度出发，利用VEC模型及其相关分析方法，在统一的分析框架内，综合研究了农户教育投资、迁移投资、健康投资与农民收入四者之间动态的、多维的互动关系和影响，并对四者之间相互影响的方向和程度进行了测算，为今后的相关研究提供了一个新的视角。更重要的是，农户作为农村人力资本投资的主体之一，其投资行为决定了农村人力资本投资的规模和结构，进而会对农村社会经济发展产生深远影响。本研究为今后我们采取相关措施改善农户人力资本投资行为、促进农民增收和农村经济发展提供有益的参考。本文随后将首先讨论农户人力资本投资的特殊性，接着利用所搜集的相关数据，运用VEC模型及其相关分析方法进行实证研究，最后得出结论并提出简要政策建议。
二、农户人力资本投资的特殊性
农户投资与政府投资不同，它不是以国家的整体利益与战略实现为目的，而是从经济人的角度出发，以个体投资收益最大化为最终目的。城乡二元分割体制的存在，以投资收益最大化为目的的农户人力资本投资策略，必然会导致我国农户人力资本投资行为及其收益的特殊性。下面我们就对其特殊性进行初步的探讨。
（一）由于城乡二元分割体制的存在，农村居民享受不到和城市居民一样的医疗保障方面的福利待遇，其医疗费用还基本上靠自己支付。在农民收入水平还较低的情况下，农户的健康投资主要用来治疗疾病、预防死亡，保持正常的劳动生产率不降；农户的健康投资还有可能对收入增长起反作用：一方面可能会因为费用不足而导致疾病得不到有效、及时的治疗而造成体力、脑力的永久损失，反而降低了劳动生产效率从而使收入减少，造成既进行了健康投资，收入又减少的后果；另一方面，支付治疗疾病尤其是重大疾病的费用会迫使农产减少在其他方面的投资进而使其收入减少。
（二）由于目前的农户健康投资水平还远不能满足其对健康的正常需求，若不进行或减少健康投资，造成的收入损失会更大（张车伟，2003）。因此，一旦有其他因素导致收入增加，农户明知增加健康投资不利于收入的增长，还不得不加大健康投资，直到其最低健康需求得到满足为止。
（三）城乡二元分割的户籍制度、城市劳动力市场广泛存在的就业歧视，使农村居民进城之后主要在城市非正规部门从事低技术含量的工作，从而降低了受教育程度对迁移的影响，部分受教育程度较高者甚至会因为担心进城后社会地位降低而拒绝迁移（赵耀辉， 1999），因此可以判断，农户可能不会因为迁移而增加在教育方面的投资，特别是正规学校教育方面的投资；除此之外，就业歧视及拖欠农民工工资的问题，还可能导致农户迁移投资的收益时间有所延迟。
（四）2004年，我国农村劳动力平均受教育年限为8.02年②，并没有超过九年义务教育范围，而九年义务教育中的绝大部分费用是由政府提供的，因此，可以认为农户教育投资的大部分可能并非用在了接受正规教育上，而是用在了职业技能培训等非正规教育方面，而这些培训一般都具有立竿见影的效果，可能会导致农户的教育投资很快地得到回报，即农户从进行教育投资到获得教育投资收益之间不存在时滞或时滞较短。
总之，由于城乡二元分割体制等因素的存在，我国农户人力资本投资行为及投资效果不同于其他形式的人力资本投资。因此，我们有必要利用相关的数据和模型，对农户教育投资、迁移投资、健康投资与农民收入四者的相互关系及影响进行更详细、深入的研究。
三、数据来源与模型选取
（一）数据来源
本研究中的农民收入用农村居民的人均纯收入来代表；农户迁移投资由农村居民人均交通和通讯支出反映；考虑到农村居民受教育程度是由政府与农户共同进行人力资本投资而形成的，我们不用受教育程度而用农村居民人均文教娱乐支出来反映农户的教育投资；影响健康的因素较多，如食物、衣着、居住环境及医疗保健等，对此，Schultz(1961,1971)做了深刻的论述。他认为，额外的食物在某些穷国具有“生产物资”的属性，但是食物的这种属性随着消费量的增加而减小，当达到某一点时，食物的进一步增加就成了纯消费，这同样适用于服装、住房，或许适用于医疗服务。本文认为用农村居民人均医疗保健支出能更准确地反映我国农户的健康投资状况。本研究所用数据均来自《中国统计年鉴》，样本区间为1983-2005年。
（二）模型选取
为了研究农户的迁移投资(M)、教育投资(E)、健康投资(H)、与农民收入(Y)之间的相互影响，我们选择向量自回归模型作为我们的基本计量模型，选择它是因为其具有以下优点：它把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，因此它可以不以严格的经济理论为依据，还可以避免变量缺省的问题，从而有效地解决了现实分析中难以找到合适的理论基础来构建一个包含所有影响因素的模型的问题，为分析系统中各个变量之间的动态影响提供了很好的分析工具(lü tkepohl,1993)。③本文实证分析的具体思路为：首先对各变量进行ADF(augmented Dickey-Fuller test)单位根检验法检验各变量之间的平稳性，如变量是单整的，再进行JJ(Johansen-Juselius)协整检验，以检验各变量之间是否存在协整关系，如果存在协整关系，则建立向量误差修正模型 (vector error correction model,VECM)并找出其长期均衡关系进行分析；接着在VEC模型的基础上进行格兰杰因果关系检验(granger causality test)，分析各变量之间的短期及长期格兰杰因果关系；最后再运用脉冲响应函数(impulse response function,IRF)和方差分解(variance decomposition)对各变量间的动态影响作更详细的分析。
四、实证分析
（一）ADF单位根检验及JJ协整检验
Dickey和Fuller于1979、1980年对他们在1976年提出的DF检验进行了扩充，形成ADF检验，是目前普遍应用的单整检验方法。在检验之前，我们先观察各原始变量的时间趋势图，发现各变量都有明显的对数增长趋势，因此，我们取各变量的自然对数值，把其对数趋势转变为线形趋势，以方便以下的研究。ADF检验的结果如下：
表1 ADF单位根检验结果
注：c，k，n分别表示回归方程中的常数项、时间趋势和滞后阶数，为0表示没有。滞后阶数根据AIC原则确定。
由检验结果可知，各变量水平值都不平稳，但一阶差分值平稳，均为I(1)时间序列，因此我们可以对其进行JJ协整检验，由于我们要在VEC模型中确定变量的长期均衡关系，所以JJ检验并不涉及协整向量的选择问题，只需检验各变量间是否存在协整关系。由ADF检验可知，LNY、LNM、LNE、LNH均包含时间趋势项和常数项，我们在协整方程中也选择包含时间趋势项和常数项(Johansen,1994)。
表2 JJ协整检验结果
由表2可知，即使我们按照Reinsel and Ahn(1992)和Remier(1992)的建议把迹统计量加以调整，以克服小样本条件下过分频繁地拒绝原假设，仍然可以得出四个变量存在协整关系的结论。
（二）VEC模型的建立及长期均衡关系分析
从上述检验中我们知道，1983-2005年间农民收入、农户迁移投资、教育投资与健康投资之间存在长期协整关系，因此我们可以建立如下形式的VEC模型：
我们根据JJ协整检验所提供的信息，运用Mills（2002，中译本）对VEC模型结构参数的选择方法④，综合考虑方程的拟合优度、参数显著性等问题，确定模型的最优滞后阶数及是否包括趋势项、漂移项，最终估计结果如下：
长期均衡方程（[]和()内分别为标准差和t值）：
表3 VEC模型估计结果
注：()内分别为标准差及t值的显著性水平。
由表3可以看出，农民收入增长与农户的迁移投资、教育投资和健康投资之间存在长期均衡关系，其中农户的迁移投资和教育投资对农民收入增长起促进作用，教育投资的促进作用最大，这符合国内外学者的普遍观点。迁移投资对农民收入增长的正向作用次之；农户的健康投资对农民收入增长的作用为负，并且负作用较大，这也验证了本文前面的理论分析，即在农村社会保障体系还不完善及农民收入水平还较低的情况下，农户的健康投资主要用来治疗疾病，并没有通过健康投资来提高劳动效率进而增加收入，相反，在有限的收入水平下，健康投资反而迫使农户降低了在其他方面的投资，从而造成其收入减少，农村的现实情况也说明了这一点：据青海省卫生厅的一份报告显示，2006年参加合作医疗试点县的农牧民因病致贫、因病返贫的比例为41%。⑤既然健康投资对农民增收的作用为负，农户为何还要进行健康投资？一方面由于缺乏社会保障，农民的医疗支出主要靠自己支付，为了治病，不得不进行健康投资；另一方面，如果不进行治疗或不及时进行治疗，造成的收入损失可能会比进行健康投资造成的损失更大。张车伟(2003)的研究已经证明：农村家庭劳动力因病无法工作对农户造成的损失是非常大的。由此我们还可得出具有不同生产能力的家庭成员获得健康投资的水平可能会有所不同的结论。
（三）格兰杰因果关系检验
不同类型的农户人力资本投资与农民收入协整关系的存在，说明了它们之间必然存在某一方向上的格兰杰因果关系，而基于VEC模型进行格兰杰因果关系检验，可以避免非平稳条件下进行检验而产生的“伪因果”的问题。对于误差修正模型：
表4 基于VEC模型的格兰杰因果关系检验
续表4
由表4可知，各变量间均存在着长期双向的格兰杰因果关系；而农户的迁移投资短期内不是农民收入、农户教育投资与健康投资的格兰杰原因，但从长期来看，又存在着迁移投资到农民收入、教育投资和健康投资的格兰杰因果关系，说明农户迁移投资并不能马上影响到其它3个变量，这可能是由以下原因造成的：第一，农村存在大量剩余劳动力和城市对外来劳动力的制度性排斥，使农户的迁移投资在短期内并不能马上带来就业和工资收入；第二，普遍存在的农民工工资不能按时足额发放问题使得迁移投资的回报有所滞后。教育投资到迁移投资方向上的格兰杰因果关系也存在着同样的问题，说明农户在完成教育投资到教育投资最终对迁移产生影响之间，也存在一个时滞。
（四）脉冲响应函数和方差分解
格兰杰因果关系检验只是说明了各变量之间是否具有因果关系，利用脉冲响应函数和方差分解，我们可以对各变量之间的动态影响及影响程度作进一步的探讨。脉冲响应函数描述的是在随机扰动项上施加一个一次性的标准差大小的冲击后对系统内生变量当前值和滞后值的影响，对一个变量的冲击直接影响到这个变量，并且通过VEC模型的动态结构传导给其他变量。方差分解则是将系统的预测均方差(Mean Square Error,MSE)分解成系统中各变量冲击所做的贡献，可以给出对系统中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息，常用来考察系统中内生变量对其中某个（些）内生变量变动的贡献程度。图1和表5分别是脉冲响应函数和方差分解的结果。
图1 脉冲响应函数图示（横轴：冲击响应期 纵轴：响应值）
表5 方差分解结果（单位：%）
脉冲响应函数的分析结果表明：1、对农户的健康投资施加一个正冲击后，农民收入、农户的迁移投资、教育投资的脉冲响应均为负，分别稳定在-2.3%、-2.5%、-1.9%左右，这验证了我们前面的分析，即健康投资迫使农户减少了在其它方面的投资，并抑制了农民收入的增长；2、虽然农民收入对农户健康投资的冲击反应为负，但是健康投资对农民收入冲击反应却为正，即虽然健康投资的增加抑制了农民收入的增长，但随着农民收入水平的提高，农户还会加大对健康的投资力度，从侧面说明了农户的健康投资水平还很低，远远满足不了其对健康的正常需求；3、对农民收入施加一个正冲击后，农户的迁移投资、教育投资、健康投资的脉冲响应均为正，其中农户的迁移投资增长最高，稳定在6.7%左右，教育投资次之（4.5%左右，稳定状态下，下同），健康投资增加的幅度最小(2.8%)，说明随着农民收入的增长，农户会加大人力资本投资的力度。由于健康投资对收入的影响为负，故农户对健康投资的积极性不高，但由于健康投资还远不能满足农户对健康的正常需求，因此又不得不增加健康投资；4、对农户的迁移投资施加一个正冲击后，农民收入、农户的教育投资、健康投资的脉冲响应值分别稳定在2.5%、2.4%、1%左右，但是从图中也可看出，LNY、LNE、LNH对迁移投资冲击的脉冲响应第一期值均为0，第二期也并不太显著，之后才开始逐渐增强，说明迁移投资对系统其他变量的影响有一定的滞后性，这也印证了我们前面格兰杰因果关系检验的结果，即短期内迁移投资不能格兰杰导致LNY、 LNE、LNH，而长期内则可以；5、对农户教育投资施加一个正冲击后，会使农民收入的增长稳定在3.4%左右，并且在第一期内，即对收入产生了较显著的影响，这说明农户从进行教育投资到获得投资收益之间的时滞效应并不大。农户的健康投资对教育投资的冲击反应是增长稳定在1.2%左右，受教育程度的提高有利于农民增收实属正常，随着受教育程度的提高，农户由于收入增长和健康意识增强而加大对健康的投资力度这也不足为奇，而教育投资的增加使迁移投资减少-0.9%（稳定状态），虽然减少幅度不大，却颇耐人寻味。对此的可信解释为：一方面，并非受教育程度越高，迁移的动机就越强。赵耀辉(1999)发现，具有高人力资本禀赋的农村劳动力，优先考虑向农村非农产业转移而非异地转移，因为转移的城市会降低他们的社会地位。那么调查显示的迁移人口的受教育程度要高于农村平均水平应作何解释呢？这是因为迁移劳动力大多是20-30岁的青年，而这部分人口的受教育水平自然要高于平均水平（蔡昉、都阳等，2003）；另一方面，随着农民受教育程度的提高，其在搜集信息、选择旅行方式、满足工作需要的能力上都要比受教育程度较低的占有优势，从而降低了农户的迁移成本。
综合分析方差分解的结果，发现有两点值得关注：1、农户教育投资对迁移投资变动的贡献程度较小，最大仅为1.33%（第一期），最后稳定在0.5%左右，对此的基本解释为：第一，正如前面所述，并非受教育程度越高迁移的动机就越强；第二，城市劳动力市场的二元分化，导致农民进城之后主要在诸如餐饮服务业、建筑业等技术含量低的非正式部门工作，对受教育程度要求不高。一项大规模的调查显示：初中学历是异地迁移的足够条件⑥，而农村地区已经基本实现了九年义务教育的普及，从而降低了教育投资的追加对迁移的影响；第三，中国社会关系网络在迁移中的重要作用也降低了教育投资对迁移的影响（蔡昉、都阳等，2003）；2、农户的迁移投资对健康投资变动的贡献较小，从侧面说明了健康对非农就业的工资水平并无太大的影响，这与魏众(2004)的分析结果相吻合。
五、结论及政策建议
理论分析和实证研究的结果均表明：(1)农户健康投资的增加会抑制农民收入的增长和教育投资、迁移投资水平的提高。除此之外，本研究还发现，目前的农产健康投资水平还远不能满足农民对健康的正常需求；(2)农户迁移投资的增加，不仅显著促进了农民收入增长，还提高了教育和健康投资水平，但它的影响有一定的滞后性；(3)农户教育投资对农民增收的正影响最大，并且还能降低农户的迁移成本，但农户教育投资在解释农户迁移投资变动中所起的作用并不大；(4)农民收入的增长能有效促进农户教育、迁移和健康投资水平的提高。
健康投资对农民增收的影响为负，其政策含义并不是鼓励农户减少健康投资，而是要加强和完善以医疗保障制度为主的农村社会保障体系，使农户可以把更多的健康投资用于保持更好的体力和精神状态上，进而提高生产效率、增加农民收入，而非仅用来治疗疾病，只有如此，才能最终实现农民收入增长与农户人力资本投资水平提高之间的良性互动循环；而消除城市劳动力市场的就业歧视，加强政府对农村劳动力就业的指导，保证农民工工资足额按时发放，不仅可以提高迁移投资的收益率，还可以充分发挥受教育程度在迁移过程中应起的作用。总的来看，以户籍、社会保障等为内容的城乡二元分割体制已成为农村经济发展和农民收入增长的桎梏，如何打破之，实现城乡和谐发展，已成为亟待解决的问题。
(CH)
注释：
①Kuznets(1961)：“资本及资本构成的概念应当扩展到包括对健康、教育和人员自身培训的投资，即对人力资源的投资”； Schultz(1961)认为：人力资本投资包括医疗和保健、在职人员培训、正规学校教育、不是由企业组织的学习项目和迁移五类：Becker(1964)认为：人力资本投资应包括“正规学校教育、在职培训、医疗保健、迁移及收集价格和收入的信息等多种形式”。
②按照文盲半文盲受教育年限为3年，小学、初中、高中及中专、大专及以上受教育年限分别为6、9、12、16年算出，数据来自《中国农村统计年鉴2005》。
③详见彭水军等：《中国经济增长与环境污染》，《中国工业经济》2006年第5期。
④特伦斯·C·米尔斯：《金融时间序列的经济计量学模型》，经济科学出版社，2002，中译本，p288-292。
⑤中国卫生部网站，http://www.moh.gov.cn/newshtml/10841.htm。
⑥劳动与社会保障部、国家统计局：《中国农村劳动力就业及流动状况》研究报告。