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摘 要 基于1992-2014年动态面板数据，利用系统广义矩估计方法克服内生性问题，实证发现中部地区农村教育提高了农民纯收入，主要是提高了农民非农收入，其不利于农民农业收入提高，也未显著提高农民其他收入；分地区看，省会、地级市和县级市三类地区农村教育均提高了农民纯收入，其中省会地区农村教育作用最大，县级市地区农村教育作用最小；三类地区农村教育均不利于农民农业收入提高，但均提高了农民非农收入，其中省会地区农村教育对农民农业收入的负面作用和对农民非农收入的正面作用均最大；省会地区农村教育提高了农民其他收入，但作用较小，地级市和县级市地区农村教育的正面作用均不显著。
关键词 中部地区；农村教育；农民收入；农民收入结构
中图分类号 G721 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2017）04-0048-04
改革开放以来，中部地区农村教育发展水平显著提高。一是农村15岁及以上文盲半文盲人口占15岁及以上人口数比重不断降低，1982年该比率为38.25%，2014年则下降为4.66%。二是农村劳动力平均受教育程度不断增加，1982年劳动力平均受教育年限为3.42年，2014年则上升为7.18年。但與东部地区相比，中部地区农村教育发展明显滞后。与此同时，中部地区农民收入较改革开放初期增幅明显，农民人均纯收入年均增长12.06%，2014年农民人均纯收入达9953元。且农民收入来源日趋多元化，非农收入比重不断提高，2014年上升为47.21%。但中部地区农民绝对收入水平不高，低于全国平均水平，中部地区城乡居民收入差距也在逐年拉大，2014年城镇居民人均可支配收入为24719元，是农民人均纯收入的2.48倍；同时，农民收入结构仍然不合理。目前，国内外学者关于农村教育对农民收入的影响研究取得了丰硕成果[1][2][3][4][5][6][7]，但关于农村教育对农民收入结构的影响研究颇少，且没有得出一致的结论。那么，为了提高农民收入，优化农民收入结构，中部地区应如何发展农村教育，显然是一个极具现实意义的问题，本文将基于1992-2014年动态面板数据，实证研究中部地区农村教育对农民收入及其结构的影响，为中部地区及其各省会、地级市和县级市地区制定科学合理的农村教育发展政策提供建议。
一、模型设定、变量测度与数据来源
依据国内外学者关于农民收入影响因素的研究，基于动态面板数据，在明瑟收入函数模型基础上构建分别以农民纯收入、农业收入、非农收入和其他收入为被解释变量，以农村教育为解释变量的计量模型，具体如下：
1nIncjit=c β01nIncjit-1 β11nEduit β21nUrbit β31nGovit β41nFinit β51nLanit εit
其中，i、t分别为第i个城市地区和第t年，Inc为农民收入，j=1、2、3、4，Inc1、Inc2、Inc3、Inc4分别表示农民纯收入、农业收入、非农收入和其他收入，Edu为农村教育，Urb、Gov、Fin、Lan分别为城镇化水平、财政支农力度、金融发展和人均耕地面积。由于收入具有一定的惯性，农民收入提高或下降很可能存在滞后效应，加入被解释变量的滞后项，这也涵盖了未考虑到的其他影响因素。此外，考虑到变量的异方差性，变量均以对数形式纳入模型中。
首先，对于被解释变量测度，用现有统计年鉴中的农民纯收入、家庭经营性收入、工资性收入、财产性收入与转移性收入来分别测度被解释变量农民纯收入、农业收入、非农收入、其他收入。其次，对于解释变量测度，用农村平均受教育程度来衡量，平均受教育程度=文盲半文盲人口比重×2年 小学（普小、成人小学）文化程度人口比重×6年 初中（普通初中、职业初中、初中技工学校、成人初中）文化程度人口比重×9年 高中（包括普高、普通中专、高中技工学校、成人高中和中专）文化程度人口比重×12年 大专及以上文化程度人口比重×16年。最后，对于控制变量，用城镇人口数占总人口数比重、财政支农支出占财政总支出比重、（金融相关率 金融系统效率）/2①、耕地面积除以农村人口数分别来衡量城镇化水平、财政支农力度、金融发展和人均耕地面积。各变量原始数据来源于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国农村住户调查年鉴》《新中国六十年统计资料汇编》《中国县市社会经济统计年鉴》和中部各省市《统计年鉴》。
二、实证分析
（一）整个地区实证结果
为了避免产生缪误回归结果，在利用上述计量模型进行估计前，使用面板数据的LLC检验等6种单位根检验方法、Pedroni检验和Kao检验2种协整检验方法分别对变量平稳性和协整关系进行检验。从表1和表2可知，各变量有单位根，变量为一阶单整I（1），变量间存在协整关系。但估计前还可能因为被解释变量反作用于解释变量和控制变量，产生内生性问题，如农民收入提高为农村教育发展提供了物质基础，有助于农村教育发展等；还可能因为解释变量和控制变量影响被解释变量前，被解释变量已经发生了变化，而导致的内生性问题，如农民教育程度高的地区有可能农民收入原本就较高；城镇化水平高的地区也有可能农民收入原本就较高等。因此，为了克服上述内生性问题导致估计结果不可靠，利用系统广义矩估计方法进行实证研究。
利用Stata软件中用于求解系统广义矩估计值的Xtabond2程序估计，并进行了Sargan检验和Arellano-Bond统计检验，分别考察了所选取工具变量的有效性和残差序列的自相关性，具体估计结果见表3，其中Wald统计量、Sargan 检验和Arellano-Bond检验均无异常。
首先，从表3可知，中部地区农村平均受教育程度提高1%，农民纯收入提高0.184%，在5%水平上通过了显著性检验。说明中部地区农村教育提高了农民纯收入，主要原因是中部地区农村教育通过农民素质与技能效应、农民职业转换效应、农业生产率效应、农村劳动力流动与转移效应等提高了农民纯收入。 其次，从表3可知，中部地区农村平均受教育程度提高1%，农民农业收入下降0.049%，非农收入提高0.247%，均在1%水平上通过了显著性检验，说明中部地区农村教育不利于农民农业收入提高，但促进了农民非农收入提高。原因可能在于虽然农村教育提升了农民素质，提高了农业生产率，但降低了农民对农业收入的依赖，农民素质技能提高和信息获取能力增强提高了农村劳动力流动性，促进了农民进入城镇中第二产业和第三产业就业，进而提升了农民获取非农收入的能力。
第三，从表3可知，中部地区农村平均受教育程度提高1%，农民其他收入提高0.026%，但未通过显著性检验。说明中部地区农村教育并未显著提高农民其他收入，主要原因在于中部地区农村平均受教育程度还较低，理财能力较差，财产性收入主要以利息为主，收入来源较为单一；且中部地区农民拥有的财产数量较少，也致使农民难以通过出租、分红及金融资产增值等方式获取较多的财产性收入。
（二）分城市类型实证结果
进一步利用系统广义矩估计法分省会、地级市和县级市三类地区实证分析农村教育对农民收入及其结构的影响，具体估计结果见表4，其中Wald统计量、Sargan 检验和Arellano-Bond检验均无异常。
首先，从表4可知，省会、地级市和县级市三类地区农村平均受教育程度提高1%，农民纯收入分别提高0.273%、0.179%、0.128%，均通过了显著性检验。说明省会、地级市和县级市三类地区农村教育均提高了农民纯收入，其中，省会地区农村教育作用最大，县级市地区农村教育作用最小。主要原因是省会地区农村平均受教育程度较高，更容易通过农民素质与技能效应、农民职业转换效应、农业生产率效应、农村劳动力流动与转移效应等提高纯收入。
其次，从表4可知，省会、地级市和县级市三类地区农村平均受教育程度提高1%，农民农业收入分别下降0.075%、0.048%、0.034%，非农收入提高0.281%、0.242%、0.170%，分别在不同水平上通过了显著性检验，说明省会、地级市和县级市三类地区农村教育均不利于农民农业收入提高，但均促进了农民非农收入提高。其中，省会地区农村教育对农民农业收入的负面作用和对农民非农收入的正面作用均最大，相反，县级市地区农村教育对农民农业收入的负面作用和对农民非农收入的正面作用均最小。原因可能在于与地级市和县级市地区相比，省会地区工业化水平更高，第二产业和第三产业需要大量劳动力，为该地区农村劳动力提供了较多就业机会，农村教育程度提高导致农民素质技能水平增加，较好满足了省会地区产业发展需要，进而促进了该地区农民非农收入提高，大幅降低了农民对农业收入的依赖。
第三，从表4可知，省会、地级市和县级市三类地区农村平均受教育程度提高1%，农民其他收入分别提高0.040%、0.025%、0.019%，其中，省会地区的估计结果通过了显著性检验，地级市和县级市的估计结果均不显著，说明省会地区农村教育提高了农民其他收入，但作用较小。主要原因在于与地级市和县级市相比，省会地区农村平均受教育程度较高，理财能力较强，财产性收入来源更为多元化；且该地区单个农民拥有财产数量整体高于地级市和县级市地区农民，该地区农民通过出租、分红以及金融资产增值等方式获取较多财产性收入的机会更大。但与地级市和县级市地区相比，省会地区农民转移性收入少，使得省会地区农村教育对农民其他收入的促进作用仅略高于地级市和县级市地区。
三、结论与对策
基于1992-2014年动态面板数据，利用系统广义矩估计方法克服内生性问题，纳入城镇化水平、财政支农力度等控制变量，实证研究了中部地区农村教育对农民收入及其结构的影响。主要得到以下结论：
一是中部地区农村教育提高了农民纯收入，主要是提高了农民非农收入，其不利于农民农业收入提高，也未显著提高农民其他收入。因此，为了促进农民收入提高，优化农民收入结构，中部地区必须进一步发展农村教育，提高农民素质和技能，进而提升非农收入在农民收入中的比重，但值得注意的是务必统筹兼顾，采取措施保障农民农业收入，才能实现农民长效增收，保障粮食安全。
二是分地区看，省会、地级市和县级市三类地区农村教育均提高了农民纯收入，其中，省会地区农村教育作用最大，县级市地区农村教育作用最小；三类地区农村教育均不利于农民农业收入提高，但均提高了农民非农收入，其中省会地区农村教育对农民农业收入的负面作用和对非农收入的正面作用均最大；地级市和县级市地区农村教育的正面作用不显著。据此，省会地区在发展农村教育提高农民收入，改善农民收入结构时，更需采取措施降低农村教育发展对农民农业收入的不利影响，保障农民农业收入；地级市和县级市地区则在兼顾农民农业收入同时，积极发展农村教育，进一步提高其对农民非农收入和其他收入的促进作用，改善本地区农民收入结构。
参 考 文 献
[1]Newhouse， D.， D. Suryadarma. The Value of Vocational Education： High School Type and Labor Market Outcomes in Indonesia[J]. The World Bank Economic Review， 2011，25（2）：296-322.
[2]Hannum， E. C.， Zhang，Y. P.， Wane M. Y. Why Are Returns to Education Higher for Women Than for Men in Urban China？ [J]. China Quarterly， 2012（5）：616-640.
[3]Meng， X.，Shen， K.， Xue，S. Economic Reform Education Expansion and Earnings Inequality for Urban Males in China 1988-2009[J]. Journal of Comparative Economics， 2013，41（1）：227-244.
[4]劉万霞. 我国农民工教育收益率的实证研究——职业教育对农民收入的影响分析[J]. 农业技术经济，2011（5）：25-32.
[5]阳欢，李峰. 农村劳动力人均受教育年限与农民收入关系研究——基于江西省数据的实证分析[J]. 职业技术教育，2011（19）：55-58.
[6]周亚虹，许玲丽，夏正青. 从农村职业教育看人力资本对农村家庭的贡献——基于苏北农村家庭微观数据的实证分析[J]. 经济研究，2010（8）：55-65.
[7]彭长生，钟钰. 教育、流动与欠发达地区农民的收入分化——基于安徽省的农户调查数据[J]. 农村经济，2014（5）：70-74.
关键词 中部地区；农村教育；农民收入；农民收入结构
中图分类号 G721 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2017）04-0048-04
改革开放以来，中部地区农村教育发展水平显著提高。一是农村15岁及以上文盲半文盲人口占15岁及以上人口数比重不断降低，1982年该比率为38.25%，2014年则下降为4.66%。二是农村劳动力平均受教育程度不断增加，1982年劳动力平均受教育年限为3.42年，2014年则上升为7.18年。但與东部地区相比，中部地区农村教育发展明显滞后。与此同时，中部地区农民收入较改革开放初期增幅明显，农民人均纯收入年均增长12.06%，2014年农民人均纯收入达9953元。且农民收入来源日趋多元化，非农收入比重不断提高，2014年上升为47.21%。但中部地区农民绝对收入水平不高，低于全国平均水平，中部地区城乡居民收入差距也在逐年拉大，2014年城镇居民人均可支配收入为24719元，是农民人均纯收入的2.48倍；同时，农民收入结构仍然不合理。目前，国内外学者关于农村教育对农民收入的影响研究取得了丰硕成果[1][2][3][4][5][6][7]，但关于农村教育对农民收入结构的影响研究颇少，且没有得出一致的结论。那么，为了提高农民收入，优化农民收入结构，中部地区应如何发展农村教育，显然是一个极具现实意义的问题，本文将基于1992-2014年动态面板数据，实证研究中部地区农村教育对农民收入及其结构的影响，为中部地区及其各省会、地级市和县级市地区制定科学合理的农村教育发展政策提供建议。
一、模型设定、变量测度与数据来源
依据国内外学者关于农民收入影响因素的研究，基于动态面板数据，在明瑟收入函数模型基础上构建分别以农民纯收入、农业收入、非农收入和其他收入为被解释变量，以农村教育为解释变量的计量模型，具体如下：
1nIncjit=c β01nIncjit-1 β11nEduit β21nUrbit β31nGovit β41nFinit β51nLanit εit
其中，i、t分别为第i个城市地区和第t年，Inc为农民收入，j=1、2、3、4，Inc1、Inc2、Inc3、Inc4分别表示农民纯收入、农业收入、非农收入和其他收入，Edu为农村教育，Urb、Gov、Fin、Lan分别为城镇化水平、财政支农力度、金融发展和人均耕地面积。由于收入具有一定的惯性，农民收入提高或下降很可能存在滞后效应，加入被解释变量的滞后项，这也涵盖了未考虑到的其他影响因素。此外，考虑到变量的异方差性，变量均以对数形式纳入模型中。
首先，对于被解释变量测度，用现有统计年鉴中的农民纯收入、家庭经营性收入、工资性收入、财产性收入与转移性收入来分别测度被解释变量农民纯收入、农业收入、非农收入、其他收入。其次，对于解释变量测度，用农村平均受教育程度来衡量，平均受教育程度=文盲半文盲人口比重×2年 小学（普小、成人小学）文化程度人口比重×6年 初中（普通初中、职业初中、初中技工学校、成人初中）文化程度人口比重×9年 高中（包括普高、普通中专、高中技工学校、成人高中和中专）文化程度人口比重×12年 大专及以上文化程度人口比重×16年。最后，对于控制变量，用城镇人口数占总人口数比重、财政支农支出占财政总支出比重、（金融相关率 金融系统效率）/2①、耕地面积除以农村人口数分别来衡量城镇化水平、财政支农力度、金融发展和人均耕地面积。各变量原始数据来源于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国农村住户调查年鉴》《新中国六十年统计资料汇编》《中国县市社会经济统计年鉴》和中部各省市《统计年鉴》。
二、实证分析
（一）整个地区实证结果
为了避免产生缪误回归结果，在利用上述计量模型进行估计前，使用面板数据的LLC检验等6种单位根检验方法、Pedroni检验和Kao检验2种协整检验方法分别对变量平稳性和协整关系进行检验。从表1和表2可知，各变量有单位根，变量为一阶单整I（1），变量间存在协整关系。但估计前还可能因为被解释变量反作用于解释变量和控制变量，产生内生性问题，如农民收入提高为农村教育发展提供了物质基础，有助于农村教育发展等；还可能因为解释变量和控制变量影响被解释变量前，被解释变量已经发生了变化，而导致的内生性问题，如农民教育程度高的地区有可能农民收入原本就较高；城镇化水平高的地区也有可能农民收入原本就较高等。因此，为了克服上述内生性问题导致估计结果不可靠，利用系统广义矩估计方法进行实证研究。
利用Stata软件中用于求解系统广义矩估计值的Xtabond2程序估计，并进行了Sargan检验和Arellano-Bond统计检验，分别考察了所选取工具变量的有效性和残差序列的自相关性，具体估计结果见表3，其中Wald统计量、Sargan 检验和Arellano-Bond检验均无异常。
首先，从表3可知，中部地区农村平均受教育程度提高1%，农民纯收入提高0.184%，在5%水平上通过了显著性检验。说明中部地区农村教育提高了农民纯收入，主要原因是中部地区农村教育通过农民素质与技能效应、农民职业转换效应、农业生产率效应、农村劳动力流动与转移效应等提高了农民纯收入。 其次，从表3可知，中部地区农村平均受教育程度提高1%，农民农业收入下降0.049%，非农收入提高0.247%，均在1%水平上通过了显著性检验，说明中部地区农村教育不利于农民农业收入提高，但促进了农民非农收入提高。原因可能在于虽然农村教育提升了农民素质，提高了农业生产率，但降低了农民对农业收入的依赖，农民素质技能提高和信息获取能力增强提高了农村劳动力流动性，促进了农民进入城镇中第二产业和第三产业就业，进而提升了农民获取非农收入的能力。
第三，从表3可知，中部地区农村平均受教育程度提高1%，农民其他收入提高0.026%，但未通过显著性检验。说明中部地区农村教育并未显著提高农民其他收入，主要原因在于中部地区农村平均受教育程度还较低，理财能力较差，财产性收入主要以利息为主，收入来源较为单一；且中部地区农民拥有的财产数量较少，也致使农民难以通过出租、分红及金融资产增值等方式获取较多的财产性收入。
（二）分城市类型实证结果
进一步利用系统广义矩估计法分省会、地级市和县级市三类地区实证分析农村教育对农民收入及其结构的影响，具体估计结果见表4，其中Wald统计量、Sargan 检验和Arellano-Bond检验均无异常。
首先，从表4可知，省会、地级市和县级市三类地区农村平均受教育程度提高1%，农民纯收入分别提高0.273%、0.179%、0.128%，均通过了显著性检验。说明省会、地级市和县级市三类地区农村教育均提高了农民纯收入，其中，省会地区农村教育作用最大，县级市地区农村教育作用最小。主要原因是省会地区农村平均受教育程度较高，更容易通过农民素质与技能效应、农民职业转换效应、农业生产率效应、农村劳动力流动与转移效应等提高纯收入。
其次，从表4可知，省会、地级市和县级市三类地区农村平均受教育程度提高1%，农民农业收入分别下降0.075%、0.048%、0.034%，非农收入提高0.281%、0.242%、0.170%，分别在不同水平上通过了显著性检验，说明省会、地级市和县级市三类地区农村教育均不利于农民农业收入提高，但均促进了农民非农收入提高。其中，省会地区农村教育对农民农业收入的负面作用和对农民非农收入的正面作用均最大，相反，县级市地区农村教育对农民农业收入的负面作用和对农民非农收入的正面作用均最小。原因可能在于与地级市和县级市地区相比，省会地区工业化水平更高，第二产业和第三产业需要大量劳动力，为该地区农村劳动力提供了较多就业机会，农村教育程度提高导致农民素质技能水平增加，较好满足了省会地区产业发展需要，进而促进了该地区农民非农收入提高，大幅降低了农民对农业收入的依赖。
第三，从表4可知，省会、地级市和县级市三类地区农村平均受教育程度提高1%，农民其他收入分别提高0.040%、0.025%、0.019%，其中，省会地区的估计结果通过了显著性检验，地级市和县级市的估计结果均不显著，说明省会地区农村教育提高了农民其他收入，但作用较小。主要原因在于与地级市和县级市相比，省会地区农村平均受教育程度较高，理财能力较强，财产性收入来源更为多元化；且该地区单个农民拥有财产数量整体高于地级市和县级市地区农民，该地区农民通过出租、分红以及金融资产增值等方式获取较多财产性收入的机会更大。但与地级市和县级市地区相比，省会地区农民转移性收入少，使得省会地区农村教育对农民其他收入的促进作用仅略高于地级市和县级市地区。
三、结论与对策
基于1992-2014年动态面板数据，利用系统广义矩估计方法克服内生性问题，纳入城镇化水平、财政支农力度等控制变量，实证研究了中部地区农村教育对农民收入及其结构的影响。主要得到以下结论：
一是中部地区农村教育提高了农民纯收入，主要是提高了农民非农收入，其不利于农民农业收入提高，也未显著提高农民其他收入。因此，为了促进农民收入提高，优化农民收入结构，中部地区必须进一步发展农村教育，提高农民素质和技能，进而提升非农收入在农民收入中的比重，但值得注意的是务必统筹兼顾，采取措施保障农民农业收入，才能实现农民长效增收，保障粮食安全。
二是分地区看，省会、地级市和县级市三类地区农村教育均提高了农民纯收入，其中，省会地区农村教育作用最大，县级市地区农村教育作用最小；三类地区农村教育均不利于农民农业收入提高，但均提高了农民非农收入，其中省会地区农村教育对农民农业收入的负面作用和对非农收入的正面作用均最大；地级市和县级市地区农村教育的正面作用不显著。据此，省会地区在发展农村教育提高农民收入，改善农民收入结构时，更需采取措施降低农村教育发展对农民农业收入的不利影响，保障农民农业收入；地级市和县级市地区则在兼顾农民农业收入同时，积极发展农村教育，进一步提高其对农民非农收入和其他收入的促进作用，改善本地区农民收入结构。
参 考 文 献
[1]Newhouse， D.， D. Suryadarma. The Value of Vocational Education： High School Type and Labor Market Outcomes in Indonesia[J]. The World Bank Economic Review， 2011，25（2）：296-322.
[2]Hannum， E. C.， Zhang，Y. P.， Wane M. Y. Why Are Returns to Education Higher for Women Than for Men in Urban China？ [J]. China Quarterly， 2012（5）：616-640.
[3]Meng， X.，Shen， K.， Xue，S. Economic Reform Education Expansion and Earnings Inequality for Urban Males in China 1988-2009[J]. Journal of Comparative Economics， 2013，41（1）：227-244.
[4]劉万霞. 我国农民工教育收益率的实证研究——职业教育对农民收入的影响分析[J]. 农业技术经济，2011（5）：25-32.
[5]阳欢，李峰. 农村劳动力人均受教育年限与农民收入关系研究——基于江西省数据的实证分析[J]. 职业技术教育，2011（19）：55-58.
[6]周亚虹，许玲丽，夏正青. 从农村职业教育看人力资本对农村家庭的贡献——基于苏北农村家庭微观数据的实证分析[J]. 经济研究，2010（8）：55-65.
[7]彭长生，钟钰. 教育、流动与欠发达地区农民的收入分化——基于安徽省的农户调查数据[J]. 农村经济，2014（5）：70-74.