譚銀清+王釗+陳益芳

摘要：近年來(lái)我國(guó)農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化，主要表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)收入比重不斷下降，而非農(nóng)收入占比不斷上升。采用我國(guó)2000—2011年30個(gè)省區(qū)有關(guān)數(shù)據(jù)的分析表明：總體上看，農(nóng)民平均受教育年限與家庭經(jīng)營(yíng)收入反方向變動(dòng)，與工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入同方向變動(dòng)，但對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響并不顯著；初中及以下文化程度的農(nóng)民對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)收入具有依賴性，且文化程度越低，依賴性越強(qiáng)，而高中文化程度的農(nóng)民對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)收入具有顯著的排斥傾向；初中及以下文化程度對(duì)農(nóng)民工資性收入的影響不顯著，而高中文化程度對(duì)農(nóng)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(jīng)營(yíng)收入成為我國(guó)農(nóng)民收入的主體，而要增加農(nóng)民的工資性收入，就必須提升農(nóng)民的受教育程度。

關(guān)鍵詞：受教育程度；農(nóng)民收入來(lái)源；農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)；農(nóng)業(yè)收入；非農(nóng)收入；家庭經(jīng)營(yíng)收入；工資性收入；財(cái)產(chǎn)性收入

中圖分類(lèi)號(hào)：F126.2；D422.7文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：16748131（2014）04000907

一、引言

中國(guó)作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，“三農(nóng)問(wèn)題”歷來(lái)是關(guān)系到社會(huì)穩(wěn)定、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、民族復(fù)興的重大問(wèn)題，而“三農(nóng)問(wèn)題”的核心在于“農(nóng)民問(wèn)題”，“農(nóng)民問(wèn)題”的關(guān)鍵在于“收入問(wèn)題”。近年來(lái)，我國(guó)農(nóng)民收入快速增長(zhǎng)，1995年農(nóng)村居民年人均純收入為1 577.74元，2012年達(dá)到7 916.58元，18年間增長(zhǎng)了4倍，年均增長(zhǎng)速度達(dá)到9.4 %。我國(guó)農(nóng)民收入不但在數(shù)量上增長(zhǎng)較快，在結(jié)構(gòu)上也發(fā)生了深刻變化。從收入來(lái)源看，農(nóng)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(jīng)營(yíng)性收入則相應(yīng)的從71.35 %下降到了44.63 %；轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入在農(nóng)民純收入中占比很小，但相對(duì)于財(cái)產(chǎn)性收入，農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入近年來(lái)增長(zhǎng)更快（見(jiàn)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)收入比重不斷上升而農(nóng)業(yè)收入比重不斷下降的趨勢(shì)。

農(nóng)民收入作為一個(gè)復(fù)雜的社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象會(huì)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(gè)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(gè)絕對(duì)量之間的相關(guān)關(guān)系，從二者之間的散點(diǎn)圖可以看出，農(nóng)民受教育年限與收入之間同方向變動(dòng)，且兩者間皮爾遜相關(guān)系數(shù)高達(dá)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(dòng)中，小學(xué)程度以下的低學(xué)歷群體所占比重逐漸下降，而初中及以上的相對(duì)高學(xué)歷群體所占比重逐漸上升。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(wú)論是在絕對(duì)量上還是在內(nèi)部分配上都存在著明顯的正向相關(guān)關(guān)系。

表1我國(guó)農(nóng)村居民純收入構(gòu)成（按收入來(lái)源分）／%

年份純收入工資性收入家庭經(jīng)營(yíng)純收入轉(zhuǎn)移性收入財(cái)產(chǎn)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(shù)據(jù)來(lái)源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》

譚銀清，王釗，陳益芳:受教育程度對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入來(lái)源和結(jié)構(gòu)的影響圖12001—2011年農(nóng)民人均受教育程度與人均收入散點(diǎn)圖

數(shù)據(jù)來(lái)源：農(nóng)民人均收入數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)民人均受教育年限根據(jù)《中國(guó)住戶調(diào)查年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)加權(quán)平均得到。

表22011年我國(guó)農(nóng)民不同收入分組中勞動(dòng)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(xué)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(lái)源：《中國(guó)住戶調(diào)查年鑒2012》

西方人力資本理論較早對(duì)受教育程度與收入之間的關(guān)系進(jìn)行了關(guān)注。美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家、人力資本專家舒爾茨在長(zhǎng)期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究中發(fā)現(xiàn)，除了土地、勞動(dòng)和資本，農(nóng)民知識(shí)和技能的提高也是美國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增長(zhǎng)的重要因素；他同時(shí)還發(fā)現(xiàn)人力資本投資促進(jìn)了美國(guó)工人的工資增長(zhǎng)。Mincer（1974）利用美國(guó)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，并提出了著名的“明瑟收入方程”。Knight（1979）認(rèn)為較高的受教育程度之所以能帶來(lái)較高的收入是因?yàn)榱己玫慕逃芴岣邆€(gè)人的生產(chǎn)效率。Layard 和Psacharopoulos（1979）對(duì)英國(guó)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(yàn)都對(duì)個(gè)人收入有著顯著的影響；Connolly 和Gottschalk （2003）也通過(guò)實(shí)證分析表明受教育年限對(duì)個(gè)人收入具有正向影響，工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)收入的影響呈現(xiàn)出先增后減的趨勢(shì)。

文化程度與收入之間的關(guān)系也一直是國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界探討的熱點(diǎn)話題。羅亞萍（2010）采用1979—2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)勞動(dòng)力的平均受教育程度、新增勞動(dòng)力中的大學(xué)及以上學(xué)歷人口數(shù)和大學(xué)以下學(xué)歷人口數(shù)與中國(guó)城鎮(zhèn)就業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行了分階段檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)由于我國(guó)教育結(jié)構(gòu)內(nèi)部發(fā)展不平衡且與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不匹配等原因，與1979—1994年相比較，1997—2007年新增大學(xué)及以上學(xué)歷勞動(dòng)力對(duì)城鎮(zhèn)就業(yè)的促進(jìn)作用有所降低，而大學(xué)以下學(xué)歷勞動(dòng)力對(duì)城鎮(zhèn)就業(yè)的促進(jìn)作用有所提高。王回瀾（2007）對(duì)青島女性受教育程度與社會(huì)經(jīng)濟(jì)回饋之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)女性的收入會(huì)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(lái)農(nóng)民收入問(wèn)題的升溫，農(nóng)民文化程度對(duì)收入的影響也引起了學(xué)界的關(guān)注。白菊紅（2003）分析了農(nóng)村人力資本與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，認(rèn)為農(nóng)民受教育程度越高，其收入的抗干擾力和抗波動(dòng)力就越強(qiáng)，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(xué)及以下學(xué)歷農(nóng)民的收入則恰好相反。辛嶺（2008）的研究也表明，我國(guó)農(nóng)民受教育水平是農(nóng)民收入變動(dòng)的Granger原因，農(nóng)民收入和農(nóng)民受教育水平之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。宋英杰（2010）對(duì)1985—2005年全國(guó)30個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù)的分析表明，農(nóng)民受教育程度總體上對(duì)收入具有顯著的正向作用，且受教育程度對(duì)農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)率高于物資資本和政府支持。

通過(guò)文獻(xiàn)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(duì)農(nóng)民總體收入水平的影響，證明了農(nóng)民的文化程度對(duì)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(duì)其收入來(lái)源有何影響，亦即農(nóng)民受教育程度的變動(dòng)是否會(huì)改變其收入的結(jié)構(gòu)？因此，本文擬采用2000—2011年我國(guó)30個(gè)省區(qū)（西藏因統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不完整而未納入分析）的面板數(shù)據(jù)對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以拓展和補(bǔ)充相關(guān)研究，并為提高我國(guó)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(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

1974年，美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家明瑟通過(guò)對(duì)美國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)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，并提出了著名的“明瑟收入方程”，這一方程簡(jiǎn)潔地反映了勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)教育與工作經(jīng)驗(yàn)等投入要素的回報(bào)，已成為微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)驗(yàn)研究中最常用的回歸方程?！懊魃杖敕匠獭钡暮?jiǎn)明表達(dá)式為：

lny=A+β1edu+β2exp+β3exp2+ε

其中，lny為工資收入的對(duì)數(shù)形式，edu為受教育年限，exp表示工作經(jīng)驗(yàn)通常用“年齡-受教育年限-6”衡量，其中“6”表示兒童入學(xué)年齡， ，ε為隨機(jī)誤差，β1、β2、β3為各變量對(duì)收入的邊際效應(yīng)。該方程的缺陷在于缺少性別、培訓(xùn)、職業(yè)、所有制與行業(yè)等控制變量，有可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不一致，因此我國(guó)學(xué)者對(duì)“明瑟收入方程”進(jìn)行了本土化改進(jìn)：

lny=A+β1edu+β2exp+β3exp2+λjX+ε

其中，X表示一系列的控制變量，λj為每個(gè)控制變量相應(yīng)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(duì)其收入來(lái)源和結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響。從經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，我國(guó)農(nóng)民無(wú)論是農(nóng)業(yè)收入還是非農(nóng)收入都主要來(lái)自于初級(jí)體力勞動(dòng)，工作年限對(duì)農(nóng)民收入的影響相對(duì)較小，且這方面的宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺乏，因此在本文的研究中忽略這一變量；同時(shí)，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。本文采用以下兩個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

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(xiàn)了農(nóng)民受教育年限對(duì)其收入來(lái)源的影響，模型二進(jìn)一步揭示了農(nóng)民各文化程度對(duì)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(dòng)，模型中的變量均處理為結(jié)構(gòu)相對(duì)數(shù)形式。Rjit表示第i省第t年農(nóng)民某項(xiàng)純收入來(lái)源占純收入的比重（j=1表示農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)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(cái)產(chǎn)性收入占比）需要特別說(shuō)明的是，由于農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入主要來(lái)源于政府的轉(zhuǎn)移支付及其他捐贈(zèng)等，屬于外生變量，本文對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的變動(dòng)不做討論。 。模型一中edu表示農(nóng)民的受教育年限，通過(guò)各文化程度的受教育年限（文盲、半文盲為1年,小學(xué)為6年,初中為9年,高中為12年,大學(xué)為16年）

表3各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值個(gè)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(yíng)收入

占比／%0.520.200.030.90360工資收入

占比／%0.380.160.060.79360財(cái)產(chǎn)性收入

占比／%0.030.020.000.11360文盲、半文盲／%0.070.060.010.33360小學(xué)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(xué)占比／%0.020.020.000.14360平均受教育

年限／年7.800.685.469.56360與其相應(yīng)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(xué)、初中、高中四個(gè)文化程度各自的比重由于目前我國(guó)大學(xué)學(xué)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(shí)也為了排除數(shù)據(jù)計(jì)量分析上的完全共線性，本文實(shí)證分析中不考慮大學(xué)學(xué)歷這一層次。 ，各個(gè)學(xué)歷變量的腳標(biāo)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(lái)自于國(guó)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(yíng)收入占比”的控制變量，采用第二和第三產(chǎn)業(yè)（工業(yè)和服務(wù)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(cái)產(chǎn)性收入主要來(lái)源于農(nóng)民收入扣除消費(fèi)后剩余的投資，采用農(nóng)民當(dāng)年收入扣除消費(fèi)后的剩余占農(nóng)民當(dāng)年純收入的比重作為農(nóng)民“財(cái)產(chǎn)性收入占比”的控制變量。模型中的λj為第j個(gè)控制變量的回歸系數(shù)；ui表示各省區(qū)的個(gè)體效應(yīng)，在固定效應(yīng)中ui為常數(shù)，在隨機(jī)效應(yīng)中ui服從N(0,σ2μ)；εit表示殘差，代表未被觀測(cè)到的因素。

本文選取我國(guó)2000—2011年30個(gè)省區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，其中農(nóng)民各項(xiàng)收入數(shù)據(jù)以及GDP各項(xiàng)數(shù)據(jù)均來(lái)自各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)民各項(xiàng)文化水平數(shù)據(jù)來(lái)源于各年的《中國(guó)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(jìn)行估計(jì)時(shí)運(yùn)用面板結(jié)構(gòu)的工作文件來(lái)進(jìn)行估計(jì)是較為合適的Eviews軟件對(duì)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)主要通過(guò)Pool對(duì)象和面板結(jié)構(gòu)（Panel）兩個(gè)工作文件來(lái)實(shí)現(xiàn)。Pool對(duì)象一般適用于截面成員數(shù)量較少而時(shí)期較長(zhǎng)的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，側(cè)重于時(shí)間序列分析；面板結(jié)構(gòu)適合成員較多但時(shí)期較短的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，主要側(cè)重于截面分析。。

三、實(shí)證分析結(jié)果

面板數(shù)據(jù)包含了研究對(duì)象個(gè)體、指標(biāo)和時(shí)間三個(gè)維度的信息，分析前要求對(duì)模型進(jìn)行準(zhǔn)確設(shè)定。為了排除截面間異方差性和相關(guān)性，本文對(duì)個(gè)體固定效應(yīng)模型和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)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(jì)（FGLS） 對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)?？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(yīng)模型，并且Hausman檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平拒絕隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)，因此，本文對(duì)模型一和模型二的分析均選取個(gè)體固定效應(yīng)模型。

1．受教育年限對(duì)農(nóng)民收入來(lái)源的影響

表4反映了農(nóng)民受教育年限對(duì)其收入來(lái)源的影響，結(jié)果表明，農(nóng)民受教育年限對(duì)其家庭經(jīng)營(yíng)收入占比以及工資性收入占比均有顯著影響。從符號(hào)上看，受教育年限對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入占比具有負(fù)向效應(yīng)而對(duì)工資性收入占比具有正向效應(yīng)，這表明農(nóng)民人力資本存量的增加不但降低了農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)收入的依賴，也同時(shí)提升了農(nóng)民獲取非農(nóng)收入的能力。從系數(shù)大小來(lái)看，受教育年限對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入占比的影響大于對(duì)工資性收入占比的影響，這一方面與我國(guó)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(diǎn)”到來(lái)前第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力的充分供給有關(guān)。此外，分析表明農(nóng)民受教育年限對(duì)其財(cái)產(chǎn)性收入占比的影響并不顯著，這可能是因?yàn)槟壳拔覈?guó)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的異質(zhì)性較強(qiáng)，采用平均指標(biāo)進(jìn)行回歸難以準(zhǔn)確刻畫(huà)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(yíng)收入占比工資性收入占比財(cái)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(yīng)F檢驗(yàn)190.59***270.98***288.97***Hausman檢驗(yàn)30.66***10.55***11.02***回歸模型選取個(gè)體固定效應(yīng)個(gè)體固定效應(yīng)個(gè)體固定效應(yīng)注：（1）“家庭經(jīng)營(yíng)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(cái)產(chǎn)性收入占比”的控制變量為“農(nóng)民收入扣除消費(fèi)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(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響

（1）農(nóng)民受教育程度對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)收入比重的影響

農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入是指農(nóng)村住戶以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位進(jìn)行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入，就目前來(lái)看，農(nóng)業(yè)收入依然是我國(guó)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的主要來(lái)源，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由于風(fēng)險(xiǎn)大、周期長(zhǎng)，比較收益相對(duì)較低。實(shí)證結(jié)果表明（表5），農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)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(xué)歷）層次對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入占比的回歸系數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)民中高中學(xué)歷這一群體對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)收入具有排斥性；而文盲、半文盲文化層次對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入占比具有最大的正效應(yīng)，表明文化層次越低對(duì)農(nóng)業(yè)收入的依賴就越強(qiáng)。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(qiáng)。

（2）農(nóng)民受教育程度對(duì)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(gè)人，靠出賣(mài)勞動(dòng)而獲得的收入。近年來(lái)我國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)較快主要得益于其工資性收入的快速增長(zhǎng)，在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)民的工資性收入已取代農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入成為收入的主要來(lái)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(dòng)，但小學(xué)和初中文化層次對(duì)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(yīng)。我國(guó)的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展為農(nóng)民提供了大量外出務(wù)工的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，但農(nóng)民能否外出且獲得工作機(jī)會(huì)受到其自身基本文化知識(shí)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(wù)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(shì)，能從事較好的工種并獲得較高的收入。

（3）受教育程度對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入比重的影響

農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入是指農(nóng)民通過(guò)行使對(duì)自己所擁有的財(cái)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(yīng)收益，即農(nóng)民對(duì)所擁有的財(cái)產(chǎn)通過(guò)出租、分紅和金融資產(chǎn)增值等方式所取得的收入。在我國(guó)農(nóng)民的收入構(gòu)成中，財(cái)產(chǎn)性收入是最薄弱的一個(gè)組成部分，主要體現(xiàn)為財(cái)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(guó)農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入主要以利息為主，來(lái)源單一，再加上近年來(lái)受金融危機(jī)、通貨膨脹等金融沖擊，農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入在農(nóng)民收入構(gòu)成中的比重有降低的趨勢(shì)。研究結(jié)果顯示，農(nóng)民的各個(gè)文化層次對(duì)“財(cái)產(chǎn)性收入占比”的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，這表明我國(guó)農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入近年來(lái)在一定程度上受到了抑制。從統(tǒng)計(jì)顯著性來(lái)看，文盲、半文盲和高中文化層次對(duì)“財(cái)產(chǎn)性收入占比”的影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，這可能是因?yàn)榍罢叩呢?cái)產(chǎn)性收入數(shù)量較少，而后者具有較高的理財(cái)技能；小學(xué)和初中這兩個(gè)文化層次對(duì)“財(cái)產(chǎn)性收入占比”的影響顯著，可能是因?yàn)檫@兩個(gè)群體一方面能獲取一定的財(cái)產(chǎn)性收入，但另一方理財(cái)技能相對(duì)較差，財(cái)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(yíng)收入占比工資性收入占比財(cái)產(chǎn)性收入占比解

釋

變

量文盲、半文盲小 學(xué)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(yīng)F檢驗(yàn)150.46***235.00***238.20***Hausman檢驗(yàn)40.60***11.29**18.60***回歸模型選取個(gè)體固定效應(yīng)個(gè)體固定效應(yīng)個(gè)體固定效應(yīng)

四、研究結(jié)論及啟示

受教育程度會(huì)對(duì)農(nóng)民收入來(lái)源和結(jié)構(gòu)產(chǎn)生較大影響。農(nóng)民受教育程度越高，就越有機(jī)會(huì)和能力從非農(nóng)產(chǎn)業(yè)獲取工資性收入，從而導(dǎo)致以農(nóng)業(yè)收入為主的家庭經(jīng)營(yíng)收入的比重降低。隨著我國(guó)農(nóng)民整體文化素質(zhì)的提升以及工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的進(jìn)一步發(fā)展，工資性收入將取代家庭經(jīng)營(yíng)收入成為我國(guó)農(nóng)民收入的主體。

農(nóng)民收入問(wèn)題可以說(shuō)是“三農(nóng)”問(wèn)題的重中之重，農(nóng)民增收問(wèn)題也一直是困擾我國(guó)學(xué)術(shù)界和政策制定者的一個(gè)難點(diǎn)問(wèn)題?；仡櫸覈?guó)農(nóng)民的增收之路，曾經(jīng)的“增產(chǎn)增收”“價(jià)格增收”“結(jié)構(gòu)調(diào)整增收”以及“政策增收”等各種增收模式都已經(jīng)難以進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)民增收，而“就業(yè)導(dǎo)向增收”成為我國(guó)農(nóng)民增收的必然路徑?！熬蜆I(yè)導(dǎo)向增收”的實(shí)質(zhì)就是增加農(nóng)民的非農(nóng)收入，即農(nóng)民的工資性收入，而要增加農(nóng)民的工資性收入，就必須提升農(nóng)民的受教育程度，即提高農(nóng)民素質(zhì)。同時(shí)，規(guī)模經(jīng)營(yíng)、聯(lián)合經(jīng)營(yíng)是我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體制改革的必然趨勢(shì)，規(guī)模經(jīng)營(yíng)有別于小農(nóng)生產(chǎn)，需要“專業(yè)化”的農(nóng)民，對(duì)農(nóng)民素質(zhì)也有著較高的要求。因此，應(yīng)堅(jiān)持和完善我國(guó)農(nóng)村義務(wù)教育，并發(fā)展和完善農(nóng)民繼續(xù)教育體系。

綜上所述，提升農(nóng)民受教育程度、增強(qiáng)農(nóng)民素質(zhì)是增加農(nóng)民收入和優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的必然要求。同時(shí)，隨著農(nóng)民整體文化素質(zhì)的提高和城鎮(zhèn)化的進(jìn)一步推進(jìn)，工資性收入將成為農(nóng)民增收的主要途徑。農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入比重的降低有其歷史必然性，但我們也必須意識(shí)到農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入比重的進(jìn)一步降低不但不利于農(nóng)民的長(zhǎng)效增收，同時(shí)還會(huì)嚴(yán)重?fù)p害農(nóng)民的種糧積極性，進(jìn)而危及我國(guó)糧食安全。因此，提高農(nóng)民收入需要統(tǒng)籌兼顧，既要千方百計(jì)提高農(nóng)民的工資性收入，又要想方設(shè)法保障農(nóng)民的家庭經(jīng)營(yíng)收入，不讓種糧人吃虧，這樣才能實(shí)現(xiàn)農(nóng)民長(zhǎng)效增收、農(nóng)業(yè)長(zhǎng)久發(fā)展、農(nóng)村長(zhǎng)期繁榮。

參考文獻(xiàn)：

白菊紅，袁飛.2003.農(nóng)民收入水平與農(nóng)村人力資本關(guān)系分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)（1）：1618.

羅亞萍.2010.就業(yè)與受教育程度的相關(guān)性研究——以中國(guó)城鎮(zhèn)就業(yè)量為基礎(chǔ)［J］.西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）（9）：8487.

宋英杰.2010.受教育程度與農(nóng)民增收關(guān)系的實(shí)證研究——基于省際面板數(shù)據(jù)的分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)（10）：5255.

舒爾茨.2006.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)［M ］.梁小民，譯.北京：商務(wù)印書(shū)館：150 171.

王回瀾.2007.女性受教育程度的社會(huì)經(jīng)濟(jì)回饋——對(duì)青島女性受教育程度與社會(huì)經(jīng)濟(jì)關(guān)系的分析［J］.甘肅社會(huì)科學(xué)（2）：185187.

辛嶺，王艷華.2008.我國(guó)農(nóng)民受教育水平與農(nóng)民收入關(guān)系的實(shí)證研究［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)（4）：6366.

徐勇.2009.我國(guó)農(nóng)村與農(nóng)民問(wèn)題前沿研究［M］.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)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）：187204.

LAYARD，PSACHAROPOULOS G. 1974. The Screening Hypothesis and the Social Returns to education［J］. Journal of Political Economy，82 （October）：98598.

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 Yinqing1,2, WANG Zhao1, CHEN Yifang2

（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 nonagricultural income. Based on the related data of 30 provinces and municipalities of China during 20002011, 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; nonagricultural income; family business income; wage income; asset income

CLC number：F126.2；D422.7Document code：AArticle ID：16748131（2014）04000907

（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 nonagricultural income. Based on the related data of 30 provinces and municipalities of China during 20002011, 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; nonagricultural income; family business income; wage income; asset income

CLC number：F126.2；D422.7Document code：AArticle ID：16748131（2014）04000907

（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 nonagricultural income. Based on the related data of 30 provinces and municipalities of China during 20002011, 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; nonagricultural income; family business income; wage income; asset income

CLC number：F126.2；D422.7Document code：AArticle ID：16748131（2014）04000907

（編輯：夏冬）