新旧社会资本与农户收入

下增加中国农民收入的形势很严峻，中国农民收入存在农村居民收入水平相对低下、收入增长缓慢、城乡收入差距持续扩大的问题。如何增加农民收入，成为政府和社会各界共同关注的课题。

从1978年开始中国产生了一系列重大社会变迁，其中一个引人注目的现象是大量农民从农村涌入城市。由于计划经济体制和传统户籍管理制度的改革，曾经长期依靠土地的农村剩余劳动力开始大量、迅速地流向城市。“民工潮”现象给中国带来了普遍而长远的影响，“民工潮”后打工收入成为农户收入的重要来源。对于社会资本对农民收入作用的研究，实证分析的结果不完全一致；农民工入城打工后又会形成新型的社会资本，对这部分社会资本对农户收入影响的研究还不多。

本研究就新旧两种社会资本对农户收入的影响进行分析，将农民工打工前后形成的社会资本分为原始社会资本和新型社会资本。参考已有文献[4，9，10]，将原始社会资本定义为农民工进入城市之前在“乡土社会”中形成的强关系（亲戚和乡邻）；而新型社会资本则被定义为进入城市社区后有意识或无意识地建立起来的弱关系（非亲戚的本地人）。家庭是社会的最小单位，且在现行农业生产经营体制下，农村的基本生产单位是农户，所以研究的目标群体是农户，而不是农民工或者单个农民个体，因变量是农户收入而不是农民工收入。这里农户收入是指农户家庭的人均纯收入。要研究新旧社会资本对农户收入的影响，一是要探索影响农户收入的因素，二是要分析前人的实证分析结果不尽相同的原因。

1 文献综述

1.1 农民收入

“三农”问题是历届中央政府最关心的问题，近年来的中央一号文件都与“三农”问题有关，说明“三农”问题对于中国经济的发展与和谐社会的构建有着举足轻重的作用。农民收入增加迟缓是“三农”问题的核心，提高农民的收入是处理“三农”问题的关键。

农民收入的现状方面，中国社会科学院农村发展研究所课题组总结出，“十一五”时期（2005-2009年）农民收入虽然是快速增长的，但是除去价格提高和政府补贴，实际上农民收入的增速是下降的；于敏的实证分析结果显示2011年以后贫困户的平均收入仍然相对低下。农民收入存在的问题方面，柯炳生认为中国农民收入的问题表现在绝对水平较低、增长速度缓慢、城乡差距扩大、地区差距加大等方面；李娜将中国1978-2004年的农民收入增长划分了五个阶段，提出当前农民增收形势是城乡居民收入差距持续扩大、农民增收的基础很不牢固、农民收入的地区差距呈现扩大趋势；中国社会科学院农村发展研究所课题组也指出中国农民收入差距仍在扩大，具体表现在城乡居民收入差距扩大，以及农村内部居民收入差距扩大。通过文献梳理可以发现，学者们普遍认为中国农民收入存在农村居民收入水平相对低下、收入增长缓慢、城乡收入差距持续扩大的问题。一般来说，为解决目前中国农民收入存在的问题，劳动力、土地、资本等要素的增长可以被用来解释收入的增长。其中，被看成第三大资本的社会资本已经引起了学者们的广泛关注与研究。

1.2 社会资本理论

20世纪70年代后期，在拓宽资本概念的基础上，社会资本被发展起来。经济学家洛瑞第一次提出了社会资本的理论概念。后来经过法国社会学家布迪厄的系统分析，社会学者开始逐渐接受社会资本的概念。国外学者主要参考科尔曼、布迪厄和普特南的观点来界定社会资本概念。Coeman认为社会资本是个人拥有的表现为社会结构资源的资本财产，由构成社会结构的要素组成，主要存在于人际关系和社会结构之中，并为结构内部的个人行动提供便利。Bourdieu指出社会资本是现实或潜在的资源的集合体，它从集体拥有的角度为每个成员提供支持，为其成员提供获得信用的“信任状”。Putnam等[16，17]指出，与物质资本和人力资本相比，社会资本指的是社会组织的特征，例如信任、规范和网络，它们能够通过推动协调和行动来提高社会效率。社会资本提高了投资于物质资本和人力资本的收益。 托马斯?福特?布朗与Einor等?J为社会资本的概念有三个层次，即微观、中观与宏观层次。赵延东将社会资本理论分为微观与宏观两个部分，并认为微观理论的代表人物有布迪厄、林南与科尔曼，宏观理论的代表人物有普特南、福山。张文宏指出社会资本也可以从个体与群体的层次去分析。

20世纪70年代初，Granovetter对个人找工作的行为和结果进行了调查。他发现在求职过程中，当事人的一般亲戚朋友（弱关系），而不是关系紧密的亲戚朋友（强关系）往往能提供有价值的信息。这是因为与当事人有紧密关系的人具有很强的同质性，这些人掌握的信息与当事人差别不大；而关系较为疏远的人则具有很强的异质性，掌握着当事人没有的、却对求职有用的信息。Lin等[25，26]在Granovetter的基础上提出了“社会资源”理论。他认为，当行为人在执行工具性行为时，其占有的“弱关系”会比“强关系”带来更多的社会资源，前提是“弱关系”对象所处的社会地位比行为人更高；个体社会网络的异质性、网络成员的社会地位、个体与网络成员的关系强度决定了个人占有的社会资源的数量与质量。

科尔曼提出，家庭等提供的“原始社会资本”在现代社会有慢慢减少的势头，需要用人为建立的社会组织等方式来替换。有学者根据科尔曼的分类方法将农村流动人口所拥有的社会资本划分为其进入城市之前在“乡土社会”中所形成的“原始社会资本”和进入城市社区之后有意识或无意识地建立起来的“新型社会资本”。他们的研究目标群体是进城打工的农民工[4，10]。因此，本研究将目标群体从入城打工的农民工转向普通的农户家庭，研究新旧两种社会资本对农户家庭收入的影响。

1.3 社会资本与农民收入

在社会资本与农户收入的实证分析中，严善平较早地注意到了社会资本的作用，但他对社会资本的定义还不明确，将社会资本和政治资本混为一谈，而且研究的重点是人力资本，而不是社会资本。之后的研究开始重视起社会资本对农民收入的作用，并且开始明确定义社会资本。对社会资本的定义，学者们[5，7，29]普遍采用普特南的说法：社会资本是指社会组织的特征，诸如信任、规范以及网络。

基于已有样本的研究，得出的结论不尽相同。根据中国22个省份的农户调查数据，章元等探索了在城市劳动力市场上社会网络对农民工工资的作用大小，结果表明社会网络对农民工工资的影响非常微弱，社会网络在较高竞争性的城市劳动力市场上主要的作用是分配工作，它不能直接作用于劳动力市场的均衡价格，只能影响农民工的职业类别，进而影响工资高低。蒋乃华等基于2005年扬州市农户的随机抽样数据，研究了人力资本、社会资本和两者同时对农户工资性收入的作用，结果发现人力资本和社会资本都能显著促进农户工资性收入。周晔馨基于CHIPS 2002数据检验了假说“社会资本是穷人的资本”，结果显示社会资本的拥有量和回报率对高收入和富裕地区的农户更有利。总体上，社会资本将增加农户的收入差距。结论偏向于证伪假说“社会资本是穷人的资本”。卫龙宝等基于安徽省茶农的调查数据用半对数模型研究了茶叶产业集群内社会资本和人力资本对茶农收入的作用，结果显示茶叶产业集群的发展提高了茶农社会资本与人力资本的存量，进而促进了农户的收入。

综上可知，实证分析的结果不尽相同。刘彬彬等认为由于存在门槛效应，社会资本对农户收入的影响会产生一定的差异。低于门槛值的社会资本不能显著提高农户收入，而高于门槛值的社会资本却能显著提高农户收入。而且，社会资本需要结合人力资本才能发挥作用。在研究社会资本影响农民收入的研究中也可以发现，学者们普遍使用某一个或某几个维度来测量社会资本，没有区分新旧两种社会资本。因此，可以认为不加区分地讨论社会资本是造成实证分析结果不尽相同的重要原因。

赵延东等使用了国际间移民研究中常用的理论概念，通过对社会调查数据的分析，探讨了中国农民工的收入情况和决定因素。结果显示农民工的人力资本，尤其是社会资本能显著促进农民工收入；为适应新环境农民工不仅需要人力资本的转换，而且需要社会资本的转换。但是受调研数据的限制，他们只研究了农民工的原始社会资本，却没有研究其在新环境下的新型社会资本。何国俊等基于2006年北京地区农民工调查数据研究了人力资本、社会资本对农民工收入的影响。结果发现人力资本而非社会资本是决定农民工收入的主要因素。而且，社会资本对收入的影响存在性别差异和地区差异。由于数据的限制，同样只研究了农民工的原始社会资本。陈成文等基于长沙市农民工的调查数据进行了实证分析，结果显示城市农民工的原始社会资本主要影响其生活满意度，而新型社会资本主要影响其职业声望。叶静怡等基于2007年北京市农民工调查数据，探索了外来务工人员的社会资本转换对其入城打工收入的作用。结果表明农民工的原始社会资本不能显著促进打工收入的增加，而新型社会资本能显著促进其打工收入。

1.4 研究创新

分析已有文献可以发现，虽然学者们已经开始广泛关注农户社会资本的作用，但是研究社会资本与农户家庭收入之间关系的文献还不够多。张建杰研究了农户社会资本对信贷行为的影响；张广胜等研究社会资本、人力资本对新生代农民工创业意愿的影响；李后建论证社会资本、市场化如何影响农户的多元化经营；王恒彦等虽然证明社会资本的几个维度与农户收入确实存在关系，却没有给出具体的影响数值。多数文献不加区分地讨论社会资本这个变量。赵延东等与叶静怡等将农民工的社会资本划分为进入城市之前在“乡土社会”中形成的“原始社会资本”和进入城市社区后有意识或无意识的建立起来的“新型社会资本”；陈成文等将农民工的强关系定义为原始社会资本，弱关系定义为新型社会资本。因此，将原始社会资本定义为农民工进入城市之前在“乡土社会”中形成的强关系（亲戚和乡邻），而把新型社会资本定义为进入城市社区后有意识或无意识地建立起来的弱关系（非亲戚的本地人）。多数文献采用受教育年限或者工作年限作为人力资本变量，却没有考虑健康的重要性，对人力资本的定义不够全面。斯图亚特?R?林恩指出人力资本包括教育与健康两部分，只考虑教育或者工作年限不能全面地考量人力资本这个变量。相较刘彬彬等的观点，本研究抽样调查范围为全国，相对更能代表全国的情况，将观测案例按照东部地区与非东部地区划分，又可以分析经济发达地区与欠发达地区的差异。 2 数据来源与描述性统计

2.1 ?稻堇丛?

研究使用数据全部来自北京大学“985”项目资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（China Famiy Pane Studies，CFPS）。调查涉及25个省（市、自治区）的16 000户居民。CFPS调查问卷共有社区问卷、家庭问卷、成人问卷和少儿问卷四种类型。目前公布的有2010和2012两年的调查数据，鉴于CFPS 2012调查问卷取消了社会交往等部分内容，因此采用CFPS 2010数据集。其中，家庭问卷与成人问卷可以提供研究所需的农户人均纯收入变量、社会资本变量、人力资本变量、物质资本变量以及户主特征变量等。

为研究新旧社会资本对农户收入的影响，得到研究所需的观测案例，需要对原始数据的观测案例进行一定的筛选。首先是只保留进行农业生产的家庭，然后删除参与经营或完全经营非农产业的家庭，以得到普通农户数据。最后，由于前文定义的新旧社会资本以农民工进城打工前后进行区分，所以只保留有外出工作人员的农户。

2.2 样本的描述性统计

以农户人均纯收入（indinc_net）作为因变量。自变量则包括社会资本、人力资本、物质资本与户主特征，其中社会资本分为原始社会资本和新型社会资本2种。各变量的描述性统计见表1。

原始社会资本包括春节有几家亲戚拜访您家（fc1v1），亲戚被认为是一种强关系，被划分为原始社会资本。您家是否有族谱或家谱（fc4v1），这个变量测量的是农户的强关系。上年您家是否参与家族祭祖或扫墓（fc5v1），这个变量测量的是农户的强关系。您认为自己的人缘关系有多好（qk801v1），89.55%的户主曾经或者现在主要从事农业工作，从而推知大部分是在农村生活，因此认为此处的人缘关系是指在“乡土社会”中形成的社会关系，是原始社会资本。您在本地的社会地位（qm402_v1），89.55%的户主曾经或者现在主要从事农业工作，推知大部分是在农村生活。这个社会地位是指农民在村里的社会地位，这体现的是外出打工前在“乡土社会”中形成的社会资本，因此认为是原始社会资本。

新型社会资本包括春节有几家朋友拜访您家（fc2v1），朋友被认为是弱关系，属于新型社会资本。上年送出的礼物或礼金折现（fc301v1），礼物支出对象多是朋友、同事等弱关系，所以将此变量理解成新型社会资本。为了消除潜在的多重共线性，借钱，您是否找人并得到帮助（qm101a1v1）；子女上学，您是否找人并得到帮助（qm101a2v1）；看病，您是否找人并得到帮助（qm101a3v1）；自己找工作，您是否找人并得到帮助（qm101a4v1）；子女找工作，您是否找人并得到帮助（qm101a5v1）等5个自变量中，“户主找人帮忙并得到帮助”只保留显著通过检验（回归结果见表2）的变量子女上学，户主是否找人并且得到帮助（qm101a2v1）。户主的求助对象有63.54%来自亲戚和兄弟姐妹等强关系，但是当户主的求助对象涉及多人，则填写的是最主要的人。因此认为即使是主要来自亲戚的帮助，也不能排除来自朋友、同事等弱关系的帮助。按照张文宏的观点，关系资源（使用的社会资本）指嵌入在关系人中的在工具性行动中被作为帮助者使用的资源，指一个特定行动中的关系人或帮助者所拥有的有价值资源。它表示在工具性行动中可以被动员的资源。该变量反映的正是关系人对户主能否提供帮助，所以被视为是使用的社会资本。

人力资本包括您的最高学历（qc1v1），将最高学历从文盲或半文盲到大学本科，分别赋值1-6。您觉得自己的健康状况如何（qp3v1），将户主的健康状况从健康到非常不健康，分别赋值1-5。

物质资本包括上年您家农林牧副渔业经营的总成本（农业生产投资）（fk4_v1），刘彬彬等将“物质资本”定义为农户为了获得收入而投入到务农、经商和找工作三方面的花费。CFPS 2010数据集中存在变量农户的农林牧副渔业经营的总成本，这个变量就是农业生产投资，可以看作是农户投入到务农中的花费。而且本研究选择的观测案例全部从事农业生产，可以保证存在农业生产投资。

户主特征包括户主的性别（genderv1），户主的年龄（qa1agev1），户主的婚姻状况（qe1bestv1）。

3 实证分析

以截面数据分析为基础，本研究模型设定使用扩展的柯布―道格拉斯生产函数。考虑到计量经济模型的经典假设和变量解释的方便性，使用农户人均纯收入（indincnet）、上年送出的礼物和礼金折现（fc301v1）、农业生产成本（fk4_v1）的对数形式。模型设定如下：

ny=■SCi+■HCi+■PC+■Xi+u。

因变量y表示2009年家庭人均纯收入（indinc_net）。自变量SCi表示社会资本变量，HCi表示人力资本变量，PC表示物质资本变量，Xi表示户主个人特征。

3.1 总样本回归分析

总样本回归结果见表2。模型1是对所有自变量进行OLS的回归结果，发现存在异方差，模型2是进行WLS后的回归结果。

为了消除潜在的多重共线性，变量“户主找人帮忙并得到帮助”只保留显著通过检验的变量“子女上学，户主是否找人帮忙并得到帮助”。模型3是进行OLS的回归结果，发现存在异方差，模型4是进行WLS的回归结果。选择模型4来说明回归结果，结果见表3。

1）社会资本。修正异方差后，新型社会资本变量对农户收入的影响都较为显著。其中，在1%的显著性水平下，“春节期间有几家朋友拜访您家”和“上年送出的礼物或礼金折现”通过了t检验。在5%的显著性水平下，“子女上学，户主是否找人并得到帮助”通过了t检验。而原始社会资本变量均未通过t检验。这一结果与叶静怡等的实证分析结果相类似，推论农民工的原始社会资本具有极强的同质性，因此难以带来异质性的资源和信息流动。而通过构建新型社会资本，可以更好地传递个人的能力信号，减少信息不对称，提供一定的隐形“担保”；基于2007年北京市农民工调查数据的实证分析也证实，农民工原始社会资本的大小对其增加城市收入没有显著影响，新获得的异质性社会资本即新型社会资本对收入有显著影响。从新型社会资本各变量的影响数值上看，春节期间来拜访的朋友每多出1家，农户人均纯收入就增加约0.82%；上年送出的礼物或礼金折现每增加1%，农户人均纯收入就增加约0.16%；相比之下，因子女上学找人帮忙并且得到帮助的户主，其农户人均纯收入减少约13.03%。这体现了社会资本在一定程度上的负面影响。张文宏指出社会资本理论存在着一些缺陷，其中多数学者只是强调了社会资本的积极作用，而对于它可能产生的消极功能甚至反功能却鲜有论及；赵延东也认为“社会资本无论对于个人还是社会都只有积极的影响”的看法是颇成问题的。社会资本不仅能给社会带来好处，也可能给个人和社会带来坏处。 虽然原始社会资本变量对农户收入的影响均不显著，但仍有必要在控制了新型社会资本变量、人力资本变量、物质资本变量和户主特征变量后，检验原始社会资本这一组变量是否对农户收入有影响。检验的原假设是原始社会资本变量系数均为0。得到联合性F检验的P值是0.494 7。联合性F检验的结果显示，在1%的显著性水平下无法拒绝原假设，认为原始社会资本变量总体上对农户收入的影响也不显著。

2）人力资本。修正异方差后，在1%的显著性水平下，人力资本变量均通过了t检验，这与很多实证分析结果相一致[4，6，8，31]。学历对农户收入有显著影响。Mincer认为学校教育越长，获得的人力资本就越多，而人力资本投资通过增加人力资本存量而提高劳动生产率，进而提高人们的工资水平。本研究补充的人力资本变量――健康状况对农户收入的影响也很显著。这说明较高的学历以及较好的健康状况都可以提高农民的人力资本存量，进而提高农户的家庭收入。具体来看，户主的学历每提高1个等级，农户人均纯收入就增加约11.66%；户主的健康状况每下降1个等级，农户人均纯收入就减少约7.67%。

3）物质资本。修正异方差后，在1%的显著性水平下，物质资本变量通过了t检验。物质资本变量每提高1%，农户收入就提高约0.10%。虽然物质资本变量通过了显著性检验，但是其系数却较小。这在一定程度上反映农户农业生产投入的回报率不太高。

4）户主特征。修正异方差后，户主的年龄以及年龄的平方均在1%的显著性水平下通过t检验。户主的年龄对收入的影响为正，年龄的平方对收入的影响为负，回归结果符合生命周期论。随着人的年龄的增加，精力等呈现先上升再下降的趋势，受此影响，年龄对收入的影响也呈现先促进后阻碍的趋势。户主的婚姻状况对农户收入没有显著的影响，这可以解释为婚姻状况被认为是一种原始社会资本。农民结婚意味着组成新家庭，带来配偶的社会资本。一般来说，农民的结婚对象仍然是农民，尽管结婚意味着正式成人和家庭社会网络的扩大，但是由于社会分层以及中国“门当户对”的结婚观念，结婚带来的社会网络仍然具有非常强烈的同质性。叶静怡等认为这种强烈的同质性使得户主的婚姻状况对收入没有影响。

3.2 ?|部地区与非东部地区的回归分析

受赵延东等与何国俊等的启发，有必要再将观测案例分经济发达地区和欠发达地区分别进行回归分析。根据国家统计局2011年6月13号的划分办法，为科学反映不同区域的社会经济发展状况，中国的经济区域被划分为东部、中部、东北和西部四大地区。其中东部地区包括北京市、天津市、河北省、山东省、江苏省、上海市、浙江省、福建省、广东省、海南省；中部地区包括山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省、安徽省；东北地区包括黑龙江省、吉林省、辽宁省；西部地区包括重庆市、四川省、广西壮族自治区、贵州省、云南省、陕西省、甘肃省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区、青海省、西藏自治区。本研究认为东部地区是经济发达地区，相应的视非东部地区为欠发达地区。将观测案例分东部地区与非东部地区分别进行回归分析，以研究经济发达地区与欠发达地区的差异。

模型5是对东部地区的样本进行OLS分析，发现在1%的显著性水平下存在异方差；模型6是对东部地区的样本进行WLS分析；模型7是对非东部地区的样本进行OLS分析，发现存在异方差；模型8是对东部地区的样本进行WLS分析。为修正异方差，使用模型6与模型8来说明回归结果。回归结果见表4、表5。

1）社会资本在两个地区间的作用比较。修正异方差后，东部地区与非东部地区的原始社会资本变量均未通过显著性检验。在新型社会资本变量中，两个地区的变量“上年送出的礼物或礼金折现”均在1%的水平下通过了显著性检验，其中东部地区农户礼物或礼金折现每增加1%，农户人均纯收入就增加约0.12%；而在非东部地区，农户礼物或礼金折现每增加1%，农户人均纯收入就增加约0.18%。同时，两个地区部分新型社会资本变量存在差异。首先，东部地区的“春节有几家朋友拜访您家”并未通过显著性检验，非东部地区的这一变量则通过了1%水平下的显著性检验。其次，东部地区的“子女上学，户主是否找人并得到帮助”在5%的显著性水平下，通过了t检验，但是其系数为负，说明社会资本发挥负面影响。而非东部地区的这一变量却并未通过显著性检验，说明在发达地区，非生产性目的的社会资本变量对农户收入不仅不会有显著正向影响，反而存在显著的负向影响。

2）其他自变量在两个地区间的作用比较。修正异方差后，两个地区的人力资本变量、物质资本变量对农户收入的影响与总样本回归结果基本相同。但是户主的年龄对农户收入的影响却存在一些差异。与总样本或非东部地区不同，东部地区的户主年龄及年龄的平方均未通过显著性检验。这可能是因为东部地区的农民即使与非东部地区的农民达到同等的学历，其也可能接受更加优质的教育资源。而且受惠于先进的医疗条件，东部地区的农民也可能保持更好的健康状况。基于上述推论，东部地区的农民积累了更多的人力资本，更充分地发挥了人力资本对农户收入的影响，从而掩盖了年龄的影响。

4 小结

本研究利用CFPS 2010数据集，在区分了新旧两种社会资本后，对总样本的回归分析结果表明，原始社会资本对农户家庭收入没有显著的影响，而新型社会资本对家庭收入存在显著影响。这一结果符合格拉诺威特与林南有关异质性的观点[22，25]。社会资本分为“强关系”与“弱关系”，弱关系是求职者获得求职信息的主要途径；当人们执行工具性行为时，弱关系在低社会地位人士和高社会地位人士之间架起了一个通道，使低社会地位人士得到社会资源。农户的原始社会资本更多地体现出一种强关系，同质性导致这样的社会资本很难对收入产生显著影响。新型社会资本体现出弱关系，异质性将对农户的工具性目标提供帮助。在新型社会资本变量中，“子女上学，户主是否找人并得到帮助”对家庭收入存在显著的负向影响。社会资本可能带来负面影响，不能认为社会资本只有积极的影响[20，21]。 在对观测案例分东部地区和非东部地区分别进行回归后发现，两个地区社会资本变量的作用存在一定的差异。首先，东部地区农户的变量“春节有几家朋友拜访您家”没有通过显著性检验；其次，非东部地区农户的新型社会资本变量“子女上学，户主是否找人并得到帮助”没有通过显著性检验。说明在发达地区，非生产性目的的社会资本变量对农户的收入不仅不会有显著正向影响，反而存在显著的负向影响。

本研究还证明了人力资本对农户收入的重要影响。学历对收入存在显著的正向影响，再次验证了教育的重要性，这一结果也符合Mincer方程。而且，户主的健康状况对农户收入也存在显著的正向影响。综上所述，学历和健康都可以提高人力资本的存量，进而提高农户收入。

用农业生产投入代表的物质资本虽然显著地通过了t检验，但是其系数较小，说明农业生产投入的回报率较低。

户主的个人特征变量中，婚姻状况对收入没有显著的影响，这可以解释为婚姻状况被认为是一种原始社会资本，这种强烈的同质性使得户主的婚姻状况对收入没有影响。户主的性别对收入没有显著的影响。总样本的回归结果表明，收入将随着年龄增长出现先增后减的趋势。东部地区的农民受惠于更加优质的教育资源和先进的医疗条件，可能积累了更多的人力资本，能更充分地发挥人力资本对收入的影响，从而掩盖了年龄的影响。

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