農民收入結構與受教育程度的相關性實證分析
——基于1985-2012的數據

姜明倫，俞榮貞，李紅

（1.中國人民大學農業與農村發展學院，北京100872；2.北京市農林科學院農業綜合發展研究所，北京100097；3.銅陵學院經濟貿易系，安徽 銅陵 244000）

農民收入結構與受教育程度的相關性實證分析
——基于1985-2012的數據

姜明倫1，俞榮貞3，李紅2

（1.中國人民大學農業與農村發展學院，北京100872；2.北京市農林科學院農業綜合發展研究所，北京100097；3.銅陵學院經濟貿易系，安徽 銅陵 244000）

本文基于1985-2012年農民收入與農民受教育程度的時間序列數據，運用Granger因果檢驗和協整理論分析了高中以上受教育程度對農民工資性收入和家庭經營性收入的影響效果，研究表明，高中及以上教育對農民經營性收入影響不大，對農民的工資性收入有顯著影響，且存在長期的均衡關系。對高中及以上教育投資的提高雖然使農民獲得了更高的工資性收入，但是工資性收入的提高并未促進農民進行人力資本投資，其原因可能是農民的人力資本投入沒有得到相應的回報，這也可能是農村孩子輟學、甚至高考棄考的重要原因。為此，轉變農村經濟發展方式，激勵農民進行人力資本投入是有效提高農民收入的重要途徑。

農民受教育程度；經營性收入；工資性收入；Granger因果檢驗

一、引言

隨著科學技術的日益進步，農業的發展、農民收入的增長越來越依賴農民文化科技素質的提高。在教育政策特別是普及九年義務教育政策的帶動下，農村教育得到了很大程度的發展和提高，對我國農民科技文化素質和農村經濟水平的提高發揮了巨大的作用。但農村教育仍面臨很多問題：與城市勞動人口相比，農村勞動人口受教育程度普遍較低，特別是高層次的勞動力差距巨大；此外，農村學生輟學現象嚴重，甚至出現高考“棄考”現象。這些問題的產生除了社會環境等因素之外，經濟原因無疑是極為重要的因素。

二、文獻回顧

自20世紀90年代末以來，針對我國農民教育收益的研究文獻不斷增多。近年來，學者對于受教育程度與農民收入的相關性研究越來越多地采用實證分析方法，比較精確地分析二者之間的關系。從實證分析方法的選用上看主要有三種：（1）明瑟（Mincer）收入方程模型。鄧仕燕[1]運用擴展的明瑟收入函數，把健康和教育引入模型，通過省際的面板數據分析，得出農民教育水平的提高能夠促進收入的增長，教育和健康是影響農民收入的重要因素。崔祥民[2]運用明瑟模型分析人力資本對農民工收入的影響，發現受教育年限對農民收入有顯著影響。（2）生產函數模型。黃邦根[3]分析認為相對于物質資本，人力資本投入有著更大的彈性。張士斌[4]等運用省際橫截面數據，分析認為資本性要素 （包括人力資本和物質資本要素）是影響農民人均純收入增長的最重要因素。（3）協整理論模型。辛嶺等[5]基于協整理論模型，分析了農民受教育水平對農民收入的影響，認為中國農民受教育水平是農民收入變動的格蘭杰原因，農民收入和農民受教育水平之間存在著長期的穩定的均衡關系。

從研究結論來看，多數學者認為農民受教育水平對農民增收有顯著的影響，但影響的程度有所不同：李建中[6]研究認為農村勞動力平均受教育年限每增加1%農村勞均農業收入就增加8.38%；徐文婷[7]研究得出，農民工受教育水平每增加一年，月工資性收入會相應提高3.67%，黃邦根[3]研究認為居民家庭人均純收入對人力資本投入的彈性約為2.818；羅良針[8]利用江西省的調查數據分析得出，農村勞動力受教育年限每增加一年，農民非農收入就增加674.77元；崔祥民[2]根據2009年農民工的調查數據，研究認為農民工每多接受一年教育，平均月收入增加49.814元；辛嶺[5]研究認為農民受教育水平和農民收入之間具有長期的穩定的均衡關系，但是農民收入對農民受教育水平的長期彈性偏低，僅為0.05。

在上述學者的分析中，農民受教育程度變量通常選用的是農民的受教育年限。而受教育年限雖然從整體上衡量了農民受教育水平，但不能辨識不同受教育層次對農民收入的影響，也不能解釋當前出現的農村學生輟學及大學中農村學生比例下降的現象。以往研究中，收入變量一般選用的是農民人均收入或農民人均純收入。這種總量數據雖然能夠反映農民家庭的收入與教育的關系，但是不能區分農民收入的結構性變化及其內在原因。在農村居民家庭收入構成中，工資性收入和家庭經營性收入約占90%。其中，工資性收入的比重穩步增長，而家庭經營性收入逐步回落。2013年，農村居民的收入結構發生重大變化，工資性收入首次超過家庭經營性收入，工資性收入占農民人均純收入的45.2%，比上一年提高 1.7個百分點，對全年農村居民增收的貢獻率達58.9%；家庭經營性收入占農民人均純收入的42.6%，比上一年下降2個百分點，對全年農村居民增收的貢獻率達26.5%①。本文將運用Granger因果檢驗和協整理論，分析高中以上受教育程度對農村居民的工資性收入和家庭經營性收入的影響，進而對當前農村教育面臨的輟學、棄考等問題做出分析和解釋。

三、相關的實證分析

（一）模型中變量的說明和解釋

1、農民收入變量

在農村家庭中，收入構成包括：經營性收入、工資性收入、財產性收入和轉移性等其它收入，其中工資性收入和家庭經營性收入是主要組成部分，約占90%，且具有內生性質。因此，本文將農民的經營性收入和工資性收入作為農民的收入變量。農民的工資性收入用WI表示，經營性收入用BI表示。

2、受教育程度

由于我國實行了九年義務教育法，因此初中及以下的教育存在一定的外生性，不能真實反映收入和教育的因果關系。因此本文選用高中及以上農村勞動力占勞動力的比重（Hig）作為受教育程度指標。

3、數據來源

本研究所使用的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒2013》、《中國農村住戶調查年鑒2013》及www.stats.gov.cn。農村居民收入數據通過農村物價指數進行了調整。為消除由于數據中可能存在的異方差等問題，本研究對樣本數據取自然對數。

表1 1985-2013年農村居民收入及高中文化及以上

（二）變量的平穩性檢驗

本文的樣本數據是時間序列數據，對于時間序列數據的回歸分析是在假定數據是平穩的基礎上進行的，如果數據不是平穩的，回歸結果的統計分析是不可靠的，分析可能出現的偽回歸。因此在時間序列分析之前，首先要進行數據的平穩性檢驗。單位根檢驗是時間序列平穩性的統計檢驗普遍應用的一種方法。

單位根的檢驗方法，目前常用的有DF檢驗和ADF檢驗。DF檢驗是假設了時間序列是由AR（1）生成的序列且其隨機干擾項是一白噪聲。如果隨機干擾項不是白噪聲，則DF檢驗無效。為了保證隨機干擾項是一白噪聲，對DF檢驗進行改進形成ADF檢驗，提出建立三個模型：包含截距項和時間趨勢項的模型、包含截距項不包含時間趨勢項的模型、既不包含截距項也不包含時間趨勢項的模型。在這三個模型中只要有一個否定了單位根假設，時間序列就是平穩的。

本文采用的是ADF檢驗，由于文中的時間序列明顯包含了時間趨勢和截距，因此只需檢驗一個包含趨勢和截距的模型即可。

檢驗結果如下表：

表2 變量的平穩性檢驗（ADF檢驗）

從檢驗的結果來看，對于LnBI、LnWI及LnHig的水平值的ADF值大于顯著水平為10%的臨界值，故不能通過平穩性檢驗。而通過一階差分△LnBI、△LnWI和△LnHig，其ADF值均小于10%的臨界值，其中更能通過5%的顯著水平檢驗。因此這些變量一階差分后不能拒絕其平穩性。

（三）Granger因果分析

回歸分析是分析變量之間的依賴關系，變量之間的依賴關系是回歸分析的基礎。因此，首先要分析變量之間是否存在依賴關系。通過格蘭杰因果關系檢驗可以檢驗一個變量的過去行為是否影響另一個變量的當前行為，還是雙方的過去行為相互影響著對方的當前行為，即一個變量是否為另一個變量的格蘭杰原因，還是雙方互為格蘭杰因果。

1、LnBI與LnHig的Granger因果檢驗

首先估計兩個回歸：

可能存在四種結果：（1）LnHig對LnBI有單向影響，則αi整體不為0，λi整體為0；（2）LnBI對LnHig有單向影響，則λi整體不為0；αi整體為0；（3）LnBI與LnHig存在雙向影響，則αi和λi都不為0；（4）LnBI與LnHig互不相關，則αi和 λi都為0。

格蘭杰檢驗是通過F檢驗進行判定的，F統計量的p值即為原假設成立的概率。經過檢驗，結果如表3：

表3 LnBI與LnHig的Granger因果檢驗

表3給出2—4階滯后的LnBI與LnHig的Granger因果檢驗結果。

可以看出原假設成立的概率較為穩定，不能通過10%的顯著水平檢驗。說明二者之間的依賴關系是不能成立的，農民的經營性收入和其高中以上的受教育程度相關性較弱。

從農民的經營性收入和高中以上受教育程度的格蘭杰因果檢驗來看，農民經營性收入對于更高層次教育的依賴程度不高。這說明：一方面，我國的農業生產經營還沒有完全擺脫傳統模式，高素質的生產者在這種模式下不能實現更高的效率。另一方面，農民經營收入的內生增長依賴生產效率和管理水平的提高和進步。但現階段，農民受教育年限低，從而導致農村勞動力科技素質不高，缺乏接納吸收現代農業生產技術及經營管理能力，進而使得低效率的傳統生產經營模式得以延續。有學者將這一問題歸結為 “農業生產在科技倫理方面的缺失”[9]。農村改革以來，農民收入較農村改革前有了大幅度增長，但農民收入增長的政策依賴性較強，農民收入特別是經營性收入的內生性增長不足。在推進農村改革的上世紀七十年代末到八十年代中期間，是農民收入增長速度最高時期。但在新世紀最初的幾年，農民收入出現停滯不前甚至下滑的現象。隨后在中央政策的推動下，農民收入才得以克服下滑的趨勢實現增長。

2、LnWI與LnHig的Granger因果檢驗

與以上方法類似，經過檢驗 LnWI與 LnHig的Granger因果關系如下：

表4 ： LnWI與LnHig的Granger因果檢驗

表4給出2—4階滯后的LnWI與LnHig的Granger因果檢驗結果。通過檢驗發現滯后3階或4階模型不具有一階序列相關性，且也具有較小的CIA值。可以看出拒絕“LnHig不是LnWI的Granger原因”的概率較大，而拒絕“LnWI不是LnHig的Granger原因”的概率較小。因此LnWI與LnHig具有單向的格蘭杰因果關系，即，LnHig是LnWI的格蘭杰原因。說明高中及以上的文化教育水平是農民工資性收入的一個重要影響因素。

隨著改革開放的逐步深入和國民經濟的快速發展，一方面越來越多的農村勞動力進入二、三產業，據統計，截至2014年5月，我國農民工總量達2.69億人；另一方面，農民工的工資持續快速增長，2013年我國外出農民工人均月收入為 2609元，比上年增長13.9%[10]，農村居民家庭收入的增長越來越依賴工資性收入的增長。由于農民工數量的不斷增加和農民工工資的持續提高，2013年農村居民的工資性收入首次超過家庭經營性收入，工資性收入占農民人均純收入的45.2%，對農民增收的貢獻率達59%。更高層次的文化水平對農民在從事二、三產業中的作用日漸顯著，而且是影響工資性收入的重要因素。

但在另一方面，“LnWI與LnHig具有單向的格蘭杰因果關系”說明工資水平的提高并不能促進農民提升其文化教育水平。其原因是多方面的，許多學者對此作出了有益的研究。有學者認為，雖然受教育的程度與勞動者收入的高低呈正相關關系，但“勞動者人力資本回報不足，勞動報酬在國民收入中的比重下降”[10]使得勞動者不愿意增加人力資本的投入。還有學者認為農民人力資本投入缺乏的一個重要原因在于其人力資本結構與現代分工體系嚴重脫節，難以融入社會的高端分工領域，從社會分工體系中獲得人力資本投資的回報[11]。這也是農村教育中出現綴學，甚至高考棄考的重要原因之一。

（四）協整分析

通過分析，變量LnBI、LnWI及LnHig一階差分后是平穩的，說明它們是同階單整的，可以進行協整分析。如果經濟變量之間具有協整關系，說明這些變量間存在長期均衡關系。

由于變量LnBI和LnHig在Granger因果檢驗的結果顯示出農民經營性收入對于更高層次教育的依賴程度不高，因此本文只做LnWI及LnHig的協整分析。檢驗兩個變量是不是協整關系的檢驗方法，常用的是由Engle和Granger1987年提出的EG兩步法檢驗。

第一步：建立模型

第二步：對上面回歸模型的殘差進行平穩性檢驗，單位根的ADF檢驗結果如下表：

表5 ： 殘差e的平穩性檢驗

從第一步回歸的結果來看，擬合程度較高，但模型可能存在序列相關問題。高中及以上受教育水平對農民工資性收入的彈性達到2.388，說明較高層次的教育對農民工資性收入影響作用較強。第二步的結果表明回歸的殘差序列是平穩的，LnWI和LnHig存在協整關系，二者之間存在長期均衡關系。這一結果比部分學者估計的彈性要高。可能的原因是本文以農民的工資性收入和高中以上的文化程度為變量，分析的是較高層次的教育對農民工資性收入的影響，而崔祥民[2]、辛嶺[5]等以農民收入及農民受教育年限為變量，由于高中以上文化程度對農民的經營性收入影響不夠顯著，因此可能一定程度“弱化”了教育對收入的影響。

四、結論和建議

研究結果表明，高中及以上教育對農民經營性收入影響不大，這說明在第一產業中，傳統生產經營方式還沒有得到根本性改變，現代農業科技在我國農村還沒有得到廣泛的應用。較高層次的教育對農民工資性收入有顯著影響，且存在長期的均衡關系，這說明非農產業對農民工的文化素質的要求在逐步提高。但文化素質的提高使農民獲得更高的工資性收入反過來并不能促進農民提升其文化教育水平，其原因可能是農民的人力資本投入沒有得到相應的回報，這也可能是農村孩子輟學、甚至高考棄考的重要原因。

基于上述研究結論，本文提出以下對策建議：

（一）實現更高層次的義務教育，提高農村勞動力受教育的層次與水平。目前，我國農業農村經濟發展對農民的科技文化素質要求還不高，對高層次勞動力需求動力不足。但從經濟社會發展的趨勢來看，無論是農村勞動轉移至二、三產業還是在農村從事農業，都面臨著產業結構調整和生產技術升級，這客觀上要求農民具有較高的科技文化素質。此外，農村基礎教育與城市的基礎教育的差距不但沒有縮小還在不斷拉大，“九年義務教育”的成果有待鞏固。因此，要加大農村教育投入，進一步加強農村的基礎教育建設；通過多途徑讓農民享有高層次教育，提高其受教育水平，除普通教育以外，還要努力推進職業教育、職業培訓等教育形式，實現農村科技文化水平的整體提高。

（二）調整農業產業結構，誘導農民進行人力資本投資。受收入水平影響，我國農民人力資本投資不足的狀況十分嚴重。而低人力資本存量又會制約農民收入增長，這樣就形成了貧困的惡性循環。提高農村對于高層次人才的需求，需要進行農業產業升級。傳統的生產經營方式對科學技術的需求缺乏動力，人力資本投資回報不足。通過農業產業結構的調整，可以充分運用現代農業科技進步的成果，提高農業生產效率、增加農民收入。另一方面，也可以激勵農民增加教育、健康、培訓等人力資本投入，提高其自身的科技文化水平，實現農民素質提高和收入增加的良性循環。

（三）轉變經濟發展方式，提高人力資本在國民收入中的分配比重。雖然經過多年的努力，我國經濟取得了極大的成就，但就經濟增長方式而言仍然未擺脫粗放型經濟增長路徑，自主創新能力不足，在經濟增長中人力資本的發揮存在一定的限制。提高人力資本在國民收入中的分配有利于激發勞動者的創造能力，激勵廣大勞動者提高素質，從而促使經濟發展方式轉變。因此，通過制度創新建立一套以人力資本為核心的分配體制，推動我國經濟由以高消耗高投入為主要特征的粗放型轉變為技術型創新型的集約型經濟。

[1]鄧仕燕.健康、教育與我國農民收入的關系探討[J].商業時代，2009，（36）：3-5.

[2]崔祥民.農民工人力資本對收入影響的實證研究[J].企業經濟，2010，（7）：21-25.

[3]黃邦根.我國農民收入增長緩慢的原因與對策分析[J].農村經濟，2010，（10）：14-16.

[4]張士斌.多種要素對農民收入增長影響的研究[J].經濟問題探索，2011，（6）31-36.

[5]辛嶺、王艷華.農民受教育水平與農民收入關系的實證研究[J].中國農村經濟，2007專刊:13-36.

[6]李建中.農村人力資本對農民收入的影響[J].中國統計，2007，（7）：5-7.

[7]徐文婷等.人力資本對農民工工資性收入決定的影響：代際差異的視角[J].農業經濟，2011,（8）：28-31.

[8]羅良針.教育人力資本投資對農民增收效應的實證分析——以江西省為例[J].企業經濟，2005，（1）：52-54.

[9]謝麗華.農業生產倫理研究綜述與分析建議[J].經濟學動態，2011，（1）：32-36.

[10]焦斌龍.人力資本：調整我國初次分配關系的政策著力點[J].經濟學動態，2011，（2）：33-35.

[11]焦志明等.分工、人力資本與我國農民收入增長[J].當代經濟研究，2010，（1）：9-11.

注 釋：① 周天.中國農民工資收入首超家庭經營純收入，財新網，2014年 04月 11日。http://china.caixin.com/2014-04-11/100664314.html

編輯：崔月華

F326

：A

：2095-7327（2015）-06-0001-05

姜明倫（1977-），男，山東德州人，北京市農林科學院農業綜合發展研究所，中國人民大學博士后，副教授，碩士生導師，研究方向為人力資源開發。俞榮貞（1971-），男，安徽銅陵人，安徽銅陵學院經濟貿易系講師，研究方向為數量經濟。李紅（1973-），女，山東煙臺人，北京市農林科學院農業綜合發展研究所，博士，研究員，主要研究農業資源、農村發展。

：教育部人文社科青年項目（10YJC630097）；北京市博士后工作經費資助項目；中國博士后基金項目（2014M550654）；北京市農林科學院博士后基金；浙江省人力資源和社會保障科學研究課題 （L2014A040）；浙江省民政廳項目（ZWZC201473）；寧波市軟科學課題（2012A10074）。