呂連菊，闞大學(xué)

(南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西南昌 330099)

0 引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中部地區(qū)農(nóng)村教育發(fā)展水平得到了顯著提高， 2014年農(nóng)村15歲及以上文盲半文盲人口占15歲及以上人口數(shù)比重為4.66%，相對(duì)1982年，下降了近34個(gè)百分點(diǎn)； 與之伴隨的是農(nóng)村勞動(dòng)力平均受教育程度不斷增加， 2014年勞動(dòng)力平均受教育年限為7.18年。與此同時(shí)，中部地區(qū)農(nóng)民收入快速增長(zhǎng)，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化， 2014年農(nóng)民人均純收入達(dá)9 953元，其中非農(nóng)收入占47.21%。但與東部發(fā)達(dá)地區(qū)相比，中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)依然不合理。那么，為了優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，中部地區(qū)應(yīng)側(cè)重發(fā)展農(nóng)村哪一層次教育程度人力資本，文章將實(shí)證研究農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對(duì)中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，為中部地區(qū)制定科學(xué)合理的農(nóng)村教育發(fā)展政策提供建議。

目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于教育與收入間的關(guān)系研究較為深入，大多數(shù)文獻(xiàn)實(shí)證結(jié)論均支持教育促進(jìn)了個(gè)人收入增加[1-8]，但也有部分文獻(xiàn)不支持該結(jié)論，如鄒薇和張芬[9]拓展Lucas模型，實(shí)證發(fā)現(xiàn)農(nóng)村教育與農(nóng)民收入存在著不確定的關(guān)系； 譚銀清等[10]實(shí)證發(fā)現(xiàn)從總體來(lái)看，農(nóng)民平均受教育年限對(duì)不同來(lái)源的農(nóng)民收入的影響顯著性及影響方向并不一致； 彭長(zhǎng)生和鐘鈺[11]運(yùn)用有序Logistic模型研究發(fā)現(xiàn)受教育年限或?qū)W歷虛擬變量對(duì)安徽農(nóng)民收入分化的影響不顯著，受教育水平的提高顯著地降低了安徽農(nóng)業(yè)就業(yè)戶主的收入水平； 姚旭兵等[12]則利用PVAR模型研究發(fā)現(xiàn)在發(fā)達(dá)區(qū)域，農(nóng)村平均受教育程度提升不利于農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

由此可知，關(guān)于農(nóng)村教育對(duì)農(nóng)民收入的影響研究也沒(méi)有得出一致的結(jié)論，原因之一是大多數(shù)文獻(xiàn)在實(shí)證研究時(shí)未考慮各省數(shù)據(jù)序列存在的異方差性和自相關(guān)性以及主要因?yàn)榻忉屪兞颗c被解釋變量間相互作用產(chǎn)生的內(nèi)生性等，導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果不夠穩(wěn)??； 其次是各省市農(nóng)村自然條件、地理位置、要素稟賦、受教育程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，致使實(shí)證結(jié)果存在差異。學(xué)者們也鮮有實(shí)證研究農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，僅發(fā)現(xiàn)呂連菊和闞大學(xué)[13]實(shí)證研究了農(nóng)村教育對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，但該文章并未將農(nóng)村教育程度人力資本劃分為農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本3個(gè)部分，即未研究農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響。區(qū)別上述文獻(xiàn)，該文將基于1998—2014年動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，以中部地區(qū)為樣本，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法(Sys-GMM)，克服上述文獻(xiàn)中方法不足所產(chǎn)生的問(wèn)題，實(shí)證分析農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對(duì)中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響。

1 模型設(shè)定、變量測(cè)度與數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)國(guó)內(nèi)外研究農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)影響因素的文獻(xiàn)，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)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比和其他收入占比為被解釋變量，以農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本為解釋變量，納入控制變量城鎮(zhèn)化水平(Urb)、財(cái)政支農(nóng)支出(Gov)、金融發(fā)展(fin)、人均耕地面積(Lan)的計(jì)量模型，具體如下：

lnIncjit=c+β0lnIncjit-1+β1lnEdujit+β2lnUrbit+β3lnGovit+β4lnFinit+β5lnLanit+εit

其中，i、t分別為第i個(gè)城市地區(qū)和第t年，j=1、2、3，lnc1、lnc2、lnc3分別表示農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比和其他收入占比；Edu1、Edu2、Edu3分別表示農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本。由于各類收入具有一定的慣性，農(nóng)民各類收入占比提高或下降很可能存在滯后效應(yīng)，加入各類收入占比的滯后項(xiàng)，這也涵蓋了未考慮到的其他影響因素； 另對(duì)上述變量取了對(duì)數(shù)，這樣克服了各城市數(shù)據(jù)序列可能存在的異方差性。

首先，對(duì)于被解釋變量農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比、其他收入占比測(cè)度，該文直接用現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)年鑒中的農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入占比、工資性收入占比、財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入占比來(lái)分別衡量。其次，對(duì)于解釋變量測(cè)度，該文用農(nóng)村人口相應(yīng)層次平均受教育程度來(lái)衡量，具體為初等教育程度人力資本=農(nóng)村文盲半文盲的人口比重×2年+小學(xué)文化程度人口比重×6年； 中等教育程度人力資本=農(nóng)村初中文化程度人口比重×9年+高中文化程度人口比重×12年； 高等教育程度人力資本=農(nóng)村大專及以上文化程度人口比重×16年。最后，對(duì)于控制變量測(cè)度，該文用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比重衡量城鎮(zhèn)化水平，用財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出比重衡量財(cái)政支農(nóng)力度，用(金融機(jī)構(gòu)存貸款余額/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值+金融機(jī)構(gòu)貸款余額/金融機(jī)構(gòu)存款余額)/2衡量金融發(fā)展，用耕地面積除以農(nóng)村人口數(shù)來(lái)衡量人均耕地面積測(cè)度。各變量原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國(guó)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》。

2 實(shí)證分析

2.1 整個(gè)地區(qū)實(shí)證結(jié)果

在估計(jì)前，為了防止產(chǎn)生偽回歸，需對(duì)上述模型中涉及到的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)主要利用LLC、Breitung、Hadri檢驗(yàn)等6種方法，協(xié)整檢驗(yàn)主要采用Pedroni和Kao檢驗(yàn)2種方法。其中平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，從中可知各變量是非平穩(wěn)的，但各變量一階差分值是平穩(wěn)的，各變量一階差分值的概率值均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說(shuō)明各變量為一階單整I(1)； 另從表2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，被解釋變量分別為農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比、其他收入占比時(shí)，Pedroni和Kao檢驗(yàn)得到的概率值均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說(shuō)明模型所涉及的變量間存在協(xié)整關(guān)系。但估計(jì)前還可能因?yàn)檗r(nóng)民某類收入占比反作用于某一層次教育程度人力資本，產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，致使回歸結(jié)果不可靠； 還可能因?yàn)槟骋粚哟谓逃潭热肆Y本在影響農(nóng)民某類收入占比前，農(nóng)民該類收入占比已經(jīng)發(fā)生了變化，而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，如農(nóng)村高等教育程度人力資本高的地區(qū)有可能農(nóng)民某類收入占比原本就較高等，這樣回歸結(jié)果即使表明農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)影響了農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，也不能斷言前者對(duì)后者有影響。因此，該文利用Sys-GMM法實(shí)證分析，選取各解釋變量的部分已知值(原變量加滯后2期)作為Sys-GMM法估計(jì)的工具變量克服上述內(nèi)生性問(wèn)題。具體利用Stata12.0軟件估計(jì)，結(jié)果如表3所示，Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量無(wú)異常，說(shuō)明選取的工具變量有效，克服了內(nèi)生性問(wèn)題，Arellano-Bond AR(2)值表明殘差沒(méi)有了二階自相關(guān)性。

表1 變量一階差分值面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

面板單位根檢驗(yàn)方法LLCBreitungHadriIPSFisher-ADFFisher-pplnInc1-12.883(0.000)-2.375(0.003)4.598(0.000)-6.009(0.000)148.717(0.000)230.326(0.000)lnInc2-10.462(0.000)-2.152(0.007)0.637(0.209)-4.448(0.000)124.054(0.000)148.315(0.000)lnInc3-19.306(0.000)-5.763(0.000)5.525(0.000)-6.556(0.000)150.701(0.000)126.747(0.000)lnEdu1-21.595(0.000)-5.852(0.000)6.263(0.000)-7.462(0.000)161.354(0.000)161.782(0.000)lnEdu2-7.781(0.000)1.239(0.881)6.314(0.000)-2.465(0.003)95.846(0.000)113.768(0.000)lnEdu3-7.690(0.000)1.225(0.892)6.259(0.000)-2.437(0.003)94.733(0.000)112.441(0.000)lnUrb-10.072(0.000)1.607(0.714)8.194(0.000)-3.196(0.002)124.128(0.000)147.313(0.000)lnGov-8.263(0.000)-0.336(0.320)6.631(0.000)-1.854(0.045)93.805(0.019)111.049(0.001)lnfin-24.076(0.000)-7.198(0.000)6.699(0.000)-7.691(0.000)171.114(0.000)203.870(0.000)lnLan-15.108(0.000)-1.644(0.059)4.216(0.000)-6.878(0.000)172.087(0.000)238.025(0.000) 注:括號(hào)內(nèi)為概率值,括號(hào)外為統(tǒng)計(jì)量,概率值小于0.01表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),概率值小于0.05表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),概率值小于0.1表明在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

表2 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)方法農(nóng)業(yè)收入占比非農(nóng)業(yè)收入占比其他收入占比Pedroni檢驗(yàn)Panel-v-0.354(0.008)-0.201(0.007)-0.327(0.008)Panel-ρ-3.123(0.007)-2.248(0.004)-3.061(0.006)Panel-PP-10.914(0.000)-9.232(0.000)-7.634(0.000)Panel-ADF-3.586(0.000)-4.549(0.000)-2.293(0.005)Group-ρ-4.367(0.000)-3.270(0.003)-4.299(0.000)Group-PP-12.580(0.000)-11.886(0.000)-10.932(0.000)Group-ADF-3.005(0.000)-3.897(0.000)-2.236(0.004)Kao檢驗(yàn)ADF-2.780(0.001)-2.632(0.002)-2.659(0.002) 注:同上

從表3可知，首先，中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高0.139%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別下降0.043%和0.061%，均在不同水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比成正相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比成負(fù)相關(guān)關(guān)系，即中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高了農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比，降低了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比，不利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化。原因在于僅受過(guò)初等教育的農(nóng)民技能水平較低，難以進(jìn)行職業(yè)轉(zhuǎn)換，勞動(dòng)力流動(dòng)性差，在城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)力低，外出就業(yè)能力弱，難以進(jìn)入城鎮(zhèn)中第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)。因此，往往對(duì)農(nóng)業(yè)收入更加依賴。

其次，從表3可知，中部地區(qū)農(nóng)村中等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.067%，在5%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比則分別提高0.258%和0.032%，前者在1%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，后者則未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明中部地區(qū)農(nóng)村中等教育程度人力資本與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比成負(fù)相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比成正相關(guān)關(guān)系，即中部地區(qū)農(nóng)村中等教育程度人力資本不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高，但有利于農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比提高，其中后者不顯著，表明農(nóng)村中等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化。主要原因可能是受過(guò)中等教育程度人力資本的農(nóng)民技能水平較高，信息獲取能力較強(qiáng)，比較容易進(jìn)行職業(yè)轉(zhuǎn)換，外出就業(yè)能力較高，較好地滿足了城鎮(zhèn)化和工業(yè)化用工需求，降低了對(duì)農(nóng)業(yè)收入的依賴，提升了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比。至于中等教育程度人力資本并未顯著提高農(nóng)民其他收入占比，原因可能是僅受過(guò)中等教育的農(nóng)民，收入來(lái)源較為單一，理財(cái)能力較差，其財(cái)產(chǎn)性收入主要以利息為主，且擁有財(cái)產(chǎn)較少，難以通過(guò)出租、分紅以及財(cái)產(chǎn)增值等方式獲取較多其他收入。

表3 估計(jì)結(jié)果

農(nóng)業(yè)收入占比非農(nóng)業(yè)收入占比其他收入占比常數(shù)項(xiàng)2.808***3.083**2.290**滯后一期的被解釋變量0.293**0.245***0.266***lnEdu10.139*-0.043**-0.061**lnEdu2-0.067**0.258*0.032lnEdu3-0.091*0.164**0.053**lnUrb-0.082**0.267**0.185***lnGov0.164**-0.0320.029lnfin0.0390.083**0.101*lnLan0.087**-0.0260.018**Wald檢驗(yàn)1 052.255904.9581 346.684Sargan檢驗(yàn)0.2360.2110.345Arellano-Bond AR(1)0.0050.0040.007Arellano-Bond AR(2)0.2220.2070.243 注:*、**、*** 分別表示在1%、5%和10%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)

再者，從表3可知，中部地區(qū)農(nóng)村高等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.091%，在1%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比則分別提高0.164%和0.053%，均在5%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明中部地區(qū)農(nóng)村高等教育程度人力資本與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比成負(fù)相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比成正相關(guān)關(guān)系，即中部地區(qū)農(nóng)村高等教育程度人力資本不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高，但有利于農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比提高，表明農(nóng)村高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化。主要原因可能是受過(guò)高等教育程度人力資本的農(nóng)民更易通過(guò)素質(zhì)與技能效應(yīng)、職業(yè)轉(zhuǎn)換效應(yīng)、勞動(dòng)力流動(dòng)與轉(zhuǎn)移效應(yīng)進(jìn)入城鎮(zhèn)中資本技術(shù)附加值高的行業(yè)就業(yè)，提升了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比。至于高等教育程度人力資本顯著提高農(nóng)民其他收入占比，原因可能是受過(guò)高等教育的農(nóng)民，信息獲取能力較高，理財(cái)能力較強(qiáng)，財(cái)產(chǎn)性收入來(lái)源較為多樣化，且擁有的相對(duì)財(cái)產(chǎn)數(shù)量較多，更易通過(guò)出租、分紅以及財(cái)產(chǎn)增值等方式獲取較多其他收入。

最后，從表3可知，與農(nóng)村中等教育程度人力資本對(duì)中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用相比，高等教育程度人力資本的優(yōu)化作用顯然較小，這可能還是與中部地區(qū)整個(gè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平不高有關(guān)。

2.2 分地區(qū)實(shí)證結(jié)果

該文進(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3類地區(qū)實(shí)證分析農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，具體估計(jì)結(jié)果如表4所示。

首先，從表4可知，省會(huì)地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高0.163%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別下降0.050%和0.071%，均在不同水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。農(nóng)村中等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.078%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.192%和0.037%，后者未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。農(nóng)村高等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.107%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.283%和0.062%，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明對(duì)于省會(huì)地區(qū)，只有中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，對(duì)比來(lái)看高等教育程度人力資本的正面作用最大。原因可能是省會(huì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)中資本技術(shù)密集型行業(yè)、附加值高的制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比重較高，農(nóng)村高等教育程度人力資本農(nóng)民進(jìn)入省會(huì)從事上述行業(yè)的機(jī)會(huì)相對(duì)而言更多，也更能夠提升非農(nóng)業(yè)收入占比； 同樣省會(huì)地區(qū)會(huì)有更多信息獲取渠道，以及通過(guò)出租、分紅和財(cái)產(chǎn)增值等方式獲取較多財(cái)產(chǎn)性收入的機(jī)會(huì)更多，這也提升了其他收入占比。

其次，從表4可知，地級(jí)市地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高0.134%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別下降0.041%和0.059%，均在不同水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。農(nóng)村中等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.065%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.249%和0.031%，后者未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。農(nóng)村高等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.088%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.156%和0.050%，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明對(duì)于地級(jí)市地區(qū)，也只有中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但比較發(fā)現(xiàn)中等教育程度人力資本的正面作用最大。原因可能是地級(jí)市地區(qū)產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)密集型行業(yè)、附加值低的傳統(tǒng)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)比重較高，農(nóng)村中等教育程度人力資本農(nóng)民較好地滿足了地級(jí)市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)需求。但隨著地級(jí)市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，農(nóng)村中等教育程度人力資本對(duì)地級(jí)市農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用將逐漸降低，高等教育程度人力資本的優(yōu)化作用將逐漸增加。

最后，從表4可知，縣級(jí)市地區(qū)中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其中中等教育程度人力資本的正面作用最大。原因可能是縣級(jí)市地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低，處于工業(yè)化中期階段，需要大量的中等教育程度人力資本農(nóng)民，對(duì)于高等教育程度人力資本農(nóng)民需求較少。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，農(nóng)村中等教育程度人力資本對(duì)縣級(jí)市農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用還將提高，直到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)達(dá)到高端水平，高等教育程度人力資本的優(yōu)化作用才會(huì)高于中等教育程度人力資本。

表4 估計(jì)結(jié)果 %

3 結(jié)論及對(duì)策

該文基于1998—2014年動(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)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比和其他收入占比為被解釋變量，以農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本為解釋變量，納入城鎮(zhèn)化水平、財(cái)政支農(nóng)支出、金融發(fā)展和人均耕地面積等控制變量的計(jì)量模型，利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法克服內(nèi)生性問(wèn)題，實(shí)證研究了中部地區(qū)農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響。主要得到以下結(jié)論。

(1)中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高了農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比，降低了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比，不利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化； 農(nóng)村中等和高等教育程度人力資本均不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高，但有利于農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比提高，有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其中農(nóng)村中等教育程度人力資本未顯著提高農(nóng)民其他收入占比，但與農(nóng)村高等教育程度人力資本對(duì)中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用相比，中等教育程度人力資本的優(yōu)化作用仍然較大。因此，中部地區(qū)為了優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，首先，需充分利用中部崛起的政策優(yōu)勢(shì)，承接?xùn)|部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)民在這些產(chǎn)業(yè)中的就業(yè)率，進(jìn)而提高農(nóng)民對(duì)參加中等教育和高等教育的預(yù)期收益率，同時(shí)中部地區(qū)各省對(duì)于農(nóng)村人口中參加中等教育和高等教育的貧困家庭學(xué)生在學(xué)雜費(fèi)和生活費(fèi)等方面可給予一定減免或補(bǔ)貼，中等學(xué)校和高校需強(qiáng)化對(duì)欠發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)農(nóng)籍學(xué)生的支持度，適當(dāng)減輕農(nóng)籍學(xué)生的家庭負(fù)擔(dān)，降低其參加中等教育和高等教育的成本，進(jìn)而提升農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。其次，中部各省可考慮制定政策要求中等學(xué)校和高校加大對(duì)農(nóng)村貧困家庭學(xué)生的政策傾斜，達(dá)到有關(guān)中等學(xué)校和高校投檔要求的建檔立卡貧困家庭的農(nóng)村考生，同等條件下優(yōu)先錄取，并加大這一政策在農(nóng)村的宣傳力度，做到招錄手續(xù)簡(jiǎn)化，公開(kāi)透明，對(duì)于違規(guī)行為從嚴(yán)查處，切實(shí)提升農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。再者，必須加大農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出，改革教育資源分配，合理整合教育資源，完善農(nóng)村教育基礎(chǔ)工程，提高教師收入，推動(dòng)農(nóng)村師資隊(duì)伍建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)村教育發(fā)展，提高農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。最后，推動(dòng)新農(nóng)村建設(shè)，貫徹落實(shí)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，提高農(nóng)村吸收和整合外部人才資源的能力，提升農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。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，不傷害農(nóng)民種糧的積極性，保障糧食安全。

(2)分地區(qū)看，對(duì)于省會(huì)地區(qū)、地級(jí)市地區(qū)和縣級(jí)市地區(qū)，中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本均有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其中省會(huì)地區(qū)高等教育程度人力資本對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用最大，地級(jí)市地區(qū)和縣級(jí)市地區(qū)中等教育程度人力資本的優(yōu)化作用最大。因此，為了優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，對(duì)于中部省會(huì)地區(qū)而言，要側(cè)重提高農(nóng)村人口中高等教育程度人力資本占比，而對(duì)于地級(jí)市地區(qū)和縣級(jí)市地區(qū)而言，則需側(cè)重提高農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本占比。但省會(huì)地區(qū)、地級(jí)市地區(qū)和縣級(jí)市地區(qū)均需注意農(nóng)村人口教育程度提高對(duì)農(nóng)業(yè)收入的不利影響，需通過(guò)推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)質(zhì)量，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)綜合效益，保障農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，在此基礎(chǔ)上優(yōu)化本地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)。