村主任受教育程度對農村居民收入的影響

莊天慧，胡 霜，賀家欣

（1.四川農業大學經濟學院，四川成都 611130；2.四川農業大學西南減貧與發展研究中心，四川成都 611130；3.中國科學院廣州能源研究所，廣東廣州 510640）

農民增收一直是社會各界關注并致力于解決的問題。經濟市場化發展在一定程度上改善了農村居民的收入狀況，但與城鎮居民相比，農民收入相對較低，并且存在較大的內部差異。國家統計局數據顯示，2018年城鎮居民人均收入為39251元，而農村居民為14617元，其中農村低收入戶的人均年收入為3666元，高收入戶為34043元，存在較大的城鄉差異和農村內部差異①數據來源：國家統計局，《中國統計年鑒2019年》，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/.。較城鎮居民而言，農村居民知識和技能掌握低，獲取信息渠道少以及對國家政策理解不到位，使得農村居民在發展中處于相對不利的地位[1]。農村公共物品及服務供給缺乏也是制約農民收入和福利提升的重要因素[2-3]。

在中國農村社會，逐步形成了以基層黨組織為核心、村委會為主體、社會組織參與的多元基層治理體系[4]，基層治理向著法制化、民主化和現代化方向邁進[5]。基層自治組織是農村基層治理的重要主體，村干部作為村級決策的制定者和執行者，也是具有“承上啟下”雙重作用的治理者，成為鄉村治理人才的有機組成部分，村干部的能力和素質對農村發展、農業增效與農民增收均具有重要影響[6-7]。黨的十九大作出了實施鄉村振興戰略的重大決策部署，明確指出實施鄉村振興戰略必須破解人才瓶頸制約，要把人力資本開發放在首要位置②資料來源：中華人民共和國中央人民政府，《關于實施鄉村振興戰略的意見》，http：//www.gov.cn/zhengce/2018-02/04/content_5263807.htm.。2021年中共中央、國務院印發《關于加快推進鄉村人才振興的意見》，加快培育鄉村治理人才，注重村干部的培訓和學歷教育，優化村干部隊伍，為全面推進鄉村振興、加快農業農村現代化提供有利人力支撐①資料來源：中華人民共和國中央人民政府，《關于加快推進鄉村人才振興的意見》，http：//www.gov.cn/xinwen/2021-02/23/content_5588496.htm.。并且，隨著“資源下鄉”和“行政下鄉”，村務處理越來越標準化和程序化，村干部正規化和職業化趨勢明顯[8]，高知識文化水平的村干部可能更加符合新時期基層治理的要求，適應鄉村振興建設的需要。有關村干部個人能力在影響農村經濟發展方面的研究主要集中在兩個方面：一類關注有企業創辦或管理經驗的村干部。由經商能人擔任村干部可以促進農民收入增長[9]、提升公共設施維護頻率、完善村莊公共設施建設[10]。但有學者認為，這類“富人治村”會造成村莊寡頭政治、基層民主萎縮及村莊資源配置效率低下[11-12]，導致不良社會問題并對基層治理產生消極影響。另一類則重點關注了學歷高的村干部。村干部受教育程度越高，本村農民的收入也越高[6，13-16]。但在現階段，農民收入多元化發展和農民內部異質性并存，村干部的增收渠道和效應是否會產生不同的受益群體，也是一個值得探討的問題。

村民自治制度是根植于中國地方文化背景、基層治理智慧和傳統的制度安排，是當代中國特色社會主義建設的重要制度創新，是實施鄉村振興戰略的關鍵要素，對于維護農村社會穩定、促進農村經濟發展、推動農民共享發展成果等方面發揮著重要作用[17]。村主任和村支書是基層組織中最重要的成員，雖部分地區實現了“一肩挑”，但還有很多地區兩者同時存在。在分析村干部對農村經濟發展的相關實證研究中，賈晉等[9]認為，選擇村主任作為研究對象更能突顯村民自治意識對村干部行為的影響。具體地，趙仁杰等[16]指出村主任和村支書在農村治理中分工有所不同，村主任更多地肩負著生產、發展經濟的職責，其實證結果也證實了村主任對農民收入的推動作用明顯大于村支書。因此，考慮到本文重點關注村干部對農村居民增收的影響，選擇村主任為主要研究對象②為了檢驗結果的穩健性，本文還考慮了村莊的不同管理模式。首先，單獨考慮了村支書兼任（一肩挑）的樣本，結果發現其受教育程度對農民收入仍存在正向影響。然后，將村主任和村支書雙重領導型的樣本也單獨進行回歸分析，得出的結果依然是正向顯著的，與文中的結果基本相同。因此，這兩個檢驗結果都證實了村莊管理模式沒有影響村主任的增收效應，驗證了本文實證結論的可靠性。。

通過對現有文獻梳理發現：第一，在村干部增收研究中，大多數文獻只關注農民總收入或非農總收入，對其他不同來源的收入研究涉及較少。第二，農民群體內部存在異質性，對于不同資源稟賦和區位條件的農民家庭，村主任對其影響也存在差異，而現有文獻的研究對象往往是整個農民群體。第三，現有文獻大多是利用截面數據分析受教育程度高的村干部對農民的增收效應，使用面板數據的文獻較少，相關文獻中高夢滔等[6]使用的是2003-2006年村級面板數據，但沒有深入到農戶家庭層面。基于此，本文利用中國勞動力動態調查（CLDS）2014和2016年兩期面板數據，使用固定效應模型實證分析村主任受教育程度對農村居民收入的影響，并深入探討農民家庭異質性和影響途徑。

一、理論分析

在國家權力無法深入基層的歷史時期，宗族、鄉里及行幫依靠血緣或地緣關系獨有的說服力和凝聚力在基層治理中起著重要作用[18]。隨著基層民主制度建立健全，基層治理走向規范化和法制化。村主任是農村基層自治組織的主要工作者，密切接觸農民群眾，了解農民的需求，既可以將國家政策措施傳遞給農民，又可以向上反映農民群體的呼聲，是具有雙重作用的管理者[17]。一方面，更高受教育程度的村主任對村莊公共物品和服務的重要性及必要性認識更加深刻，對公共物品的運行和維護具有更強的掌控力[19]，為村民進行農業和非農活動的基礎設施和服務提供更好的保障。另一方面，更高受教育程度的人當選村主任，他們對國家政策理解更加透徹，會積極尋找合適的優惠政策或發展契機，通過挖掘當地特色產業或加強招商引資，為村民提供新的創業機會和就業崗位。同時，受教育程度更高的村主任與上級政府交流更加密切[16]，在與上級政府溝通中積極爭取發展資金和資源，并結合自身的信息優勢，為村民經濟活動提供必要的資金資助和信息指導。因此，更高受教育程度的人當選村主任，可以完善基礎設施與服務、增加創業機會或就業崗位、提供發展資源與信息，促進農戶收入提升。

農民群體內部具有異質性，不同資源稟賦的農民家庭在發展策略上可能存在差異，對農業政策和服務的反應也會不同[20]。農業生產仍然是農村經濟發展的重要方面，農業發展方式處于轉型階段。農業生產性服務能彌補勞動力數量和質量缺失、提高農業生產技術效率[21]、促進農戶收入增加。但是不同生產規模的農戶家庭可能從農業公共服務中受益程度不同，相對小農戶而言，種植大戶因其大規模生產更有可能獲得發展機會。更高受教育程度的村主任通過完善村莊農業生產性服務，進一步提高種植大戶的生產效率，促進種植大戶的農業收入提升。因此，更高受教育程度的人當選村主任，可以通過提供村莊農業生產性服務，提高種植大戶的農業收入。

低收入家庭在發展過程中可能因自身發展能力不足、思想保守或信息閉塞，處在發展的不利地位[1]。更高受教育程度的村主任在促進村莊經濟發展過程中，為村鎮企業成立與發展提供便利，同時能為低收入家庭謀取就業機會和渠道，增加低收入家庭的務工收入。因此，本文認為，更高受教育程度的人當選村主任，可以通過增加低收入家庭的就業機會，來提升其非農收入。

對于處在山區等信息較為封閉的地區，村主任作為聯通村莊和外界的橋梁，在村莊發展中作用可能更明顯。衛龍寶等[22]也發現，地理位置偏遠的村莊對基層治理滿意度更高。受教育程度更高的村主任與上級和外界聯系密切，爭取資源與信息，通過提供資金支持、技術指導或監督約束生產合作社的運行，促使其形成更好的收益預期[23-25]，為山區農民加入生產合作社、增加財產性等各類收入提供可能。賈俊雪[4]等研究發現，有村委會參與的農業組織確實具有更好的增收效應。因此，本文認為，在山區等信息封閉的村莊，更高受教育程度的人當選村主任，對其村農民家庭收入及結構影響更大。

二、數據、模型與變量

1.數據

本文使用的數據來自中山大學社會科學調查中心開展的“中國勞動力動態調查”（CLDS）2014和2016年兩期面板數據①本文使用數據來自CLDS，文中觀點和內容由筆者自負。如需了解有關此數據的更多信息，請登錄http：//css.sysu.edu.cn.，數據包含了勞動者個體、家庭和村莊層面的人口和社會經濟特征。由于CLDS 2012年數據中，核心解釋變量村主任受教育程度的統計口徑與2014和2016年不同，故沒有使用2012年的數據。本文中農村地區是按照家庭所在社區類型劃分，如果社區類型為村委會或農村社區，則判定為農村地區，剔除了城市社區的樣本家庭。

2.模型設定

本文使用面板數據固定效應模型，消除農村居民個體層面不隨時間變化因素的影響，實證分析村主任受教育程度對農民家庭收入的影響。具體模型設定如下：

式（1）中：Y ijt表示第j個村莊第i個家庭t年的家庭人均收入。VDE jt表示第j個村莊t年的村主任受教育程度。X'ijt表示家庭層面隨時間變化的控制變量，如家庭外出務工勞動力比例、互聯網使用情況等。C'jt是村莊層面上的控制變量。θi表示個體固定效應，消除家庭層面不隨時間變化變量的影響，如家庭基本特征，也包括家庭層面無法觀測到的因素，如家庭偏好等；同時消除了村級層面如當地風俗習慣、氣候環境等不隨時間變化因素的影響。μt表示時間固定效應。εijt表示隨機擾動項。同一個村莊內部，不同家庭隨機擾動項之間可能存在相關性，本文將回歸標準誤聚類到村級層面[26]。

3.變量選取

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量為農民家庭人均收入。現有文獻將農民收入結構劃分為農業收入、非農收入和轉移性收入三部分[27-28]，也有學者指出，按照收入來源可以將農民收入劃分為農業收入、非農收入、財產性收入和轉移性收入四個部分[27]。本文根據研究需要參考后一種劃分方式，將農民家庭人均收入劃分為人均農業收入、人均非農收入、人均財產性收入和人均轉移性收入。鑒于價值指標非正態分布特性，本文在回歸分析中均使用收入對數形式。

（2）核心解釋變量。村主任受教育程度是本文的核心解釋變量。根據國家對于基層干部新的需要與趨勢，并結合現有文獻中對于村主任個人能力的衡量方式[6，13-15]，選擇了受教育程度這一指標。

（3）控制變量。本文選取的控制變量包括戶主、家庭和社區層面，選取與核心解釋變量（村主任受教育程度）相關并且可能會影響到農民收入的變量，主要參考賈晉等[9]與He等[1]研究中變量設置和數據的可得性，選取了戶主健康水平、家庭外出務工勞動力比例、互聯網使用情況[29-30]、村集體財政收入對數和村農業勞動力比例。對于農戶個體層面的變量，因面板數據的固定效應模型能消除不隨時間變化因素影響，如農戶的性別、民族、受教育程度等，本文只控制了戶主健康水平。控制家庭外出務工勞動力比例，是因為家庭外出務工是農村居民收入的一個重要來源，也可以減少因遺漏變量導致的估計偏誤問題。主要變量的描述性統計分析如表1所示。

表1 主要變量描述性統計

三、實證結果與分析

1.基準回歸結果

表2展示了村主任受教育程度對農民家庭收入及結構的影響，其中第（1）列展示了對農民家庭人均總收入的回歸結果，第（2）～（5）列分別展示對各分項收入的回歸結果。從整體來看，更高受教育程度的人當選村主任，能顯著促進農民家庭人均總收入增加，結果在5%水平上顯著。從各分項收入來看，村主任受教育程度對農民家庭人均非農收入存在顯著正向影響，對人均農業收入、人均財產性收入和人均轉移性收入影響均不顯著。可能的原因是，在基準回歸中，將農民群體作為整體分析，忽略了農民群體內部的異質性。其中，家庭資源稟賦和區域位置差異是影響農戶收入的重要因素[31]，對于不同資源稟賦和地理位置的農民家庭，村主任的增收效應可能存在差異。本文將在下一部分進行農民家庭異質性分析。

表2 村主任受教育程度對農民家庭收入的影響

從控制變量來看，當家庭外出務工勞動力比例增加，會抑制家庭人均農業收入，促進家庭人均非農收入提升，對家庭人均轉移性收入也存在積極作用，但對家庭人均總收入不具有統計上的顯著性。本文中轉移性收入既包括低保收入、救濟收入，也包括親戚朋友間的轉移支付，外出務工后，親戚朋友間的贈送與回饋可能也隨之增加。如果家庭使用互聯網，會顯著增加家庭人均農業收入和人均非農收入，對家庭人均總收入也具有顯著的促進作用。戶主健康水平、村集體財政收入和村農業勞動力比例，整體上對于農民家庭收入不存在統計上的顯著性。

2.農民家庭異質性研究

在基準回歸中，村主任受教育程度對農民家庭各類收入影響較小或不顯著，可能的原因是農民群體內部異質性導致的。因此，本文從農民異質性角度出發，分析村主任受教育程度對不同類型農民家庭收入的影響。

（1）不同種植規模的農民家庭。在農村社會中，農業發展仍然是一項重要的生產活動，耕地等生產性資本是影響農業收入的重要因素[31]。根據賀雪峰[32]、盧洋嘯等[33]、周曉時等[34]對于小農戶30畝的劃分標準①另外，本文還根據葉敬忠等［35］、秦詩樂等［36］使用的50畝為小農戶標準，張露等［37］使用的35畝的劃分標準進行檢驗，結果均支持正文中的結論，即村主任受教育程度能顯著提高種植大戶的人均農業收入。限于篇幅，檢驗結果未列出，如感興趣，可向作者索要。，將耕地面積30畝以上的劃分為種植大戶，30畝以下為小農戶，分析在種植規模差異下村主任受教育程度對農民家庭人均農業收入的影響。回歸結果如表3第（1）～（2）列所示。對于種植大戶來說，更高受教育程度的人當選村主任能顯著提升其家庭人均農業收入，且結果在1%水平上顯著。對小農戶的人均農業收入不具有統計上的顯著性。結果表明，與小農戶相比，村主任受教育程度更能影響種植大戶的農業收入。

表3 村主任受教育程度對不同種植規模農民家庭農業收入的異質性影響

（2）不同收入階層的農民家庭。收入水平在一定程度上衡量其發展能力，村主任可能更傾向于關注發展能力弱的低收入農民家庭。本文根據家庭人均收入中位數（5000元）劃分低收入農民家庭和高收入農民家庭。對于低收入農民家庭來說，更高受教育程度的人當選村主任能顯著增加其家庭人均非農收入，且結果在1%水平上顯著。對于高收入農民家庭來說，村主任的增收效應不明顯。回歸結果如表4第（1）和（4）列所示。另外，本文同時分析了其他類型收入的影響，結果分別如表4第（2）和（5）列、第（3）和（6）列所示。對于低收入家庭和高收入家庭，村主任受教育程度對其人均財產性收入和人均救濟低保收入①本文在基準回歸中分析的是人均轉移性收入，但從具體來源看，其中離退休金收入、親人轉移性收入受村主任的影響較小，救濟低保收入受到村主任的影響會更大，故本文將人均轉移性收入聚焦到家庭人均救濟低保收入。均沒有顯著影響。上述結果表明，與高收入農民家庭相比，村主任受教育程度對低收入農民家庭的人均非農收入影響更大。

表4 村主任受教育程度對不同收入農民家庭人均非農收入的異質性影響

（3）不同地理位置的農民家庭。地理位置差異會導致村主任溝通外界的作用得到不同程度的發揮。本文根據地理位置將農民家庭劃分為位于平原丘陵和山區的農民家庭。對于山區農民家庭來說，村主任受教育程度對其人均財產性收入具有顯著的正向影響，結果在1%水平上顯著；對平原丘陵農民家庭的人均財產性收入不具有統計上的顯著性，結果如表5第（1）和（4）列所示。同上，本文也分析了村主任受教育程度對不同地理位置農民家庭其他收入來源的異質性影響，結果如表5第（2）和（5）列、第（3）和（6）列所示。對于位于平原或丘陵的農民家庭來說，村主任受教育程度對其人均非農收入和人均救濟低保收入影響均不顯著。而對于山區的農民家庭，村主任受教育程度能顯著增加其人均非農收入，但同時也顯著減少了其救濟低保收入。上述結果表明，對位于山區等信息封閉的農民家庭而言，村主任受教育程度對其收入及結構影響更大，能顯著提升山區家庭的人均財產性收入和人均非農收入，減少其人均救濟低保收入，使山區農民家庭可以通過自身發展提升收入水平和生活質量，減少對政府及社會各界的依賴，增加其內在動力和可持續發展能力。

表5 村主任受教育程度對不同地理位置農民家庭收入及結構的異質性影響

綜上所述，在忽略農民群體內部異質性情況下，村主任受教育程度對農民家庭各分項收入影響較小。對不同類型農民家庭進行異質性分析時，村主任受教育程度對農民家庭收入及結構的影響更顯著。當更高受教育程度的人當選村主任，會顯著提高種植大戶的人均農業收入，提高低收入農民家庭的人均非農收入，提升山區農民家庭的人均非農收入和人均財產性收入，降低其人均救濟低保收入。

3.機制檢驗

（1）農業生產性服務供給促進農業收入增長。本文通過村莊是否提供機耕服務和種植規劃服務來衡量村莊農業生產性服務供給情況，分析村主任受教育程度對村莊農業生產性服務供給的影響，進而對農業收入的影響。表6中第（1）～（2）列是基于村級面板數據的分析結果。當更高教育程度的人當選村主任，會顯著提高機耕服務和種植規劃服務的供給概率，結果分別在1%和5%水平上顯著。更高受教育程度的人當選村主任能通過增加村莊農業生產性服務，促進種植大戶的農業收入增長。

（2）鄉鎮企業吸納就業促進非農收入增長。鄉鎮企業的成立和發展，能為當地能力較弱、不具備外出務工能力或意愿的農民提供新的就業機會。本文通過分析村主任受教育程度對村內企業數量的影響，進而對農民家庭非農收入的作用。回歸結果表6第（3）列顯示，當更高受教育程度的人當選村主任，能顯著增加行政規劃內的企業數量。村主任通過促進村莊內企業的成立和發展，提供本地就業機會，吸納勞動力就業，增加低收入農民家庭的非農收入。

（3）農村專業合作社促進財產性收入增長。農村專業合作社的發展是提高農戶財產性收入的現實路徑[38]。當更高受教育程度的人當選村主任，能顯著提高山區村莊專業合作社覆蓋戶數比例，且結果在1%水平上顯著，對平原丘陵地區的專業合作社發展沒有顯著影響。回歸結果如表6中第（4）～（5）列所示，更高受教育程度的人當選村主任，通過促進山區農民專業合作社發展，提高合作社收益，在一定程度能提升山區農民的人均財產性收入。

表6 機制分析

4.穩健性檢驗

在基準回歸中使用的是非平衡面板數據，為驗證結果的穩健性，本文使用平衡面板數據進行檢驗，結果如表7第（1）列所示，當更高受教育程度的人當選村主任，農民家庭人均總收入顯著提高，并且估計系數和顯著度與非平衡面板一致，為0.085，在5%水平上顯著，表明基準回歸結果是穩健的。

基準回歸分析只考慮了村莊內部家庭收入在其他不可觀測方面的相關性，將標準誤聚類到村級層面，但是同一個縣內部也可能存在農民家庭收入相互影響的因素。為此，本文將標準誤從村級層面聚類到縣級。結果如表7第（2）列所示，村主任受教育程度對農民家庭人均總收入具有正向影響，系數估計值和顯著度與基準回歸結果相差很小，進一步驗證了結果的穩健性。

在模型的分析中，本文控制了個體固定效應，消除了個體層面上不隨時間變化因素的影響。然而有些地區出臺一些農業農村的相關政策和措施，這些因素可能影響農民收入，同時也可能會影響基層組織的選舉結果。這些層面的遺漏變量可能會造成內生性問題，使得估計結果出現偏誤。本文在回歸中加入了省份-時間固定效應，以消除地區層面上隨時間變化因素的影響。從表7第（3）列結果中可以看出，系數估計值與基準模型中結果和其他穩健性檢驗結果基本一致。除遺漏變量造成的潛在內生性問題外，研究中也可能出現雙向因果導致估計偏誤。本文通過對CLDS 2016數據進行處理，保留村主任受教育程度提高的村樣本，分析村人均收入增長額與最后一輪村主任候選人得票率的關系，即分析農民收入增長對更高受教育程度的人當選村主任的影響。結果如表7第（4）列所示，當村人均收入增長時，對受教育程度更高的村主任得票率不具有顯著性，說明人均收入的提高對村主任選舉沒有顯著的影響，雙向因果關系存在的可能性較小，進一步證實基準回歸結果是穩健的。

表7 穩健性檢驗

四、結論與啟示

本文基于中國勞動力動態調查（CLDS）2014和2016年兩期面板數據，通過固定效應模型實證分析村主任受教育程度對農民家庭收入的影響及可能的實現途徑。研究發現，更高受教育程度的人當選村主任，能夠顯著促進農民家庭人均總收入增長，并且在農民收入多元化發展和農民群體內部異質性并存情況下，村主任增收渠道和效應產生了不同的受益群體。一方面，通過提供機耕服務和種植規劃服務，提高種植大戶的人均農業收入；另一方面，通過促進鄉鎮企業成立和發展，提供就業機會，提升低收入家庭的人均非農收入；再一方面，通過促進山區專業合作社發展，提高山區農民家庭的人均財產性收入，但同時也增加其人均非農收入，減少其人均救濟低保收入，這在一定程度上降低了政府轉移支付的財政負擔。

村主任知識化既關系到基層人才隊伍質量，也影響著農民收入水平與農村相對貧困狀況。根據本文的研究結論提出幾點建議：一是依法進行村主任選舉，吸引高素質人才參與村莊管理，注重教育程度的考量，更好地促進農村居民家庭收入水平提升；二是村主任應積極推行國家在農村中的政策，配合與支持基層政府工作，在村莊范圍內實行自我管理與服務，聽取村民意見、解決村民矛盾與糾紛，促進社會主義精神文明建設，并在各類事務中起到示范作用；三是村主任應積極引入先進的農業技術與優質的農業生產性服務，解決好村民在生產中的困難，積極承擔本村生產服務和協調工作；四是村主任應支持和組織各種形式的經濟，管理好集體財產，營造良好的經營氛圍，提供多方位支持，促進村莊生產建設和經濟發展；五是村主任應兼顧村莊發展效率與公平，保障村民共同享有村莊經濟發展成果，實現共同富裕的目標。