實現共同富裕的一個路徑探索：人力資本的增長與平衡效應檢驗

摘" "要：共同富裕是我國新發展階段的一個遠景目標，“富裕”和“共享”是實現共同富裕的關鍵。構造一個反映人力資本與城鄉居民收入差距關系的理論模型，并基于經驗證據檢驗人力資本通過增長效應和平衡效應推動“富?！焙汀肮蚕怼?，進而促進共同富裕的作用。研究發現，人力資本提升既有利于“蛋糕”做大，又能有效促進“蛋糕”更好地分配，顯著提升了城鄉居民可支配收入水平，且對農村居民收入的提升力度大于城鎮居民，成為縮小城鄉居民收入差距的關鍵變量，推動了“富?！焙汀肮蚕怼蹦繕说膶崿F；中介效應檢驗證實了人力資本通過促進農村高技能勞動力流向城鎮，間接推動城鄉居民收入增長和差距縮小，從而實現其增長與平衡效應；分樣本回歸結果顯示，人力資本的平衡效應在低收入省份更加明顯，而在高收入省份不顯著。

關鍵詞：共同富裕；人力資本；城鄉居民收入差距；教育公平

中圖分類號：F124.7" "文獻標識碼：A" "文章編號：1003-7543（2024）05-0095-17

共同富裕是中國特色社會主義的本質要求，也是中國式現代化的重要特征。黨的二十大報告提出“共同富裕是一個長期的歷史過程”，并將“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”作為2035年我國發展的總體目標，強調在未來的發展過程中要增強發展的均衡性和可及性，“著力促進全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化”。在新的歷史起點上，黨中央把握發展階段新變化，把實現共同富裕擺在更加重要的位置上［1］。 在此背景下，闡釋共同富裕的內涵，剖析實現共同富裕面臨的挑戰，進而探索共同富裕的實現路徑，對于現階段我國在高質量發展中扎實推進共同富裕具有重要的理論和現實意義。

共同富裕包含兩方面的內容，即“富裕”和“共享”，它既是富裕的共享，也是共享的富裕［2］。事實上，共同富裕與現有研究中的包容性增長、共享繁榮和共享發展等概念類似，強調低收入群體的收入增長和收入不平等程度下降［3］。就我國而言，一方面，“富?！比允枪餐辉５幕厩疤?。盡管改革開放以來我國經濟實現了快速發展，2020年已經完全消除絕對貧困，GDP增速直到近些年仍能維持在6%左右，但要實現2035年我國人均GDP達到中等發達國家水平的富裕目標，按李實的推算，我國未來年人均名義GDP增長率需達到10%，實際增長率需達到7%～8%［4］。因此，繼續保持較高的經濟增長速度，進一步提高各層次居民的收入水平，努力使我國人均收入趕上并超越中等發達國家，是實現我國共同富裕目標的基礎。另一方面，“共享”是我國共同富裕目標實現的關鍵，也是重大挑戰。社會不平等會造成貧富群體的分化，沖擊公共社會賴以生存的團結意識和共同感，過大的貧富差距不僅會降低低收入者的生活水平，而且會動搖公眾對美好生活向往的社會基礎［5］。雖然近年來我國城鄉收入差距問題有所緩解，但差距水平仍在高位徘徊［6］。國家統計局發布的數據顯示，我國城鄉居民人均可支配收入比從2008年的3.4下降到2021年的2.5，但是對比發達國家1.5左右的水平，我國城鄉居民收入差距仍需進一步縮小。另外，羅楚亮等的研究發現，2007—2013年我國城鎮和農村居民內部收入差距的基尼系數分別從0.34和0.35上升到0.38和0.41［7］，內部收入差距的擴大抑制了城鄉差距縮小對共享的促進作用，造成了新的不平等問題。共享是實現共同富裕的必然要求，高位徘徊的收入差距是共同富裕面臨的一大挑戰。

皮凱蒂認為，現階段的不平等是不可控的，因為財富會不可避免地集中在少數人手中，財富分配的極端不平等必將導致收入的極端不平等［8］。皮凱蒂的這一思想得到廣泛傳播，但質疑者也很多。其中，尼爾森發現皮凱蒂在分析不平等問題時著重以資本為基礎，忽視了勞動收入相關理論，明確排斥了人力資本理論這一個人層面勞動收入與不平等分析中的主流理論范式［9］。由于勞動收入仍然是絕大多數居民的主要收入來源，忽略人力資本會使得皮凱蒂在《21世紀資本論》一書中得出的結論存在嚴重缺陷。人力資本理論歷來是經濟學家用來分析個人財富和收入不平等的主要理論框架，用人力資本存量定義的勞動技能差異解釋工資率的不平等是人力資本理論的核心理念?；诖耍疚闹攸c考察人力資本這一要素對居民收入分配的影響，認為人力資本能夠在促進收入增長的同時縮小居民收入差距，從而實現“富?！焙汀肮蚕怼钡慕y一。人力資本可能通過勞動力轉移等途徑，更有效地促進低收入群體的收入增長，使得農村居民收入增長速度快于城鎮居民，從而起到縮小城鄉居民收入差距的作用，在推進“富裕”的同時實現“共享”。本文從“富?！焙汀肮蚕怼钡囊暯浅霭l，著重檢驗人力資本在發揮增長效應過程中對農村居民收入的提升力度大于城鎮居民而帶來的平衡效應，并尋找人力資本平衡效應的實現機制，為探索共同富裕的實現路徑作出貢獻。

一、理論模型與研究假設的提出

為了構建一個包含人力資本差異和城鄉居民收入差距的理論模型，本文參考Krugman［10］，將經濟社會內生分化為城鎮“核心”和農村“邊緣”的二元結構，假設城鄉兩部門的人口均為勞動力，同時勞動力市場出清，不存在失業。勞動力被分為低技能勞動力和高技能勞動力，人力資本能夠提升勞動力的技能水平，促使低技能勞動力向高技能勞動力轉變，縮小勞動力技能差距。

城鎮部門的生產函數。參考李成友等［11］，將整個城鎮經濟系統看作一個統一的生產部門，城鎮部門中既需要大量的高技能勞動力從事知識和技術密集型產業，又需要大量的低技能勞動力從事勞動密集型產業。本文將城鎮部門的生產函數設定為不變替代彈性（CES）形式，即：

其中，下標1代表城鎮部門，t代表時期，變量Y為總產出，λ為生產要素所占的份額，A為部門的平均技術水平，m代表城鎮中低技能勞動力在整個經濟系統中所占的比例，L表示整個經濟系統中低技能勞動力總量，mLt則反映了t時期城鎮部門低技能勞動力的數量，H表示整個系統中高技能勞動力總量。本文假設農村以傳統生產方式為主，高技能勞動力集中在城鎮部門。需要注意的是，本文假設人力資本是縮小勞動力技能差距的重要手段，改善人力資本狀況能促進低技能勞動力向高技能勞動力轉化，也就是說，隨著人力資本的提高，低技能勞動力減少，高技能勞動力增加，高/低技能勞動力數量之比（Ht/Lt）將會變大，這是人力資本變量進入模型的主要途徑。

農村部門的生產函數。本文將農業生產視為農村部門最主要的生產活動，低技能勞動力是農業生產過程中最重要的生產投入，并將農業生產的產出設定為低技能勞動力的線性函數。這也與上述假設自洽，即農業部門不吸納高技能勞動力，高技能勞動力集中在城鎮部門。因此，本文將農村部門的生產函數設定為：

Y2t=A2t（1-m）Lt（2）

式（2）中，下標2代表農村部門，Y2t為農村t時期的總產出，其余變量和系數的設定與式（1）保持一致。

代表性家庭的效用函數?？紤]到農產品和工業品對消費者效用的影響存在差異，本文借助Kongsamut et al.［12］的方法，設置了一個嵌入兩種消費品的簡約家庭效用函數：

家庭的效用來自對工業品C1和農產品C2的消費；ρ為時間折現率，ρ越大，表示家庭越看重當前消費；σ為相對風險規避系數，這種相對風險規避系數不變（CRRA）的瞬時效用函數形式是保證經濟最終收斂的必要條件；β為農產品消費占家庭總消費的份額；■是滿足家庭最低生活水平所需的農產品消費量。

代表性家庭會在其預算約束內使自身的終身效用達到最大化，對于任意時刻的t來說，家庭的效用最大化目標和預算約束為：

為了簡化模型，本文將工業品的價格標準化為1，用P2表示農產品對工業品的相對價格；用It表示t時期家庭的總收入；其余變量均與之前的設定一致。為求解消費者效用最大化的條件，本文用目標函數式（4）和預算約束式（5）構造如下拉格朗日函數：

式（10）中代表性家庭將（1-β）份額的收入用于消費工業品，式（11）中代表性家庭將β份額的收入用于消費農產品。工業品的需求收入彈性大于農產品，體現消費者在不同時期對工業品和農產品需求的變化特征，從側面反映了農產品需求得到滿足之后，部分農村勞動力傾向于流向城鎮部門的基本事實。

由于市場是完全競爭的，因而勞動力的收入就是其邊際產品價值。前文假設了城鎮部門和農村部門的人口均為勞動力，那么，根據式（1）可得城鎮部門常住人口的工資率ω1為：

農村轉移人口的工資率ω2t可表示為：

根據式（2）可得農村富余人口的工資率ω2s為：

ω2s=P2A2t （14）

為了便于計算，本文假設農村轉移人口的工資率ω2t與農村富余人口的工資率ω2s的比值為一個外生給定的k（kgt;1），即ω2t=kω2s。假設n（0lt;nlt;1）為農村低技能勞動力向城鎮轉移的比例，那么農村人口的平均工資率ω2可以表示為ω2t和ω2s的加權平均值，即：

接下來，本文用城鄉人口工資率之比來刻畫城鄉居民收入差距G，根據式（12）和式（15）可得：

前文提到，人力資本是縮小模型中高技能勞動力（Ht）與低技能勞動力（Lt）差距的重要手段，改善人力資本狀況能促進Lt向Ht轉化，因而本文用R=Ht/Lt來測度人力資本的高低，人力資本越高，越多的Lt轉化為Ht，那么Ht/Lt的值會越大。

進一步求城鄉居民收入差距G對人力資本R的偏導，得：

從式（17）可以看到，城鄉居民收入差距G對人力資本R的偏導數為負值，表明隨著人力資本的提升，越來越多的低技能勞動力轉化為高技能勞動力，這有助于緩解城鄉居民收入差距。據此，本文得出研究假設H1：

H1：人力資本不僅具有增長效應，而且具有平衡效應。即人力資本在提升總體收入的同時還縮小了城鄉居民收入差距。

人力資本的提升促進了低技能勞動力向高技能勞動力的轉化，勞動力素質提高使勞動者有機會獲得更高的勞動報酬，這體現了人力資本的增長效應。在這一過程中，農村居民受人力資本提升的影響效應更加顯著，人力資本對農村居民收入的提升效用大于城鎮居民，因而人力資本不僅促進了城鄉居民收入的增長，而且縮小了城鄉居民收入差距。

變量n反映了農村勞動力向城鎮轉移的比例，為了進一步探討勞動力流動對城鄉居民收入差距的影響，本文繼續對城鄉居民收入差距G關于勞動力轉移率n的一階偏導進行求解，可以得到：

式（18）的結果顯示，城鄉居民收入差距G對勞動力轉移率n的偏導數為負，表明隨著農村勞動力越來越多地流向城鎮，城鄉居民收入差距逐漸縮小。結合前文假設，農村部門的主要生產投入是低技能勞動力，高技能勞動力集中在城鎮部門，隨著人力資本的提升，部分農村低技能勞動力轉化為高技能勞動力，為了獲得與其勞動技能相匹配的勞動機會與收入，這部分勞動力會由農村部門流向城鎮部門。據此，提出以下假設：

H2：勞動力流動是人力資本平衡效應的實現機制。即人力資本能夠通過促進勞動力流動，間接縮小城鄉居民收入差距。

隨著人力資本的提升，部分農村勞動力通過增強其勞動技能獲得了城鎮中的工作機會，原本低收入、低技能的農村勞動力到城鎮就業，獲得比農業收入更高的非農工資性收入，從而促進城鄉居民收入差距縮小。

二、研究設計與變量說明

（一）模型設定

本文建立了一個反映人力資本增長效應與平衡效應的非觀測效應綜列數據模型，并基于我國省級面板數據來檢驗前文提出的研究假設H1。具體模型如下：

GAPit=η0+η1HCit+∑ηkXk，it+εit（19）

式（19）中，下標i代表省份，t代表年份；被解釋變量GAP表示城鄉居民收入差距；本文主要關注的解釋變量HC為人力資本，研究假設H1認為人力資本有助于縮小城鄉居民收入差距，因而本文預期HC的估計系數η1顯著為負；X是一系列能夠對城鄉居民收入差距產生影響的控制變量，包括經濟發展水平（pgdp）、城鎮化水平（urban）、固定資產投資（FA）、政府財政支出（GE）和產業結構（industry）；εit為隨機擾動項。

為了檢驗研究假設H2，本文選取勞動力流動（mobility）為中介變量，構造了一個逐步法（Causa Steps Approach）的中介效應模型，具體如下：

GAPit=γ0+γ1HCit+γ2mobilityit+∑γkXk，it+εit（20）

mobilityit=δ0+δ1HCit+∑δkXk，it+εit（21）

式（19）、式（20）和式（21）構成了一個經典的中介效應模型。其中，η1為人力資本對城鄉居民收入差距的總效應，γ1為人力資本對城鄉居民收入差距的直接效應，γ2 δ1為人力資本（經由勞動力流動中介）對城鄉居民收入差距的間接效應。值得注意的是，用線性回歸的方法對其進行考察存在檢驗功效較低和效應估計偏誤的問題。對此，本文會給出式（20）的估計結果，但并不關注間接效應的估計系數與顯著性。本文將從理論方面闡述勞動力流動對城鄉居民收入差距的影響，實證方面關注的重點則是人力資本與勞動力流動的因果關系，即估計系數δ1的符號和統計顯著性。

對于本文所建立的非觀測效應綜列數據模型，常用的做法是選擇固定效應模型或隨機效應模型進行參數估計。其中，固定效應模型的優勢是能在一定程度上控制模型中可能出現的內生性問題；隨機效應模型的優勢則是能同時利用組內信息和組間信息，估計效率更高，但如果模型中存在內生性問題，隨機效應模型會導致估計結果有偏。為了合理地選擇二者，在參數估計前，本文對模型進行了Hausman檢驗。

（二）變量說明

1.被解釋變量：城鄉收入差距（Theil）

現有測度城鄉居民收入差距的指標主要有城鄉居民收入比、基尼系數和泰爾指數。城鄉居民收入比沒有考慮到城鄉人口結構的影響，而基尼系數在收入分布存在重疊時無法準確反映總體收入差距。相較而言，泰爾指數能有效兼顧城鄉人口結構和城鄉居民收入分布，對收入兩極分化也更敏感。因此，本文用泰爾指數來衡量城鄉居民收入差距。同時，為了便于分解不同來源收入差距對總體收入差距的貢獻，本文采用傳統要素分解方法對我國泰爾指數按不同收入來源進行了分解。我國居民人均可支配收入（y）由工資性收入（y1）、經營性收入（y2）、財產性收入（y3）和轉移性收入（y4）構成，即：

那么，城鄉居民人均總收入的泰爾指數可以表示為：

其中，Sq表示第q項收入占人均總收入的比重，即Sq=yq/y；Theilq表示第q項收入的泰爾指數；Rq表示第q項收入yq與人均總收入y的相關系數。三項之積Sq×Theilq×Rq代表第q項收入yq的差距對總體城鄉居民收入差距的貢獻。式（23）說明總體城鄉居民收入差距不僅取決于不同來源收入的城鄉差距，而且取決于該項收入占人均總收入的比重和該項收入與人均總收入的相關系數。

在計算不同來源收入的泰爾指數時，采用以下計算公式：

式（24）中，下標1和2分別表示城鎮和農村，y1q和y2q分別表示城鎮居民和農村居民的人均第q項收入，yq表示總體人均第q項收入，N1和N2分別表示城鎮和農村的人口數，N表示總人口數。

圖1反映了2005—2020年我國城鄉居民人均不同來源可支配收入泰爾指數的變化趨勢。由圖1可知，城鄉居民可支配收入差距呈逐年下降趨勢；從居民可支配收入的來源來看，工資性收入差距的變化趨勢與可支配收入差距的變化趨勢一致，轉移性收入差距的縮小幅度最大，經營性收入的城鄉差距和變化幅度均最小，財產性收入差距呈現擴大的趨勢。

為了進一步描述不同來源收入與居民可支配收入及其城鄉差距的關系，本文計算了各來源收入占人均總收入比重（Sq）和占城鄉居民收入差距的比重（見表1，下頁）。從不同來源收入的占比來看，工資性收入占居民可支配收入的50%以上；財產性收入占比較低，但呈現逐年上升的趨勢；經營性收入和轉移性收入占比差距不大，但經營性收入占比總體呈下降趨勢，而轉移性收入占比總體呈上升趨勢。

從不同來源收入差距對總體城鄉居民可支配收入差距的貢獻率來看，工資性收入差距的貢獻率在60%以上，且較為穩定，是城鄉居民可支配收入差距的主要來源；轉移性收入差距的貢獻率僅次于工資性收入，但近年來出現了下降趨勢，原因在于轉移性收入差距近年來大幅縮減；財產性收入差距的貢獻率增長明顯，已經超過轉移性收入差距，原因在于財產性收入差距的快速增長；經營性收入的占比雖然不低，但其貢獻率較低，因為經營性收入的城鄉差距不大，且經營性收入與人均可支配收入的相關系數較低。

2.主要解釋變量：人力資本（HC）

參考石慶焱和李偉［13］，用就業人員平均受教育年限來表征人力資本存量。平均受教育年限依據國家統計局的計算方法，先將受教育程度折算為受教育年限①，再用就業人口數計算受教育年限的平均值。

3.控制變量

本文選取的控制變量包括：（1）經濟發展水平（pgdp）。研究表明，城鄉居民收入差距受經濟發展水平的影響［14］，本文將各省份人均GDP的對數加入模型，用來控制經濟發展對城鄉居民收入差距的作用。（2）城鎮化水平（urban）。城鎮化的發展階段和發展水平會影響城鄉居民收入差距［15］，本文用各省份城鎮常住人口占總人口的比重來衡量城鎮化水平。（3）固定資產投資（FA）。固定資產投資也是影響城鄉居民收入差距的重要因素，本文用各省份固定資產投資占GDP的比重對其進行測度。（4）政府財政支出（GE）。財政支出會通過影響居民收入進而影響城鄉居民收入差距［16］，本文用政府財政支出與GDP的比值來衡量。（5）產業結構（industry）。大量研究表明，產業結構與城鄉居民收入差距之間存在相關關系［17-18］，本文選取第一產業增加值與GDP之比（industry_1）和第三產業增加值與GDP之比（industry_2）兩個變量來刻畫產業結構。

4.中介變量：勞動力流動（mobility）

配第-克拉克定理認為，隨著經濟的增長，勞動力會逐漸由第一產業向第二產業轉移，然后再向第三產業轉移。顯然，在這一過程中，從事第一產業的勞動力數量將會下降。本文選取第一產業從業人員數與總從業人員數之比來衡量勞動力流動的情況。比值越小，表明從事農業生產的勞動力占比越低，那么勞動力流動的規模越大。

（三）數據來源

本文選取2005—2020年我國31個省份的面板數據對人力資本與城鄉居民收入差距的關系進行實證分析。其中，就業人員受教育程度數據來源于《中國勞動統計年鑒》，部分農村居民收入數據來源于《中國農村統計年鑒》，各省份第一產業從業人員數和總從業人員數來源于Wind數據庫，其余數據均來源于歷年《中國統計年鑒》和各省份歷年統計年鑒。表2（下頁）反映了主要變量的描述性統計結果。

本文進一步根據樣本數據繪制人力資本與城鄉居民收入差距、城鄉居民收入增長的散點圖。其中，圖2（下頁）反映了人力資本與城鄉居民收入差距的關系，其縱坐標為泰爾指數，橫坐標為人力資本?？梢钥吹剑叩姆植汲尸F明顯的負相關關系，即隨著人力資本的提升，城鄉居民收入差距呈現下降的趨勢，體現了人力資本的平衡效應。圖3反映的是人力資本的變動分別對城鎮居民和農村居民人均可支配收入增長的影響效應，縱坐標是城鄉居民人均可支配收入的對數，反映工資性收入的增速，橫坐標是人力資本。由圖3可知，人力資本增長會同時提升城鎮居民和農村居民人均可支配收入的增速，但從擬合線的斜率來看，人力資本增長對農村居民收入的提升幅度大于城鎮居民，表明人力資本在發揮增長效應的同時產生了平衡效應。以上分析反映了在不考慮控制變量時主要變量之間的關系，但這僅是直觀描述，人力資本是否改善了城鄉居民收入差距，以及這種作用在不同地區、不同收入來源的情況下是否會發生變化，還需要更為嚴謹的論證。

三、實證結果與分析

（一）人力資本的增長效應與平衡效應

為了檢驗人力資本的增長效應與平衡效應，本文依據式（19）對人力資本與城鄉居民收入差距之間的關系進行回歸分析，回歸結果如表3所示。列（1）中人力資本對城鄉居民收入差距影響的估計系數為-0.077，在1%的統計水平下顯著，表明人力資本能夠縮小城鄉居民收入差距；加入控制變量后，列（2）中人力資本的估計系數變為-0.014，依然滿足顯著性要求，表明控制可能影響城鄉居民收入差距的其他因素之后，人力資本能夠縮小城鄉居民收入差距的結論依然成立，人力資本存在平衡效應。

從控制變量來看，城鎮化水平、固定資產投資和政府財政支出都能有效緩解城鄉居民收入差距，這與本文預期的結果一致；產業結構中的一產產值占比（industry_1）對城鄉居民收入差距的估計系數為正，三產產值占比（industry_2）對城鄉居民收入差距的估計系數為負，表明較低農業占比和較高服務業占比的產業結構能夠緩解城鄉居民收入差距，這也從側面反映了優化產業結構的必要性；經濟發展水平的估計系數為正，表明經濟發展水平越高的地區城鄉居民收入差距越大。

農村居民總體收入水平較低是我國經濟社會發展面臨的主要問題之一，提高低收入群體收入是實現共同富裕目標的關鍵。本文不僅關注城鄉居民收入差距的縮小，而且關注農村居民收入的增加。為此，本文進一步探究了人力資本與城鄉居民可支配收入之間的關系，結果匯報在表3列（3）和列（4）中。由于城鄉居民人均可支配收入本身存在差異，觀察二者絕對量的變化實際意義不大，因而本文重點關注變動幅度的大小，對城鄉居民人均可支配收入作了取對數處理。對比列（3）和列（4）的回歸結果可知，人力資本的估計系數均在1%的統計水平下顯著為正，表明人力資本的正向變動會促進城鎮居民和農村居民人均可支配收入的增長；從增長幅度來看，農村居民（0.120）大于城鎮居民（0.104），表明人力資本提升能促進農村居民收入更大幅度地增長，結果也進一步表明人力資本對城鄉居民收入差距具有緩解作用，體現了人力資本在發揮增長效應的過程中還產生了平衡效應。研究假設H1得以驗證。

（二）人力資本對不同來源收入的平衡效應

為了進一步明確人力資本通過何種渠道發揮其平衡效應，本文分別估計了人力資本對城鄉居民工資性收入差距、經營性收入差距、財產性收入差距和轉移性收入差距的影響。回歸結果展示在表4中。從列（1）、列（2）可以看到，人力資本的估計系數顯著為負，表明人力資本能通過縮小城鄉居民工資性收入差距和經營性收入差距來緩解城鄉居民收入差距；比較回歸系數的大小可以發現，人力資本對城鄉居民經營性收入差距的緩解作用要略大于工資性收入差距。但從不同來源收入對城鄉居民收入差距的貢獻率來看，工資性收入的貢獻率遠大于經營性收入，是造成城鄉居民收入差距的主要成因。因此，縮小城鄉居民工資性收入差距是人力資本發揮平衡效應的主要途徑。

列（3）和列（4）的結果顯示，人力資本對財產性收入差距和轉移性收入差距的影響不顯著。原因在于，財產性收入的主要影響因素是財富積累，低收入群體較低的財富積累、不完善的社會保障和較差的風險抵御能力是造成財產性收入差距的主要原因；轉移性收入是收入再分配的主要內容，政府的轉移支付占據著主導地位，而轉移性收入主要取決于政府的財政政策，所以人力資本對二者的影響不顯著是符合預期的。

（三）穩健性檢驗

1.改變回歸模型

上文中，我們用靜態面板模型估計了人力資本對城鄉居民收入差距的影響。但是，二者的真實關系可能并非靜態，因為收入差距可能存在慣性和持續性影響。為此，本文將城鄉居民收入差距的一階滯后項（GAPi，t-1）納入回歸模型，使得該模型成為一個典型的動態面板模型，具體形式如下：

GAPit=η0+η1GAPi，t-1+η2HCit+∑ηkXk，it+εit（25）

選擇兩步系統GMM方法對式（25）的參數進行估計，結果反映在表5列（1）中?？梢钥吹?，城鄉居民收入差距一階滯后項的估計系數顯著為正，表明城鄉居民收入差距存在正向的持續性影響。在控制這種影響之后，人力資本的估計系數在5%的統計性水平下顯著為負，表明人力資本縮小城鄉居民收入差距的結論是穩健的。

2.改變代理變量

城鄉居民收入比也是學者們用來衡量城鄉居民收入差距的常用變量［19］。城鄉居民收入比雖然不如泰爾指數細致，但也能反映城鄉居民收入差距的整體情況，且城鄉居民收入比計算過程簡單，計算誤差小。因此，本文用城鄉居民收入比替代泰爾指數，再一次對式（19）進行估計，估計結果如表5列（2）所示。人力資本對城鄉居民收入比的估計系數為-0.086，且在1%的水平下統計顯著，表明人力資本能縮小城鄉居民收入差距。

也有學者用就業人員接受高等教育比例來衡量人力資本狀況［20］，他們認為這一指標不受地區高等院校數量的影響，更能反映真實的人力資本狀況。本文也將就業人員接受高等教育比例（HC_1）①作為人力資本的代理變量，再次估計人力資本對城鄉居民收入差距的影響，結果匯報在表5列（3）中。就業人員接受高等教育比例對城鄉居民收入差距的估計系數依然顯著為負，表明更換人力資本的代理變量之后，人力資本縮小城鄉居民收入差距的結論不變，進一步增強了本文結論的穩健性。

3.改變數據時間段

從2013年開始，國家統計局將公布的農村居民人均純收入數據變為與城鎮居民一致的居民人均可支配收入數據?？紤]到指標口徑變化可能帶來的對城鄉居民收入差距的誤估，本文將總樣本時間段分為2013年之前和2013年及之后，分別考察人力資本在指標口徑改變之前和改變之后兩個時間段內對城鄉居民收入差距的不同影響，回歸結果如表5列（4）和列（5）所示?？梢钥吹?，在兩次回歸中，人力資本的估計系數均在1%的統計水平下顯著為負，表明指標口徑改變前后人力資本對城鄉居民收入差距的改善作用都是存在的，統計口徑的改變并未影響本文的基本結論，也進一步增強了本文結論的可信度。

（四）內生性檢驗

上述研究過程并未考慮人力資本與城鄉居民收入差距互為因果而導致的內生性問題。為了避免內生性問題存在而造成的估計結果不一致，本文借助工具變量法來緩解內生性問題的影響。在工具變量的選擇上，歷史上的教育活動會塑造當地的教育文化和學習氛圍，從而影響現代居民的受教育決策，且歷史數據與當期擾動項存在相關性的可能性小，能很好地滿足工具變量的要求。基于此，本文選擇各省份明清時期進士人數的密度（jinshi）作為人力資本的工具變量①。一方面，科舉制度對當代人力資本具有持續性的影響［21］，明清時期進士密度越高的省份科舉文化越濃厚，現代居民越愿意接受教育，人力資本水平越高；另一方面，早期的進士人數并不會直接影響現階段居民的收入。

表6給出了內生性檢驗的回歸結果。列（1）是2SLS估計中的第一階段結果，進士密度的估計系數都顯著為正，表明不存在弱工具變量問題。列（2）是2SLS估計中的第二階段結果，人力資本的估計系數顯著為負，表明在考慮內生性問題之后，人力資本能有效縮小城鄉居民收入差距的結論依然成立。Hausman檢驗中的F統計量為12.07，表明人力資本在模型中是內生解釋變量。Kleibergen-Paap rk LM統計量對應的p值為0.000，拒絕變量不可識別的原假設，說明工具變量和內生變量是相關的。Kleibergen-Paap rk Wald F統計量為22.143，大于臨界值16.38，表明不存在明顯的顯著性水平扭曲。列（3）是對弱工具變量更不敏感的LIML方法的估計結果，可以發現與工具變量法估計的系數大小和顯著性都十分相近。因此，排除互為因果導致的內生性問題對本文估計結果的影響之后，本文的研究結論依然穩健。

四、拓展性研究

（一）人力資本平衡效應的實現機制：勞動力流動

根據理論分析，農村勞動力流向城鎮的比例越大，城鄉居民收入差距越小。人力資本的提升促使部分農村低技能勞動力轉化為高技能勞動力，為了追求適合的工作崗位，這部分勞動力可能選擇流向城鎮。因此，勞動力流動可能是人力資本縮小城鄉居民收入差距的路徑之一。中介效應檢驗的結果匯報在表7（下頁）中，列（1）反映的是人力資本與勞動力流動之間的因果關系，人力資本的估計系數顯著為負，表明平均受教育年限越高，第一產業從業比例越低，也就是說，人力資本增長推動了農村勞動力向城鎮轉移。列（2）反映了中介變量與城鄉居民工資性收入差距的因果關系，變量mobility的估計系數顯著為正，表明農業從業人員的比例越大，城鄉居民收入差距越大，也就是說，農村勞動力流向城鎮能縮小城鄉居民收入差距。結合式（19）的估計結果，本文研究發現勞動力流動是人力資本發揮平衡效應的實現機制。

然而，上述中介效應檢驗得到的可能只是相關關系，并非因果關系［22］，要驗證因果關系還需要理論或經驗常識來佐證［23］。因此，江艇建議選擇的中介變量應當是直接而顯然地影響被解釋變量，而中介效應檢驗的重心應聚焦于主要解釋變量與中介變量之間的因果關系［24］。為此，本文接下來將從理論方面說明勞動力流動有助于縮小城鄉居民工資性收入差距，然后從實證方面進一步識別人力資本促進勞動力流動的因果關系。

勞動力流動促使農村富余勞動力尋找新的非農就業機會，從而直接增加工資性收入，增加的工資收入通過匯款等途徑回流到農村，緩解農戶的資金約束，提高勞動力、資本和土地等農業生產要素配置的效率，進而縮小城鄉居民收入差距。眾多學者的經驗研究也表明勞動力流動（或勞動力由農業部門轉向工業部門）能有效提高轉移勞動力的工資回報，從而縮小城鄉居民收入差距［25］。因此，本文認為勞動力流動能直接縮小城鄉居民收入差距。

本文依照對主回歸結果穩健性和內生性檢驗的方法，對表7列（1）的估計結果也作了一致檢驗。列（3）是用就業人員接受高等教育比例作為人力資本代理變量的估計結果，列（4）和列（5）是工具變量2SLS回歸的估計結果，列（6）是LIML估計的結果。主要解釋變量估計系數的符號和顯著性均無明顯變化，表明人力資本與勞動力流動之間存在顯著的因果關系。這就表明，人力資本確實能夠通過促進勞動力流動這一途徑間接縮小城鄉居民收入差距，發揮其平衡效應。研究假設H2得以驗證。

（二）人力資本平衡效應的異質性：分收入水平檢驗

由于不同地區人力資本狀況和經濟發展水平存在差異，人力資本平衡效應會存在地區異質性。為進一步觀測這種異質性，本文考察了不同收入水平省份的人力資本對城鄉居民收入差距的不同影響效果。

表8是按照收入水平劃分的異質性回歸結果，可以看到，人力資本平衡效應的作用在高收入省份不顯著，而在低收入省份顯著。高收入省份城鎮化水平高，農民占比低且收入水平較高，使得勞動力的流動意愿不強，同時農業勞動力密度低，農業生產機械化水平高，因而農村收入改善受人力資本的影響有限。低收入省份的工資水平較低，具備高人力資本的勞動力愿意進城務工以獲得更高的勞動報酬，人力資本幫助勞動力選擇性轉移，從而明顯地縮小了城鄉居民收入差距。

五、結論與政策建議

共同富裕是新發展階段的一個遠景目標，“富?！焙汀肮蚕怼眲t是實現共同富裕的關鍵。本文從人力資本視角探索了共同富裕的一個實現路徑，討論了人力資本通過增長效應和平衡效應促進“富?！焙汀肮蚕怼?，進而助力共同富裕實現。研究發現：第一，人力資本增長既有利于提升效率，又有利于促進公平。人力資本提升促進了城鄉居民可支配收入的增長，且對農村居民收入的提升力度顯著大于城鎮居民，因而起到了縮小城鄉居民收入差距的作用，同時促進了“富?！焙汀肮蚕怼眱纱竽繕说膶崿F，成為推動共同富裕目標實現的重要手段。第二，從不同收入來源來看，工資性收入是人力資本實現增長效應和平衡效應的主要途徑。人力資本對工資性收入差距的緩解作用明顯，對財產性收入和轉移性收入差距的影響不顯著，而經營性收入對城鄉居民收入差距的貢獻率較小，人力資本主要通過縮小工資性收入差距來起到縮小城鄉居民收入差距的作用。這表明，作為我國收入分配制度的主體，按勞分配更有利于改善農村低收入群體狀況，起到了調節收入差距的作用。第三，促進農村高技能勞動力到城鎮就業是人力資本實現平衡效應的重要途徑。人力資本提升使得更多的高技能勞動力有機會從農村流向城鎮，從而獲得更高的非農工資性收入，農村居民收入提升以及城鄉居民收入差距縮減因此得以實現。第四，人力資本平衡效應的作用效果在不同收入水平的省份存在差異，主要表現為在低收入省份顯著，在高收入省份不顯著。

根據上述結論，提出如下政策建議：

第一，推動教育機會公平要進一步深化教育體制改革，加大普惠性教育投入，縮小教育投入的地區差異和城鄉差異。要特別關注低收入者、農村居民和失業人員等的受教育情況，阻斷教育貧困的代際流動，為低收入者提供更多的培訓和就業機會，使其具備更強的就業創業能力，從而提升低收入者收入，擴大中等收入群體規模。另外，教育要面向社會，推進素質教育，注重學生個人素質的培養，并且要符合社會的需求。教育要把學生培養成滿足用人單位要求的高技能勞動力。

第二，在推動共同富裕的過程中，要堅持以人為本的發展理念，提高人力資本積累，促進人的全面發展。要認識到人力資本差異并非僅來源于個人的勤奮程度，而是主要來源于公共資源在地區間、城鄉間分配不均導致的成長環境的差異。因此，一方面要加大包括教育、醫療、社保在內的人力資本的財政投入，加大人力資源開發投資力度，提升社會成員的能力；另一方面要進一步完善公共資源配置機制，重點增加普惠性人力資本投入，盡快實現公共服務均等化，縮小人力資本差距。

第三，實現共同富裕要更加重視提升農村轉移人口的工資性收入。具體而言，要在城鎮為低收入群體提供更多就業崗位，擴大就業容量，鼓勵創業帶動就業，支持新興就業形式，從而降低就業難度，保障就業穩定。另外，要堅持按勞分配的主體地位，完善工資分配機制，改善崗位績效，提高勞動報酬在初次分配中的占比，讓勞動者拿到屬于自己的那部分報酬，切實提高低收入群體的工資性收入。

第四，進一步深化戶籍制度改革，加快破除城鄉二元體制。完善進城務工人員的社會保障體系，改善農民工的工資待遇、住房保障、就業環境等，加快農民工的市民化進程，為城鄉間、地區間勞動力流動創造更加簡易順暢的條件。

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Exploring a Path to Achieve Common Prosperity： The Test of the Growth Effect and Balance Effect of Human Capital

WEN Tao" XIANG Xu

Abstract： Common prosperity is a long-term goal of China's new development stage， and \"prosperity\" and \"sharing\" are the key to achieving common prosperity. This paper constructs a theoretical model reflecting the relationship between human capital and the income gap between urban and rural residents， and tests the role of human capital in promoting \"affluence\" and \"sharing\" through the growth effect and balance effect， thus promoting common prosperity through empirical evidence. The study found that the improvement of human capital is not only conducive to the expansion of the \"cake\"， but also can effectively promote the better distribution of the \"cake\". It not only significantly improves the level of disposable income of urban and rural residents， but also improves the income of rural residents more than urban residents， becoming a key variable to narrow the income gap between urban and rural residents， and promoting the realization of the goals of \"affluence\" and \"sharing\". The intermediary effect test confirmed that human capital indirectly promoted the income growth and the gap between urban and rural areas by promoting the flow of rural high-skilled labor to cities and towns， thus realizing its growth and balance effect. The results of sub-sample regression show that the balance effect of human capital is more obvious in low-income provinces， but not in high-income provinces.

Key words： common prosperity; human capital; the income gap between urban and rural residents; educational equity