■ 劉奧龍（河南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院　河南開封　475001）

人力資本、城市化與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系探討—基于我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

■ 劉奧龍（河南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院河南開封475001）

本文基于2005-2013年的省際面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型，分析人力資本、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)城市化水平的提高會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距；但人力資本質(zhì)量的提高和人力資本投資的加大使城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，通過城市化這一中間作用機(jī)制，這種負(fù)向作用會(huì)更加明顯，并且城鄉(xiāng)收入差距最終會(huì)自我強(qiáng)化。

城鄉(xiāng)收入差距人力資本城市化動(dòng)態(tài)面板靜態(tài)面板

引言

2011年以來，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值已經(jīng)躍居世界第二，經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大的成就。但隨之也產(chǎn)生了一系列問題，尤其是自20世紀(jì)90年代以來的城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大，城鄉(xiāng)收入比已經(jīng)由1985年的2.1上升到2013年的3.03，漲幅超過50%。影響城鄉(xiāng)收入差距的原因眾多，人力資本作為重要的因素，一直被大量學(xué)者研究。正常情況下，教育是影響人力資本的重要因素，二者一般呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系，但多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)由于存在政府城市主導(dǎo)型的教育發(fā)展戰(zhàn)略，教育經(jīng)費(fèi)大部分被用在發(fā)展城市教育上，農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)欠缺，教育質(zhì)量下降，人力資本水平長(zhǎng)期得不到提升，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。與此同時(shí)，城市化作為農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口轉(zhuǎn)移的重要方式，是縮小城鄉(xiāng)居民收入差距、打破城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體制、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的關(guān)鍵。而我國(guó)的城市化水平長(zhǎng)期落后于同期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，農(nóng)村人口依然占總?cè)丝诘囊话胍陨?。城市化水平較低的原因眾多，戶籍制度的限制、農(nóng)村人力資本水平較低、缺乏必要的勞動(dòng)技能導(dǎo)致其無法進(jìn)入城市務(wù)工等因素都延遲了城市化進(jìn)程。

城鄉(xiāng)收入差距是收入差距的重要反映，目前經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展并沒有帶來城鄉(xiāng)收入分配的均衡式增長(zhǎng)。雖然已有大量研究表明加大教育投入和快速推進(jìn)城市化可以促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距縮小，但是這種關(guān)系并不必然存在。本文著重探討人力資本、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，并運(yùn)用實(shí)證研究的方法檢驗(yàn)最終的結(jié)論。

文獻(xiàn)回顧

Schultz（1958）認(rèn)為勞動(dòng)者自身的能力可以決定人力資本水平，進(jìn)而影響技術(shù)進(jìn)步，最終會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。Angrist & Larvy（1999）從微觀視角，系統(tǒng)性地研究了教育質(zhì)量和人力資本對(duì)個(gè)人發(fā)展的影響，認(rèn)為教育質(zhì)量和人力資本極大影響了個(gè)人的發(fā)展。關(guān)于人力資本與收入差距之間的關(guān)系，F(xiàn)eenstra（1995），Hanson（1996）認(rèn)為，世界經(jīng)濟(jì)全球化的大背景之下，產(chǎn)業(yè)分工越來越明顯，對(duì)發(fā)展中國(guó)家熟練勞動(dòng)力的需求逐年上升，因此具有更高人力資本水平的勞動(dòng)力就會(huì)具有更高的收入。進(jìn)一步，Galor（1993）在一個(gè)規(guī)模報(bào)酬不變的生產(chǎn)函數(shù)假設(shè)基礎(chǔ)之上，提出在市場(chǎng)不完備的條件下，人力資本水平的差異會(huì)造成收入的不平等，收入不平等又限制了低收入人群接受教育的機(jī)會(huì)，最終導(dǎo)致人力資本投資的減少。

同其它國(guó)家比較，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有“異質(zhì)性”，由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的存在，在農(nóng)村和城市之間接受教育的機(jī)會(huì)和接受教育的質(zhì)量有很大差別，由此產(chǎn)生了較大的城鄉(xiāng)差距。蔡?（2001）認(rèn)為城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟(jì)體制限制了城鄉(xiāng)間的人口流動(dòng)，不利于人力資本外部效應(yīng)的“溢出”。陸銘（2005）利用省際面板數(shù)據(jù)對(duì)收入差距問題進(jìn)行了系統(tǒng)的研究，認(rèn)為政府的城市優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略是我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要因素。侯風(fēng)云（2004）認(rèn)為伴隨農(nóng)村人力資本水平的提高，具有熟練勞動(dòng)能力的農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工，最終服務(wù)于城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，加之城市偏向型的教育經(jīng)費(fèi)投入，所以無論從人力資本的初期形成還是后期對(duì)當(dāng)?shù)匕l(fā)展做出的貢獻(xiàn)，城市與農(nóng)村都有較大差異，進(jìn)而產(chǎn)生了城鄉(xiāng)收入差距。

城市化也會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生重要影響。程開明（2007）認(rèn)為，在政府主導(dǎo)的城市化過程中，城鎮(zhèn)的現(xiàn)代化過程會(huì)吸引周邊大量的資本涌入，導(dǎo)致同時(shí)期的農(nóng)村建設(shè)缺少資金，得不到發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距拉大。孫永強(qiáng)、巫和懋（2012）認(rèn)為，城市化最重要的作用在于打破戶籍制度所產(chǎn)生的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體制，增強(qiáng)城鄉(xiāng)之間勞動(dòng)力的流動(dòng)，這將會(huì)從根本上縮小城鄉(xiāng)收入差距，且這種作用將伴隨整個(gè)城市化的過程。蘇雪串（2002）認(rèn)為我國(guó)目前的城市化水平大幅度滯后于世界發(fā)達(dá)國(guó)家的水平，這嚴(yán)重制約了城鄉(xiāng)之間的人口流動(dòng)，阻礙了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。

表1　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2　初步回歸結(jié)果

現(xiàn)有的文獻(xiàn)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行了大量的研究，但是對(duì)現(xiàn)階段人力資本、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的探討則較少。因此，本文將利用我國(guó)2005-2013年間31個(gè)省市（西藏、港澳臺(tái)除外）的面板數(shù)據(jù)，研究我國(guó)人力資本、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。在研究方法上，本文將會(huì)同時(shí)使用靜態(tài)面板模型和動(dòng)態(tài)面板模型方法進(jìn)行分析，以保證研究的穩(wěn)健和可靠。

變量選取與模型設(shè)定

（一）指標(biāo)構(gòu)建

1.被解釋變量。城鄉(xiāng)收入差距（Ince）?，F(xiàn)階段的研究中，部分學(xué)者采用基尼系數(shù)來測(cè)度城鄉(xiāng)收入差距，但此種方法更關(guān)注某個(gè)階層和群體之間收入差距的變化，無法全面的對(duì)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行解釋。考慮到我國(guó)國(guó)情，為了更合理地度量我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的變化，本文采取王少平（2007）的做法，用泰爾指數(shù)測(cè)量我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，計(jì)算公式如式（1）所示：

公式中，Inceq，t表示第q個(gè)地區(qū)在t時(shí)期的泰爾指數(shù)，其中s=1、2分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，Vqs表示q地區(qū)城鎮(zhèn)（s=1）或農(nóng)村（s=2）總?cè)丝跀?shù)，Vq表示地區(qū)q的總?cè)丝?，Rqs表示地區(qū)q城鎮(zhèn)（s=1）或農(nóng)村（s=2）的總收入（用對(duì)應(yīng)地區(qū)的人口和人均收入的乘積表示），Rq表示地區(qū)q的總收入，泰爾指數(shù)越小，說明城鄉(xiāng)收入差距越小。

2.解釋變量。人力資本水平，本文用兩個(gè)因素衡量人力資本水平，即人力資本質(zhì)量（hc1）和人力資本投資（hc2）。人力資本質(zhì)量用各地區(qū)當(dāng)年各教育階段的畢業(yè)生人數(shù)來計(jì)算，計(jì)算公式如式（2）所示：

表3　整體回歸

由于部分?jǐn)?shù)據(jù)有缺失，本文用當(dāng)年各階段的入學(xué)人數(shù)代替缺失部分的畢業(yè)生人數(shù)。同時(shí)，決定一個(gè)地區(qū)人力資本投資水平的是教育經(jīng)費(fèi)投入占比，本文用教育經(jīng)費(fèi)占公共財(cái)政支出的比重來衡量。最后，城市化水平（urb）用地區(qū)年末的城鎮(zhèn)人口總數(shù)占年末總居住人口數(shù)的比重衡量。

3.控制變量。為了增強(qiáng)分析結(jié)果的穩(wěn)健性，防止遺漏變量偏差造成的估計(jì)有偏和不一致問題，在考慮數(shù)據(jù)可得性的前提下，本文引入如下控制變量：

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）。用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示。根據(jù)庫(kù)茲涅茨的理論，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)影響到收入差距，就很可能也會(huì)影響城鄉(xiāng)收入差距，本文用各地區(qū)的人均GDP來表示。

經(jīng)濟(jì)開放程度（opengdp）。經(jīng)濟(jì)開放程度會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的各個(gè)方面，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響很難預(yù)計(jì)，本文用地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示。

固定資產(chǎn)投資水平（inv）。投資是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要外生變量，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有至關(guān)重要的作用，固定資產(chǎn)投資作為總投資中的重要組成部分，很可能也會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響，本文用固定資產(chǎn)投資占總投資的比重來表示。

同時(shí)，在實(shí)證研究中，為了控制變量之間的異方差問題，使數(shù)據(jù)變得“平滑”，并且更好地反應(yīng)變量之間的彈性關(guān)系，本文對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的面板數(shù)據(jù)主要包括了我國(guó)的31個(gè)省市9年之內(nèi)的觀測(cè)值。數(shù)據(jù)均來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、 EPS統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、CCER數(shù)據(jù)庫(kù)等。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示，本文對(duì)各變量進(jìn)行了方差膨脹因子檢驗(yàn)，以防止變量間存在多重共線性的問題，變量的VIF值均小于10，排除多重共線性的問題。

模型估計(jì)結(jié)果與分析

（一）基礎(chǔ)回歸

首先估計(jì)城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，在排除其它變量干擾的前提下，對(duì)其進(jìn)行靜態(tài)面板OLS估計(jì)，模型設(shè)定為：

在模型（1）中，lnInceq，t表示第i個(gè)省在第t年的城鄉(xiāng)收入差距，lnurbi，t表示城市化水平，β1表示城市化水平的系數(shù)，lnx（control）i，t表示控制變量，β2表示控制變量lnx（control）i，t的系數(shù)。εi，t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，z為個(gè)體之間相同的截距，ui代表個(gè)體效應(yīng)， 估計(jì)結(jié)果如表2所示。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知固定效應(yīng)模型更有效，城市化水平系數(shù)為-0.906，且在5%的水平上顯著，說明提高城市化水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的減小具有正向的作用；城市化的平方項(xiàng)系數(shù)為-0.597，說明城市化水平提高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距縮小的邊際效用遞增。

同上，估計(jì)人力資本水平和人力資本質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，模型設(shè)定為：

其中l(wèi)nhc1i，t表示人力資本的質(zhì)量，β0表示其系數(shù)，lnhc2i，t表示人力資本投資的水平，β1表示其系數(shù)，其它設(shè)定同模型（1）相同。從表2的回歸結(jié)果可以看出，不論是人力資本質(zhì)量還是人力資本投資水平，都與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān)，即提高其水平會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。此外，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果，兩個(gè)模型都是固定效應(yīng)估計(jì)更加有效。

（二）綜合回歸

綜合分析人力資本、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，首先進(jìn)行靜態(tài)面板模型的估計(jì)。此部分將通過Hausman檢驗(yàn)判斷是否存在隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型的情況，同時(shí)由于本文的樣本時(shí)間較短，因此靜態(tài)面板模型的估計(jì)可能有偏，為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健，引入動(dòng)態(tài)面板模型，動(dòng)態(tài)面板模型與靜態(tài)面板模型相比，增加了被解釋變量的滯后一期。Arellano & Bond（1991）提出一階差分廣義矩估計(jì)的方法，但是當(dāng)被解釋變量的系數(shù)較大，即存在比較強(qiáng)的序列相關(guān)的時(shí)候，或者當(dāng)個(gè)體效應(yīng)的波動(dòng)較大時(shí)，通過蒙特卡洛模擬會(huì)發(fā)現(xiàn)一階差分廣義矩估計(jì)存在估計(jì)結(jié)果的偏差。出現(xiàn)這種情況的原因是水平滯后項(xiàng)差分方程中內(nèi)生變量的弱工具變量。為了解決上述問題，Arellano & Bover（1995），Blundell & Bond（1998）對(duì)原來的方法進(jìn)行改進(jìn)，提出了系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的方法，同時(shí)采用水平方程和差分方程進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)一步地提升了估計(jì)的有效性。需要注意的是，廣義矩估計(jì)的方法是否有效主要取決于工具變量的有效性，并且殘差項(xiàng)不存在二階及以上的序列相關(guān)。因此為了檢驗(yàn)工具變量的有效性，需要進(jìn)行Saragn檢定，同時(shí)為了判斷殘差項(xiàng)是否存在二階以上的自相關(guān)，需要構(gòu)建AR（2）統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。因此本文采用Arellano & Bond（1991）給出的建議，首先通過兩步估計(jì)法給出的Sargan檢驗(yàn)值進(jìn)行模型的篩選，然后采用一階差分GMM和系統(tǒng)GMM的方法進(jìn)行模型系數(shù)顯著性的判斷。

首先采用靜態(tài)面板模型方法進(jìn)行估計(jì)，模型設(shè)定為：

然后用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)，模型設(shè)定為：

在方程中，Yi，t表示第i個(gè)省在第t年的城鄉(xiāng)收入差距，Yi，t-1表示被解釋變量Yi，t的滯后一期，Xi，t表示解釋變量，β1表示解釋變量Xi，t的系數(shù)，X（control）i，t表示控制變量，β2表示控制變量xi，t的系數(shù)。εi，t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，Z表示個(gè)體之間相同的截距，Ui表示個(gè)體效應(yīng)。回歸結(jié)果如表3的2-5列所示。

根據(jù)表3的回歸結(jié)果可以看出：在靜態(tài)面板模型中，城市化的系數(shù)為負(fù)值，表明城市化水平的提高會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距；城市化的二次方系數(shù)為負(fù)且顯著，說明城市化對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的邊際效應(yīng)遞增。Hausman檢驗(yàn)未通過，因此拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型更有效的假設(shè)。人力資本質(zhì)量和人力資本投資的系數(shù)都為正，說明人力資本質(zhì)量的提高和人力資本投資的增加都導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。出現(xiàn)上述情況的原因是人力資本的提升主要集中于大中城市，農(nóng)村的人力資本水平不論從質(zhì)量還是投資水平都滯后于城鎮(zhèn)。

在動(dòng)態(tài)面板模型回歸結(jié)果中可以看到，殘差項(xiàng)二階序列相關(guān)的檢驗(yàn)和Saragan檢驗(yàn)都通過，滿足廣義矩估計(jì)的要求，同時(shí)工具變量的選取被證明是有效的。在采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法的動(dòng)態(tài)面板模型的回歸結(jié)果中也可以看到，城鄉(xiāng)居民收入差距的一階滯后項(xiàng)顯著，說明靜態(tài)面板模型中存在遺漏變量偏差的問題，動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)更加有效。此外，不論是靜態(tài)面板模型還是動(dòng)態(tài)面板模型可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小都有正向作用。

為了進(jìn)一步觀察人力資本、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的交互影響，本文加入人力資本質(zhì)量和城市化水平的交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸。因?yàn)殪o態(tài)面板模型可能存在遺漏變量問題，故此處只采用動(dòng)態(tài)面板模型回歸?；貧w結(jié)果記為差分GMM（1）、系統(tǒng)GMM（1），結(jié)果如表3的最后兩列所示。根據(jù)表3中的回歸結(jié)果，AR（2）檢驗(yàn)、Saragan檢驗(yàn)都通過，故估計(jì)有效，并且動(dòng)態(tài)面板的一階滯后項(xiàng)仍然顯著，表明選用動(dòng)態(tài)面板模型較為合理。同時(shí)，不論是差分GMM方法還是系統(tǒng)GMM方法，城市化水平的提高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小有積極作用且顯著。人力資本質(zhì)量和投資的系數(shù)都為正數(shù)，只在差分GMM的結(jié)果中顯著，表明人力資本質(zhì)量提升會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。人力資本質(zhì)量和城市化水平的交互項(xiàng)系數(shù)為正，在差分GMM的估計(jì)結(jié)果中顯著，表明由于城市化這一中間變量的存在，人力資本質(zhì)量提高擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的趨勢(shì)會(huì)更加明顯。城鄉(xiāng)收入差距滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著，表明城鄉(xiāng)收入差距會(huì)自我強(qiáng)化。

研究結(jié)論及政策建議

本文基于我國(guó)2005-2013年的省際面板數(shù)據(jù)，研究人力資本、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)城市化水平的提高會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距，并且隨著時(shí)間的推移，城鄉(xiāng)收入差距會(huì)自我強(qiáng)化。同時(shí)人力資本質(zhì)量的提高和人力資本投資的加大使城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，并且通過城市化這一中間作用機(jī)制，其反向作用會(huì)更加明顯。

近十年來，雖然城市地區(qū)的人力資本水平得到了大幅度的提高，但是農(nóng)村的人力資本水平卻越來越落后，導(dǎo)致其缺乏必要的勞動(dòng)技能，最終擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。此結(jié)果說明城市優(yōu)先的教育政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大起到了決定性的作用，因此通過降低教育不平等可以有效的緩解城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的問題。我國(guó)目前實(shí)行的九年制義務(wù)教育，乃至將從2017年開始的義務(wù)教育階段教材全部免費(fèi)等措施，為農(nóng)村居民提供了接受基礎(chǔ)教育的機(jī)會(huì)，為實(shí)現(xiàn)教育公平提供了一個(gè)基本的前提。但是農(nóng)村教育質(zhì)量的提高仍是亟待解決的問題。只有大幅度的增加對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)教育的經(jīng)費(fèi)投入，提高農(nóng)村的人力資本水平，從而使整個(gè)社會(huì)的人力資本水平得到提高，才能有效的從根本上縮小城鄉(xiāng)收入差距。

目前，我國(guó)的城市化水平還較為落后，不能適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下發(fā)展的要求。為了縮小城鄉(xiāng)收入差距，我國(guó)需要進(jìn)一步加快城市化進(jìn)程，促使農(nóng)村和城市之間人口的自由流動(dòng)，使得城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入趨同，同時(shí)加快提高農(nóng)村地區(qū)的人力資本水平，并通過城市化這一中間力量，達(dá)到縮小城鄉(xiāng)收入差距的目的。

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本文為2015年度河南省政府決策研究課題重點(diǎn)項(xiàng)目（2015A013）的階段性成果

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