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家庭人力资本结构与农村贫富差距
张兴杰, 张沁洁
( 华南农业大学公共管理学院, 广东广州510642)
摘要: 通过对12 个省份农村的家庭人力资本结构, 即家庭规模、家庭成员的年龄和性别特征、教育程度, 劳动
力数量、劳动力职业和技能掌握因素, 与农村内部贫富差距形成之间相关性的实证分析, 发现家庭劳动力越多家庭
人均年纯收入也就越高; 家庭成员务农的越多, 则家庭人均纯收入就越低; 家庭劳动力教育程度越高, 则人均收入就
越高; 家庭人口规模与家庭人均收入成反比。因此, 建立与完善培育未来农村劳动力的各种教育机制是解决农村家
庭劳动力数量与素质问题、缩小农村内部贫富差距的有效举措。
关键词: 农村家庭; 贫富差距; 人力资本
中图分类号: C912.82 文献标识码: A 文章编号: 1002- 3240( 2008) 01- 0047- 05
收稿日期: 2007- 11- 25
作者简介: 张兴杰, 华南农业大学公共管理学院教授、院长, 广东农村社区建设与公共管理研究中心主任, 本文社会调查负责
人; 张沁洁, 华南农业大学公共管理学院博士、讲师, 本文执笔人。
社会科学家
SOCIAL SCIENTIST
2008 年1 月
( 第1 期, 总第129 期)
Jan.,2008
( No.1,Gener al No.129)
一、问题的提出
综观有关中国农村贫富差距形成原因的研究成
果, 学者们主要从两个角度展开讨论: 一种是从国家
的政治结构中寻求答案, 认为国家的经济发展政策和
制度设置存在偏向, 即国家偏向城市发展的制度性安
排导致了城市相对于农村, 呈现出政治资本、人力资
本和经济资本的高度集中, 导致城乡发展不均衡[1]。这
一观点从宏观角度, 将农村作为一个完整整体与城市
相比较, 更多地讨论“为什么农村比城市落后与贫穷”
的问题。一种是从农村所居的区域特性寻求答案, 认
为特定的区位环境因素决定和限制了农村的发展空
间与模式, 那些分布在平坦地形、经济发达城市周边
的农村, 比位于山区的、距离城市较远的农村要富裕
很多。这一观点从环境生态学视角, 关注“农村之间为
什么存在贫富差异”的问题。
上述观点分别从宏观、中观的外在因素来理解农
村贫富差距, 但对于“为什么具有相同外在条件( 如区
位特征) 的农村居民家庭之间存在贫富差距的现象”
却解释不足。为了回答这一问题, 本文将从“人力资
本”角度来开展讨论。李强早已从“人力资本”角度来
研究农村的贫富差距, 他认为造成中国农村群体内(诸
如村内、乡内)贫富差距的原因一般与自然环境、地理
条件等外部因素无关, 主要是因群体成员的内在因素
( 如职业、产业、农民自身素质, 以及劳动力与赡养人
口的差异) 造成的, 即因农民自获条件造成而不是“先
赋条件”造成[2]。但李强从“个体层次”讨论“农村中个
体贫富差距”, 侧重于理论推理, 缺乏实证分析和经验
验证。本文研究将关注焦点集中在“家庭的人力资本
结构”与“农村家庭间贫富差距”的关系上, 这种以家
庭为分析对象的意义在于: 在中国农村, 家庭作为一
个经济生产单位或消费实体的意义并没有消失, 甚或
在城市也如此。这就有必要将个体人力资本整合在一
个家庭单位之中, 来检验家庭的人力资本结构特征是
如何来影响农村内贫富差距的。
论文所采用的数据来源于华南农业大学公共管
理学院张兴杰教授于2007 年1 月至6 月开展的“中
国农村贫富差距”调查项目。本项调查采用非随机抽
样方法, 依据区域经济发达程度, 结合调查的可行性
和方便性, 选择海南、广东、浙江、江苏、山东5 个经济
较发达的省和湖南、湖北、山西、安徽、云南、四川、黑
龙江7 个经济欠发达的省的88 个行政村, 共计2215
户家庭进行调查。调查家庭主要是参考当地基层政府
划分的富裕户、中等户、贫困户, 分别以该村调查样本
总数的20%、60%、20%来确定。具体访问对象为在家
的男性或女性户主。有效样本数为2198。数据分析工
具采用SPSS13.0。
二、农村贫富差距现状: 区域间差距
较大, 区域内差距凸显
中国学界多用收入差距来测量贫富差距[3], 如最高
【政治文明与构建和谐社会】
47
收入和最低收入的极差比较、人均收入或家庭总收入
的等分、基尼系数等, 以及从消费支出测量的恩格尔系
数。本文采用收入测量法, 因为消费的多少或比例更多
体现了一种生活质量。就收入测量方面, 有家庭年纯总
收入和家庭人均年纯收入两种, 本文采用家庭人均年
纯收入来测量( 见公式一) , 因为家庭年纯总收入在将
家庭作为一个整体的同时, 忽视了家庭人口规模差异,
而家庭人均年纯收入的分析则弥补了这一不足。
公式一: 家庭人均年纯收入= 家庭年纯总收入家庭人口数
本次调查数据显示, 整体上, 农村家庭人均年纯
收入平均值7105.5 元, 标准差为17037.70, 离散系数
为2.40, 可以得出: 调查的农村家庭分属于贫富差距
这一连续体系的不同点上, 有部分地区家庭处于该体
系的两端, 且两端之间的差距呈现拉大趋势, 在社会
整体进步的大环境下, 富裕者逐渐增多, 最穷者的数
量逐步减少。
从各区域来看, 山西、广东和浙江的家庭人均年
纯收入的平均值分别9064 元、8540.39 元、16483.59
元, 标准差分别是24162.05、20486.86、28473.46, 离散
系数分别是2.66、2.40 和1.72, 相对其他区域内部的
贫富差距较严重。山西农村贫富差距尤为严重, 这可
能与山西的煤矿产业有关; 广东的离散系数较大可能
与调查样本是来自广州、佛山、汕头、饶平和梅州等具
有不同区位优势的农村家庭所致; 浙江农村家庭的贫
富差距可能与其融入区域内经济结构的程度不同有
关。西南地区的四川, 平均值最低, 为2239.73, 离散系
数与云南相同是0.91; 中南地区的湖南、湖北的离散
系数分别为0.98、1.08; 中东地区的安徽, 离散系数为
1.00; 接近中原地区的山东, 离散系数为1.16; 最南部
的海南, 离散系数为0.98; 东北的黑龙江, 离散系数是
0.93。这些农村具有一个共同的特征, 即位于经济欠发
达或相对不发达的地区, 虽然区域整体不是太富裕,
但区域内部的贫富差距较小。沿海地区的江苏, 农村
家庭人均纯收入的中位值8400 元、平均值10139.90
元, 二者相差较小, 且离散系数为0.78, 是最小的, 说
明江苏农村家庭的贫富差距小, 农户普遍富裕。具体
各省区农村家庭人均纯收入的分布见表1。
三、家庭人力资本结构影响模型的构
建与验证
( 一) 已有的家庭人力资本结构与家庭贫富差距
间相关性实证研究
1.家庭成员的年龄结构因素
楚和蒋( Chu& Jiang) 根据台湾的数据, 用家庭成
员收入的基尼系数方法来比较研究家庭成员因年龄
结构的改变所导致的收入差异变化, 研究发现基尼系
数模型受家庭成员的年龄因素显著影响[4]。同样, 冉可
等( Rank, etc) 将生命周期分为成年期( 20- 40 岁) , 中
年期( 40- 60 岁) 和晚年期( 60- 80 岁) , 发现贫富情况
与人的生命周期存在相关性, 尤其在成年期和晚年期
的人面临着贫困的危险[5]。二者的研究说明家庭成员
的年龄结构因素对家庭经济状况具有作用。
2.家庭成员的性别结构因素
针对部分学者认为以女性为主( female- headed)
的家庭与美国“下层”社会的增长之间相一致的论断,
麦克拉南罕( McLanahan) 对密歇根州的家庭收入数据
进行纵向分析, 探讨为什么那些在女性为主家庭中出
生的人在成年期中更可能经历持续贫困的问题。该研
究提出单亲母亲家庭具有的四个影响假设, 即没有影
响、经济剥夺、父亲缺失、家庭压力, 并进行了验证, 发
现女性为主的家庭增加了贫困的危险, 但父亲缺失并
不是唯一因素[6]。这一发现提示家庭成员人口的男女
性别数量分布可能影响家庭的经济状况。
3.家庭的人口规模因素
森(Sen)提出无论是用直接测量法( 即对人们实际
消费是否还有些最低需要没有被满足的测量) , 还是
收入测量法( 即先算出满足最低需要的最少收入后确
定低于贫困线以下的实际收入的贫富差距测量) , 在
实际过程中, 家庭而不是个人作为一个与经济收入和
表1 各省份农村家庭人均年纯收入( %)
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消费行为相关联的自然单位, 收入必须满足不同规模
家庭的最低需要, 因为家庭中小孩的需要与成年人的
需要是不同的, 为了更好地测量家庭规模, 最好是将
每个家庭转化为一定数量的“相同成年人”或者“相同
的家庭人口”[7]。科克安等( Corcoran etc) 发现基于个人
而不是家庭收集的个人收入数据, 对个人而言是非贫
困的, 但以家庭规模而言, 则会出现家庭是贫困的现
象[8]。这些研究显示, 同样收入水平对于不同成员数量
的家庭来讲, 生活水平是有差异的, 这意味着家庭成员
的多寡, 即家庭规模对一个家庭的贫富状态有影响。
4.舒诺的贫富综合模型
舒诺( Thurow) 为了找出哥伦比亚等五十个州和
地区的贫困原因, 他建立了一个贫富模型, 即( 1) 生活
在农场的家庭百分比;( 2) 由黑人成员的家庭百分比;
( 3) 一个劳动力都没有的家庭百分比;( 4) 家长的教育
程度;( 5) 家庭中有全职工作的百分比;( 6) 所在州的
工业结构。依据模型进行经验分析时发现: 家庭劳动
力数量、所在州的经济结构( 该变量在时间上相对不
可变) 、农业耕作的数量、劳动力参与的强度等四个因
素对贫富的影响作用显著[9]。舒诺的综合模型主要从
区域经济结构状态、家庭劳动力的数量和劳动力素质
三个因素。其研究结论提醒贫富状态是一个多因素综
合影响的结果。
( 二) 农村家庭人力资本结构的测量指标
本研究在上述学者的经验研究基础上, 认为在对
农村内部的贫富差距进行分析时, 应当从以下七个因
素, 集中关注家庭中人力资本结构对其的影响作用。
1.家庭规模, 即家庭总人口数。
2.年龄结构特征, 即指18 岁以下的未成年人、60
岁以上老年人、18- 60 岁之间的青中年成人的组合分
布情况; 0 表示都是成年人, 老人小孩都没有的家庭; 1
表示未成年人和成年人构成的家庭; 2 表示老年人和
成年人构成的家庭; 3 表示老年人、成年人和未成年人
构成的家庭; 4 表示老年人家庭。
3.性别构成, 男性成员与女性成员的比值。
4.劳动力率, 指家庭中劳动力的数量与家庭总人
口之比值。
5.教育情况, 指家庭成员中, 有高中、中专和大专
及以上的人数与家庭劳动力数的比值。
6.劳动力职业构成, 指家庭成员中, 从事务农与经
商或外出务工的比值。
7.技能掌握, 指家庭成员是否掌握有粮食作物( 如
水稻、小麦等) 和经济作物( 如橡胶、棉花、烟叶、黄花、
甘蔗等) 的种植技术、畜禽饲养技术、水产养殖技术、果
树或林木栽种技术、工匠( 木匠、建筑技工等) 及其他技
术, 如果家庭成员中没有掌握技术的为0, 掌握一门技
术的为1, 掌握两门技术的为2, 掌握三门技术的为3。
上述七个因素作为自变量, 与家庭人均年纯收入
的相关程度究竟如何, 表2 显示:( 1) 自变量与因变量
之间, 只有家庭中男女性别比与家庭人均年纯收入之
间完全不相关。( 2) 自变量之间, 家庭年龄结构特征与
劳动力率和家庭规模之间的相关系数分别为- 0.351、
** 表示P= 0.01; * 表示P=0.05 , 双尾检验
表2 自变量与因变量的相关关系
0.353, 说明劳动力数量越少, 则家庭中以老中少年组
合的年龄结构可能性大; 家庭规模越大, 则家庭中出
现老中少组合的年龄结构可能性越大。因三个变量间
并不存在高度相关, 本文不予以变量合并。( 3) 自变量
具有一定的独立性。
通过变量间的相关分析, 删除家庭成员构成的性
别比例变量, 建构家庭人力资本结构与农村家庭贫富
差距间相关关系的分析思路( 图1) 。
( 三) 多元线性回归分析
由于因变量家庭人均年纯收入是可测量型变量,
自变量是可测量变量或虚拟变量, 可以采用多元线性
回归分析法分析自变量与因变量之间的关系。
图1 家庭人力资本结构对农村贫富差距的影响
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表3 农村家庭贫富差距多元回归模型概要和方差分析
表4 农村家庭贫富差距的多元回归分析结果
表3 和表4 是对农村贫富差距的多元回归分析
结果呈现。表3 中, F 值为14.676, 显著度为0.000, 说
明这六个因素建构起来的分析模型是成立的, 但是
R2 的值只有0.054, 非常的小, 这反映了回归方程中
的自变量对因变量的解释能力较差①。导致这一结果
的原因可能有三: 一是调查数据本身可能存在误差。
调查显示自我感觉是贫困户的为23.7%, 富裕户为
14%, 而中等户为62.3%。这一比例与样本选定时采用
20%: 60%: 20%的分布比例较一致, 在非随机抽样情
况下, 调查数据之间的差异性和真实性还有待考究。
二是表2 所示各自变量之间具有一定的显著相关性,
变量间的相互作用导致当各变量加入一个整体时, 自
变量与因变量之间呈非线性相关, 正如郭志刚所言
“当R2 接近于0 时, 说明自变量与因变量几乎不存在
线性关系, 但可能存在很强的非线性关系。”[11]
表4 数据显示了家庭人力资本结构变量各指标
与因变量之间的关系检验结果, 具体结论如下:
1) 家庭劳动力率与家庭人均年纯收入的回归系
数是正数, 且T 检验显著, 说明家庭劳动力越多的则
人均年收入也就越高。
2) 家庭劳动力的职业构成, 与家庭人均年纯收入
关系通过T 检验, 且回归系数为负值, 说明家庭主要劳
动力从事务农的越多, 则家庭人均年纯收入也就越低。
3) 家庭成员的年龄结构特征与家庭人均年纯收
入之间的回归系数是正数, 虽没有通过T 检验, 但意
味着家庭年龄结构越偏向老龄化, 则家庭人均纯收入
偏低的可能越大。
4) 家庭人口规模与家庭年人均纯收入通过T 检
验, 回归系数为负数, 说明家庭人口越多, 家庭人均年
纯收入偏低的可能性越大。
5) 家庭教育构成与家庭人均纯收入之间的关系,
通过T 检验, 且回归系数为正, 说明家庭中有高中及
以上的成员, 且这样的成员越多, 家庭人均纯收入也
就越高。
6) 家庭成员的技能掌握与家庭人均纯收入之间
的关系, 没有通过T 检验, 且回归系数为负, 意味着技
能掌握越多则家庭人均纯收入可能越低, 这一结果与
我们常识相违背。
四、结论与讨论
实证分析的结果表明: 家庭劳动力越多家庭人均
收入也就越高; 家庭成员务农的越多, 则家庭人均纯收
入就越低; 家庭劳动力教育程度越高, 则人均收入就越
高; 家庭人口规模与家庭人均收入成反比( 见图2) 。这
四个结论与西方学者的发现部分相一致, 印证了唐忠
新等学者认为的“劳动力素质包括生理、心理和思想、
文化教育、职业技能等四方面, 家庭劳动力素质高低影
响其致富速度和收入水平是显而易见的”②判断, 再次
说明家庭劳动力素质对农村家庭贫富的重要性。
但为什么“家庭成员的技能掌握数量”对农村家
庭贫富差距作用并不显著? 笔者认为其原因在于: 本
研究的调查样本家庭中, 54.5%没有掌握技能, 即使掌
握有一到三门技术, 这些技术约70%属于基本农作种
植技术, 其经济效应的发挥受制于区域经济、农业产
业结构和土地面积和土地用途。但调查中发现, 农村
家庭土地面积总面积为6 亩以下的有82.1%, 土地用
于种植粮食和经济作物占有地家庭( 排除土地征用和
其他) 的比例为94.7%。农村家庭劳动力的技能掌握
的低层次性和简单性, 决定了其劳动力依然归属于较
高的体力劳动强度类, 相应地制约了技术所能带来的
经济效应。
家庭成员的年龄结构对农村家庭贫富差距作用
不显著, 是因如下事实所致:( 1) 在中国农村劳动力外
流的背后, 老人留守农村照顾小孩以实现剩余劳动力
外出;( 2) 调查样本中86.8%的家庭以外出务工为主,
图2 家庭人力结构因素与农村贫富差距的关系模型
①当采用Forward 方法, 职业构成、家庭总人口、教育情况、劳动力率四个变量逐步纳入, 形成四个多元回归分析模型, 四变量都通过
t 检验; 当排除模型1 中的职业构成变量, 把其他五个变量模型时, 年龄结构变量作用显著且通过检验, 但在排除模型2 中的职业构
成和家庭总人口时, 则作用不显著, 这说明其与家庭总人口有较强的重置性。技能掌握变量作用在各个模型中都作用不显著。
②唐忠新.1998: 87- 88 页。同时, 邓微( 2006: 117) 也认为人力资源质量的高低即劳动力素质的高低是影响贫困地区能否消除贫困
的关键因素。
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[ 责任编辑: 黄晓伟]
[ 责任编对: 阳玉平]
即使是由60 岁以上的老人构成的家庭, 其中87.5%
有外出务工者。
家庭成员的性别比例没有影响到农村家庭贫富,
关键原因在于本研究与国外学者的研究所处时代、国
情不同。国外学者的研究处于“女权主义”和“反女权
主义”的交锋时代, 本次研究则是在中国改革开放后
20 多年, 工农产业结构的变化, 促使农村女性无论是
作为务农劳动力还是务工的劳动力并没有比男性差。
这潜在地反映了目前中国农村女性和男性都是家庭
收入的来源者, 农村女性在经济上相对独立于男性的
社会现实。
本研究的实证分析结论, 与调查对象感知到的家
庭贫富影响因素间存在较高程度的吻合, 认为家庭成
员整体文化程度低不懂技术的占70.16%, 没有在农
业之外寻找致富门路占38.74%, 家里需要供孩子上
学的占37.34%, 家庭中有生活不能自理或多病的人
占34.31%, 家庭劳动力少的占23.16%, 家里无人当干
部的占12.78%, 前五项属于家庭人力资本结构, 最后
一项是家庭政治资本, 调查者对人力资本的重视, 反
映了政治资本并非如学者想象那样对农村家庭贫富
差距具有突出作用。农村家庭处于贫富差距体系中的
何种状态, 既不依赖于政治资本, 也不依赖于土地类
自然资源, 如调查家庭中51.7%的家庭人均土地面积
只有0.5 亩地, 在这些家庭中, 75.6%的家庭人均年纯
收入达到6000 元及以上, 依据土地和政治资本实现
富裕的可能性越来越少。本研究表明中国农村家庭趋
于富裕或富裕家庭形成的基本依据发生了变化, 即从
“自然资源”( 土地) 向“人力资源”本身转变。
家庭的人力资源并不等同于家庭人口数量。调查
数据显示由1- 8 人构成的不同人口规模的家庭, 分别
有63.4% 、28.8% 、16.1% 、24.8% 、26.3% 、34.1% 、
39.0%、39.5%, 9 人及以上有40%的家庭人均年纯收
入在3000 元以下, 属于中国统计局2005 年五等分的
低收入或中低收入者。单一家庭多贫困的发现为国家
有针对性地进行社会保障体系建设提供数据支持。而
1 人家庭和8 或9 人及以上的家庭人均年纯收入在
1000 元以下的比例为21.1、16.9 和17.7%, 比其他类
家庭人口规模的比例要高近10 个百分点, 暗示了人
口过多或过少是促使该类家庭走向贫困的可能性会
加大。就家庭人均年纯收入与家庭人口数量的关系而
言, 当收入从低到高时, 人口数量总体呈下降趋势, 但
处于最贫困与最富裕户之间的家庭人口数量出现Z
形波动( 见图3) , 理想的富裕家庭应具有的人口规模
一般为4- 5 人。
家庭劳动力数量和劳动力素质是家庭人力资源
的两大构成。家庭人口数量越多, 并不意味着家庭劳
动力的数量越多, 这与家庭中的年龄结构分布、性别、
有无残疾等劳动人口的生理基础状态有关。家庭劳动
力的素质, 包括教育程度、技能掌握和从业类别等, 体
现了劳动者的社会能力。本文对农村家庭人力资本结
构与家庭贫富差距间相关性的分析表明, 中国农村家
庭贫富差距问题的解决, 依赖于农村家庭人口数量的
调整和家庭劳动力素质的改善。当一个家庭的劳动力
率偏低, 且劳动力素质低下时, 这样的家庭就会呈现
出人口相对过剩, 进而增加家庭陷入绝对贫困的机
率。因此认真贯彻落实农村的计划生育, 确保适当的
农村家庭人口; 建立和完善培育农村劳动力的各种教
育机制, 提高农村劳动力素质, 是缩小农村家庭贫富
差距的重要举措。
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