城鄉(xiāng)收入差距與人力資本的關(guān)系

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文城鄉(xiāng)收入差距與人力資本存量的關(guān)系的研究基于1992-2004年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究作者：符騰丹專業(yè)：國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易雙語實(shí)驗(yàn)班05級(jí)學(xué)號(hào)：405020372007年12月12日城鄉(xiāng)收入差距與人力資本存量的關(guān)系的研究基于1992-2004年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易雙語實(shí)驗(yàn)班2005級(jí) 姓名：符騰丹 學(xué)號(hào)：40502037內(nèi)容摘要：城鄉(xiāng)收入差距越來越引起社會(huì)各界的關(guān)注。對(duì)于引起城鄉(xiāng)差距的原因，各個(gè)學(xué)者都有不同的解釋。本文選取了影響人力資本存量的因素來研究人力資本存量與城鄉(xiāng)收入差距到底有什么關(guān)系。本文是基于1992年至2004年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，應(yīng)用了時(shí)間序列的一系列方法。并針對(duì)計(jì)量分析

2、結(jié)果從增加人力資本存量的角度作了相應(yīng)的如何縮小城鄉(xiāng)收入政策建議。關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距 人力資本存量 時(shí)間序列分析 協(xié)整一、問題的提出中國城鄉(xiāng)收入差距現(xiàn)狀隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深化，我國居民收入差距有明顯擴(kuò)大的趨勢(shì)，這其中占重要比重的是城鄉(xiāng)收入差距問題。改革開放以來，雖然城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入水平都有所提高，但二者之間的差距卻在不斷擴(kuò)大。目前，反映城鄉(xiāng)居民收入水平的最主要指標(biāo)分別是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入。從這兩個(gè)指標(biāo)來看，我國城鄉(xiāng)居民的收入差距相當(dāng)大。根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2005年）的有關(guān)數(shù)據(jù)，如表一所示： 從表中可看出，自1994年開始城鄉(xiāng)之間收入差距出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)，

3、但是從1997年起又逐步擴(kuò)大。2001年居民的人均收入幾乎是農(nóng)村居民的3倍。2002年全國的基尼系數(shù)相對(duì)于1995年上升了大概兩個(gè)百分點(diǎn)。如果把非貨幣因素考慮進(jìn)去，中國的城鄉(xiāng)收入差距是世界上最高的。國家統(tǒng)計(jì)局的一項(xiàng)研究報(bào)告認(rèn)為，由于統(tǒng)計(jì)上的原因，城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入指標(biāo)間并不完全可比。前者往往被低估，如不計(jì)作收入的住房、醫(yī)療等方面的福利等；后者往往被高估，如農(nóng)民純收入中一部分要用作生產(chǎn)性支出等。因此，目前城鄉(xiāng)收入的差距，很可能在41左右。從城鄉(xiāng)之間收入差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率來看，西部地區(qū)最高，高達(dá)58.3，而東部地區(qū)最低，為37。也就是說，越是相對(duì)落后的地區(qū)，城鄉(xiāng)之間的收入差距就越加明

4、顯。城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)成為亟待解決的社會(huì)經(jīng)濟(jì)問題，并引起了各方面人員的廣泛關(guān)注。二、文獻(xiàn)綜述及變量分析美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨于1960年任美國經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)會(huì)長時(shí)關(guān)于“人力資本投資”的演說標(biāo)志著人力資本理論體系的建立,從而使人們逐漸對(duì)人力資源方面的各種投入真正加以重視。配第曾指出人力資源在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的特殊地位。之后,馬克思繼承和發(fā)展了古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的勞動(dòng)價(jià)值論,并在此基礎(chǔ)上創(chuàng)立了馬克思主義的經(jīng)濟(jì)學(xué)說,進(jìn)一步闡明了人是勞動(dòng)的主體,自然資源是勞動(dòng)的客體,資本資源則是聯(lián)結(jié)主體和客體的媒介,并且是勞動(dòng)主體的延伸,是人對(duì)自然控制的表現(xiàn)。亞當(dāng)斯密在其國富論中提到,一個(gè)國家全體居民的所有后天獲得的有用能力是資本的重要組

5、成部分,因?yàn)楂@得能力需要花費(fèi)一定的費(fèi)用,所以它可以被看作是在每個(gè)人身上固定的已實(shí)現(xiàn)的資本。但是他并沒有真正把人力資源看成是一種資本,只是把人(或者說勞動(dòng)、勞動(dòng)力)與土地、資本并列為生產(chǎn)要素。直到20世紀(jì)50年代,一方面由于科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步,社會(huì)生產(chǎn)條件的發(fā)展以及其他社會(huì)性因素的影響,使得人力資源在生產(chǎn)中的地位不斷提高;另一方面,在對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)總量的分析中,對(duì)于不同國家和地區(qū)來說,相同的實(shí)物資本投入量卻帶來了差別懸殊的收益增長,從而使得人們的研究方向開始轉(zhuǎn)向?qū)θ肆Y本以及人力資本投資收益理論的研究。教育狀況與收入差距的關(guān)系人力資本投資的內(nèi)容主要包括以下幾方面:第一,衛(wèi)生保健設(shè)施和服務(wù),即用于改善人的

6、體力和耐力、精力和活力的全部開支;第二,繼續(xù)教育,即完成正規(guī)學(xué)歷教育后,繼續(xù)進(jìn)行的培訓(xùn)和教育;第三,正規(guī)的初等、中等和高等教育;第四,個(gè)人和家族進(jìn)行遷移以適應(yīng)不斷變化的就業(yè)機(jī)會(huì)。由于上述四項(xiàng)內(nèi)容全部開支引起的人力資源的增加(知識(shí)或技能的增加)就是人力資本,而其中教育投資是人力資本投資中內(nèi)容最廣、意義最深遠(yuǎn)的一項(xiàng)投資,因此,在測(cè)定人力資本投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率時(shí),往往以教育投資來反映人力資本投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。收入差距的不平等進(jìn)一步促成了城鄉(xiāng)居民接受教育上的機(jī)會(huì)不平等。在農(nóng)村，由于居民收入水平較低，因而對(duì)教育的投入嚴(yán)重不足，影響了教育的發(fā)展和人力資源的開發(fā)，積淀了大批低素質(zhì)的人口，加劇了城鄉(xiāng)居民

7、受教育機(jī)會(huì)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“馬太效應(yīng)”，即收入較高的居民的后代獲得的教育水平一般會(huì)高于收入水平較低的居民的后代所獲得的教育水平，使得由人力資本決定的收入分配會(huì)產(chǎn)生代際效應(yīng)，使得居民間的收入差距繼續(xù)擴(kuò)大。可見，教育機(jī)會(huì)不平等和收入差距擴(kuò)大很容易陷入惡性循環(huán)。教育投資對(duì)于其他投資來說，是一個(gè)有滯后效應(yīng)的支出，本期的投資并不能馬上見效。所以一般模型的建立中選擇把教育變量滯后。城鄉(xiāng)居民營養(yǎng)狀況的比較在營養(yǎng)狀況方面，本文選擇了城鄉(xiāng)居民人均食品消費(fèi)量作為衡量指標(biāo)。在居民的生活消費(fèi)中，糧食消費(fèi)量越高，肉、蛋、奶等副食類產(chǎn)品的消費(fèi)量越低，食物消費(fèi)中的營養(yǎng)成份越低。在我

8、國農(nóng)村，居民以主食消費(fèi)為主，肉禽蛋奶消費(fèi)量與城鎮(zhèn)居民差距大。在我國農(nóng)村，居民以主食消費(fèi)為主，肉禽蛋奶消費(fèi)量與城鎮(zhèn)居民差距大。2004年，農(nóng)村居民人均消費(fèi)肉類14.76公斤，比城鎮(zhèn)居民(22.85)少8.09公斤；消費(fèi)禽類3.13公斤，比城鎮(zhèn)居民(6.37)少3.24公斤；消費(fèi)蛋類4.59公斤，比城鎮(zhèn)居民(10.35)少5.76公斤。與此同時(shí)，農(nóng)村居民人均消費(fèi)糧食達(dá)到218.27公斤，是城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)糧食（78.18）的2.79倍。可見推斷，農(nóng)村居民的營養(yǎng)狀況比城鎮(zhèn)居民差。城鄉(xiāng)醫(yī)療差距目前，廣大農(nóng)民缺乏基本醫(yī)療保障，基本上處于自費(fèi)醫(yī)療的狀態(tài)。年城市個(gè)人支付的醫(yī)療費(fèi)用占總醫(yī)療費(fèi)用的，而農(nóng)民個(gè)人支

9、付的醫(yī)療費(fèi)用則達(dá)到。年，占中國總?cè)丝诘霓r(nóng)村人口，只消耗了的衛(wèi)生總費(fèi)用。年，農(nóng)民人均衛(wèi)生總費(fèi)用為元，城市居民人均衛(wèi)生總費(fèi)用為元，前者僅為后者的。農(nóng)村很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院基礎(chǔ)醫(yī)療設(shè)施很差，缺少高水平的醫(yī)務(wù)人員，無法滿足廣大農(nóng)民的醫(yī)療要求?？梢?，我國城鄉(xiāng)之間的醫(yī)療差距明顯，城鄉(xiāng)衛(wèi)生資源配置不合理，農(nóng)村醫(yī)療保障體系不完善，醫(yī)療費(fèi)用快速大幅上升，超出了部分農(nóng)民的支付能力，使得農(nóng)村中農(nóng)民“因病致貧，因病返貧”的事例較多。農(nóng)村人力資本外流，加劇城鄉(xiāng)人力資本差距在我國，城市中存在人力資本充分發(fā)揮作用的條件，加上日漸松動(dòng)的城鄉(xiāng)戶籍制度的刺激，越來越多的、具有較高人力資本的農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城市尋求發(fā)展機(jī)會(huì)，造成了農(nóng)村投資

10、的人力資本流失。而城市使用農(nóng)村的人力資本卻又不需要對(duì)農(nóng)村的這部分人力資本投資進(jìn)行相應(yīng)的補(bǔ)償。也就是說，農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移的過程中存在農(nóng)村人力資本對(duì)城市的溢出。而因?yàn)槿肆Y本在城市中能得到較高的收益，且在農(nóng)村人力資本發(fā)揮作用的條件不完備，所以城市人力資本幾乎不會(huì)向農(nóng)村流動(dòng)，造成了農(nóng)村與城市人力資本流動(dòng)和遷移上的不對(duì)稱。三、研究意義及變量選擇本文主要從城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量存在差異的角度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行解釋。人力資本質(zhì)量與勞動(dòng)者的營養(yǎng)狀況、勞動(dòng)力健康狀況、受教育水平等均有著十分密切的關(guān)系。通過對(duì)他們關(guān)系的探索研究，希望能夠找出從人力資本的角度縮小城鄉(xiāng)收入差距的方法，使城鄉(xiāng)居民生活質(zhì)量更高，差距更小，

11、更為和諧。由于數(shù)據(jù)方面的原因，本文只選了若干反映勞動(dòng)者受教育水平及營養(yǎng)狀況的指標(biāo)進(jìn)行分析。在營養(yǎng)狀況方面，則選取人均食品消費(fèi)支出作為衡量指標(biāo)；在醫(yī)療方面，本文選取了人均醫(yī)療支出作為衡量指標(biāo)；在受教育水平方面，本文選擇了人均教育支出作為衡量指標(biāo)；也就是說，本文擬通過人均食品支出、醫(yī)療支出及教育支出的有關(guān)數(shù)據(jù)來反映人力資本的狀況，并分析二者對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響程度。同時(shí)，為了考慮物價(jià)隨時(shí)間變動(dòng)而對(duì)支出所產(chǎn)生的影響，特地引入物價(jià)指數(shù)作為自變量進(jìn)行研究。四、數(shù)據(jù)及處理城鄉(xiāng)收入差距與人力資本關(guān)系的實(shí)證分析1992年-2004年原始數(shù)據(jù)表 （表二）Ø 簡(jiǎn)單線性模型的建立選用1992-2004

12、年城鄉(xiāng)居民收入差距Y、食品支出差距X1和醫(yī)療支出差距X2和教育支出差距X3和價(jià)格指數(shù)X4的時(shí)間序列指標(biāo)來進(jìn)行模型分析，有關(guān)數(shù)據(jù)見表1，由于數(shù)據(jù)取得的困難限制，所有數(shù)據(jù)皆以1992年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。運(yùn)用Eview進(jìn)行回歸分析，得如下結(jié)果（表三）： 用最小二乘法進(jìn)行回歸估計(jì)，模型估計(jì)結(jié)果為： (242.3260) (0.492198) (5.337742) (3.381350) (1.390025) t= (-0.015167) (4.603169) (2.24997) (-0.916578) (-19.47170) 從結(jié)果來看，可決系數(shù)為0.997.29，說明模型的擬合程度很高

13、，且，對(duì)應(yīng)的P=0.000000，說明回歸方程顯著，即各變量聯(lián)系起來確實(shí)對(duì)因變量“城鄉(xiāng)人均收入差距”有顯著影響。給定顯著性水平，但變量X2,X3的t值相對(duì)應(yīng)的P值均大于以0.05的臨界值，未通過T檢驗(yàn)，說明X2,X3對(duì)因變量的影響不顯著。且X3的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，X3為教育支出差距，應(yīng)該與城鄉(xiāng)收入差距為正相關(guān)的關(guān)系。Ø 對(duì)模型進(jìn)行的修正從上述結(jié)果看來，模型中X3的系數(shù)出現(xiàn)了與經(jīng)濟(jì)意義不想符的情況，決定對(duì)模型進(jìn)行修正。從現(xiàn)實(shí)意義來講，教育對(duì)于經(jīng)濟(jì)的作用是有滯后性的。所以決定將X3滯后一期，再進(jìn)行回歸。根據(jù)回歸結(jié)果得到回歸估計(jì)模型：Ø 多重共線性檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行多重共線性的檢驗(yàn)。方法

14、有簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)法，方差擴(kuò)大因子法和直觀判斷法，逐步回歸法等。經(jīng)過了以上模型的修正，發(fā)現(xiàn)模型的多重共線性已經(jīng)被消除了。所以不用對(duì)多重共線進(jìn)行修正。若要修正的話，方法一般有變量變換法、先驗(yàn)信息法、逐步回歸法等。最常用的是逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行修正。逐步回歸法的基本思想是，用逐步回歸法發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生共線性的解釋變量，將其剔除，從而減少共線性的影響。用Eview5.0進(jìn)行逐步回歸。進(jìn)行一元回歸時(shí)發(fā)現(xiàn)各變量的解釋性都很好，模型不存在多重共線性。Ø 異方差的檢驗(yàn)對(duì)于異方差的檢驗(yàn)，一般有圖示法、Goldfeld-Quanad檢驗(yàn)法、White檢驗(yàn)、ARCH檢驗(yàn)和Glefser檢驗(yàn)。由于本文采取的數(shù)據(jù)是時(shí)間

15、序列數(shù)據(jù)，所以選用適用于時(shí)間序列的ARCH檢驗(yàn)進(jìn)行異方差的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：（表五）檢驗(yàn)結(jié)果看，P值大于了我們所選的置信度，所以通過異方差的檢驗(yàn)，說明本模型沒有異方差的問題。l 協(xié)整分析協(xié)整理論(co-integration)是近20年來最重要的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)概念,是20世紀(jì)80年代由恩格爾格蘭杰（Engel-Granger）提出的。在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，許多宏觀經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)的，其線性組合常常也是非平穩(wěn)的。傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)由于沒有檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量的非平穩(wěn)性，因此建立的回歸分析往往是虛假回歸。協(xié)整檢驗(yàn)的思想在于：如果某兩個(gè)或多個(gè)同階時(shí)間序列向量的某種線性組合可以得到一個(gè)平穩(wěn)的誤差序列，則這些非平穩(wěn)時(shí)間序列

16、存在長期均衡關(guān)系，或者說這些序列具有協(xié)整關(guān)系。協(xié)整理論從變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系出發(fā)選擇模型的變量，使得數(shù)據(jù)基礎(chǔ)更加穩(wěn)定，統(tǒng)計(jì)性質(zhì)更為優(yōu)良。協(xié)整分析通過檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量之間是否存在平穩(wěn)的線性組合關(guān)系，從而發(fā)現(xiàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。其意義就在于它揭示了一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，滿足協(xié)整的經(jīng)濟(jì)變量之間不能相互分離太遠(yuǎn)，一次沖擊只能使它們短時(shí)間內(nèi)偏離均衡位置，在長期中會(huì)自動(dòng)回復(fù)到均衡位置。一、平穩(wěn)性檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證分析之前，為檢查時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文先對(duì)人均可支配收入差距、食品支出差距、教育支出差距進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。采用AIC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù),檢驗(yàn)結(jié)果見表。對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得分析結(jié)果如下：（

17、表六） X1I(2) X2I(2) X3I(2) X4I(2) YI(2)二、協(xié)整檢驗(yàn)與協(xié)整方程由于所有變量都是I（2），所以有必要進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，分析在序列組中是否存在某種長期均衡關(guān)系。下面對(duì)Y與X1、X2、X3(-1）、X4之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。以Y為被解釋變量，X1、X2、X3、X4為解釋變量進(jìn)行OLS估計(jì)，測(cè)算Y與X1、X2、X3、X4之間的長期均衡關(guān)系。回歸分析得如下結(jié)果：（表七）用最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，根據(jù)輸出結(jié)果表六,得估計(jì)模型為：260.0861 0.398682 1.725934 0.951298 1.180996t=0.171623 4.644770 2.2203

18、72 2.2377758 -23.29271 F=847.6809 P=0.000000 由回歸得到的長期的殘差序列resid。用Genr命令生成新的序列e=resid。對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：（表八）可見殘差序列e無單位根，序列EC是平穩(wěn)的?；貧w結(jié)果來看，可決系數(shù)很高，F(xiàn)=847.6809也很大，說明模型對(duì)變量的擬合程度很好，模型的解釋程度也很高。而且四個(gè)數(shù)據(jù)都通過了t檢驗(yàn)，說明變量對(duì)于因變量的影響是顯著的。說明該方程可以解釋城鄉(xiāng)收入差距與食品支出差距、教育支出差距、醫(yī)療支出差距和價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系。經(jīng)過修正的模型，X3的系數(shù)為正，與經(jīng)濟(jì)意義相符。一般認(rèn)為教育支出的差異越大，

19、造成的收入差距應(yīng)該越大，所以應(yīng)該是正相關(guān)的關(guān)系。但此處為負(fù)相關(guān)，或許里面還有我們沒有考慮到的因素造成了這種情況。從回歸系數(shù)可以看到，城鄉(xiāng)食品支出差距每縮小1%，收入差距平均將縮小%；城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差距每縮小1%，收入差距平均將縮小%；城鄉(xiāng)教育支出差距每增大1%，后一期的收入差距平均將縮小%；價(jià)格指數(shù)每增大1%，收入差距將平均縮小%。顯然，縮小城鄉(xiāng)居民食品支出差距、醫(yī)療支出差距及教育支出差距，可以縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距。四、實(shí)證分析結(jié)論城鄉(xiāng)收入差距、食品支出差距、醫(yī)療支出差距和教育支出差距雖然是非平穩(wěn)序列，但是四者之間存在著某種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。食品支出差距對(duì)收入差距的長期影響力為%，醫(yī)療支出對(duì)收入差距的長期影響力為%；教育支出差距對(duì)收入差距的長期影響力為%。這表明在1992-2004年期間，食品支出差距、醫(yī)療支出和教育支出差距的大小對(duì)收入差距的大小有較大的影響作用。l 相關(guān)政策建議通過以上實(shí)證分析，我們了解到影響人力資本積累的三大因素食品、醫(yī)療、教育的支出差距對(duì)于城鄉(xiāng)收入差有顯著的影響。要想縮小城鄉(xiāng)差距，重點(diǎn)是培養(yǎng)農(nóng)村自己的本土人才，增大對(duì)于人力資本的投資。對(duì)于醫(yī)療部分，它有一定公共品的性質(zhì)，特別是社會(huì)保障部分。所以國家要加強(qiáng)