乡村工资收入与人力投资差距.docx

1、乡村工资收入与人力投资差距一、引言农村人力资本就是农村劳动力身上凝结的知识、 技能以 及健康等能够对经济发展产生重大影响的因素， 它主要通过农村教育 投资农村基础教育、 农村职业教育、农村技术培训、干中学经验积累、 农村健康投资、农村劳动力迁移流动等积累而成的。1960年，西奥多 ? 舒尔茨首次提出了人力资本投资的概念。舒尔茨指出，人力资本是社会进步的决定性因素。 人力资本包括人的知识和人的技能的形成， 只有通过一定方式的 投资、掌握了知识和技能的人力资源才是一切生产资源中最重要的资 源，人力资本也是资本的一种形态。人的知识和能力需要通过投资才能形成。舒尔茨的人力资本观点包括保健和服务的各种开

2、支 ;在职训练 ; 正规的初、中、高等教育支出 ;用于劳动力国内流动的支出 ; 用于移民 入境的支出 ; 提高企业能力方面的投资等。在人力资本投资中， 舒尔茨又特别强调教育投资在人力资本形成 中的作用。加里? 贝克尔 1964 年出版的人力资本从家庭生产和个人资 源尤其是时间分配的角度， 系统地阐述了人力资本与人力资本投资的 问题，为人力资本的性质、 人力资本的投资行为提供了具有说服力的 理论解释 1 2。学者们继而展开了大量的调查和实证分析， 并将这种研究深入到 了发展中国家。，等 2001，2001，2001，和 2002 等的研究均证实，不同发展中 国家的教育水平与工资性收入之间存在显著

3、正向关系 3 4。 国内学者对农村人力资本投资与农民收入水平的关系做了大量 研究。董海军、风笑天认为我国农村家庭人力资本投资少的原因主要是农民收入低、家庭子女多、投资环境差及粗放型农业和升学式教育 5张冬平、白菊红认为素质低下的农村劳动力严重制约着农村经济 的发展及农民收入的提高， 因此改善农村教育水平是提高农村劳动力 素质的重要途径。农民收入水平的差异和农村私人教育投资的差异是农村教育水 平差异的直接原因 6。闰淑敏、张生太认为我国农村家庭教育投资严重不足， 除了加大 政府的农村教育投入外，还应拓宽农村教育投资渠道 7。赵耀辉认为农村劳动力流动能提高其收入， 教育对劳动力从农村 到城市永久迁

4、移的作用很显著， 对劳动力从农村的农业流动到非农产 业的作用也很显著 8。白菊红、袁飞等研究农民收入与农村人力资本关系时发现， 劳动 力受教育水平越高，劳均收入的抗干扰力和抗波动力越强 ; 接受职业 教育和技术培训的劳动力劳均收入高于未接受者， 家庭中接受培训的 劳动力数量越多，家庭劳均收入越高 ; 高教育水平劳动力的教育投资 收入弹性大于低教育水平者 9。冯飞、姬雄华研究发现，我国居民的收入水平、生活消费支出水 平与人力资本投资之间呈现比较强的正相关关系， 城镇居民家庭人力资本投资倾向高于农村居民家庭 10。二、中国东部、中部、西部农村居民纯收入和工资性收入变化状 况一农村居民纯收入和工资性

5、收入变化趋势中国农村居民纯收入和 工资收入稳步增加。2010 年，东部地区农村居民人均纯收入最高的是上海，达 1397796元，工资性收入是 960573 元;其次是北京，农村居民人 均纯收入 1326229元，工资性收入是 822919元; 再其次是浙江和 天津，农村居民人均纯收入分别为 1130255元和 1007486元，工 资性收入分别是 582248元和 5261 97元。其他省除海南外的农村居民人均纯收入都在 5950 10000 元之 间，人均工资性收入也都在 26505000 元之间。农村居民人均纯收入最低的是海南，只有 527537 元，工资性 收入是 1261 86 元，也

6、是东部地区最低的见图 1。2010 年，中部地区农村居民人均纯收入最高的是吉林，达 623744 元，工资性收入是 107214 元，其中农村人均纯收入不足 上海的一半 ; 其次是黑龙江，农村居民人均纯收入 621072元，工资 性收入是 124159 元;再其次是湖北和江西， 农村居民人均纯收入分 别为 583227 元和 578856元，工资性收入分别是 218611 元和 2394 62 元。除山西外，其他省的农村居民人均纯收入都在 5000 元以上，人 均工资性收入也都在 2000 元左右。农村居民人均纯收入最低的是山西，只有 473625 元，工资性 收入最低的是吉林，只有 1072

7、14 元。工资性收入最高的是湖南，为 265559 元见图 2。2010 年，西部地区农村居民人均纯收入最高的是内蒙古，达 552959 元，工资性收入是 103678 元; 其次是重庆，农村居民人 均纯收入 527666元，工资性收入是 233523元; 再其次是四川和 宁夏，农村居民人均纯收入分别为 508689元和 467489元，工资 性收入分别是 224818元和 178828 元。农村居民人均纯收入最低的是甘肃，只有 342465 元，工资性 收入最低的是新疆，只有 556 26 元。工资性收入最高的四川达 224818 元见图 3。 西部的四川和中部的湖南的高工资性收入主要是农村

8、劳动力转 移的务工收入。二中国东部、 中部、西部农村居民工资性收入占农村居民纯收入 比重的变化趋势 1998 年以来，中国农村居民工资性收入占农村人均 纯收入的比重除上海有所回落外， 其他省市一直在缓慢增加， 在 2010 年达到最高。东部地区北京、 上海、天津的农村居民工资性收入占农村人均纯 收入的比重从 19982010 年比较平稳，北京 1998年的比重是 6124， 2010年是 6105，上海 1998年的比重是 7156，2010年是 6872， 天津 1998 年的比重是 4831，2010 年是 5223;2010 年广东农村居 民工资性收入占农村人均纯收入的比重达 60 83

9、，浙江和江苏分别 为 5151 和 5370; 山东、福建、河北分别为 4232、4167、4454;辽宁只有 3836，最低的海南只有 2392 见图 42010 年，中部八省中农村居民工资性收入占农村人均纯收入的 比重超过 40 的有湖南、 山西、安徽、江西，分别为 4724、4452、 4170、4137; 其次是湖北和河南，分别为 3748 和 3519; 吉林 和黑龙江较低，只有 17 18和 1999 见图 5。2010 年，西部地区农村居民工资性收入占农村人均纯收入的比 重超过 40 的有陕西、 四川和重庆， 分别为 4225、4420 和 4426; 比重在 3040 之间的有

10、广西、贵州、甘肃、青海、宁夏，分别为 3757、 3755、3502、3287、3825; 而低于 30 的有云南、新疆、内蒙 古、西藏，分别为 2353、1198、1875、2679 见图 6。三、数据、变量的选择及数据检验根据、等对人力资本投资概 念的定义， 农村人力资本投资可分为农户的教育投资、 健康投资和迁 移投资三种类型， 本文选取农村居民人均文教娱乐用品及服务支出代 表农户的教育投资， 用农村居民人均医疗保健支出表示农户的健康投 资，用农村居民人均交通和通讯支出反映农户的迁移投资。把交通和通讯、 医疗保健、 文教娱乐用品及服务这三者的和作为 农村人力资本投资变量 ; 工资收入是农村

11、居民家庭纯收入中按收入来 源划分的工资性收入 ; 用人均地区生产总值作为地区的经济发展指标。所有数据均来自 19992011 年中国统计年鉴，数据单位为 人民币元，样本区间为 19982010 年。选取中国 31 个省市不包括台湾、香港、澳门地区的相关数据， 东部十一省市，分别用、代表北京、广东、上海、浙江、江苏、辽宁、海南、山东、福建、河北、天津; 中部地区八省， 分别用、代表湖南、湖北、山西、吉林、安徽、黑龙江、 河南和江西 ; 西部地区十二省市，分别用、代 表广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、内蒙古、四 川、重庆、西藏。用、分别表示人均工资性收入、人均人力资本投资、人均地区

12、 生产总值 ; 对各序列分别取自然对数，以避免数据的剧烈波动对拟合 效果的影响，用、分别表示人均工资性收入、人均人力资本投资、 人均地区生产总值的自然对数。一单位根检验用 60 对各变量进行单位根检验。选用的面板单位根检验方法包括、和的检验 ; 、和的检验、的检 验，面板协整检验方法则为提出的面板和组间检验。检验的零假设是各截面有相同的单位根 ; 、和检验的零假设是允 许各截面有不同单位根。采用含漂移项而不含时间趋势项的检验形式， 对原序列和一阶差 分序列进行平稳性检验， 原序列只有的检验显示在 1 的显著水平下平 稳，其他序列是非平稳的。但一阶差分后都是平稳序列见表 1。二协整检验由于所有序

13、列的一阶差分都是平稳的， 都是II序列。因而继续对其进行协整检验， 检验和检验的滞后阶数由准则确定。同质面板数据的检验显示东部、 中部和西部的序列在 1 的显著水 平下存在协整关系 ; 检验则显示只有部分统计量拒绝原假设，不能得 出存在协整关系确切结论见表 2用序列有确定性趋势而协整方程只有截距项的形式进行检验， 结 果显示东部地区、 中部地区和西部地区的序列都在 1 的显著水平下拒 绝 0 个协整向量的原假设，也拒绝了至少一个协整向量的原假设。但不拒绝至少 2 个协整向量的原假设见表 3。四、计量模型的选择及回归结果一模型设定形式由于面板数据模 型同时具有截面、时序的两维特性，模型中参数在不

14、同截面、时序样 本点上是否相同直接决定模型参数估计的有效性。根据截距向量和系数向量中各分量限制要求的不同， 面板数据模 型有混合回归模型、固定效应模型、随机效应回归模型。固定效应模型有个体固定效应模型、 时点固定效应模型、 时点个 体固定效应模型 ; 随机效应回归模型有个体随机效应模型、个体时间 随机效应模型。此外，还有变系数模型、动态面板数据回归模型、面板数据的向 量自回归模型、离散选择面板数据模型。在面板数据模型估计之前， 需要检验样本数据适合上述哪种形式， 避免模型设定的偏差，提高参数估计的有效性。设有因变量与1X维解释变量向量，满足线性关系=a +B + , =1, 2,，=1, 2,

15、，其中表示个体截面成员的个数，表示每个 截面成员的观察时期总数，参数 a表示模型的常数项，B表示对应 于解释变量的XI维系数向量，表示解释变量个数。随机误差项相互独立,且满足零均值、同方差假设。在回归模型=a +B + 满足基本假设时，回归系数的估计量是估 计，但当模型不满足正交性假设时， 回归系数的估计量不再是无偏的。同时，当模型不满足同方差性假设时， 回归系数的估计量不再是 有效的。1971和1978分别指出，对于面板数据模型=B 1+刀=2B +,令 = + +，如果不能满足回归假设 |=0 ,则个体随机效应模型系数的 估计量是有偏的和非一致。但正交性并不影响个体固定效应模型系数的组内估

16、计量的性质。 于是，可以通过检验模型误差项与解释变量的正交性来解决面板 数据回归模型的设定问题。1978、和 1981 基于随机效应模型的估计量、固定效应模型的组内估计量和组间估计量的差距构造统计量检验假设 | = 0；1 |工0。在零假设0下，统计量渐进服从个自由度的 x2分布，并且和 1981 发现三个统计量是一致的。在拒绝零假设 0 时，模型设定为固定效应是可行的 ; 否则不能拒 绝零假设 0 时，模型设定为随机效应。一般的经验做法是， 如果研究者预期建立面板数据模型推断样本 空间的经济关系，模型设定为固定效应模型会更合理 11。随机效应的检验结果显示东部地区和中部地区 1 的显著水平下

17、 拒绝了零假设，西部地区的值是 007，在 1 的水平下不拒绝零假设， 在 10 的显著水平下拒绝。本文的研究预期是分析中国三大区域的农村人力资本投资对居民工资性收入影响的区域差异， 为了结果的可比性， 采用固定效应模 型。二回归结果分析模型基本设定形式为=a + B 0+B +B 1 + e，其中 为农村居民工资性收入， 表示经济发展水平， 表示农村人力资本投资。为消除序列相关， 采用法对模型参数进行估计， 得到回归结果 见表 5。东部地区，农村人力资本投资和地区经济发展对农村居民工资性 收入存在正向影响，并且都在 1 的水平下显著。农村人力资本投资每增加 1，农村居民工资性收入增加 040

18、39。 东部地区各省市经济发展对农村居民工资性的影响存在显著的 差异。影响最大的是海南， 人均地区生产总值每增加一个百分点， 农村 居民人均工资性收入增加 16774。其次是广东的 07833，福建的 05280。其他省市在 0304 之间，北京、上海、浙江、江苏、辽宁、 山东、河北、天津分别为 04130、03335、03891、03276、03742、 04446、03363、04909。东部地区省市的经济发展对农村居民工资性收入的影响超过 06的只有海南和广东，且海南表现为一个突变个体，其他则都在 0 6以下。中部地区，农村人力资本投资和地区经济发展对农村居民工资性 收入存在正向影响，并

19、且都在 1 的水平下显著农村人力资本投资每增加 1，农村居民工资性收入增加 02839。 中部地区各省市经济发展对农村居民工资性收入的影响存在显 著的差异。影响最大的是湖北， 人均地区生产总值每增加一个百分点， 农村 居民人均工资性收入增加 0 8979。其次是黑龙江的 07823，安徽的 0 7475。影响最小的是山西，为 03734。其他省都在 0 407 之间，湖南、吉林、河南、江西，分别 为 06430、04885、 06890、06533。除山西和吉林外， 其他省的经济发展对农村居民工资性收入的影 响都在 06 以上。西部地区，农村人力资本投资和地区经济发展对农村居民工资性收入存在正

20、向影响，并且都在 1 的水平下显著。农村人力资本投资每增加 1，农村居民工资性收入增加 03574。 西部地区各省市经济发展对农村居民工资性收入的影响存在显 著的差异。影响最大的是新疆， 人均地区生产总值每增加一个百分点， 农村 居民人均工资性收入增加 0 9466。其次是西藏的 09152。其他省都在 0407 之间，广西、贵州、云南、陕西、甘肃、 青海、宁夏、内蒙古、四川、重庆，分别为 06103、06941、05790、 04662、05635、05682、04707、04098、06331、06277。影响最小的是内蒙古，为 0 4098。西部地区省域的经济发展对农村居民工资性收入的影

21、响超过 06 的有广西、贵州、新疆、四川、重庆、西藏。五、结论及建议农村人力资本投资对中国东部、中部、西部农村 居民工资性收入的影响， 东部地区最高， 为 04039; 西部地区次之， 为 03574; 中部地区最低，为 02839。东部、中部、西部省市的经济发展对农村居民工资性收入的影响 存在较大的差异。东部地区省市的经济发展对农村居民工资性收入的影响， 除海南 和广东外，其他省市的影响都在 06 以内，即地区人均生产总值每 增加一个百分点，农村居民工资性收入的增加量低于 06。中部地区除山西和吉林外， 其他省的经济发展对农村居民工资性 收入的影响都在 06 以上。西部地区省域的经济发展对农

22、村居民工资性收入的影响超过 06 的有广西、贵州、新疆、四川、重庆、西藏，其他则低于 06。西部十二省市中有一半超过 06，即地区人均生产总值每增加 1， 农村居民工资性收入增加 06 的有广西、贵州、新疆、四川、重庆、 西藏。三大区域的回归结果显示， 东部的海南省与其他省市相比， 比较 独特，其原因应该是工资性收入快速变化引起的。海南省 1998年的工资性收入只有 5265 元，到 2010年增加到 126186 元，其工资性收入占农村居民人均纯收入的比重从 1998年 的 2 61 快速增加到 2010 年的 23 92，与其他省市相比，出现了奇 异点。总的来说，东部地区的人力资本投资对农

23、村居民工资性收入的影 响比中西部地区大， 中西部地区的地区经济发展对农村居民工资性收 入的影响较大。经济发达的东部地区的农村人力资本投资对农村居民工资性收 入弹性较大，但就东部、中部、西部三个地区的比较而言并没有严格 的东高西低现象，而是西部比中部略高。因而在西部地区经济发展水平偏低的地区， 政府要因地制宜， 根 据当地经济社会的实际情况， 结合民俗文化以及民情， 加大教育的投 入力度以促进经济发展，充分发挥农村人力资本投资效应。经济发展水平已达到较高水平的各省， 则应鼓励农村居民加大农 村人力资本投入， 充分发挥人力资本投资对农村居民工资性收入增加 的效应，从而加快产业升级，优化经济结构，转

24、变经济增长方式，实 现可持续发展。中部地区要充分发挥与东部地区相邻的地缘优势， 利用东部地区 企业的用工制度刺激中部地区农村人力资本投资， 充分发挥农村人力 资本投资与经济发展水平的良性互动。由于区域间发展的不平衡而导致的农民收入水平和农村私人教 育投资的差异是农村教育水平差异的直接原因， 因此政府应加大农村 基础教育投资及贫困地区的教育投资。除了加大政府的农村教育的投入外， 还应拓宽农村教育投资渠道， 为农村家庭提供更多的人力资本投资途径。针对农村家庭健康投资低的现状， 还应尽快健全农村社会保障体 系，促进农村家庭的健康投资。经济发展和人力资本投资有利于增加农村居民的工资性收入， 政 府应通

25、过完善农村教育设施， 引导农村居民增加人力资本投入， 并给 予相应比例的补贴。提高农村居民对人力资本投资的积极性， 提高农村人口素质， 转 变经济增长方式。提高农民收入，改善农民生活水平，改变农村的生活方式，实现 人与经济社会的协调发展。本 word 为可编辑版本，以下内容若不需要请删除后使用，谢谢您的理解 篇一：重症肺炎的诊断标准及治疗重症 肺 炎【概述】肺炎是严重危害人类健康的一种疾病，占感染性疾病中死亡率之首， 在人类总 死亡率中排第 56 位。重症肺炎除具有肺炎常见呼吸系统症状外 , 尚有呼吸衰竭和其他系统 明显受累的表现 , 既可发生于社区获得性肺炎 (community -acqu

26、ired pneumonia, CAP), 亦可发 生于医院获得性肺炎 (hospital acquired pneumonia, HAP) 。在 HAP 中以重症监护病房 (intensive care unit ,ICU) 内获得的肺炎、 呼吸机相关肺炎 (ventilator associated pneumonia ,VAP) 和健康护 理(医疗)相关性肺炎(health care -associated pneumonia ,HCAP更为常见。免疫抑制宿主发 生的肺炎亦常包括其中。 重症肺炎死亡率高， 在过去的几十年中已成为一个独立的临床综合 征，在流行病学、 风险因素和结局方面有其

27、独特的特征， 需要一个独特的临床处理路径和初 始的抗生素治疗。 重症肺炎患者可从 ICU 综合治疗中获益。 临床各科都可能会遇到重症肺炎 患者。在急诊科门诊最常遇到的是社区获得性重症肺炎。 本章重点介绍重症社区获得性肺炎。 对重症院内获得性肺炎只做简要介绍。【诊断】 首先需明确肺炎的诊断。 CAP 是指在医院外罹患的感染性肺实质 (含肺泡壁即广义上的肺间质 ) 炎症 ,包括具有明确潜伏期的病原体感染而在入院后平均潜伏期内发病的 肺炎。 简单地讲 ,是住院 48 小时以内及住院前出现的肺部炎症。 CAP 临床诊断依据包括 : 新近出现的咳嗽、 咳痰 ,或原有呼吸道疾病症状加重 ,并出现脓性痰 ;

28、 伴或不伴胸痛。 发热。 肺实变体征和（或）湿性啰音。WBC 1099 X 10 / L或 重症肺炎通常被认为是需要收入 ICU的肺炎。关于重症肺炎尚未有公认的定义。在中华医学会呼吸病学分会公布的 CAP 诊断和治疗指南中将下列症征列为重症 肺炎的表现：意识障碍；呼吸频率30次/minPaO25d、机械通气4d）和存在高危因 素者, 即使不完全符合重症肺炎规定标准 , 亦视为重症。美国胸科学会 （ATS） 2001 年对重症肺炎的诊断标准：主要诊断标准 需要机械通气 ； 入院48h内肺部病变扩大 50%;少尿（每日177卩mol/L（ 2mg/dl）。次要标准：呼吸 频率30次/min;PaO

29、2/FiO2 2007年ATS和美国感染病学会（IDSA）制订了新的社区获得性肺炎治 疗指南，对重症社区获得性肺炎的诊断标准进行了新的修正。主要标准： 需要创伤性机械通气 需要应用升压药物的脓毒性血症休克。 次要标准包括：呼吸频率30次/min; 氧合指数（PaO2/FiO2） 20 mg/dL） 白细胞减少症（WBC计数v 4X 109 /L） 血小板减少症（血小板计数v 100 X 10gL） 体温降低（中心体温v 36 C） 低血压需要液体复苏。符合 1 条主要标准，或至少 3项次要标准可诊断。重症医院获得性肺炎（SHAF）的定义与SCAP相近。2005年ATS和美国感染病学会（IDSA

30、） 制订了成人 HAP, VAP, HCAP 处理指南。指南中界定了 HCAP 的病人范围 ： 在 90d 内因急 性感染曾住院2d;居住在医疗护理机构；最近接受过静脉抗生素治疗、化疗或者 30d内有感染伤口治疗；住过一家医院或进行过透析治疗。因为 HCAP患者往往需要应用针对多重耐药（MDR）病原菌的抗菌药物治疗，故将其列入 HAP和VAF的范畴内。【临床表现】重症肺炎可急性起病，部分病人除了发热、咳嗽、咳痰、呼吸困难等呼 吸系统症状外，可在短时间内出现意识障碍、 休克、肾功能不全、肝功能不全等其他系统表 现。少部分病人甚至可没有典型的呼吸系统症状， 容易引起误诊。也可起病时较轻，病情逐 步

31、恶化，最终达到重症肺炎的标准。在急诊门诊遇到的主要是重症 CAP患者，部分是HCAP患者。重症 CAP的最常见的致病病原体有：肺炎链球菌、金黄色葡萄球菌、军团菌、革兰 氏阴性杆菌、流感嗜血杆菌等，其临床表现简述如下：肺炎链球菌为重症 CAP最常见的病原体，占30%70%。呼吸系统防御功能损伤（酒 精中毒、抽搐和昏迷）可是咽喉部大量含有肺炎链球菌的分泌物吸入到下呼吸道。 病毒感染和吸烟可造成纤毛运动受损， 导致局部防御功能下降。 充血性心衰也为细菌性肺炎的先兆因 素。脾切除或脾功能亢进的病人可发生暴发性的肺炎链球菌肺炎。 多发性骨髓瘤、低丙种球蛋白血症或慢性淋巴细胞白血病等疾病均为肺炎链球菌感染的重要危险因素。 典型的肺炎链球菌肺炎表现为肺实变、寒战，体温大于39.4 C,多汗和胸膜痛疼，多见于原先健康的年轻 人。而老年人中肺炎链球菌的临床表现隐匿， 常缺乏典型的临床症状和体征。 典型的肺炎链 球菌肺炎的胸部X线表现为肺叶、肺段的实变。肺叶、肺段的实变的病人易合并菌血症。肺 炎链球菌合并菌血症的死亡率为 30%70%，比无菌血症者高 9 倍。金葡菌肺