受教育程度對我國農(nóng)民收入來源和結(jié)構(gòu)的影響

受教育程度對我國農(nóng)民收入來源和結(jié)構(gòu)的影響受教育程度對我國農(nóng)民收入來源和結(jié)構(gòu)的影響

中圖分類號：F126.2；D422.7文獻標志碼：A文章編號：1674《《8131〔2022〕04《《0009《《07

一、引言

中國作為一個農(nóng)業(yè)大國，“三農(nóng)問題〞歷來是關(guān)系到社會穩(wěn)定、經(jīng)濟開展、民族復興的重大問題，而“三農(nóng)問題〞的核心在于“農(nóng)民問題〞，“農(nóng)民問題〞的關(guān)鍵在于“收入問題〞。近年來，我國農(nóng)民收入快速增長，1995年農(nóng)村居民年人均純收入為1577.74元，2022年到達7916.58元，18年間增長了4倍，年均增長速度到達9.4%。我國農(nóng)民收入不但在數(shù)量上增長較快，在結(jié)構(gòu)上也發(fā)生了深刻變化。從收入來源看，農(nóng)民的工資性收入占純收入的比重從1995年的22.42%回升到了2022年的43.55%，家庭經(jīng)營性收入那么相應的從71.35%下降到了44.63%；轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入在農(nóng)民純收入中占比很小，但相對于財產(chǎn)性收入，農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入近年來增長更快〔見表1〕?？傮w上看，我農(nóng)民收入在結(jié)構(gòu)上呈現(xiàn)出非農(nóng)收入比重不斷回升而農(nóng)業(yè)收入比重不斷下降的趨勢。

農(nóng)民收入作為一個復雜的社會經(jīng)濟現(xiàn)象會受到諸多因素的影響，但毋庸置疑的是農(nóng)民的受教育程度是影響農(nóng)民收入的一個重要因素。圖1體現(xiàn)了農(nóng)民“人均受教育年限〞與“人均收入〞兩個絕對量之間的相關(guān)關(guān)系，從二者之間的散點圖可以看出，農(nóng)民受教育年限與收入之間同方向變動，且兩者間皮爾遜相關(guān)系數(shù)高達0.95。表2體現(xiàn)了農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)與文化層次之間的關(guān)系，可以看出，在農(nóng)民收入從低收入組到高收入組的變動中，小學程度下列的低學歷群體所占比重逐漸下降，而初中及以上的相對高學歷群體所占比重逐漸回升。結(jié)合圖1和表2，我們不難發(fā)現(xiàn)農(nóng)民受教育程度與農(nóng)民收入之間無論是在絕對量上還是在內(nèi)局部配上都存在著明顯的正向相關(guān)關(guān)系。

表1我國農(nóng)村居民純收入構(gòu)成〔按收入來源分〕／%

年份純收入工資性收入家庭經(jīng)營純收入轉(zhuǎn)移性收入財產(chǎn)性收入199510022.4271.353.632.60200010031.1763.343.502.00202210036.0856.674.532.72202210041.0747.867.653.42202210043.5544.638.673.15數(shù)據(jù)來源?中國統(tǒng)計年鑒》

譚銀清，王釗，陳益芳:受教育程度對我國農(nóng)民收入來源和結(jié)構(gòu)的影響圖12022―2022年農(nóng)民人均受教育程度與人均收入散點圖

數(shù)據(jù)來源：農(nóng)民人均收入數(shù)據(jù)來源于?中國統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)民人均受教育年限根據(jù)?中國住戶調(diào)查年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)加權(quán)平均得到。

表22022年我國農(nóng)民不同收入分組中勞動力文化程度結(jié)構(gòu)／%

低收入戶

〔20%〕中等偏下收入戶

〔20%〕中等收入戶

〔20%〕中等偏上收入戶

〔20%〕高收入戶

〔20%〕文盲、半文盲8.26.34.94.33.2小學程度31.428.626.724.120.6初中程度50.353.154.454.652.6高中及以上程度10.111.913.017.023.7數(shù)據(jù)來源：?中國住戶調(diào)查年鑒2022》

西方人力資本理論較早對受教育程度與收入之間的關(guān)系進行了關(guān)注。美國馳名經(jīng)濟學家、人力資本專家舒爾茨在長期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟研究中發(fā)現(xiàn)，除了土地、勞動和資本，農(nóng)民知識和技能的提高也是美國農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增長的重要因素；他同時還發(fā)現(xiàn)人力資本投資促進了美國工人的工資增長。Mincer〔1974〕利用美國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)受教育年限與收入之間存在著正向的線性關(guān)系，并提出了馳名的“明瑟收入方程〞。Knight〔1979〕認為較高的受教育程度之所以能帶來較高的收入是因為良好的教育能提高個人的生產(chǎn)效率。Layard和Psacharopoulos〔1979〕對英國相關(guān)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，受教育年限和工作經(jīng)驗都對個人收入有著顯著的影響；Connolly和Gottschalk〔2022〕也通過實證分析說明受教育年限對個人收入具有正向影響，工作經(jīng)驗對收入的影響呈現(xiàn)出先增后減的趨勢。

文化程度與收入之間的關(guān)系也一直是國內(nèi)學術(shù)界探討的熱點話題。羅亞萍〔2022〕采用1979―2022年的時間序列數(shù)據(jù)對勞動力的平均受教育程度、新增勞動力中的大學及以上學歷人口數(shù)和大學下列學歷人口數(shù)與中國城鎮(zhèn)就業(yè)之間的關(guān)系進行了分階段檢驗，發(fā)現(xiàn)由于我國教育結(jié)構(gòu)內(nèi)部開展不平衡且與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不匹配等原因，與1979―1994年相比擬，1997―2022年新增大學及以上學歷勞動力對城鎮(zhèn)就業(yè)的促進作用有所降低，而大學下列學歷勞動力對城鎮(zhèn)就業(yè)的促進作用有所提高。王回瀾〔2022〕對青島女性受教育程度與社會經(jīng)濟回饋之間的關(guān)系進行了分析，發(fā)現(xiàn)女性的收入會隨著文化程度的提高而增加，但是女性的教育收入彈性小于男性。隨著近年來農(nóng)民收入問題的升溫，農(nóng)民文化程度對收入的影響也引起了學界的關(guān)注。白菊紅〔2022〕分析了農(nóng)村人力資本與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，認為農(nóng)民受教育程度越高，其收入的抗干擾力和抗波動力就越強，農(nóng)村中具有初、高中文化水平農(nóng)民的收入明顯高于平均水平，而小學及下列學歷農(nóng)民的收入那么恰好相反。辛嶺〔2022〕的研究也說明，我國農(nóng)民受教育水平是農(nóng)民收入變動的Granger原因，農(nóng)民收入和農(nóng)民受教育水平之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。宋英杰〔2022〕對1985―2022年全國30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)的分析說明，農(nóng)民受教育程度總體上對收入具有顯著的正向作用，且受教育程度對農(nóng)民增收的奉獻率高于物資資本和政府支持。

通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，以往研究主要關(guān)注的是農(nóng)民受教育程度對農(nóng)民總體收入水平的影響，證明了農(nóng)民的文化程度對其收入水平具有顯著的正向影響。但是已有的研究未能揭示農(nóng)民受教育程度對其收入來源有何影響，亦即農(nóng)民受教育程度的變動是否會改變其收入的結(jié)構(gòu)？因此，本文擬采用2000―2022年我國30個省區(qū)〔--因統(tǒng)計數(shù)據(jù)不完整而未納入分析〕的面板數(shù)據(jù)對這一問題進行實證檢驗，以拓展和補充相關(guān)研究，并為提高我國農(nóng)村居民收入以及改善其收入結(jié)構(gòu)提供參考和借鑒。

二、模型設定與數(shù)據(jù)來源

1974年，美國馳名經(jīng)濟學家明瑟通過對美國勞動力市場的研究發(fā)現(xiàn)，個人收入與教育水平以及工作年限之間存在著一定的線性關(guān)系，并提出了馳名的“明瑟收入方程〞，這一方程簡潔地反映了勞動力市場對教育與工作經(jīng)驗等投入要素的回報，已成為微觀經(jīng)濟學經(jīng)驗研究中最常用的回歸方程?！懊魃杖敕匠台暤暮喢鲾⑹鍪綖椋?/p>

lny=A+β1edu+β2exp+β3exp2+ε

其中，lny為工資收入的對數(shù)形式，edu為受教育年限，exp表示工作經(jīng)驗通常用“年齡-受教育年限-6〞衡量，其中“6〞表示兒童入學年齡，，ε為隨機誤差，β1、β2、β3為各變量對收入的邊際效應。該方程的缺陷在于短少性別、培訓、職業(yè)、所有制與行業(yè)等控制變量，有可能導致估計結(jié)果不一致，因此我國學者對“明瑟收入方程〞進行了外鄉(xiāng)化改良：

lny=A+β1edu+β2exp+β3exp2+《鼎《jX+ε

其中，X表示一系列的控制變量，λj為每個控制變量相應的回歸系數(shù)。

本文擬采用面板數(shù)據(jù)分析農(nóng)民受教育程度對其收入來源和結(jié)構(gòu)變動的影響。從經(jīng)驗來看，我國農(nóng)民無論是農(nóng)業(yè)收入還是非農(nóng)收入都主要來自于初級體力勞動，工作年限對農(nóng)民收入的影響相對較小，且這方面的宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)不足，因此在本文的研究中忽略這一變量；同時，農(nóng)民收入既受文化程度的影響，也受其他變量的影響，因此本文將引入相關(guān)的控制變量。本文采用下列兩個模型進行檢驗：

模型一：Rjit=β0+βeduit+《鼎《jXit+μi+εit

模型二：Rjit=β0+β1edu1it+β2edu2it+β3edu3it+

β4edu4it+《鼎《jXit+μi+εit

模型一體現(xiàn)了農(nóng)民受教育年限對其收入來源的影響，模型二進一步揭示了農(nóng)民各文化程度對其收入結(jié)構(gòu)的影響。為了更好地體現(xiàn)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的變動，模型中的變量均處理為結(jié)構(gòu)相對數(shù)形式。Rjit表示第i省第t年農(nóng)民某項純收入來源占純收入的比重〔j=1表示農(nóng)民家庭經(jīng)營收入占比，j=2表示農(nóng)民工資性收入占比，j=3表示農(nóng)民財產(chǎn)性收入占比〕需要特別表明的是，由于農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入主要來源于政府的轉(zhuǎn)移支付及其他捐贈等，屬于外生變量，本文對農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的變動不做討論。。模型一中edu表示農(nóng)民的受教育年限，通過各文化程度的受教育年限〔文盲、半文盲為1年,小學為6年,初中為9年,高中為12年,大學為16年〕

表3各變量的描述性統(tǒng)計

變量均值規(guī)范差最小值最大值個數(shù)第一產(chǎn)業(yè)人均

GDP占比／%0.140.070.010.38360第二產(chǎn)業(yè)人均GDP

占比／%0.460.080.200.59360第三產(chǎn)業(yè)人均GDP

占比／%0.410.070.280.76360家庭經(jīng)營收入

占比／%0.520.200.030.90360工資收入

占比／%0.380.160.060.79360財產(chǎn)性收入

占比／%0.030.020.000.11360文盲、半文盲／%0.070.060.010.33360小學占比／%0.280.080.050.47360初中占比／%0.510.080.270.67360高中占比／%0.110.030.030.21360大學占比／%0.020.020.000.14360平均受教育

年限／年7.800.685.469.56360與其相應比重加權(quán)平均得到；模型二中edu1、edu2、edu3和edu4分別表示文盲、半文盲、小學、初中、高中四個文化程度各自的比重由于目前我國大學學歷層次的農(nóng)民主要屬于“戶籍意義〞上的農(nóng)民，而非正真意義上的農(nóng)民，同時也為了排除數(shù)據(jù)計量分析上的完全共線性，本文實證分析中不考慮大學學歷這一層次。，各個學歷變量的腳標it表示第i省第t年。Xit表示第i省第t年的控制變量：考慮到農(nóng)民收入主要來自于國民收入的初次分配，采用第一產(chǎn)業(yè)〔農(nóng)業(yè)〕人均GDP占人均GDP總量的比重作為“家庭經(jīng)營收入占比〞的控制變量，采用第二和第三產(chǎn)業(yè)〔工業(yè)和效勞業(yè)〕人均GDP分別占人均GDP總量的比重作為農(nóng)民“工資收入占比〞的控制變量；考慮到農(nóng)民的財產(chǎn)性收入主要來源于農(nóng)民收入扣除消費后殘余的投資，采用農(nóng)民當年收入扣除消費后的殘余占農(nóng)民當年純收入的比重作為農(nóng)民“財產(chǎn)性收入占比〞的控制變量。模型中的λj為第j個控制變量的回歸系數(shù)；ui表示各省區(qū)的個體效應，在固定效應中ui為常數(shù)，在隨機效應中ui服從N(0,σ2μ)；εit表示殘差，代表未被觀測到的因素。

本文選取我國2000―2022年30個省區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，其中農(nóng)民各項收入數(shù)據(jù)以及GDP各項數(shù)據(jù)均來自各年的?中國統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)民各項文化水平數(shù)據(jù)來源于各年的?中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》。本文數(shù)據(jù)具有典型的“寬而短〞的結(jié)構(gòu)特征，因此使用Eviews6.0軟件進行估計時運用面板結(jié)構(gòu)的工作文件來進行估計是較為適宜的Eviews軟件對面板數(shù)據(jù)模型的估計主要通過Pool對象和面板結(jié)構(gòu)〔Panel〕兩個工作文件來實現(xiàn)。Pool對象一般適用于截面成員數(shù)量較少而時期較長的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，側(cè)重于時間序列分析；面板結(jié)構(gòu)適合成員較多但時期較短的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，主要側(cè)重于截面分析。。

三、實證分析結(jié)果

面板數(shù)據(jù)包含了研究對象個體、指標和時間三個維度的信息，分析前要求對模型進行準確設定。為了排除截面間異方差性和相關(guān)性，本文對個體固定效應模型和個體隨機效應模型分別采用廣義最小二乘法〔GLS〕和可行的廣義最小二乘估計〔FGLS〕對模型參數(shù)進行估計?？傮w上看模型一和模型二都在1%的顯著性水平拒絕混合效應模型，并且Hausman檢驗均在1%的顯著性水平拒絕隨機效應原若，因此，本文對模型一和模型二的分析均選取個體固定效應模型。

1．受教育年限對農(nóng)民收入來源的影響

表4反映了農(nóng)民受教育年限對其收入來源的影響，結(jié)果說明，農(nóng)民受教育年限對其家庭經(jīng)營收入占比以及工資性收入占比均有顯著影響。從符號上看，受教育年限對農(nóng)民家庭經(jīng)營收入占比具有負向效應而對工資性收入占比具有正向效應，這說明農(nóng)民人力資本存量的增加不但降低了農(nóng)民對農(nóng)業(yè)收入的依賴，也同時提升了農(nóng)民獲取非農(nóng)收入的能力。從系數(shù)大小來看，受教育年限對農(nóng)民家庭經(jīng)營收入占比的影響大于對工資性收入占比的影響，這一方面與我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)，另一方面也可能與“劉易斯拐點〞到來前第一產(chǎn)業(yè)勞動力的充沛供應有關(guān)。此外，分析說明農(nóng)民受教育年限對其財產(chǎn)性收入占比的影響并不顯著，這可能是因為目前我國農(nóng)民財產(chǎn)性收入的異質(zhì)性較強，采用平均指標進行回歸難以準確刻畫出變量相互間的關(guān)系。

表4模型一中各變量回歸結(jié)果

家庭經(jīng)營收入占比工資性收入占比財產(chǎn)性收入占比平均教育年限-0.19***〔-7.06〕0.07***〔3.50〕0.01〔1.12〕控制變量2.16***〔6.93〕1.43***〔7.09〕1.01***〔3.61〕0.04***〔2.77〕R20.770.820.80F值7.8912.6613.93冗余固定效應F檢驗190.59***270.98***288.97***Hausman檢驗30.66***10.55***11.02***回歸模型選取個體固定效應個體固定效應個體固定效應注：〔1〕“家庭經(jīng)營收入占比〞的控制變量為“第一產(chǎn)業(yè)人均GDP〞占“人均GDP〞比重，“工資性收入占比〞的控制變量為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的人均GDP分別占“人均GDP〞的比重，“財產(chǎn)性收入占比〞的控制變量為“農(nóng)民收入扣除消費后的殘余〞占“人均GDP〞的比重；〔2〕《~、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。表4同。

2．受教育程度對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響

〔1〕農(nóng)民受教育程度對家庭經(jīng)營收入比重的影響

農(nóng)民家庭經(jīng)營收入是指農(nóng)村住戶以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營單位進行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入，就目前來看，農(nóng)業(yè)收入依然是我國農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的主要來源，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由于風險大、周期長，比擬收益相對較低。實證結(jié)果說明〔表5〕，農(nóng)民家庭經(jīng)營收入占純收入的比重隨著農(nóng)民文化水平的增加而降低，高中文化〔學歷〕層次對農(nóng)民家庭經(jīng)營收入占比的回歸系數(shù)為負，說明農(nóng)民中高中學歷這一群體對家庭經(jīng)營收入具有排斥性；而文盲、半文盲文化層次對農(nóng)民家庭經(jīng)營收入占比具有最大的正效應，說明文化層次越低對農(nóng)業(yè)收入的依賴就越強。不難發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民文化水平越高，獲取非農(nóng)收入的意愿和能力就越強。

〔2〕農(nóng)民受教育程度對工資性收入比重的影響

農(nóng)民工資性收入是指農(nóng)村住戶成員受雇于單位或個人，靠出賣勞動而獲得的收入。近年來我國農(nóng)民收入增長較快主要得益于其工資性收入的快速增長，在經(jīng)濟較興旺地區(qū)，農(nóng)民的工資性收入已取代農(nóng)民家庭經(jīng)營收入成為收入的主要來源?；貧w分析說明，初中及下列文化層次與工資性收入占純收入比重反方向變動，但小學和初中文化層次對工資性收入占比的影響并不顯著；而高中文化層次那么具有較大的正向效應。我國的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化開展為農(nóng)民提供了大量外出務工的非農(nóng)就業(yè)時機，但農(nóng)民能否外出且獲得工作時機受到其自身根本文化知識水平的制約。文盲、半文盲群體由于外出就業(yè)的能力較弱，所以獲取的務工收入較少；相比之下，高中文化層次的農(nóng)民群體在思維和技能上較具優(yōu)勢，能從事較好的工種并獲得較高的收入。

〔3〕受教育程度對農(nóng)民財產(chǎn)性收入比重的影響

農(nóng)民財產(chǎn)性收入是指農(nóng)民通過行使對自己所擁有的財產(chǎn)的占有權(quán)、使用權(quán)、收益權(quán)、處置權(quán)等權(quán)能而獲得的相應收益，即農(nóng)民對所擁有的財產(chǎn)通過出租、分紅和金融資產(chǎn)增值等方式所取得的收入。在我國農(nóng)民的收入構(gòu)成中，財產(chǎn)性收入是最單薄的一個組成局部，主要體現(xiàn)為財產(chǎn)性收入在農(nóng)民收入中占比最低、增速最慢、起伏不定。我國農(nóng)民的財產(chǎn)性收入主要以利息為主，來源單一，再加上近年來受金融危機、通貨膨脹等金融沖擊，農(nóng)民的財產(chǎn)性收入在農(nóng)民收入構(gòu)成中的比重有降低的趨勢。研究結(jié)果顯示，農(nóng)民的各個文化層次對“財產(chǎn)性收入占比〞的回歸系數(shù)均為負數(shù)，這說明我國農(nóng)民的財產(chǎn)性收入近年來在一定程度上受到了抑制。從統(tǒng)計顯著性來看，文盲、半文盲和高中文化層次對“財產(chǎn)性收入占比〞的影響在統(tǒng)計上并不顯著，這可能是因為前者的財產(chǎn)性收入數(shù)量較少，而后者具有較高的理財技能；小學和初中這兩個文化層次對“財產(chǎn)性收入占比〞的影響顯著，可能是因為這兩個群體一方面能獲取一定的財產(chǎn)性收入，但另一方理財技能相對較差，財產(chǎn)性收入易受沖擊。

表5模型二中各變量回歸結(jié)果

家庭經(jīng)營收入占比工資性收入占比財產(chǎn)性收入占比解

釋

變

量文盲、半文盲小學初中高中2.36***〔4.55〕1.36***〔4.13〕1.25***〔3.46〕-1.32***〔-1.85〕-0.95***〔-2.69〕-0.35〔-1.58〕-0.25〔-0.99〕0.84**〔1.91〕-0.09〔-1.62〕-0.13***〔-2.73〕-0.12***〔-2.51〕-0.08〔-1.20〕控制變量1.89***〔5.21〕1.28***〔5.78〕0.90***〔3.15〕0.40***〔2.37〕R20.770.820.78F值5.8110.2910.51冗余固定效應F檢驗150.46***235.00***23