譚銀清+王釗+陳益芳
摘要:近年來我國農民的收入結構發生了顯著變化,主要表現為農業收入比重不斷下降,而非農收入占比不斷上升。采用我國2000—2011年30個省區有關數據的分析表明:總體上看,農民平均受教育年限與家庭經營收入反方向變動,與工資性收入和財產性收入同方向變動,但對財產性收入的影響并不顯著;初中及以下文化程度的農民對家庭經營收入具有依賴性,且文化程度越低,依賴性越強,而高中文化程度的農民對家庭經營收入具有顯著的排斥傾向;初中及以下文化程度對農民工資性收入的影響不顯著,而高中文化程度對農民工資性收入具有顯著的正向影響。工資性收入將取代家庭經營收入成為我國農民收入的主體,而要增加農民的工資性收入,就必須提升農民的受教育程度。
關鍵詞:受教育程度;農民收入來源;農民收入結構;農業收入;非農收入;家庭經營收入;工資性收入;財產性收入
中圖分類號:F126.2;D422.7文獻標志碼:A文章編號:16748131(2014)04000907
一、引言
中國作為一個農業大國,“三農問題”歷來是關系到社會穩定、經濟發展、民族復興的重大問題,而“三農問題”的核心在于“農民問題”,“農民問題”的關鍵在于“收入問題”。近年來,我國農民收入快速增長,1995年農村居民年人均純收入為1 577.74元,2012年達到7 916.58元,18年間增長了4倍,年均增長速度達到9.4 %。我國農民收入不但在數量上增長較快,在結構上也發生了深刻變化。從收入來源看,農民的工資性收入占純收入的比重從1995年的22.42 %上升到了2012年的43.55 %,家庭經營性收入則相應的從71.35 %下降到了44.63 %;轉移性收入和財產性收入在農民純收入中占比很小,但相對于財產性收入,農民的轉移性收入近年來增長更快(見表1)??傮w上看,我農民收入在結構上呈現出非農收入比重不斷上升而農業收入比重不斷下降的趨勢。
農民收入作為一個復雜的社會經濟現象會受到諸多因素的影響,但毋庸置疑的是農民的受教育程度是影響農民收入的一個重要因素。圖1體現了農民“人均受教育年限”與“人均收入”兩個絕對量之間的相關關系,從二者之間的散點圖可以看出,農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系數高達0.95。表2體現了農民收入結構與文化層次之間的關系,可以看出,在農民收入從低收入組到高收入組的變動中,小學程度以下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上升。結合圖1和表2,我們不難發現農民受教育程度與農民收入之間無論是在絕對量上還是在內部分配上都存在著明顯的正向相關關系。
表1我國農村居民純收入構成(按收入來源分)/%
年份純收入工資性收入家庭經營純收入轉移性收入財產性收入199510022.4271.353.632.60200010031.1763.343.502.00200510036.0856.674.532.72201010041.0747.867.653.42201210043.5544.638.673.15 數據來源《中國統計年鑒》
譚銀清,王釗,陳益芳:受教育程度對我國農民收入來源和結構的影響圖12001—2011年農民人均受教育程度與人均收入散點圖
數據來源:農民人均收入數據來源于《中國統計年鑒》,農民人均受教育年限根據《中國住戶調查年鑒》相關數據加權平均得到。
表22011年我國農民不同收入分組中勞動力文化程度結構/%
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數據來源:《中國住戶調查年鑒2012》
西方人力資本理論較早對受教育程度與收入之間的關系進行了關注。美國著名經濟學家、人力資本專家舒爾茨在長期的農業經濟研究中發現,除了土地、勞動和資本,農民知識和技能的提高也是美國農業產量增長的重要因素;他同時還發現人力資本投資促進了美國工人的工資增長。Mincer(1974)利用美國的數據研究發現受教育年限與收入之間存在著正向的線性關系,并提出了著名的“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效率。Layard 和Psacharopoulos(1979)對英國相關數據的研究發現,受教育年限和工作經驗都對個人收入有著顯著的影響;Connolly 和Gottschalk (2003)也通過實證分析表明受教育年限對個人收入具有正向影響,工作經驗對收入的影響呈現出先增后減的趨勢。
文化程度與收入之間的關系也一直是國內學術界探討的熱點話題。羅亞萍(2010)采用1979—2007年的時間序列數據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和大學以下學歷人口數與中國城鎮就業之間的關系進行了分階段檢驗,發現由于我國教育結構內部發展不平衡且與經濟結構不匹配等原因,與1979—1994年相比較,1997—2007年新增大學及以上學歷勞動力對城鎮就業的促進作用有所降低,而大學以下學歷勞動力對城鎮就業的促進作用有所提高。王回瀾(2007)對青島女性受教育程度與社會經濟回饋之間的關系進行了分析,發現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。隨著近年來農民收入問題的升溫,農民文化程度對收入的影響也引起了學界的關注。白菊紅(2003)分析了農村人力資本與農民收入之間的關系,認為農民受教育程度越高,其收入的抗干擾力和抗波動力就越強,農村中具有初、高中文化水平農民的收入明顯高于平均水平,而小學及以下學歷農民的收入則恰好相反。辛嶺(2008)的研究也表明,我國農民受教育水平是農民收入變動的Granger原因,農民收入和農民受教育水平之間存在長期的穩定均衡關系。宋英杰(2010)對1985—2005年全國30個省區的面板數據的分析表明,農民受教育程度總體上對收入具有顯著的正向作用,且受教育程度對農民增收的貢獻率高于物資資本和政府支持。
通過文獻梳理可以發現,以往研究主要關注的是農民受教育程度對農民總體收入水平的影響,證明了農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民受教育程度對其收入來源有何影響,亦即農民受教育程度的變動是否會改變其收入的結構?因此,本文擬采用2000—2011年我國30個省區(西藏因統計數據不完整而未納入分析)的面板數據對這一問題進行實證檢驗,以拓展和補充相關研究,并為提高我國農村居民收入以及改善其收入結構提供參考和借鑒。
二、模型設定與數據來源
1974年,美國著名經濟學家明瑟通過對美國勞動力市場的研究發現,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系,并提出了著名的“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驗等投入要素的回報,已成為微觀經濟學經驗研究中最常用的回歸方程?!懊魃杖敕匠獭钡暮喢鞅磉_式為:
lny=A+β1edu+β2exp+β3exp2+ε
其中,lny為工資收入的對數形式,edu為受教育年限,exp表示工作經驗通常用“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。該方程的缺陷在于缺少性別、培訓、職業、所有制與行業等控制變量,有可能導致估計結果不一致,因此我國學者對“明瑟收入方程”進行了本土化改進:
lny=A+β1edu+β2exp+β3exp2+λjX+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。
本文擬采用面板數據分析農民受教育程度對其收入來源和結構變動的影響。從經驗來看,我國農民無論是農業收入還是非農收入都主要來自于初級體力勞動,工作年限對農民收入的影響相對較小,且這方面的宏觀統計數據缺乏,因此在本文的研究中忽略這一變量;同時,農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的控制變量。本文采用以下兩個模型進行檢驗:
模型一:Rjit=β0+βeduit+λjXit+μi+εit
模型二:Rjit=β0+β1edu1it+β2edu2it+β3edu3it+
β4edu4it+λjXit+μi+εit
模型一體現了農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民各文化程度對其收入結構的影響。為了更好地體現農民收入結構的變動,模型中的變量均處理為結構相對數形式。Rjit表示第i省第t年農民某項純收入來源占純收入的比重(j=1表示農民家庭經營收入占比,j=2表示農民工資性收入占比,j=3表示農民財產性收入占比)需要特別說明的是,由于農民的轉移性收入主要來源于政府的轉移支付及其他捐贈等,屬于外生變量,本文對農民轉移性收入的變動不做討論。 。模型一中edu表示農民的受教育年限,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各變量的描述性統計
變量均值標準差最小值最大值個數第一產業人均
GDP占比/%0.140.070.010.38360第二產業人均GDP
占比/%0.460.080.200.59360第三產業人均GDP
占比/%0.410.070.280.76360家庭經營收入
占比/%0.520.200.030.90360工資收入
占比/%0.380.160.060.79360財產性收入
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民主要屬于“戶籍意義”上的農民,而非正真意義上的農民,同時也為了排除數據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:考慮到農民收入主要來自于國民收入的初次分配,采用第一產業(農業)人均GDP占人均GDP總量的比重作為“家庭經營收入占比”的控制變量,采用第二和第三產業(工業和服務業)人均GDP分別占人均GDP總量的比重作為農民“工資收入占比”的控制變量;考慮到農民的財產性收入主要來源于農民收入扣除消費后剩余的投資,采用農民當年收入扣除消費后的剩余占農民當年純收入的比重作為農民“財產性收入占比”的控制變量。模型中的λj為第j個控制變量的回歸系數;ui表示各省區的個體效應,在固定效應中ui為常數,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—2011年30個省區的相關數據,其中農民各項收入數據以及GDP各項數據均來自各年的《中國統計年鑒》,農民各項文化水平數據來源于各年的《中國農村住戶調查年鑒》。本文數據具有典型的“寬而短”的結構特征,因此使用Eviews6.0軟件進行估計時運用面板結構的工作文件來進行估計是較為合適的Eviews軟件對面板數據模型的估計主要通過Pool對象和面板結構(Panel)兩個工作文件來實現。Pool對象一般適用于截面成員數量較少而時期較長的數據結構,側重于時間序列分析;面板結構適合成員較多但時期較短的數據結構,主要側重于截面分析。。
三、實證分析結果
面板數據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假設,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.受教育年限對農民收入來源的影響
表4反映了農民受教育年限對其收入來源的影響,結果表明,農民受教育年限對其家庭經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,受教育年限對農民家庭經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,這表明農民人力資本存量的增加不但降低了農民對農業收入的依賴,也同時提升了農民獲取非農收入的能力。從系數大小來看,受教育年限對農民家庭經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業結構有關,另一方面也可能與“劉易斯拐點”到來前第一產業勞動力的充分供給有關。此外,分析表明農民受教育年限對其財產性收入占比的影響并不顯著,這可能是因為目前我國農民財產性收入的異質性較強,采用平均指標進行回歸難以準確刻畫出變量相互間的關系。
表4模型一中各變量回歸結果
家庭經營收入占比工資性收入占比財產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)“家庭經營收入占比”的控制變量為“第一產業人均GDP”占“人均GDP”比重,“工資性收入占比”的控制變量為第二產業和第三產業的人均GDP分別占“人均GDP”的比重,“財產性收入占比”的控制變量為“農民收入扣除消費后的剩余”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.受教育程度對農民收入結構的影響
(1)農民受教育程度對家庭經營收入比重的影響
農民家庭經營收入是指農村住戶以家庭為生產經營單位進行生產籌劃和管理而獲得的收入,就目前來看,農業收入依然是我國農民家庭經營收入的主要來源,而農業生產由于風險大、周期長,比較收益相對較低。實證結果表明(表5),農民家庭經營收入占純收入的比重隨著農民文化水平的增加而降低,高中文化(學歷)層次對農民家庭經營收入占比的回歸系數為負,表明農民中高中學歷這一群體對家庭經營收入具有排斥性;而文盲、半文盲文化層次對農民家庭經營收入占比具有最大的正效應,表明文化層次越低對農業收入的依賴就越強。不難發現,農民文化水平越高,獲取非農收入的意愿和能力就越強。
(2)農民受教育程度對工資性收入比重的影響
農民工資性收入是指農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,在經濟較發達地區,農民的工資性收入已取代農民家庭經營收入成為收入的主要來源?;貧w分析表明,初中及以下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;而高中文化層次則具有較大的正向效應。我國的城鎮化與工業化發展為農民提供了大量外出務工的非農就業機會,但農民能否外出且獲得工作機會受到其自身基本文化知識水平的制約。文盲、半文盲群體由于外出就業的能力較弱,所以獲取的務工收入較少;相比之下,高中文化層次的農民群體在思維和技能上較具優勢,能從事較好的工種并獲得較高的收入。
(3)受教育程度對農民財產性收入比重的影響
農民財產性收入是指農民通過行使對自己所擁有的財產的占有權、使用權、收益權、處置權等權能而獲得的相應收益,即農民對所擁有的財產通過出租、分紅和金融資產增值等方式所取得的收入。在我國農民的收入構成中,財產性收入是最薄弱的一個組成部分,主要體現為財產性收入在農民收入中占比最低、增速最慢、起伏不定。我國農民的財產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,農民的財產性收入在農民收入構成中的比重有降低的趨勢。研究結果顯示,農民的各個文化層次對“財產性收入占比”的回歸系數均為負數,這表明我國農民的財產性收入近年來在一定程度上受到了抑制。從統計顯著性來看,文盲、半文盲和高中文化層次對“財產性收入占比”的影響在統計上并不顯著,這可能是因為前者的財產性收入數量較少,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性收入,但另一方理財技能相對較差,財產性收入易受沖擊。
表5模型二中各變量回歸結果
家庭經營收入占比工資性收入占比財產性收入占比解
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***238.20***Hausman檢驗40.60***11.29**18.60***回歸模型選取個體固定效應個體固定效應個體固定效應
四、研究結論及啟示
受教育程度會對農民收入來源和結構產生較大影響。農民受教育程度越高,就越有機會和能力從非農產業獲取工資性收入,從而導致以農業收入為主的家庭經營收入的比重降低。隨著我國農民整體文化素質的提升以及工業化、城鎮化的進一步發展,工資性收入將取代家庭經營收入成為我國農民收入的主體。
農民收入問題可以說是“三農”問題的重中之重,農民增收問題也一直是困擾我國學術界和政策制定者的一個難點問題?;仡櫸覈r民的增收之路,曾經的“增產增收”“價格增收”“結構調整增收”以及“政策增收”等各種增收模式都已經難以進一步促進農民增收,而“就業導向增收”成為我國農民增收的必然路徑?!熬蜆I導向增收”的實質就是增加農民的非農收入,即農民的工資性收入,而要增加農民的工資性收入,就必須提升農民的受教育程度,即提高農民素質。同時,規模經營、聯合經營是我國農業經營體制改革的必然趨勢,規模經營有別于小農生產,需要“專業化”的農民,對農民素質也有著較高的要求。因此,應堅持和完善我國農村義務教育,并發展和完善農民繼續教育體系。
綜上所述,提升農民受教育程度、增強農民素質是增加農民收入和優化農民收入結構的必然要求。同時,隨著農民整體文化素質的提高和城鎮化的進一步推進,工資性收入將成為農民增收的主要途徑。農民家庭經營收入比重的降低有其歷史必然性,但我們也必須意識到農民家庭經營收入比重的進一步降低不但不利于農民的長效增收,同時還會嚴重損害農民的種糧積極性,進而危及我國糧食安全。因此,提高農民收入需要統籌兼顧,既要千方百計提高農民的工資性收入,又要想方設法保障農民的家庭經營收入,不讓種糧人吃虧,這樣才能實現農民長效增收、農業長久發展、農村長期繁榮。
參考文獻:
白菊紅,袁飛.2003.農民收入水平與農村人力資本關系分析[J].農業技術經濟(1):1618.
羅亞萍.2010.就業與受教育程度的相關性研究——以中國城鎮就業量為基礎[J].西安交通大學學報(社會科學版)(9):8487.
宋英杰.2010.受教育程度與農民增收關系的實證研究——基于省際面板數據的分析[J].農業技術經濟(10):5255.
舒爾茨.2006.改造傳統農業[M ].梁小民,譯.北京:商務印書館:150 171.
王回瀾.2007.女性受教育程度的社會經濟回饋——對青島女性受教育程度與社會經濟關系的分析[J].甘肅社會科學(2):185187.
辛嶺,王艷華.2008.我國農民受教育水平與農民收入關系的實證研究[J].技術經濟(4):6366.
徐勇.2009.我國農村與農民問題前沿研究[M].北京:經濟科學出版社:86.
CONNOLLY H,GOTTSCHALK P. 2003. Returns to Tenure and Experience Revisited: Do Less Educated Workers Gain Less from Work Experience[R].
KNIGHT J B. 1979. Job Competition, Occupational Production Functions, and Filtering Down[J]. Oxford Economic Papers,31(2):187204.
LAYARD,PSACHAROPOULOS G. 1974. The Screening Hypothesis and the Social Returns to education[J]. Journal of Political Economy,82 (October):98598.
MINCER J. 1974, Schooling, Earnings and Experience[M]. New York:Columbia University Press.
The Influence of Education Degree on Sources and Structure of
Chinese Peasants IncomeTAN Yinqing1,2, WANG Zhao1, CHEN Yifang2
(1. School of Economics and Management, Southwest University, Chongqing 400715, China;
2. School of Mobile Communication, Chongqing University of Posts and Telecommunications,
Chongqing Hechuan 405120, China)
Abstract: In recent years, the income structure of Chinese peasants changes significantly and is mainly embodied in the continuous decline of agricultural income ratio and the rising of nonagricultural income. Based on the related data of 30 provinces and municipalities of China during 20002011, the analysis shows that generally there is a negative relation between average education years of the peasants and family business income, that there is a positive relation between their education years and their wage income and asset income, that the lower their cultural degree is, the stronger their dependency is, however, the peasants with senior high school education has obviously exclusive tendency on their family business income while the influence of the peasants with the education lower than junior high school on their wage income is not significant, but the influence of the peasants with senior high school education on their wage income is obviously positive. Therefore, wage income will replace family business income and become the main income of Chinese peasants, however, the education degree of the peasants must be promoted if their wage income needs to be increased.
Key words:education degree; income sources of peasants; income structure of peasants; agricultural income; nonagricultural income; family business income; wage income; asset income
CLC number:F126.2;D422.7Document code:AArticle ID:16748131(2014)04000907
(編輯:夏冬)
2. School of Mobile Communication, Chongqing University of Posts and Telecommunications,
Chongqing Hechuan 405120, China)
Abstract: In recent years, the income structure of Chinese peasants changes significantly and is mainly embodied in the continuous decline of agricultural income ratio and the rising of nonagricultural income. Based on the related data of 30 provinces and municipalities of China during 20002011, the analysis shows that generally there is a negative relation between average education years of the peasants and family business income, that there is a positive relation between their education years and their wage income and asset income, that the lower their cultural degree is, the stronger their dependency is, however, the peasants with senior high school education has obviously exclusive tendency on their family business income while the influence of the peasants with the education lower than junior high school on their wage income is not significant, but the influence of the peasants with senior high school education on their wage income is obviously positive. Therefore, wage income will replace family business income and become the main income of Chinese peasants, however, the education degree of the peasants must be promoted if their wage income needs to be increased.
Key words:education degree; income sources of peasants; income structure of peasants; agricultural income; nonagricultural income; family business income; wage income; asset income
CLC number:F126.2;D422.7Document code:AArticle ID:16748131(2014)04000907
(編輯:夏冬)
2. School of Mobile Communication, Chongqing University of Posts and Telecommunications,
Chongqing Hechuan 405120, China)
Abstract: In recent years, the income structure of Chinese peasants changes significantly and is mainly embodied in the continuous decline of agricultural income ratio and the rising of nonagricultural income. Based on the related data of 30 provinces and municipalities of China during 20002011, the analysis shows that generally there is a negative relation between average education years of the peasants and family business income, that there is a positive relation between their education years and their wage income and asset income, that the lower their cultural degree is, the stronger their dependency is, however, the peasants with senior high school education has obviously exclusive tendency on their family business income while the influence of the peasants with the education lower than junior high school on their wage income is not significant, but the influence of the peasants with senior high school education on their wage income is obviously positive. Therefore, wage income will replace family business income and become the main income of Chinese peasants, however, the education degree of the peasants must be promoted if their wage income needs to be increased.
Key words:education degree; income sources of peasants; income structure of peasants; agricultural income; nonagricultural income; family business income; wage income; asset income
CLC number:F126.2;D422.7Document code:AArticle ID:16748131(2014)04000907
(編輯:夏冬)