全面鄉村振興戰略下人力資本存量與農戶收入結構關系實證分析

祝 琴，裘 欣，嚴 影，曾佳欣

(南昌大學a.管理學院；b.信息工程學院，江西 南昌 330031)

一、研究背景

黨的十九屆五中全會提出“優先發展農業農村，全面推進鄉村振興”。全面鄉村振興的關鍵是鞏固脫貧攻堅成果，幫扶農村貧困人口精準脫貧，全面脫貧[1]。人力資本在農民收入增長、農業經濟發展中的重要性已被世界上許多經濟學家和學者的研究所證實[2-4]，且我國農村人力資本是農戶家庭收入的重要源泉尤為顯著[5-6]，農戶人力資本的有效開發是目前我國實現精準脫貧的內生動力，因此，提升農戶人力資本存量是屬于“造血式”扶貧，是最有效的精準知識扶貧方式[6-8]。

然而，現有文獻未能揭示：鄉村振興戰略背景下，精準知識扶貧中人力資本存量與農戶家庭收入具體關系，以及人力資本是如何影響農戶家庭的收入結構，即人力資本存量與農戶收入結構的關系？因此，本文基于知識扶貧視角，擬采用江西某地四個區縣扶貧調查數據，研究農戶人力資本存量與家庭收入關系，對比分析貧困戶與非貧困戶人力資本存量對家庭收入的貢獻率，研究人力資本存量變化對農戶收入結構的影響，揭示貧困戶貧困的根源，在此基礎上研究如何有效提升農戶人力資本存量的管理策略，提高農戶家庭收入，為我國，全面實施鄉村振興戰略提供理論依據和政策建議。

二、數據與人力資本計量模型

為了揭示人力資本與農戶收入結構間的關系，首先必須進行農戶人力資本的計量。

(一)數據描述

本文所使用的資料來自江西XX精準扶貧調查隊2017年的農戶調查數據庫，數據調查的內容包括被調查農戶家庭成員構成，家庭成員個人特征、和收入構成等。調查的樣本量620戶，涉及4個縣近40個鄉鎮共62自然村，每個村選取10個樣本戶，總共收集了620份樣本數據。基于數據整理過程中產生的誤差考慮，課題組對出現異常值的樣本予以了剔除；同時，考慮到個別農戶會出現數據缺失，課題組經過篩選，最終確定有效樣本貧困戶223份，非貧困戶192份，共計415份。本文擬采用截面數據分析農戶人力資源與收入關系。

由于我國農村是具有中國特色的農村國情，農戶家庭均享有按人均分配的土地、山地使用權，農戶家庭收入一般包括工資性收入、經營收入，種植性收入和其他收入，且從實地調研數據統計結果卡：農戶工資性收入占家庭收入的68%，農戶工資性收入占家庭總收入近七成，因此，工資性收入已經成為我國農戶家庭收入主要來源，如圖1所示。此外，收入中還包括如政府資助、福利等部分，由于這部分收入占農戶收入的比例相對較小，且缺乏宏觀統計數據，因此在本文的研究中忽略這些變量。

圖1 農戶家庭三種收入占比圖

(二)農戶人力資本-收入模型

我國是具有中國特色的社會主義國家，不論農村農業還是教育的發展均烙印了中國特色，因此，中國農戶人力資本計量需要結合我國農村農業的實際情況建立相應的模型。著名經濟學家明瑟發現個人收入與受教育水平以及從業經歷均有關，從業經歷是農戶人力資本存量提升的另一條重要途徑。因此，綜合目前我國農村農業實際情況，鑒于本國的實際情況以及統計數據的可獲得性和可靠性，本文對經典的舒爾茨教育年限法做出改進，考慮農戶從業經歷對人力資本存量的影響，借鑒“明瑟收入方程”思想，提出“人力資本-農戶收入模型”。

(1)農戶人力資本存量計量模型

人力資本存量的計量可以從收入、教育程度、技術(職稱)等級法、教育經費法等多個角度加以衡量[9-11]，國內外很多學者將系統教育看成是形成和衡量人力資本的主要變量[12-13]，從而忽略從業經歷對于人力資本存量的影響。同時，考慮到農戶受教育年限簡單同質加未能區分基礎教育與更高學歷的教育水平等問題，本文在計算農戶人力資本存量時對教育年限法做如下調整：

綜合人力資本投資績效理論和農村人力資源實際情況，將農戶從業經歷按一定比例折算成受教育年限[14]，其中，從業經歷折合系數φ=0.1。16歲以下的兒童根據我國相關法律并未達到工作年齡，不存在收入，因此在家庭信息統計時忽略16歲以下兒童的學歷情況。對于家庭60歲以上的老人，由于普遍未能接受完六年小學教育且已缺乏良好的學習勞動能力，因此只計算從業經歷。余下的家庭成員一般為戶主的配偶和兄弟姐妹，在計算他們的人力資本時，本文將其以戶主的同等計算，得到農戶家庭人力資本存量的教育年限計算公式如下：

(1)

H為戶主學歷為a的家庭總人力資本存量，即經過折算處理的受教育年限；

a為戶主的學歷程度；φ為從業經歷折算受教育年限系數；A為農戶年齡；MT為家庭人口總數；MC為家庭18歲以下兒童數；MO為家庭60歲以上老人數。

(2)人力資本-農戶收入模型構建

1974年，美國著名經濟學家明瑟發現個人收入與教育水平以及工作年限之間存在線性關系，提出了“明瑟收入方程”

InI=A+γ1edu+γ2exp+γ3exp2+ε

(2)

其中，InI為工資的對數形式，為受edu教育年限，exp為從業經歷，ε為隨機誤差項，γ1、γ2、γ3為各項的邊際效率。

而長期致力于農業經濟研究的經濟學家舒爾茨(1902—1998)認為“農民的技能和知識水平與其耕作的生產率之間存在著密切的正相關關系”，指出人力資本是農戶收入的源泉[1]。由此，得到簡化的“明瑟人力資本-收入方程”

I=α+βH+ε

(3)

式中：I表示農戶家庭總收入，α表示個體效應，一般為常數；H表示人力資本存量，ε為隨機擾動項

同時，農戶收入根據其組成要素還可以得到如下收入方程

I=Iw+IM+Ip

(4)

式中：Iw為工資性收入；IM為經營性收入；Ip為種養殖收入。

三、實證分析

(一)變量選擇

根據上述已建的農戶人力資本-收入模型，自變量為農戶人力資本存量，因變量為農戶家庭收入。根據中國農村實際情況，農戶家庭收入結構主要包括工資性收入、經營收入和種植性收入三類，分別對應三個因變量。本文涉及的變量的名稱及、涵義及符號見表1，其他各實證變量的統計性描述，如非貧困戶人力資本存量、貧困戶人力資本存量等，見表2。

表1 實證指標的名稱涵義及符號

表2 各實證指標的描述性分析

(二)實證結果分析

(1)農戶家庭收入結構特點

農戶家庭收入結構主要包括工資性收入、經營性收入和種養殖收入三種，且農戶工資性收入、經營性收入和種養殖收入三者相互獨立。

中國農戶收入結構分為工資性收入、經營性收入和種養殖收入三類，考慮到這三類收入間可能存在相互影響，需要對三者的交互項Ia=IW×IM×IP交互效應進行驗證，如表3所示。

表3 人力資本存量與農戶三類收入線性回歸方差分析與回歸系數t檢驗

人力資本-收入模型總體通過顯著性檢驗(F值為3.897，在1%水平上顯著)，但農戶三項收入中僅有工資性收入系數通過T檢驗(t值為3.097，在1%水平上顯著)，其余p值遠大于可接受的范圍，由于多數變量未通過顯著性檢驗，因此認為農戶三類收入間并不存在交互相應，而是相互獨立的。

(2)人力資本存量與農戶家庭收入關系

①總體上看，與其他行業相比，農戶人力資本存量普遍偏低，且農戶人力資本存量差異不明顯，但人力資本存量與農戶家庭收入仍呈正相關。

從農戶人力資本存量與家庭收入散點圖如圖2所示，總體上看，農戶人力資本存量大部分在[5,15]之間，跟其他非農行業相比，農戶人力資本存量普遍偏低，且農戶人力資本存量最低5最高不超過20，因此，農戶人力資本存量差異不明顯。但是，從散點圖趨勢看，人力資本存量與農戶家庭收入總體呈正相關，即農戶人力資本存量越高，其家庭收入越高。

圖2 農戶人力資本存量與家庭收入散點圖

②農戶人力資本存量與收入線性關系顯著，但非貧困戶的人力資本存量對收入的貢獻率大于貧困戶人力資本存量對收入的貢獻率，因此，貧困戶與非貧困戶的差異源自人力資本存量對收入的貢獻率

分別對人力資本存量與農戶家庭收入，貧困戶及非貧困戶人進行人均總收入與人均人力資本存量的一元線性回歸分析，如表4所示，由回歸方程顯著性檢驗的概率為0，小于顯著性水平0.05，則認為系數不同時為0，被解釋變量與解釋變量全體的線性關系是顯著的，可建立線性方程，獲對應的線性回歸方程：

表4 人均人力資本存量與人均總收入線性回歸分析

人力資本存量與農戶家庭收入線回歸方程：

I=1 069.35×H+2 988.48

(5)

貧困戶人力資本存量與家庭收入線回歸方程：

I1=548.66×H+4 891.18

(6)

非貧困戶人力資本存量與家庭收入線回歸方程：

I2=816.24×H+6 433.30

(7)

可見，人力資本存量與農戶收入線性關系顯著。進一步研究發現：非貧困戶人力資本存量與其收入、貧困戶人力資本存量與其收入皆線性關系顯著，且非貧困戶回歸系數高貧困戶回歸系數近50%，此說明：非貧困戶人力資本存量對收入貢獻率遠大于貧困戶人力資本存量對收入的貢獻率，揭示了農戶人力資本存量對收入貢獻率的大小是貧困戶與非貧困戶的本質差異。

(2)人力資本存量與農戶收入結構關系

①非貧困戶的人力資本存量與工資性收入顯著相關，與經營性收入和種養殖收入相關性不顯著；而貧困戶的人力資本與工資性收入、經營性收入和種養殖收入的相關性間均不顯著相關。

為了揭示貧困戶與非貧困戶的人力資本存量對收入貢獻率差異的原因，分別進行貧困戶、非貧困戶人力資本與農戶家庭三類收入相關性分析，如表5所示：貧困戶的人力資本與三類收入間相關系數極小，甚至含有負值，均未通過10%水平上的顯著性檢驗，體現明顯的相關性；而非貧困戶人力資本僅與工資性收入顯著相關，相關系數達到0.301，通過1%水平上的顯著性檢驗，而與經營性收入、種養殖收入不顯著。

表5 貧困戶、非貧困戶人力資本與農村家庭各類收入相關性分析

這揭示了：農村非貧困戶是通過提升人力資本存量提高其工資性收入，提高家庭總收入，實現脫貧的；而貧困戶的工資性收入、經營性收入和種養殖收入很大程度仍源自于資源性收入，還未認識到人力資本存量的重要性，人力資本挖掘嚴重不足，人力資本存量低下，導致工資性收入低、家庭收入低，最終處于貧困狀態。

②對非貧困戶而言，人力資本存量與工資性收入線性關系凸顯，因此，非貧困戶人力資本存量直接影響工資性收入，間接影響家庭總收入，最終影響農戶家庭收入結構。

為深入探究人力資本與扶貧關系，需要進行人力資本存量對于收入結構關系研究。結合非貧困戶人力資本存量僅與工資性收入顯著相關，貧困戶的人力資本存量與農戶三類收入相關性不顯著的統計結論，針對非貧困戶，以農戶人力資本存量為自變量，家庭人均工資性收入為因變量做一元線性回歸分析，如表6所示。

表6 人力資本存量與農戶工資性收入線性非參數假設檢驗與回歸系數t檢驗

模型F值為11.627，在1%的水平上通過顯著性檢驗；系數t值為3.410，在1%的水平上通過顯著性檢驗，可得到回歸方程：

IW=12 855.56+522.55×H

(8)

由回歸方程可知，非貧困戶人力資本存量與工資性收入的回歸系數高達522.55，說明人力資本存量對農戶工資性收入影響凸顯，即非貧困戶工資性收入高是因為其人力資本存量高的原因。另一方面，農戶家庭收入主要由工資性收入、經營性收入和種養殖收入三種收入構成，工資性收入顯著增加，工資性收入占家庭收入近七成的比值必然繼續增加，農戶家庭收入結構一定發生變化，因此，人力資本存量是通過影響農戶工資性收入而影響家庭總收入的，這揭示了貧困戶與非貧困戶收入結構存在差異的根源。

三、研究結論與政策啟示

(一)研究結論

(1)農戶家庭收入結構主要分為工資性收入、經營收入和種植性收入三類，其中工資性收入占農戶家庭收入近七成，工資性已經成為我國農戶家庭收入的主要來源。

(2)長期以來，農戶人力資本存量低下問題未得到足夠的重視，人力資源開發不足，已經成為困擾我國 “知識脫貧、全面脫貧全面鄉村振興”戰略發展的一大難題。

當前，我國農戶人力資本存量普遍偏低，農戶家庭受教育程度偏低、從業經歷匱乏是困擾人力資本存量不高，家庭收入偏低的主要因素。農戶家庭高學歷人員比例極低，這一現象在貧困戶中表現尤為明顯。統計數據顯示，農戶家庭人均人力資本為11.51(年)，其中，非貧困戶人均人力資本12.80(年)，貧困戶人均人力資本10.48(年)。非貧困戶家庭中，大學以上學歷者占比3.1%，而貧困戶中僅為0.44%。

(3)農戶人力資本存量與收入呈正相關，且非貧困戶人力資本存量與僅工資性收入線性關系顯著，即，提高農戶人力資本存量，促進農戶工資性收入顯著增加，促進農戶家庭收入劇增，因此，提升農戶人力資本存量是我國當前實施“全面鄉村振興”的一劑良方。

研發發現：非貧困戶的人力資本存量普遍高于貧困戶，揭示了貧困戶貧困的根源在于人力資本存量低。對比貧困戶與非貧困戶的人力資本與收入回歸方程發現，非貧困戶人力資本與工資性收入貢獻率遠高于貧困戶人力資本與工資性收入貢獻率。因此，有效提高農村貧困戶人力資本存量，提高其工資性收入，提高貧困戶家庭收入，通過精準知識扶貧促進全面鄉村振興。

(二)政策啟示

上述研究結果與結論，人力資本存量較低是農村貧困戶貧困的根源，表現為知識貧困，因此，農村貧困地區通過知識扶貧實現全面鄉村振興，應抓住農村貧困戶人力資本存量超低的實質，從提高人力資本存量的源頭上治理農村貧困，通過知識扶貧提升貧困戶人力資本存量的策略，實現全面鄉村振興，具體包括：

(1)政府引導農村貧困戶積極、自覺、主動參與各類技能培訓，培育積極向上的學習氛圍，倡導的終身學習機制，為知識扶貧提供良好環境，促進農村貧困戶人力資本存量提升。

政府可以增加扶貧基金，用于獎勵自覺、主動、積極參與村、鄉、鎮等各級政府機構組織各種技能培養的貧困戶，推行農村貧困戶可以通過參與學習、培訓也能津貼福利，促成農戶積極主動再學習的氛圍。政府可以根據農村貧困戶的貧困程度、學習能力、脫貧意識在扶貧資源分配時給與政策性傾斜，促進“精準知識脫貧”。

(2)針對貧困戶的知識扶貧從娃娃抓起，知識扶貧路上一個也不能少，從增加學歷學習時間提高貧困戶家庭人力資本總量。

各級政府應重視農村貧困地區基礎教育建設，設立扶貧專項教育基金，制定與“精準知識扶貧”相應對的教育扶貧補貼政策，貧困戶家庭適齡兒童上得起學，愿意上學，確保農村包括貧困戶家庭在內的全部適齡兒童都接受“九年制義務教育”，實現農村適齡兒童100%入學率。

(3)政府積極探索各種知識扶貧模式，制定和推廣我國農戶職業教育，技能培訓要精準施策，豐富農戶尤其是貧困戶的從業經歷，提高農戶人力資本存量。

探索激勵農戶積極參加從業經歷、各類技能培訓的各種途徑，如帶薪的學習機制，提高農戶貧困家庭成員職業技能素養，推動知識扶貧。政府鼓勵農村貧困戶自主學習知識，樹立“知識脫貧”理念，激勵鄉村脫貧的“領路人”，促進“全面鄉村振興”。