城乡收入差距与人力资本的关系

计量经济学课程论文

城乡收入差距与人力资本存量的关系的研究

——基于1992-2004年数据的实证研究

作者：符腾丹

专业：国际经济与贸易双语实验班05级

学号：40502037

2007年12月12日

城乡收入差距与人力资本存量的关系的研究

——基于1992-2004年数据的实证研究

国际经济与贸易双语实验班2005级 姓名：符腾丹 学号：40502037

内容摘要：城乡收入差距越来越引起社会各界的关注。对于引起城乡差距的原因，各个学者都有不同的解释。本文选取了影响人力资本存量的因素来研究人力资本存量与城乡收入差距到底有什么关系。本文是基于1992年至2004年数据的实证研究，应用了时间序列的一系列方法。并针对计量分析结果从增加人力资本存量的角度作了相应的如何缩小城乡收入政策建议。

关键词：城乡收入差距 人力资本存量 时间序列分析 协整

一、问题的提出

中国城乡收入差距现状

随着经济体制改革的深化，我国居民收入差距有明显扩大的趋势，这其中占重要比重的是城乡收入差距问题。改革开放以来，虽然城镇居民和农村居民的收入水平都有所提高，但二者之间的差距却在不断扩大。

目前，反映城乡居民收入水平的最主要指标分别是城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭人均纯收入。从这两个指标来看，我国城乡居民的收入差距相当大。根据中国统计年鉴（2005年）的有关数据，如表一所示：

从表中可看出，自1994年开始城乡之间收入差距出现了下降的趋势，但是从1997年起又逐步扩大。2001年居民的人均收入几乎是农村居民的3倍。2002年全国的基尼系数相对于1995年上升了大概两个百分点。如果把非货币因素考虑进去，中国的城乡收入差距是世界上最高的。国家统计局的一项研究报告认为，由于统计上的原因，城镇居民可支配收入与农村居民纯收入指标间并不完全可比。前者往往被低估，如不计作收入的住房、医疗等方面的福利等；后者往往被高估，如农民纯收入中一部分要用作生产性支出等。因此，目前城乡收入的差距，很可能在4∶1左右。从城乡之间收入差距的相对贡献率来看，西部地区最高，高达58.3％，而东部地区最低，为37％。也就是说，越是相对落后的地区，城乡之间的收入差距就越加明显。城乡收入差距已经成为亟待解决的社会经济问题，并引起了各方面人员的

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广泛关注。

二、文献综述及变量分析

美国著名经济学家舒尔茨于1960年任美国经济学会会长时关于“人力资本投资”的演说标志着人力资本理论体系的建立,从而使人们逐渐对人力资源方面的各种投入真正加以重视。配第曾指出人力资源在经济活动中的特殊地位。之后,马克思继承和发展了古典经济学的劳动价值论,并在此基础上创立了马克思主义的经济学说,进一步阐明了人是劳动的主体,自然资源是劳动的客体,资本资源则是联结主体和客体的媒介,并且是劳动主体的延伸,是人对自然控制的表现。亚当斯密在其《国富论》中提到,一个国家全体居民的所有后天获得的有用能力是资本的重要组成部分,因为获得能力需要花费一定的费用,所以它可以被看作是在每个人身上固定的已实现的资本。但是他并没有真正把人力资源看成是一种资本,只是把人(或者说劳动、劳动力)与土地、资本并列为生产要素。直到20世纪50年代,一方面由于科学技术的进步,社会生产条件的发展以及其他社会性因素的影响,使得人力资源在生产中的地位不断提高;另一方面,在对社会经济总量的分析中,对于不同国家和地区来说,相同的实物资本投入量却带来了差别悬殊的收益增长,从而使得人们的研究方向开始转向对人力资本以及人力资本投资收益理论的研究。

教育状况与收入差距的关系

人力资本投资的内容主要包括以下几方面:第一,卫生保健设施和服务,即用于改善人的体力和耐力、精力和活力的全部开支;第二,继续教育,即完成正规学历教育后,继续进行的培训和教育;第三,正规的初等、中等和高等教育;第四,个人和家族进行迁移以适应不断变化的就业机会。由于上述四项内容全部开支引起的人力资源的增加(知识或技能的增加)就是人力资本,而其中教育投资是人力资本投资中内容最广、意义最深远的一项投资,因此,在测定人力资本投资对经济增长贡献率时,往往以教育投资来反映人力资本投资对经济增长的贡献。

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收入差距的不平等进一步促成了城乡居民接受教育上的机会不平等。在农村，由于居民收入水平较低，因而对教育的投入严重不足，影响了教育的发展和人力资源的开发，积淀了大批低素质的人口，加剧了城乡居民受教育机会的不平等，由此又反作用于其收入水平。另外，由于收入差距存在“马太效应”，即收入较高的居民的后代获得的教育水平一般会高于收入水平较低的居民的后代所获得的教育水平，使得由人力资本决定的收入分配会产生代际效应，使得居民间的收入差距继续扩大。可见，教育机会不平等和收入差距扩大很容易陷入恶性循环。

教育投资对于其他投资来说，是一个有滞后效应的支出，本期的投资并不能马上见效。所以一般模型的建立中选择把教育变量滞后。

城乡居民营养状况的比较

在营养状况方面，本文选择了城乡居民人均食品消费量作为衡量指标。在居民的生活消费中，粮食消费量越高，肉、蛋、奶等副食类产品的消费量越低，食物消费中的营养成份越低。在我国农村，居民以主食消费为主，肉禽蛋奶消费量与城镇居民差距大。在我国农村，居民以主食消费为主，肉禽蛋奶消费量与城镇居民差距大。2004年，农村居民人均消费肉类14.76公斤，比城镇居民(22.85)少8.09公斤；消费禽类3.13公斤，比城镇居民(6.37)少3.24公斤；消费蛋类4.59公斤，比城镇居民(10.35)少5.76公斤。与此同时，农村居民人均消费粮食达到218.27公斤，是城镇居民人均消费粮食（78.18）的2.79倍。可见推断，农村居民的营养状况比城镇居民差。

城乡医疗差距

目前，广大农民缺乏基本医疗保障，基本上处于自费医疗的状态。２０００年城市个人支付的医疗费用占总医疗费用的６０％，而农民个人支付的医疗费用则达到９０％。１９９０～２０００年，占中国总人口６０％～７０％的农村人口，只消耗了３２％～３３％的卫生总费用。２０００年，农民人均

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卫生总费用为１８８．６元，城市居民人均卫生总费用为７１０．２元，前者仅为后者的１／４。农村很多乡镇卫生院基础医疗设施很差，缺少高水平的医务人员，无法满足广大农民的医疗要求。可见，我国城乡之间的医疗差距明显，城乡卫生资源配置不合理，农村医疗保障体系不完善，医疗费用快速大幅上升，超出了部分农民的支付能力，使得农村中农民“因病致贫，因病返贫”的事例较多。

农村人力资本外流，加剧城乡人力资本差距

在我国，城市中存在人力资本充分发挥作用的条件，加上日渐松动的城乡户籍制度的刺激，越来越多的、具有较高人力资本的农村劳动力进入城市寻求发展机会，造成了农村投资的人力资本流失。而城市使用农村的人力资本却又不需要对农村的这部分人力资本投资进行相应的补偿。也就是说，农村劳动力向城市转移的过程中存在农村人力资本对城市的溢出。而因为人力资本在城市中能得到较高的收益，且在农村人力资本发挥作用的条件不完备，所以城市人力资本几乎不会向农村流动，造成了农村与城市人力资本流动和迁移上的不对称。

三、研究意义及变量选择

本文主要从城乡人力资本质量存在差异的角度对城乡收入差距进行解释。人力资本质量与劳动者的营养状况、劳动力健康状况、受教育水平等均有着十分密切的关系。通过对他们关系的探索研究，希望能够找出从人力资本的角度缩小城乡收入差距的方法，使城乡居民生活质量更高，差距更小，更为和谐。

由于数据方面的原因，本文只选了若干反映劳动者受教育水平及营养状况的指标进行分析。在营养状况方面，则选取人均食品消费支出作为衡量指标；在医疗方面，本文选取了人均医疗支出作为衡量指标；在受教育水平方面，本文选择了人均教育支出作为衡量指标；也就是说，本文拟通过人均食品支出、医疗支出及教育支出的有关数据来反映人力资本的状况，并分析二者对城乡居民收入差距的影响程度。同时，为了考虑物价随时间变动而对支出所产生的影响，特地引入物价指数作为自变量进行研究。

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四、数据及处理——城乡收入差距与人力资本关系的实证分析

1992年-2004年原始数据表 （表二）

1992年1993年1994年1995年1996年1997年1998年1999年2000年2001年2002年2003年2004年人均可支配收入差距食品支出差距医疗支出差距教育支出差距价格指数1242.6504.3732.2385714387.6611655.8611.449.88428571120.021.1318827712275.2823.9973.66857143162.561.3774422742705.25997.8395.57571429228.621.5812611013.8081019.22114.13242.49107.67761993070.221052.31148.25300.21.6909413853263.051077.25171.5314286339.981.6469804623643.721103.08205.8942857398.721.5976909414026.581150.8262.0557143482.861.5737122564493.181183.3274.4314286497.361.5612788635227.21435.35351.8128571679.781.54085257558501530.89380.0928571698.71.5395204266485.211677.69417.7457143785.171.58259325

➢ 简单线性模型的建立

选用1992-2004年城乡居民收入差距Y、食品支出差距X1和医疗支出差距X2和教育支出差距X3和价格指数X4的时间序列指标来进行模型分析，有关数据见表1，由于数据取得的困难限制，所有数据皆以1992年为基期的商品零售价格指数进行调整。运用Eview进行回归分析，得如下结果（表三）：

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用最小二乘法进行回归估计，模型估计结果为：

Y10.945062.265669X112.00990X23.099273X327.06615X4

(242.3260) (0.492198) (5.337742) (3.381350) (1.390025)

t= (-0.015167) (4.603169) (2.24997) (-0.916578) (-19.47170)

R20.997029 R0.995543 F=671.1698 df8

从结果来看，可决系数为0.997.29，说明模型的拟合程度很高，且F=671.1698，对应的P=0.000000，说明回归方程显著，即各变量联系起来确实对因变量“城乡人均收入差距”有显著影响。给定显著性水平0.05，但变量X2,X3的t值相对应的P值均大于以0.05的临界值，未通过T检验，说明X2,X3对因变量的影响不显著。且X3的系数符号为负，X3为教育支出差距，应该与城乡收入差距为正相关的关系。

➢ 对模型进行的修正

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从上述结果看来，模型中X3的系数出现了与经济意义不想符的情况，决定对模型进行修正。从现实意义来讲，教育对于经济的作用是有滞后性的。所以决定将X3滞后一期，再进行回归。

根据回归结果得到回归估计模型：

➢ 多重共线性检验

对模型进行多重共线性的检验。方法有简单相关系数法，方差扩大因子法和直观判断法，逐步回归法等。

经过了以上模型的修正，发现模型的多重共线性已经被消除了。所以不用对多重共线进行修正。若要修正的话，方法一般有变量变换法、先验信息法、逐步回归法等。最常用的是逐步回归法对模型进行修正。逐步回归法的基本思想是，用逐步回归法发现产生共线性的解释变量，将其剔除，从而减少共线性的影响。

用Eview5.0进行逐步回归。进行一元回归时发现各变量的解释性都很好，模型不存在多重共线性。

➢ 异方差的检验

对于异方差的检验，一般有图示法、Goldfeld-Quanad检验法、White检验、ARCH检验和Glefser检验。由于本文采取的数据是时间序列数据，所以选用适用于时间序列的ARCH检验进行异方差的检验。检验结果如下：（表五）

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检验结果看，P值大于了我们所选的置信度，所以通过异方差的检验，说明本模型没有异方差的问题。

 协整分析

协整理论(co-integration)是近20年来最重要的计量经济学概念,是20世纪80年代由恩格尔—格兰杰（Engel-Granger）提出的。在经济领域，许多宏观经济变量都是非平稳的，其线性组合常常也是非平稳的。传统的计量经济学由于没有检验经济变量的非平稳性，因此建立的回归分析往往是虚假回归。

协整检验的思想在于：如果某两个或多个同阶时间序列向量的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列，则这些非平稳时间序列存在长期均衡关系，或者说这些序列具有协整关系。协整理论从变量之间是否具有协整关系出发选择模型的变量，使得数据基础更加稳定，统计性质更为优良。协整分析通过检验非平稳变量之间是否存在平稳的线性组合关系，从而发现变量之间的协整关系。其意义就在于它揭示了一种长期稳定的均衡关系，满足协整的经济变量之间不能相互分离太远，一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置，在长期中会自动回复到均衡位置。

一、平稳性检验

进行实证分析之前，为检查时间序列数据的平稳性，本文先对人均可支配收入差距、食品支出差距、教育支出差距进行ADF检验。采用AIC准则确定最佳滞后阶数,检验结果见表。

对各个变量进行平稳性检验，得分析结果如下：（表六）

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X1～I(2) X2～I(2)

X3～I(2) X4～I(2)

Y～I(2)

二、协整检验与协整方程

由于所有变量都是I（2），所以有必要进行协整关系的检验，分析在序列组中是否存在某种长期均衡关系。下面对Y与X1、X2、X3(-1）、X4之间的关系进行协整检验。

以Y为被解释变量，X1、X2、X3、X4为解释变量进行OLS估计，测算Y与X1、X2、X3、X4之间的长期均衡关系。回归分析得如下结果：（表七）

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用最小二乘法对模型进行估计，根据输出结果表六,得估计模型为：

Y123.44291.1851788X13.832216X22.261956X3(1)27.50861X4

260.0861 0.398682 1.725934 0.951298 1.180996

t=0.171623 4.644770 2.220372 2.2377758 -23.29271

R20.997940 R0.996763 F=847.6809 R0.996763 P=0.000000 df8

由回归得到的长期的残差序列resid。用Genr命令生成新的序列e=resid。对残差序列进行单位根检验，得到结果如下：（表八）

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可见残差序列e无单位根，序列EC是平稳的。

回归结果来看，可决系数R20.997940很高，F=847.6809也很大，说明模型对变量的拟合程度很

好，模型的解释程度也很高。而且四个数据都通过了t检验，说明变量对于因变量的影响是显著的。说明该方程可以解释城乡收入差距与食品支出差距、教育支出差距、医疗支出差距和价格指数之间的关系。经过修正的模型，X3的系数为正，与经济意义相符。一般认为教育支出的差异越大，造成的收入差距应该越大，所以应该是正相关的关系。但此处为负相关，或许里面还有我们没有考虑到的因素造成了这种情况。

从回归系数可以看到，城乡食品支出差距每缩小1%，收入差距平均将缩小1.1851788%；城乡医疗支出差距每缩小1%，收入差距平均将缩小3.832216%；城乡教育支出差距每增大1%，后一期的收入差距平均将缩小2.261956%；价格指数每增大1%，收入差距将平均缩小27.50861%。显然，缩小城乡居民食品支出差距、医疗支出差距及教育支出差距，可以缩小城乡居民的收入差距。

四、实证分析结论

城乡收入差距、食品支出差距、医疗支出差距和教育支出差距虽然是非平稳序列，但是四者之间存在着某种长期稳定的均衡关系。食品支出差距对收入差距的长期影响力为1.1851788%，医疗支出对收入差距的长期影响力为3.832216%；教育支出差距对收入差距的长期影响力为2.261956%。这表明在1992-2004年期间，食品支出差距、医疗支出和教育支出差距的大小对收入差距的大小有较大的影响作用。

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 相关政策建议

通过以上实证分析，我们了解到影响人力资本积累的三大因素——食品、医疗、教育的支出差距对于城乡收入差有显著的影响。要想缩小城乡差距，重点是培养农村自己的本土人才，增大对于人力资本的投资。对于医疗部分，它有一定公共品的性质，特别是社会保障部分。所以国家要加强对农村的基础公共设施的投资。而公共投资政策改革重点是扭转公共投资的城市偏向政策，加大对农村的公共投资。农村公共投资包括三方面内容：一是对农业生产基础设施投资，二是对农村教育、卫生医疗和社会保障体系建设的投资，三是对农村基本生活设施的投资。前两个方面投资可以提高农村人口的收入创造潜力，后一种投资可以直接改善农村人口的生活福利。对于教育，一直都是增强人力资本最重要的方面之一。增大对农村的教育投资，鼓励兴办学校。在普及义务教育的基础上鼓励农村居民选择更高一级的学习深造。同时还要能在培养人才的同时留住人才，防止人才的流失。所以归根结底是要发展当地农村经济，尽快实现城乡一体化进程，以期达到一个更和谐的社会。

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