呂連菊+闞大學

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

關鍵詞 中部地區(qū)；農村教育；農民收入；農民收入結構

中圖分類號 G721 文獻標識碼 A 文章編號 1008-3219（2017）04-0048-04

改革開放以來，中部地區(qū)農村教育發(fā)展水平顯著提高。一是農村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%。二是農村勞動力平均受教育程度不斷增加，1982年勞動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)農村教育發(fā)展明顯滯后。與此同時，中部地區(qū)農民收入較改革開放初期增幅明顯，農民人均純收入年均增長12.06%，2014年農民人均純收入達9953元。且農民收入來源日趨多元化，非農收入比重不斷提高，2014年上升為47.21%。但中部地區(qū)農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，是農民人均純收入的2.48倍；同時，農民收入結構仍然不合理。目前，國內外學者關于農村教育對農民收入的影響研究取得了豐碩成果[1][2][3][4][5][6][7]，但關于農村教育對農民收入結構的影響研究頗少，且沒有得出一致的結論。那么，為了提高農民收入，優(yōu)化農民收入結構，中部地區(qū)應如何發(fā)展農村教育，顯然是一個極具現(xiàn)實意義的問題，本文將基于1992-2014年動態(tài)面板數(shù)據(jù)，實證研究中部地區(qū)農村教育對農民收入及其結構的影響，為中部地區(qū)及其各省會、地級市和縣級市地區(qū)制定科學合理的農村教育發(fā)展政策提供建議。

一、模型設定、變量測度與數(shù)據(jù)來源

依據(jù)國內外學者關于農民收入影響因素的研究，基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)，在明瑟收入函數(shù)模型基礎上構建分別以農民純收入、農業(yè)收入、非農收入和其他收入為被解釋變量，以農村教育為解釋變量的計量模型，具體如下：

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

其中，i、t分別為第i個城市地區(qū)和第t年，Inc為農民收入，j=1、2、3、4，Inc1、Inc2、Inc3、Inc4分別表示農民純收入、農業(yè)收入、非農收入和其他收入，Edu為農村教育，Urb、Gov、Fin、Lan分別為城鎮(zhèn)化水平、財政支農力度、金融發(fā)展和人均耕地面積。由于收入具有一定的慣性，農民收入提高或下降很可能存在滯后效應，加入被解釋變量的滯后項，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)計年鑒中的農民純收入、家庭經營性收入、工資性收入、財產性收入與轉移性收入來分別測度被解釋變量農民純收入、農業(yè)收入、非農收入、其他收入。其次，對于解釋變量測度，用農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（普小、成人小學）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)占總人口數(shù)比重、財政支農支出占財政總支出比重、（金融相關率+金融系統(tǒng)效率）/2①、耕地面積除以農村人口數(shù)分別來衡量城鎮(zhèn)化水平、財政支農力度、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)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國農村住戶調查年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國縣市社會經濟統(tǒng)計年鑒》和中部各省市《統(tǒng)計年鑒》。

二、實證分析

（一）整個地區(qū)實證結果

為了避免產生繆誤回歸結果，在利用上述計量模型進行估計前，使用面板數(shù)據(jù)的LLC檢驗等6種單位根檢驗方法、Pedroni檢驗和Kao檢驗2種協(xié)整檢驗方法分別對變量平穩(wěn)性和協(xié)整關系進行檢驗。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)整關系。但估計前還可能因為被解釋變量反作用于解釋變量和控制變量，產生內生性問題，如農民收入提高為農村教育發(fā)展提供了物質基礎，有助于農村教育發(fā)展等；還可能因為解釋變量和控制變量影響被解釋變量前，被解釋變量已經發(fā)生了變化，而導致的內生性問題，如農民教育程度高的地區(qū)有可能農民收入原本就較高；城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)也有可能農民收入原本就較高等。因此，為了克服上述內生性問題導致估計結果不可靠，利用系統(tǒng)廣義矩估計方法進行實證研究。

利用Stata軟件中用于求解系統(tǒng)廣義矩估計值的Xtabond2程序估計，并進行了Sargan檢驗和Arellano-Bond統(tǒng)計檢驗，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性，具體估計結果見表3，其中Wald統(tǒng)計量、Sargan 檢驗和Arellano-Bond檢驗均無異常。

首先，從表3可知，中部地區(qū)農村平均受教育程度提高1%，農民純收入提高0.184%，在5%水平上通過了顯著性檢驗。說明中部地區(qū)農村教育提高了農民純收入，主要原因是中部地區(qū)農村教育通過農民素質與技能效應、農民職業(yè)轉換效應、農業(yè)生產率效應、農村勞動力流動與轉移效應等提高了農民純收入。

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

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

（二）分城市類型實證結果

進一步利用系統(tǒng)廣義矩估計法分省會、地級市和縣級市三類地區(qū)實證分析農村教育對農民收入及其結構的影響，具體估計結果見表4，其中Wald統(tǒng)計量、Sargan 檢驗和Arellano-Bond檢驗均無異常。

首先，從表4可知，省會、地級市和縣級市三類地區(qū)農村平均受教育程度提高1%，農民純收入分別提高0.273%、0.179%、0.128%，均通過了顯著性檢驗。說明省會、地級市和縣級市三類地區(qū)農村教育均提高了農民純收入，其中，省會地區(qū)農村教育作用最大，縣級市地區(qū)農村教育作用最小。主要原因是省會地區(qū)農村平均受教育程度較高，更容易通過農民素質與技能效應、農民職業(yè)轉換效應、農業(yè)生產率效應、農村勞動力流動與轉移效應等提高純收入。

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

第三，從表4可知，省會、地級市和縣級市三類地區(qū)農村平均受教育程度提高1%，農民其他收入分別提高0.040%、0.025%、0.019%，其中，省會地區(qū)的估計結果通過了顯著性檢驗，地級市和縣級市的估計結果均不顯著，說明省會地區(qū)農村教育提高了農民其他收入，但作用較小。主要原因在于與地級市和縣級市相比，省會地區(qū)農村平均受教育程度較高，理財能力較強，財產性收入來源更為多元化；且該地區(qū)單個農民擁有財產數(shù)量整體高于地級市和縣級市地區(qū)農民，該地區(qū)農民通過出租、分紅以及金融資產增值等方式獲取較多財產性收入的機會更大。但與地級市和縣級市地區(qū)相比，省會地區(qū)農民轉移性收入少，使得省會地區(qū)農村教育對農民其他收入的促進作用僅略高于地級市和縣級市地區(qū)。

三、結論與對策

基于1992-2014年動態(tài)面板數(shù)據(jù)，利用系統(tǒng)廣義矩估計方法克服內生性問題，納入城鎮(zhèn)化水平、財政支農力度等控制變量，實證研究了中部地區(qū)農村教育對農民收入及其結構的影響。主要得到以下結論：

一是中部地區(qū)農村教育提高了農民純收入，主要是提高了農民非農收入，其不利于農民農業(yè)收入提高，也未顯著提高農民其他收入。因此，為了促進農民收入提高，優(yōu)化農民收入結構，中部地區(qū)必須進一步發(fā)展農村教育，提高農民素質和技能，進而提升非農收入在農民收入中的比重，但值得注意的是務必統(tǒng)籌兼顧，采取措施保障農民農業(yè)收入，才能實現(xiàn)農民長效增收，保障糧食安全。

二是分地區(qū)看，省會、地級市和縣級市三類地區(qū)農村教育均提高了農民純收入，其中，省會地區(qū)農村教育作用最大，縣級市地區(qū)農村教育作用最小；三類地區(qū)農村教育均不利于農民農業(yè)收入提高，但均提高了農民非農收入，其中省會地區(qū)農村教育對農民農業(yè)收入的負面作用和對非農收入的正面作用均最大；地級市和縣級市地區(qū)農村教育的正面作用不顯著。據(jù)此，省會地區(qū)在發(fā)展農村教育提高農民收入，改善農民收入結構時，更需采取措施降低農村教育發(fā)展對農民農業(yè)收入的不利影響，保障農民農業(yè)收入；地級市和縣級市地區(qū)則在兼顧農民農業(yè)收入同時，積極發(fā)展農村教育，進一步提高其對農民非農收入和其他收入的促進作用，改善本地區(qū)農民收入結構。

參 考 文 獻

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