呂連菊+闞大學(xué)

摘 要 基于1992-2014年動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法克服內(nèi)生性問題，實(shí)證發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)農(nóng)村教育提高了農(nóng)民純收入，主要是提高了農(nóng)民非農(nóng)收入，其不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提高，也未顯著提高農(nóng)民其他收入；分地區(qū)看，省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)農(nóng)村教育均提高了農(nóng)民純收入，其中省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育作用最大，縣級(jí)市地區(qū)農(nóng)村教育作用最?。蝗惖貐^(qū)農(nóng)村教育均不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提高，但均提高了農(nóng)民非農(nóng)收入，其中省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育對農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的負(fù)面作用和對農(nóng)民非農(nóng)收入的正面作用均最大；省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育提高了農(nóng)民其他收入，但作用較小，地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)農(nóng)村教育的正面作用均不顯著。

關(guān)鍵詞 中部地區(qū)；農(nóng)村教育；農(nóng)民收入；農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)

中圖分類號(hào) G721 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1008-3219（2017）04-0048-04

改革開放以來，中部地區(qū)農(nóng)村教育發(fā)展水平顯著提高。一是農(nóng)村15歲及以上文盲半文盲人口占15歲及以上人口數(shù)比重不斷降低，1982年該比率為38.25%，2014年則下降為4.66%。二是農(nóng)村勞動(dòng)力平均受教育程度不斷增加，1982年勞動(dòng)力平均受教育年限為3.42年，2014年則上升為7.18年。但與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)農(nóng)村教育發(fā)展明顯滯后。與此同時(shí)，中部地區(qū)農(nóng)民收入較改革開放初期增幅明顯，農(nóng)民人均純收入年均增長12.06%，2014年農(nóng)民人均純收入達(dá)9953元。且農(nóng)民收入來源日趨多元化，非農(nóng)收入比重不斷提高，2014年上升為47.21%。但中部地區(qū)農(nóng)民絕對收入水平不高，低于全國平均水平，中部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距也在逐年拉大，2014年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為24719元，是農(nóng)民人均純收入的2.48倍；同時(shí)，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)仍然不合理。目前，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于農(nóng)村教育對農(nóng)民收入的影響研究取得了豐碩成果[1][2][3][4][5][6][7]，但關(guān)于農(nóng)村教育對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響研究頗少，且沒有得出一致的結(jié)論。那么，為了提高農(nóng)民收入，優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，中部地區(qū)應(yīng)如何發(fā)展農(nóng)村教育，顯然是一個(gè)極具現(xiàn)實(shí)意義的問題，本文將基于1992-2014年動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究中部地區(qū)農(nóng)村教育對農(nóng)民收入及其結(jié)構(gòu)的影響，為中部地區(qū)及其各省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)制定科學(xué)合理的農(nóng)村教育發(fā)展政策提供建議。

一、模型設(shè)定、變量測度與數(shù)據(jù)來源

依據(jù)國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于農(nóng)民收入影響因素的研究，基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，在明瑟收入函數(shù)模型基礎(chǔ)上構(gòu)建分別以農(nóng)民純收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入和其他收入為被解釋變量，以農(nóng)村教育為解釋變量的計(jì)量模型，具體如下：

1nIncjit=c+β01nIncjit-1+β11nEduit+β21nUrbit+β31nGovit+β41nFinit+β51nLanit+εit

其中，i、t分別為第i個(gè)城市地區(qū)和第t年，Inc為農(nóng)民收入，j=1、2、3、4，Inc1、Inc2、Inc3、Inc4分別表示農(nóng)民純收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入和其他收入，Edu為農(nóng)村教育，Urb、Gov、Fin、Lan分別為城鎮(zhèn)化水平、財(cái)政支農(nóng)力度、金融發(fā)展和人均耕地面積。由于收入具有一定的慣性，農(nóng)民收入提高或下降很可能存在滯后效應(yīng)，加入被解釋變量的滯后項(xiàng)，這也涵蓋了未考慮到的其他影響因素。此外，考慮到變量的異方差性，變量均以對數(shù)形式納入模型中。

首先，對于被解釋變量測度，用現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)年鑒中的農(nóng)民純收入、家庭經(jīng)營性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入來分別測度被解釋變量農(nóng)民純收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入、其他收入。其次，對于解釋變量測度，用農(nóng)村平均受教育程度來衡量，平均受教育程度=文盲半文盲人口比重×2年+小學(xué)（普小、成人小學(xué)）文化程度人口比重×6年+初中（普通初中、職業(yè)初中、初中技工學(xué)校、成人初中）文化程度人口比重×9年+高中（包括普高、普通中專、高中技工學(xué)校、成人高中和中專）文化程度人口比重×12年+大專及以上文化程度人口比重×16年。最后，對于控制變量，用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比重、財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出比重、（金融相關(guān)率+金融系統(tǒng)效率）/2①、耕地面積除以農(nóng)村人口數(shù)分別來衡量城鎮(zhèn)化水平、財(cái)政支農(nóng)力度、金融發(fā)展和人均耕地面積。各變量原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國縣市社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中部各省市《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

二、實(shí)證分析

（一）整個(gè)地區(qū)實(shí)證結(jié)果

為了避免產(chǎn)生繆誤回歸結(jié)果，在利用上述計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)前，使用面板數(shù)據(jù)的LLC檢驗(yàn)等6種單位根檢驗(yàn)方法、Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)2種協(xié)整檢驗(yàn)方法分別對變量平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。從表1和表2可知，各變量有單位根，變量為一階單整I（1），變量間存在協(xié)整關(guān)系。但估計(jì)前還可能因?yàn)楸唤忉屪兞糠醋饔糜诮忉屪兞亢涂刂谱兞?，產(chǎn)生內(nèi)生性問題，如農(nóng)民收入提高為農(nóng)村教育發(fā)展提供了物質(zhì)基礎(chǔ)，有助于農(nóng)村教育發(fā)展等；還可能因?yàn)榻忉屪兞亢涂刂谱兞坑绊懕唤忉屪兞壳?，被解釋變量已?jīng)發(fā)生了變化，而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，如農(nóng)民教育程度高的地區(qū)有可能農(nóng)民收入原本就較高；城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)也有可能農(nóng)民收入原本就較高等。因此，為了克服上述內(nèi)生性問題導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不可靠，利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證研究。

利用Stata軟件中用于求解系統(tǒng)廣義矩估計(jì)值的Xtabond2程序估計(jì)，并進(jìn)行了Sargan檢驗(yàn)和Arellano-Bond統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，分別考察了所選取工具變量的有效性和殘差序列的自相關(guān)性，具體估計(jì)結(jié)果見表3，其中Wald統(tǒng)計(jì)量、Sargan 檢驗(yàn)和Arellano-Bond檢驗(yàn)均無異常。

首先，從表3可知，中部地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度提高1%，農(nóng)民純收入提高0.184%，在5%水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。說明中部地區(qū)農(nóng)村教育提高了農(nóng)民純收入，主要原因是中部地區(qū)農(nóng)村教育通過農(nóng)民素質(zhì)與技能效應(yīng)、農(nóng)民職業(yè)轉(zhuǎn)換效應(yīng)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)、農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與轉(zhuǎn)移效應(yīng)等提高了農(nóng)民純收入。

其次，從表3可知，中部地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入下降0.049%，非農(nóng)收入提高0.247%，均在1%水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明中部地區(qū)農(nóng)村教育不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提高，但促進(jìn)了農(nóng)民非農(nóng)收入提高。原因可能在于雖然農(nóng)村教育提升了農(nóng)民素質(zhì)，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，但降低了農(nóng)民對農(nóng)業(yè)收入的依賴，農(nóng)民素質(zhì)技能提高和信息獲取能力增強(qiáng)提高了農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)性，促進(jìn)了農(nóng)民進(jìn)入城鎮(zhèn)中第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)，進(jìn)而提升了農(nóng)民獲取非農(nóng)收入的能力。

第三，從表3可知，中部地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度提高1%，農(nóng)民其他收入提高0.026%，但未通過顯著性檢驗(yàn)。說明中部地區(qū)農(nóng)村教育并未顯著提高農(nóng)民其他收入，主要原因在于中部地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度還較低，理財(cái)能力較差，財(cái)產(chǎn)性收入主要以利息為主，收入來源較為單一；且中部地區(qū)農(nóng)民擁有的財(cái)產(chǎn)數(shù)量較少，也致使農(nóng)民難以通過出租、分紅及金融資產(chǎn)增值等方式獲取較多的財(cái)產(chǎn)性收入。

（二）分城市類型實(shí)證結(jié)果

進(jìn)一步利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法分省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)實(shí)證分析農(nóng)村教育對農(nóng)民收入及其結(jié)構(gòu)的影響，具體估計(jì)結(jié)果見表4，其中Wald統(tǒng)計(jì)量、Sargan 檢驗(yàn)和Arellano-Bond檢驗(yàn)均無異常。

首先，從表4可知，省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度提高1%，農(nóng)民純收入分別提高0.273%、0.179%、0.128%，均通過了顯著性檢驗(yàn)。說明省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)農(nóng)村教育均提高了農(nóng)民純收入，其中，省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育作用最大，縣級(jí)市地區(qū)農(nóng)村教育作用最小。主要原因是省會(huì)地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度較高，更容易通過農(nóng)民素質(zhì)與技能效應(yīng)、農(nóng)民職業(yè)轉(zhuǎn)換效應(yīng)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)、農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與轉(zhuǎn)移效應(yīng)等提高純收入。

其次，從表4可知，省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入分別下降0.075%、0.048%、0.034%，非農(nóng)收入提高0.281%、0.242%、0.170%，分別在不同水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)農(nóng)村教育均不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提高，但均促進(jìn)了農(nóng)民非農(nóng)收入提高。其中，省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育對農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的負(fù)面作用和對農(nóng)民非農(nóng)收入的正面作用均最大，相反，縣級(jí)市地區(qū)農(nóng)村教育對農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的負(fù)面作用和對農(nóng)民非農(nóng)收入的正面作用均最小。原因可能在于與地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)相比，省會(huì)地區(qū)工業(yè)化水平更高，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)需要大量勞動(dòng)力，為該地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力提供了較多就業(yè)機(jī)會(huì)，農(nóng)村教育程度提高導(dǎo)致農(nóng)民素質(zhì)技能水平增加，較好滿足了省會(huì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要，進(jìn)而促進(jìn)了該地區(qū)農(nóng)民非農(nóng)收入提高，大幅降低了農(nóng)民對農(nóng)業(yè)收入的依賴。

第三，從表4可知，省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度提高1%，農(nóng)民其他收入分別提高0.040%、0.025%、0.019%，其中，省會(huì)地區(qū)的估計(jì)結(jié)果通過了顯著性檢驗(yàn)，地級(jí)市和縣級(jí)市的估計(jì)結(jié)果均不顯著，說明省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育提高了農(nóng)民其他收入，但作用較小。主要原因在于與地級(jí)市和縣級(jí)市相比，省會(huì)地區(qū)農(nóng)村平均受教育程度較高，理財(cái)能力較強(qiáng)，財(cái)產(chǎn)性收入來源更為多元化；且該地區(qū)單個(gè)農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)數(shù)量整體高于地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)農(nóng)民，該地區(qū)農(nóng)民通過出租、分紅以及金融資產(chǎn)增值等方式獲取較多財(cái)產(chǎn)性收入的機(jī)會(huì)更大。但與地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)相比，省會(huì)地區(qū)農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入少，使得省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育對農(nóng)民其他收入的促進(jìn)作用僅略高于地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)。

三、結(jié)論與對策

基于1992-2014年動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法克服內(nèi)生性問題，納入城鎮(zhèn)化水平、財(cái)政支農(nóng)力度等控制變量，實(shí)證研究了中部地區(qū)農(nóng)村教育對農(nóng)民收入及其結(jié)構(gòu)的影響。主要得到以下結(jié)論：

一是中部地區(qū)農(nóng)村教育提高了農(nóng)民純收入，主要是提高了農(nóng)民非農(nóng)收入，其不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提高，也未顯著提高農(nóng)民其他收入。因此，為了促進(jìn)農(nóng)民收入提高，優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，中部地區(qū)必須進(jìn)一步發(fā)展農(nóng)村教育，提高農(nóng)民素質(zhì)和技能，進(jìn)而提升非農(nóng)收入在農(nóng)民收入中的比重，但值得注意的是務(wù)必統(tǒng)籌兼顧，采取措施保障農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，才能實(shí)現(xiàn)農(nóng)民長效增收，保障糧食安全。

二是分地區(qū)看，省會(huì)、地級(jí)市和縣級(jí)市三類地區(qū)農(nóng)村教育均提高了農(nóng)民純收入，其中，省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育作用最大，縣級(jí)市地區(qū)農(nóng)村教育作用最小；三類地區(qū)農(nóng)村教育均不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提高，但均提高了農(nóng)民非農(nóng)收入，其中省會(huì)地區(qū)農(nóng)村教育對農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的負(fù)面作用和對非農(nóng)收入的正面作用均最大；地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)農(nóng)村教育的正面作用不顯著。據(jù)此，省會(huì)地區(qū)在發(fā)展農(nóng)村教育提高農(nóng)民收入，改善農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)時(shí)，更需采取措施降低農(nóng)村教育發(fā)展對農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的不利影響，保障農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入；地級(jí)市和縣級(jí)市地區(qū)則在兼顧農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入同時(shí)，積極發(fā)展農(nóng)村教育，進(jìn)一步提高其對農(nóng)民非農(nóng)收入和其他收入的促進(jìn)作用，改善本地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]Newhouse， D.， D. Suryadarma. The Value of Vocational Education： High School Type and Labor Market Outcomes in Indonesia[J]. The World Bank Economic Review， 2011，25（2）：296-322.

[2]Hannum， E. C.， Zhang，Y. P.， Wane M. Y. Why Are Returns to Education Higher for Women Than for Men in Urban China？ [J]. China Quarterly， 2012（5）：616-640.

[3]Meng， X.，Shen， K.， Xue，S. Economic Reform Education Expansion and Earnings Inequality for Urban Males in China 1988-2009[J]. Journal of Comparative Economics， 2013，41（1）：227-244.

[4]劉萬霞. 我國農(nóng)民工教育收益率的實(shí)證研究——職業(yè)教育對農(nóng)民收入的影響分析[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（5）：25-32.

[5]陽歡，李峰. 農(nóng)村勞動(dòng)力人均受教育年限與農(nóng)民收入關(guān)系研究——基于江西省數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 職業(yè)技術(shù)教育，2011（19）：55-58.

[6]周亞虹，許玲麗，夏正青. 從農(nóng)村職業(yè)教育看人力資本對農(nóng)村家庭的貢獻(xiàn)——基于蘇北農(nóng)村家庭微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010（8）：55-65.

[7]彭長生，鐘鈺. 教育、流動(dòng)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民的收入分化——基于安徽省的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2014（5）：70-74.