西部地區(qū)農(nóng)村人力資本增收效應(yīng)及空間特征*

董 昕

(重慶工商大學(xué) 長(zhǎng)江上游經(jīng)濟(jì)研究中心，重慶 400067)

一、引言

改革開(kāi)放40多年，中國(guó)已經(jīng)從一個(gè)低收入國(guó)家躍升成為世界最大的發(fā)展中國(guó)家之一，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展成績(jī)斐然。改革開(kāi)放所釋放出來(lái)的強(qiáng)勁動(dòng)力帶動(dòng)了中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，促進(jìn)了農(nóng)民收入增加。但是，在既定的城市化、工業(yè)化發(fā)展戰(zhàn)略下，中國(guó)城鄉(xiāng)間的貧富差距已多方位顯現(xiàn)，以現(xiàn)行農(nóng)民收入增長(zhǎng)模式和速度，距離城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)一體化和全體人民共同富裕的目標(biāo)依然遙遠(yuǎn)。[1]為此，2021年中央一號(hào)文件持續(xù)關(guān)注“三農(nóng)”問(wèn)題，并將促進(jìn)農(nóng)民增收作為“三農(nóng)”問(wèn)題的重中之重。

在眾多制約和影響農(nóng)民增收的因素中，人力資本無(wú)疑是一個(gè)至關(guān)重要且不容忽視的因素。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Mincer開(kāi)創(chuàng)性地提出了明瑟收入方程，研究表明：接受正規(guī)教育和積累工作經(jīng)驗(yàn)是提升人力資本投資的兩種途徑，而這兩方面能力的差異終究會(huì)帶來(lái)不同勞動(dòng)者之間的收入差異。[2]按照Becker對(duì)人力資本構(gòu)成形式的劃分，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們分別從教育[3-4]、健康[5-9]、遷移[10-12]等角度，驗(yàn)證了人力資本對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用。隨著對(duì)人力資本增收效應(yīng)研究的不斷深入，學(xué)者們開(kāi)始關(guān)注人力資本增收效應(yīng)的空間特征問(wèn)題。Parman[13]研究了20世紀(jì)初美國(guó)農(nóng)業(yè)人力資本的溢出效應(yīng)，認(rèn)為樣本期內(nèi)美國(guó)農(nóng)村人力資本溢出效應(yīng)顯著，本地區(qū)農(nóng)民受教育水平對(duì)相鄰地區(qū)農(nóng)民收入起到了正向影響。駱永民等[14]研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)村人力資本對(duì)本地區(qū)農(nóng)民收入具有正向促進(jìn)作用，對(duì)鄰近地區(qū)則表現(xiàn)為空間競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，且人力資本增收效應(yīng)受制于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。劉婉琪等[15]的研究成果表明人力資本增收效應(yīng)具有非線性特征?，F(xiàn)有研究成果無(wú)論是在研究?jī)?nèi)容或研究方法上，都為本文提供了有益的借鑒，但也存在以下不足：現(xiàn)有成果多是以全國(guó)數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的研究相對(duì)較少；忽略了不同發(fā)展環(huán)境或經(jīng)濟(jì)水平下，人力資本增收效應(yīng)所表現(xiàn)出的空間異質(zhì)性特征。

鑒于此，本文將重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)民脫貧增收問(wèn)題相對(duì)嚴(yán)重的西部農(nóng)村地區(qū)，從空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性兩個(gè)維度探究人力資本增收效應(yīng)的空間特征，以期政府部門(mén)能夠科學(xué)規(guī)劃農(nóng)村教育資源和醫(yī)療資源投入的空間格局，有序推進(jìn)“智力扶貧”和“健康扶貧”項(xiàng)目，不斷提升農(nóng)村人力資本的質(zhì)量和水平，助力實(shí)現(xiàn)西部地區(qū)農(nóng)民穩(wěn)定脫貧和可持續(xù)增收。

二、模型設(shè)定

(一)空間計(jì)量模型選擇

考慮到文中主要解釋變量與被解釋變量間存在的投入產(chǎn)出關(guān)系，為了便于分析西部地區(qū)農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)民收入的影響機(jī)理，本文以Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建如下分析模型：

inco=f(edu,health,D,ε)

(1)

其中，inco為農(nóng)民收入；edu和health分別表示教育人力資本和健康人力資本；D表示除人力資本投入以外的影響農(nóng)民收入的控制變量。借鑒相關(guān)研究，[16]將農(nóng)業(yè)信貸投入(loan)、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)(p)、城鎮(zhèn)化水平(ur)、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平(nm)納入控制變量D的范疇；ε為其他不可預(yù)見(jiàn)因素。據(jù)此，上述方程可以表示成如下形式：

inco=f(edu,health,loan,p,ur,nm,ε)

(2)

用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的形式將式(2)表現(xiàn)出來(lái)，則有：

inco=eduβ1healthβ2loanβ3pβ4urβ5nmβ6

(3)

為了進(jìn)一步消除異方差影響，同時(shí)更加明確地闡述各回歸參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義，將式(3)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到：

lninco=β1lnedu+β2lnhealth+β3lnloan+β4lnp+β5lnur+β6lnnm+ε

(4)

式(4)可以在一定程度上刻畫(huà)出人力資本對(duì)促進(jìn)農(nóng)民收入增加的貢獻(xiàn)程度，卻忽略了兩者的空間關(guān)聯(lián)。隨著新地理經(jīng)濟(jì)學(xué)的產(chǎn)生和發(fā)展，空間距離已經(jīng)成為區(qū)域間經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)的重要影響因素之一。[17]據(jù)此，本文依據(jù)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，構(gòu)建如式(5)所示的空間權(quán)重矩陣，將對(duì)問(wèn)題的研究從面板回歸模型拓展到空間計(jì)量模型，重點(diǎn)考察空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型，并以此來(lái)說(shuō)明人力資本對(duì)農(nóng)民增收的空間效應(yīng)。

(5)

空間滯后模型主要用來(lái)說(shuō)明相鄰地區(qū)農(nóng)民收入增加對(duì)本地區(qū)農(nóng)民收入增加的影響，模型形式為：

lnincoi,t=ρWijlnincoj,t+β1lnedui,t+β2lnhealthi,t+β3lnloani,t+β4lnpi,t+β5lnuri,t+β6lnnmi,t+ε

空間誤差模型主要反映未知因素的空間經(jīng)濟(jì)影響，模型形式為：

lnincoi,t=β1lnedui,t+β2lnhealthi,t+β3lnloani,t+β4lnpi,t+β5lnuri,t+β6lnnmi,t+μi,t

空間杜賓模型既能闡述人力資本與農(nóng)民增收之間的空間相關(guān)性問(wèn)題，也能對(duì)西部地區(qū)農(nóng)民增收的空間集聚效應(yīng)進(jìn)行量化，模型形式為：

lnincoi,t=ρWijlnincoj,t+β1lnedui,t+β2lnhealthi,t+β3lnloani,t+β4lnpi,t+β5lnuri,t+β6lnnmi,t+δWijlneduj,t+δWijlnhealthj,t+ε

其中，μi,t=λWijμj,t+ε，ε～N(0,σ2Ii)；ρ為鄰近地區(qū)農(nóng)民收入對(duì)本地區(qū)農(nóng)民收入的影響；δ是鄰近地區(qū)人力資本投入對(duì)本地區(qū)農(nóng)民收入的影響；β1～β6為參數(shù)估計(jì)結(jié)果；λ為誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；i表示地區(qū)；t表示年份。

(二)面板門(mén)檻回歸模型設(shè)定

借鑒Hansen[18]的面板門(mén)檻回歸模型的基本思路，構(gòu)建如下以人均GDP為門(mén)檻變量、教育人力資本(edu)和健康人力資本(health)為門(mén)檻依賴變量的面板門(mén)檻回歸模型：

lnincoi,t=β0+β1lnedui,t·I(lnrgdpi,t≤γ)+β2lnedui,t·I(lnrgdpi,t>γ)+θlnDi,t+μi+εi,t

(6)

lnincoi,t=β0+β1lnhealthi,t·I(lnrgdpi,t≤γ)+β2lnhealthi,t·I(lnrgdpi,t>γ)+θlnDi,t+μi+εi,t

(7)

其中，Di,t∈dloan,p,ur,nm，θ表示控制變量的系數(shù)向量；I(·)表示面板模型的指示函數(shù)；γ是門(mén)檻值；β是待估系數(shù)；μi為個(gè)體效應(yīng)；εi,t是隨機(jī)擾動(dòng)。

三、變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)變量的選擇

1.被解釋變量：農(nóng)民收入(inco)。本文采用西部地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入作為被解釋變量(單位：元)。

2.解釋變量：人力資本(eduandhealth)，并且在進(jìn)行面板門(mén)檻回歸檢驗(yàn)時(shí)將edu和health作為門(mén)檻依賴變量。本文采用教育人力資本和健康人力資本作為人力資本的衡量指標(biāo)。其中，教育人力資本用西部地區(qū)農(nóng)村人均受教育年限來(lái)測(cè)度(單位：年)，計(jì)算公式：西部地區(qū)農(nóng)村居民人均受教育年限=(小學(xué)人口*6+初中人口*9+高中人口*12+大專及以上人口*16)/6歲及以上總?cè)丝?；[19]健康人力資本用西部地區(qū)農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出來(lái)測(cè)度(單位：元)。

3.門(mén)檻變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(rgdp)?？紤]到在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，人力資本的增收效應(yīng)有可能不同。因此，本文將地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門(mén)檻變量，并用人均GDP來(lái)衡量，以此來(lái)驗(yàn)證西部地區(qū)農(nóng)村人力資本與農(nóng)民收入之間是否存在非線性關(guān)系。

4.控制變量：影響農(nóng)民收入的因素多樣且復(fù)雜，能否有效地控制其他因素的影響，對(duì)準(zhǔn)確評(píng)價(jià)西部地區(qū)農(nóng)村人力資本增收的空間效應(yīng)具有重要意義。在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合本文研究的需要，在模型中引入以下控制變量：(1)農(nóng)業(yè)信貸(loan)。該指標(biāo)用金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)信貸額與鄉(xiāng)村總?cè)丝谥葋?lái)衡量。(2)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(p)。該指標(biāo)數(shù)值可以從《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》中直接獲得，在使用的過(guò)程中以2005年為基期對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行折算處理。(3)城鎮(zhèn)化(ur)。該指標(biāo)用年末城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。(4)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平(nm)。該指標(biāo)用單位面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來(lái)衡量。此外，為了消除異方差影響，本文對(duì)所有變量均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。表1為各變量描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

文中數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。這里需要特殊說(shuō)明的是農(nóng)業(yè)信貸數(shù)據(jù)。農(nóng)業(yè)信貸數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑在2008年發(fā)生了變化，因此，2005—2008年的農(nóng)業(yè)信貸數(shù)據(jù)主要根據(jù)《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中的相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得；2008年以后的農(nóng)業(yè)信貸數(shù)據(jù)用農(nóng)林牧漁貸款指標(biāo)來(lái)替代，通過(guò)《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)銀監(jiān)會(huì)農(nóng)村金融服務(wù)圖集》《中國(guó)農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》等相關(guān)資料整理而得。

四、西部地區(qū)農(nóng)村人力資本增收效應(yīng)的空間特征分析

(一)人力資本增收效應(yīng)的空間相關(guān)性分析

1.空間模型優(yōu)選與實(shí)證分析

為了體現(xiàn)出空間計(jì)量模型選擇上的嚴(yán)謹(jǐn)性與科學(xué)性，本文對(duì)表2所涉及的五個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行了對(duì)比分析，以實(shí)現(xiàn)模型優(yōu)選的目的。估計(jì)結(jié)果如表2所示：

表2 空間模型估計(jì)結(jié)果

依據(jù)Loglikelihood、AIC和BIC所呈現(xiàn)的數(shù)值結(jié)果，可以得出模型5(固定效應(yīng)空間杜賓模型)的估計(jì)結(jié)果優(yōu)于其他模型。因此，本文將主要以模型5(固定效應(yīng)空間杜賓模型)的估計(jì)結(jié)果為主，對(duì)西部地區(qū)農(nóng)村人力資本增收效應(yīng)的空間相關(guān)性，以及農(nóng)業(yè)信貸投入、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平對(duì)農(nóng)民增收影響的空間效應(yīng)進(jìn)行分析。

在模型5中，因變量空間滯后系數(shù)ρ值為0.459 2，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明西部地區(qū)農(nóng)民收入的空間效應(yīng)表現(xiàn)為溢出效應(yīng)，相鄰地區(qū)農(nóng)民收入增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)農(nóng)民收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，即相鄰地區(qū)農(nóng)民收入每增加1%，將促進(jìn)本地區(qū)農(nóng)民收入增加0.459 2%。

模型5的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，教育人力資本和健康人力資本投資均正向提升了西部地區(qū)農(nóng)民收入。教育投入每增加1%，將拉動(dòng)本地區(qū)農(nóng)村居民收入提升0.346 2%；健康投入每增加1%，將拉動(dòng)本地區(qū)農(nóng)村居民收入提升0.042 5%，說(shuō)明九年義務(wù)教育的全面普及以及農(nóng)村居民對(duì)自身健康狀況的不斷關(guān)注，一定程度上提升了人力資本的質(zhì)量，為其收入的增加奠定了基礎(chǔ)。此外，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平均與農(nóng)村居民收入表現(xiàn)出正向相關(guān)關(guān)系，且在1%水平上顯著。其中，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)每提高1%，農(nóng)村居民收入將增加0.122 9%。作為直接影響農(nóng)村居民收入的重要考量指標(biāo)之一，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格提高在一定程度上激發(fā)了農(nóng)民生產(chǎn)積極性，有利于農(nóng)業(yè)資本積累，增強(qiáng)擴(kuò)大再生產(chǎn)的動(dòng)力，提高農(nóng)業(yè)資源利用效率，[20]促進(jìn)農(nóng)民增收。城鎮(zhèn)化水平提升1%，將帶動(dòng)農(nóng)民收入增加0.497 5%，城鎮(zhèn)化水平的提升有利于為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)打開(kāi)銷售渠道，促進(jìn)農(nóng)民銷售收入增加。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升也正向促進(jìn)了農(nóng)村居民收入的增加，且在5%水平上顯著。這是因?yàn)?，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入促進(jìn)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，將一部分農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力從繁重的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放出來(lái)從事非農(nóng)勞動(dòng)，既可以增加單位時(shí)間內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出，同時(shí)也提高了農(nóng)民收入。而作為緩解“三農(nóng)”融資難題重要金融工具之一的農(nóng)業(yè)信貸投入，卻表現(xiàn)出與農(nóng)民收入之間的負(fù)向關(guān)系，與Jensen(2000)[21]、王小華等(2014)[22]的研究結(jié)論一致。但是，這樣的結(jié)論并不是對(duì)國(guó)家“支農(nóng)強(qiáng)農(nóng)富農(nóng)”金融政策的否定，而恰恰是從另一個(gè)側(cè)面反映出在貫徹落實(shí)國(guó)家相關(guān)金融政策的同時(shí)，應(yīng)特別關(guān)注不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下各地區(qū)金融政策執(zhí)行環(huán)境的差異性。特別是在西部地區(qū)，由于農(nóng)村市場(chǎng)缺乏穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)資本形成機(jī)制，易導(dǎo)致農(nóng)村信貸資金配置效率低下。加之，西部農(nóng)村地區(qū)商品化程度較低，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)欠發(fā)達(dá)，致使信貸轉(zhuǎn)化投資比例不高，不利于農(nóng)村資本積累，進(jìn)而抑制農(nóng)民增收。

2.直接效應(yīng)與間接效應(yīng)分析

本文中，直接效應(yīng)表示本地區(qū)人力資本對(duì)本地區(qū)農(nóng)民收入的影響，間接效應(yīng)表示相鄰地區(qū)人力資本對(duì)本地區(qū)農(nóng)民收入影響的空間效應(yīng)。表3的效應(yīng)分解結(jié)果顯示：從直接效應(yīng)來(lái)看，lnedu和lnhealth的直接影響系數(shù)分別為0.530 8和0.075 7，且均在1%水平上顯著，說(shuō)明本地區(qū)教育人力資本和健康人力資本每增加1%，將分別帶動(dòng)本地區(qū)農(nóng)村居民收入增加0.530 8%和0.075 7%，且教育人力資本增收效應(yīng)更為顯著；從間接效應(yīng)來(lái)看，lnedu和lnhealth對(duì)農(nóng)民收入的間接效應(yīng)系數(shù)分別為1.787 4和0.337 9，且均在1%水平上顯著，意味著鄰近地區(qū)教育人力資本和健康人力資本每增加1%，將分別帶動(dòng)本地區(qū)農(nóng)村居民收入增加1.787 4%和0.337 9%。鄰近地區(qū)人力資本對(duì)本地區(qū)農(nóng)村居民的增收效應(yīng)明顯強(qiáng)于本地區(qū)人力資本增收效應(yīng)，可能的原因是：一方面，人力資本具有較強(qiáng)的流動(dòng)性，鄰近地區(qū)優(yōu)質(zhì)的人力資本流動(dòng)到本地區(qū)，通過(guò)“擠占”本地區(qū)就業(yè)資源，促使本地農(nóng)村居民轉(zhuǎn)向自營(yíng)性生產(chǎn)以提升收入水平；另一方面，人力資本具有明顯的外部性，優(yōu)質(zhì)的人力資本所產(chǎn)生的正外部性不僅能提升本人的教育水平和生命質(zhì)量，而且可以為周圍其他人帶來(lái)良好的示范作用，整體提升當(dāng)?shù)厝肆Y本素質(zhì)，增強(qiáng)其生產(chǎn)能力，進(jìn)而促進(jìn)增收。綜上所述，人力資本投資對(duì)農(nóng)民收入影響存在著顯著的空間效應(yīng)，且不論教育人力資本還是健康人力資本，其間接效應(yīng)均大于各自的直接效應(yīng)，說(shuō)明在樣本期內(nèi)鄰近地區(qū)的人力資本將有利于本地區(qū)農(nóng)民收入的增加。

表3 空間杜賓模型的效應(yīng)分解

(二)人力資本增收效應(yīng)的空間異質(zhì)性分析

1.門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

本文以人均GDP為門(mén)檻變量，依次在單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻、三重門(mén)檻下對(duì)回歸模型進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：2005—2016年，無(wú)論是以教育人力資本還是健康人力資本為門(mén)檻依賴變量，人力資本對(duì)農(nóng)民收入的影響均存在顯著雙重門(mén)檻效應(yīng)；同時(shí)，表5顯示，以教育人力資本為門(mén)檻依賴變量時(shí)，人均GDP的第一門(mén)檻估計(jì)值顯著為9.195 7，第二門(mén)檻估計(jì)值顯著為10.431 2；以健康人力資本為門(mén)檻依賴變量時(shí)，人均GDP的第一門(mén)檻估計(jì)值顯著為10.171 0，第二門(mén)檻估計(jì)值顯著為10.590 0。上述檢驗(yàn)結(jié)果充分驗(yàn)證了在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，西部地區(qū)農(nóng)村人力資本與農(nóng)民收入間的相互影響隨著教育和健康投資的不斷增加發(fā)生了兩次突變。

表4 人均GDP門(mén)檻變量檢驗(yàn)結(jié)果

表5 人均GDP門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

2.門(mén)檻面板回歸模型估計(jì)結(jié)果

表6的模型估計(jì)結(jié)果顯示，西部地區(qū)農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)民增收起到了積極的拉動(dòng)作用。拉動(dòng)作用最大時(shí)，教育人力資本每提高1%，將拉動(dòng)西部地區(qū)農(nóng)民收入增加0.819 0%；拉動(dòng)作用最小時(shí)，健康人力資本每提高1%，將拉動(dòng)西部地區(qū)農(nóng)民收入增加0.284 4%。由此可見(jiàn)，人力資本對(duì)西部地區(qū)農(nóng)民增收至少存在28.44%的貢獻(xiàn)率，人力資本投資對(duì)農(nóng)民增收的高貢獻(xiàn)率說(shuō)明當(dāng)前西部地區(qū)應(yīng)適當(dāng)加大教育投入并提高醫(yī)療衛(wèi)生水平以提升人力資本質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收。

教育人力資本對(duì)農(nóng)民增收的邊際影響呈現(xiàn)出先降后升的“U”形關(guān)系。當(dāng)lnrgdp≤9.195 7時(shí)，參數(shù)估計(jì)值為0.811 6；當(dāng)9.195 710.431 2時(shí)，參數(shù)估計(jì)值為0.819 0。從上述參數(shù)估計(jì)結(jié)果可知：就總體而言，教育投資對(duì)農(nóng)民增收起到了正向拉動(dòng)作用，但是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，這種拉動(dòng)作用的邊際影響有所不同?？赡艿脑蚴墙逃顿Y對(duì)農(nóng)民增收的影響是規(guī)模經(jīng)濟(jì)紅利和邊際報(bào)酬遞減規(guī)律共同作用的結(jié)果。一方面，教育水平具有空間上的外部性，可以通過(guò)提升教育投入的數(shù)量和質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)行動(dòng)態(tài)匹配，繼而不斷取得規(guī)模經(jīng)濟(jì)紅利，提高教育投入對(duì)農(nóng)民增收的邊際影響；另一方面，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期規(guī)律來(lái)看，教育投入必然要遵循邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，即在其他影響因素不變的情況下，教育投入對(duì)農(nóng)民增收的拉動(dòng)作用將表現(xiàn)為由高邊際報(bào)酬向低邊際報(bào)酬轉(zhuǎn)變的過(guò)程。因此，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，在規(guī)模經(jīng)濟(jì)紅利和邊際報(bào)酬遞減規(guī)律共同作用下，教育投入對(duì)農(nóng)民增收表現(xiàn)出了不同效果的邊際影響。[23]

健康人力資本對(duì)農(nóng)民增收的邊際影響持續(xù)提升。當(dāng)lnhealth≤10.171 0時(shí)，健康投入對(duì)農(nóng)民增收的邊際影響為0.284 4；當(dāng)10.171 010.590 0時(shí)，健康投入對(duì)農(nóng)民增收的邊際影響為0.309 0。如前文分析，樣本期內(nèi)西部地區(qū)健康投入對(duì)農(nóng)民收入的影響正處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)紅利階段。社會(huì)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，既能帶動(dòng)西部地區(qū)基本公共衛(wèi)生服務(wù)的投入，也能提高農(nóng)村居民對(duì)自身健康狀況的關(guān)注。因此，不斷加大西部農(nóng)村地區(qū)健康資源投入，持續(xù)優(yōu)化農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)水平，著力推進(jìn)“健康扶貧”項(xiàng)目，從根本上提高人力資本的質(zhì)量和水平，是促進(jìn)西部地區(qū)農(nóng)民持續(xù)增收的基礎(chǔ)保障。[24]

表6 人均GDP門(mén)檻變量參數(shù)估計(jì)

五、研究結(jié)論與啟示

本文利用西部地區(qū)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性兩個(gè)維度分析了西部地區(qū)農(nóng)村人力資本的增收效應(yīng)及其空間特征。研究表明：(1)包括教育人力資本和健康人力資本在內(nèi)的人力資本對(duì)農(nóng)民增收具有顯著的空間溢出效應(yīng)。從各變量對(duì)農(nóng)民收入影響的空間效應(yīng)分解表中(表3)可以得知，教育人力資本和健康人力資本對(duì)本地區(qū)農(nóng)民增收的總影響分別為2.318 2和0.413 6，表明西部地區(qū)人力資本存在顯著的空間效應(yīng)，且在樣本期內(nèi)，教育人力資本的空間效應(yīng)更顯著。(2)農(nóng)業(yè)信貸投入、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平對(duì)西部地區(qū)農(nóng)民增收空間效應(yīng)產(chǎn)生了重要影響。其中，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平均正向促進(jìn)了本地區(qū)農(nóng)民增收；而農(nóng)業(yè)信貸投入因農(nóng)村市場(chǎng)缺乏完善的農(nóng)業(yè)資本形成機(jī)制，表現(xiàn)出與農(nóng)民增收的負(fù)向關(guān)系。(3)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，無(wú)論是以教育人力資本還是健康人力資本為門(mén)檻依賴變量，西部地區(qū)農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)民收入的影響均存在顯著雙門(mén)檻效應(yīng)，且教育資本投資對(duì)農(nóng)民增收的邊際影響呈現(xiàn)出先降后升的“U”形關(guān)系，健康資本投資對(duì)農(nóng)民增收的邊際影響表現(xiàn)為持續(xù)提升。

從上述實(shí)證分析結(jié)果可以得到以下啟示：首先，西部地區(qū)農(nóng)民收入的空間溢出效應(yīng)大于空間競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，說(shuō)明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)集聚程度正在逐步加深，全局空間中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨同態(tài)勢(shì)明顯，且受到相鄰地區(qū)正向影響。因此，應(yīng)從西部地區(qū)全局視角出發(fā)制定促進(jìn)該地區(qū)農(nóng)民增收的相關(guān)政策；其次，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，西部地區(qū)農(nóng)村人力資本的增收效應(yīng)表現(xiàn)出明顯的非線性關(guān)系。建議西部地區(qū)各級(jí)政府在制定促進(jìn)人力資本投資的有關(guān)政策時(shí)，應(yīng)充分考慮本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處的階段，因時(shí)制宜，優(yōu)化資源配置；再次，充分重視教育人力資本對(duì)農(nóng)民增收的重要作用，把提高農(nóng)民教育水平放在整個(gè)西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突出位置，通過(guò)不斷優(yōu)化教育資源配置來(lái)避免教育資源“虹吸效應(yīng)”的發(fā)生。多渠道籌措教育經(jīng)費(fèi)來(lái)源，確保每一個(gè)有學(xué)習(xí)愿望的農(nóng)村學(xué)子都能“有書(shū)讀、有學(xué)上”，提升對(duì)“知識(shí)改變命運(yùn)”的認(rèn)識(shí)。同時(shí)，構(gòu)建義務(wù)教育與職業(yè)教育有序銜接的制度體系，持續(xù)推進(jìn)農(nóng)民職業(yè)教育的改革與創(chuàng)新，通過(guò)打造一支“扎根農(nóng)村、有技術(shù)、懂管理、能創(chuàng)新”的新型職業(yè)農(nóng)民隊(duì)伍來(lái)活躍農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)，帶動(dòng)農(nóng)民增收；最后，加大農(nóng)村基本公共衛(wèi)生服務(wù)的投入，建立完善的農(nóng)村社會(huì)保險(xiǎn)體系，采取“科學(xué)預(yù)防、有效治療、醫(yī)保托底”的“三位一體”措施，提高農(nóng)民健康水平，夯實(shí)農(nóng)民致富增收的健康基礎(chǔ)，防止“因病致貧、因病返貧”現(xiàn)象發(fā)生。