作者簡介：李肖鵬（1989-），女，漢族，河北石家莊市人，應(yīng)用統(tǒng)計(jì)碩士，河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)，研究方向：調(diào)查分析與數(shù)據(jù)挖掘。

摘要：隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展建設(shè)也得到了重視，農(nóng)村收入由工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成，工資性收入逐漸成為了農(nóng)村居民收入的主要方面，而要獲得更多的工資性收入，就要進(jìn)行前期的人力資本投資。本文運(yùn)用兩種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法Kruskal-Wallis檢驗(yàn)和Jonkhere-Terpstra檢驗(yàn)，探索我國農(nóng)村居民人力資本投資和工資性收入的地區(qū)間的差異，及他們之間的相關(guān)關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民人力資本投資和工資性收入均存在顯著性差異，并且我國農(nóng)村居民人力資本投資對(duì)工資性收入具有正向影響。

關(guān)鍵詞：人力資本投資；工資性收入；Kruskal-Wallis檢驗(yàn)；Jonkhere-Terpstra檢驗(yàn)

一、前言

社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，使農(nóng)村剩余勞動(dòng)力得到了釋放。隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，進(jìn)一步刺激農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，以獲取更多的工資性收入。但要獲取更高的工資性收入，必須具備一定的技能，要進(jìn)行前期的人力資本投資。人力資本投資將會(huì)影響工資性收入在農(nóng)村居民純收入中的份額，刺激農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)發(fā)生變化。

Schultz，Mincer，Becker等構(gòu)建的關(guān)于收入分配的人力資本模型認(rèn)為，人口總體的平均受教育程度和教育分布狀況都會(huì)影響收入分配狀況，通常教育不平等與收入不平等之間存在正相關(guān)關(guān)系，而平均受教育程度的提高對(duì)收入不平等的影響可能是正向的，也可能是負(fù)向的，這取決于教育收益率的演變。熊廣勤、張衛(wèi)東對(duì)中國農(nóng)村的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)相對(duì)于高收入群體，我國農(nóng)村居民中低收入群體的收入水平對(duì)教育不平等程度的變化更敏感，教育不平等程度的上升惡化了農(nóng)村居民內(nèi)部收入分配狀況，或教育的均化會(huì)改善收入分配狀況。賀文華認(rèn)為農(nóng)村人力資本投資對(duì)農(nóng)村居民工資收入的增加有顯著的正影響。鄭雯穎研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村人均純收入增長率對(duì)農(nóng)村人均教育支出增長率和農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出增長率分別具有負(fù)向、正向的長期均衡關(guān)系。

本文運(yùn)用非參數(shù)模型中的Kruskal-Wallis檢驗(yàn)和Jonkhere-Terpstra檢驗(yàn)對(duì)農(nóng)村居民人力資本投資和工資性收入之間的相關(guān)關(guān)系以及在不同地區(qū)之間的差異進(jìn)行研究。

二、數(shù)據(jù)來源及變量選擇

人力資本投資由教育投資、健康投資和遷移投資構(gòu)成，在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理時(shí)把交通和通訊、醫(yī)療保健、文教娛樂用品及服務(wù)這三者的和替代人力資本投資變量；工資性收入是農(nóng)村居民家庭純收入中按收入來源劃分的工資性收入。所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，為2013年數(shù)據(jù)，單位為元。將全國31個(gè)省份、自治區(qū)等按照地域劃分為東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括吉林、山西、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、云南、陜西、甘肅、貴州、青海和西藏。

三、地區(qū)差異性檢驗(yàn)

（一）Krukal-Wallis檢驗(yàn)

Krukal-Wallis檢驗(yàn)方法對(duì)總體分布的正態(tài)性不做要求，檢驗(yàn)的前提條件如下：（1）隨機(jī)現(xiàn)象具有連續(xù)性；（2）各組樣本隨機(jī)獨(dú)立地來自于各自的總體；（3）觀測(cè)數(shù)據(jù)在各組數(shù)據(jù)之間和各組數(shù)據(jù)之內(nèi)構(gòu)成順序刻度。

東部、中部、西部三個(gè)部分原假設(shè)和備擇假設(shè)為：東部、中部和西部的人力資本投資（或工資性收入）的中位數(shù)相等；H1：東部、中部和西部的人力資本投資（或工資性收入）的中位數(shù)至少有兩個(gè)不相等。取置信度α=0.05。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，人力資本投資的H=11.5099>χ20.05，2=5.991（工資性收入的H=19.2228），所以拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認(rèn)為我國東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)的人力資本投資（或工資性收入）的中位數(shù)不相等，也就是說，2013年我國農(nóng)村居民人力資本投資和工資性收入在東部、中部和西部地區(qū)具有明顯的差異。

（二）Jonkheere-Terpstra檢驗(yàn)

Jonkheere-Terpstra檢驗(yàn)是一種單邊檢驗(yàn)，這種方法比Krukal-Wallis檢驗(yàn)有更強(qiáng)的優(yōu)勢(shì)，如一般的假設(shè)檢驗(yàn)問題有雙邊檢驗(yàn)和單邊檢驗(yàn)問題一樣，多總體問題的備擇假設(shè)也可能有方向性。

在檢驗(yàn)中的原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為H0：東、中、西部三個(gè)地區(qū)農(nóng)村人力資本投資（或工資性收入）的中位數(shù)相等；H1：東、中、西部三個(gè)地區(qū)農(nóng)村人力資本投資（或工資性收入）的中位數(shù)東部

SymbolcB@ 中部

SymbolcB@ 西部。

本文用大樣本近似計(jì)算來得到統(tǒng)計(jì)量Z值，在0.05的置信度下得到人力資本投資和工資項(xiàng)收入的統(tǒng)計(jì)量以及相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量的P值，分別為0.01和0.000。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，農(nóng)村人力資本投資和工資性收入的J-T統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.05，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認(rèn)為我國東部、中部和西部在農(nóng)村人力資本投資和工資性收入上存在差異，并且這三個(gè)總體的位置有上升的趨勢(shì)，平均水平依次升高。農(nóng)村人力資本投資和工資性收入的升降趨勢(shì)是相同的。

四、相關(guān)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步研究農(nóng)村人力資本投資和工資性收入之間的相關(guān)性關(guān)系，選用Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)進(jìn)行分析，原假設(shè)與備擇假設(shè)為：H0：為農(nóng)村居民人力資本投資與工資性收入不相關(guān)；H1：為農(nóng)村居民人力資本投資與工資性收入相關(guān)。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，rs=0.5584677，p-value=0.001314在置信度（單側(cè)）為0.01時(shí)，相關(guān)性是顯著的，接受備擇假設(shè)，認(rèn)為農(nóng)村居民人力資本投資與工資性收入相關(guān)，與J-T檢驗(yàn)的結(jié)果相同。農(nóng)村人力資本投資每增加1個(gè)單位，將使工資性收入增加0.5585個(gè)單位，農(nóng)村人力資本投資對(duì)工資性收入的影響效應(yīng)較高。

五、結(jié)論

我國農(nóng)村居民人力資本投資和工資性收入在東部、中部和西部地區(qū)具有明顯的差異。并且這三個(gè)總體的位置有上升的趨勢(shì)，平均水平依次升高。農(nóng)村人力資本投資和工資性收入的升降趨勢(shì)是相同的。實(shí)現(xiàn)全國農(nóng)村教育的普及，努力縮小東、中、西部之間的差距。

農(nóng)村居民人力資本投資與工資性收入具有正向的相關(guān)關(guān)系，農(nóng)村人力資本投資對(duì)工資性收入的影響效應(yīng)較高，農(nóng)村人力資本投資每增加1個(gè)單位，將使工資性收入增加0.5585個(gè)單位。增加農(nóng)村教育投資，提高農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)，使農(nóng)村勞動(dòng)力獲得更多的工資性收入，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)差距。（作者單位：河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1]Schultz T W.capital Formation by Education[J].Journal of Political Economy，1960，68（12）：579

[2]熊廣勤，張衛(wèi)東.教育與收入分配差距：中國農(nóng)村的經(jīng)驗(yàn)研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2010.27（11）：43

[3]鄭雯穎.農(nóng)村人力資本投資對(duì)農(nóng)村家庭收入影響分析[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2011（06）：129

[4]賀文華.農(nóng)村居民工資收入與農(nóng)村人力資本投資的區(qū)域差異研究——基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的視角[J].經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論，2012（04）：125-132

[5]杜睿云，安樹偉.農(nóng)村人力資本投資與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的理論探討——以廣西壯族自治區(qū)為例[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2011，25（8）：80

[6]申菊梅，高岳林.基于非參數(shù)統(tǒng)計(jì)的我國分地區(qū)生活質(zhì)量指數(shù)分析[J].太原城市職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2009，（7）：49-50

[7]王星，非參數(shù)統(tǒng)計(jì)[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.124-135