安徽省农民收入和受教育程度的关系

1、1.0农村教育与农民收入关系研究述评对于农w收入的影响，国学者从不同的角度阐述了 己的观点。其屮，宋元梁、肖卫东从 城镇化；辛岭、王艳华从教育；杜玉红、黄小舟从财政支农支出；温涛、冉光华、熊德平从 金融发展；丁艺从十地制度；方齐云、陆华新从税费改革等不m角度对农民收入的影响因素做了广泛的实证研究。这些研究对我们认识农k收入的影响因素以及如何实现农k增收 是非常有益的。在影响农比收入增长的众多因索屮，越来越多的#者都意识就其长期影响力 及根源性而言，受教冇程度是实现农k收入稳定增长的一个关键因素。怎如诺w尔经济芡得 主，印度经济学教授阿玛蒂亚森所说，贫闲足指能力不足而不是收入低下。似教育对农民

2、收入的影响，并非所有学者的观点都足一致的，就研究结论iw言主耍有以下几种观点；（1） 受教冇程度对农k增收m冇强冇力的支持作川。a菊红等运川明瑟模型对教冇和农w收入的 关系进行了考察，认为农民受教育程度越高，农业生产率就越高，农民收入增长就越快。张 建国认为，农民的素质低下是制约农民收入快速增长的主要原因。赵耀辉通过研究认为，教 育对劳动力从农村到城市的永久迁移的作川很显著，对弄公里增加非农业收入的作川也很显 著。nee指出，教育对农民职业转换的促进作用在逐步加强，从而使农民获取收入的能力 得到提高（2）教育对农民增收有一定的作用，但其影响有限。钱雪亚。张小蒂在2000年通 过对浙江省64县（

3、市）的样本进行研究，发现：农村岛亇历从业再对农村经济的发展其有 将殊的影响力，但从业人数平均受教冇年限与农氏人均纯收入的相关系数不髙。李实、李文 彬从全国28个畨屮的数据资料出发，研究得出教冇对店k收入的作川在中国并没冇aa现出 來（3）农村教育与农民收入存在着不确定的关系。傅国华、徐能锐对海南农村教育与农民 收入关心的研究表明，农民的教育年限对收入差异的影响。结论足：农村小学教育对农村人 均收入的贡献微乎艽微，甚至在某种程度上还会抵消收入的增长；屮学教行对各地农村人均 收入增长的贡献率的较高。（4）农k低收入导致农村教竹发展缓慢，人力资源开发困难，形 成恶性循环。高俊萍研究发现巾于农民的收入

4、水_'r:低，许多农民没有能力承受子女的教育费 川，而柯限的教育存迫使农村劳动力可能失去工作机会，再度成为新穷人，周而复始，恶心 循环。从研究方法演进过程米看，起初意见单的ols模型分析教育与农民增收关系以后发展到基 于明瑟收入函数的ols估计和海克玆的被择模型估计。由于现耔的研究多采川以单纯的地 区截衙而数裾或者时间序列数据作为样木观测值，在实际应川屮存在一定的局限性。n前耔 的孕齐已将panel data模型引出研究巾，并运用cranger w果关系检验和协整理论，对受教 育水平与农民收入关系检验和协整理论，对受教育水平与弄过敏收入关系的影响进行定量分 析。1.1相关指标说明一.

5、农民收入水平：用历年农民人均纯收入代表农民收入水平，并且采用的是当年价，单位 为元。农民收入水平用i表二. 农村劳动力受教冇程度：0前关于农比受教冇程度的测度方法主要有以kw种：艽一是 川劳动者已经接受的学校教冇年限来表示，即对不m层次的劳动力赋予不m的学历指数，将 学历指数作为权数进行加权求和；其二是采川平均每万人在校屮学生人数作为替代变来测 度。木文采取的是第一种方法，即按照劳动力的受教育程度进行分类，将各级劳动力的受教 育年限作为权数加权求和。根据我w通行的9年义务教育法，农村劳动力在小学的受教育年 限为6年；初中按照实际的受教育年限9年米计算；高中（含职高、巾专）大概按照实际的 受教育

6、年限12年来计算；人专及以上农村劳动力，由于统计资料数据的限制，在权数处理 屮无法反映出占农村人数比重较少的人学专科、木科、硕士、博士的受教育年限的差异，一 次统一按照大致相当于大孚本科层次平均的受教育年限16年采计算；农村文盲、半文盲劳 动力按照受教育年限为1年来汁算。农k受教育程度川e表示。2.2研究方法经济变量之间存在的长期均衡关系被称为i办整关系，有engle和granger正式提出。两个差 农用的的、整检验方注engle和granger的方'法及johansen和juselius的方注。johansen和 juselius研究协整的问题吋，在多元变量分析的基础上不仅提供了一个

7、估计的方法，还提出 了检验协整向量个数及经济理论所设条件的显示方法。johansen和juselius的方法陈伟协整 分析的关键工其。2.3数据来源及统计描述为了研究中国农民受教育程度和农民收入之叫的长期关系，本文采用年度数据，样本区间为 1985年2007年，原始数据来新中国50年统计资料汇编、相关各期中国统计年鉴 和中国农村统计年鉴。为了进一步观察农r受教育程度和收入之间的相关关系，选取农民人均纯收入作为因变量 y，农村劳动力受教育年限为im变量x，绘制农村劳动力受教台年限与农比人数纯收入关系的 散点阁，如图1所示。从阁1可以看出，两齐成正线性关系。计算两再间的相关系数，结果 农明农村劳动

8、力售价与年限与农民人均纯收入的简巾-相关系数为0.950478,说民两齐间存在 很强的正相关性，且相关系数检验的概率p值近似于0,即当丛著性水平为0.01吋，w拒 绝相关系数假没的原假没，说k连个变量之间的相关性是显著的。5 000-.4 000*龜1 3 000-. 2 000 ， 1000-: *0- 女5656371)7.5 8.08?5si农柃穷珀力受教育芝叚与农民入均纯收入关系的图3农村劳动力受教育程度对农k收入的影响分析3.1单位根检验检验变a是否稳定的过程成为单位根检验。平稳序列将围绕一个均值波动，并荇m其靠拢的 趋势，非平稳过程则不具夼这个性质。比较常川的单位根检验方法df检验

9、由于不能保证方 程中的残差项是白噪音，所以dickey和fuller对df检验法进行了扩充，形成adf检验， 这就是h前最芭遍的供这15检验a法。该检验法的基本原理是通过n次差分的办法将非平 稳序列转化为平稳序列。很多时间数列具相非平稳的特征，如果事先不考虑时间序列的平稳 性而直接对非平稳数据进行线性冋归，很可能会出现虚假冋归。因此，在冋归分析之前，我 们必须对变量进行单位根检验。通过eviews5.0的计算，得到检验结果如表1所示。史量adf格猃值城形式(cj.k)tt界值结论1%5%ine-2.470 9（c，t.l）-3.788 03-3.012 363非平椽1»1-1.874

10、 03-3.808 55-3.020 686非平稳 ine -4. 482 94<c,t,o）-3.788 03-3. 012 363千抵 ini -3. 348 89-3. 808 55-3. 020 686平稳生:检翰形式c、l、k分别衷示含甘败项、趋努项、滞后阶牧.i检验结果表明：原冇的吋间序列在5%的显著哲水k都是非平稳的变量。对这些变贵采川一 节差分法，一阶差分后的序列ln£，ln/，在5%的显著性水平下都是平稳的变量。并且1(1£在1%的显著性水平下是平稳的。依裾协整理论，对丁通过平稳性检验几同阶序列来 说，可以进行协整检验，分析他们的协整关系。3.2 g

11、ranger w果关系检验协整检验验证了变s:之间存在着长期均衡关系，但是否构成闪果关系，还需要进一步检验。 如果变量x存助于预测y，即根据y的过去值对y进行回归，如果再加上x的过去值， 能够从著地齊庆冋归的解释能力，则称x是y的格兰杰因，否性而成为非格兰杰因，其检 验结果如表2所示。表2农民收入与农金»变a囘的因果欠系检攰特 $t假设f值 p$ 绍论变fit后期0. 621 76 0. 014 02 0. 277 21 0 27 0.434 36 0.016 90_2_i不趦e的格兰杰原0.4s5 95e是引起丨变动 的格兰杰原因. 但丨不足引起k 变动的格兰杰 原we不是i的格兰

12、杰粜因5. 638 23 i 3 i不是e的格兰杰原w 1.436 79k不是丨的格兰杰垛因3.455 84 4 i不楚e的格兰杰掾因1.03850e不si的格兰杰原因5.087 61在格兰杰w果检验中，其结果对滞后期的长度变化比较敏感。在本文中分别取2、3、4等多 个不同的滞后期进行检验，若检验结果一致。说明结论价位可信。从表2屮可以看出，虽然 选取了不m的滞后期，但其结论“农村劳动力受教冇程度数引起农民收入变动的格兰杰原因， 但农民收入不是引起农村劳动力受教育程度变动的格兰杰原因”是一致的。从而说明此结论 是可信的。3.3协整检验对变量的协整检验普遍采川的是johansen的极人似然迹检验

13、和eg两步法。在只有两个吋间 序列的情况下，只可能存在一个线性的协整关系，而在连个时间序列存在唯一的协整关系时， eg两少法非常耔效。根据汆怪数检验结果，运川eg两步法对农村劳动力受教宵程度和农 民收入进行协整分析。根据格兰杰因果关系检验结果，农村劳动力受教育程度是农民收入的 格兰杰原因，所以，农民收入与农村弄动力受教育程度的数量关系可以确立。运用普通敁小 二乘法对in e和in i序列进行回归拟合，得in/ = - 6. 247 66 + 6. 857 281n£， t ( -15.012)(32.422 5)r2 =0. 980 414,=0. 979 48, dlt = 0.6

14、39 96。从拟合方稈可以看出，估计模型的拟合稈度非常高，模型的各个估计参数也是丛著地。但是 dw偏低，表明方程存在着一阶ft相关现象，对问归方程的残差序列进行单位根检验，以检 测残差序列的平稳性，结果如表 3 所示。表3残斧项的adf单耵根检验钴果adf变緻检轮值dw格界佴结论s计ft1%5%105be -4.142 772.003 96-3.808 546 - 3.020 686-2.650 413平a从检验结果可以看岀，回归方程的残差序列足平稳序列，说明农村劳动力受教育程度和农k 收入存在着长期的稳定的均衡关系，即协整关系。从协整力程表达式可以ft岀，农村弄懂力 受教育程度对农民收入的弹

15、性约为6.857,即农村劳动力受教育年限每增长1%,弄明人均 纯收入增长6.857%,表明农村劳动力受教育程度对农民能够收入增长的促进作用是丛著地。 3.4误差修正模型通过协整分析仅仅表明了农村弄动力受教育程度和农民收入存在长期均衡关系。我们还要分 析农村劳动力受教育稈度和农民收入之间的短期波动关系。现象间短期波动关系一方面是山 于相互的影响，另一方妞収决于均很误差emc(-l)，为此建立误差修止模型。dinz = 0. 081 7 -2. 740 6din£( -1)- t (0.358)( -2.351)-2. 101 2dln£( -2) +0. 786 9dln/(

16、 -1)- (-1.843)(1.937)-0. 187 ll)ln/( -2) +0.255 7ecm( - 1)，(0.719 8)(1.134 2)r2 =0. 760 6,£)=2. 176。从误差修正模型可知，误差修正项ecm (-1)的弹性系数分别为0.2557,该系数反映误差 修正模型校正偏差的程度。其含义是：如果误差伉为正，那么在接卜来得一年屮，由于误差 修正项系数也为正，则误差修正项就会短期内使与之相应的农村劳动力受教育程度和农民收 入上升，并不断趋于均衡，从而表明这种修正是正向的。即每年的农村老农历受教育程度与 农民能够收入减肥有25,57%被修正。并且，改制越大

17、，系统的自我修正功能就越强。4农村劳动力受教育程度和农比收入的互动关系4.1脉冲影响函数分析johansen检验和granger检验只能说明变量间的关系，但不能说明这种关系的强度。力f评 细分析农村劳动力受教育程度和弄明收入在不同时期之闾的互动关系即影响程度，分别运用 脉冲影响函数和方差分解方法，重点考察连个变量间的互动关系。var模型的脉冲响应闲 数反映来随机扰动项的一个u准差冲击对内生变量单枪值和未來值的影响，刻画内生变量 对随机扰动的动态反应，丛示任意变甭的随机扰动如何通过模型影响其他变景，并反馈到滋 生的动态过程。农村劳动力受教育年限的变化冲击对农w人均收入变化的脉冲影响放函数阉 如阁

18、2所示。从阁2可以看出，农村劳动力受教育年限在当期受到一个正的外部冲击之i；通过各种路径作 用到农民人均纯收入，从当期开始农村劳动力受教育年限变化会对农民人均纯收入有一个正 的拉升作用，并在第4期达到峰值3%,但之后影响迅速减弱并在长期维持在1%的水平， 这一正的拉升作用的到稳定维持。因此我们可以这样汄为，农村拉动力受教育年限变化所带 来的冲击会给农民人均纯收入带來一个长期的正向影响，短期内农民的收入受到的冲市影响 更为显著。其相应的政策含义就是，政府应该进一少®视教育问题，不断提高劳动力的受教 育年限，这不仅妨利于农民劳动力素质的提高，并在长期a将增加农民的收入。而且这种政 策应该

19、是长期的。农民人均纯收入对农村劳动力受教育年限的脉冲响应函数图如图3所示。图3 ini对ine的脉冲晌函数囡从图3可以看书，在当期给农民人均纯收入一个正向冲击之后，从第1期到第5期农村劳动 力受教育年限被迅速拉升，且影响是不断递增的。在第6期之后，农民人纯收入对农村劳动 力受教育年限的正14影响衍所下降。这样的结论表明：农民人均纯收入对农民劳动力受教育 念想带米长期拉动作用。从以上可以分析得出：农民收入的提高增加了农民受教育的机会， 将长期促使农民受教育的年限提髙。4.2方差分解分析与脉冲响应函数相比较方差分解提供丫另外一个系统动态的方法。脉冲响应函数是追踪系统 对一个内生变量的冲击效果，相反，方差分解技术则足将系统的均方误差分解成各变量所作 的贡献。var模型的方差分解川以将系统中每个内生变量的波动暗器成因分解为勾各方程 信怠关联的组成部分，从而了解各信怠对模型内生变量的相对重要性。下而利川方差分解的 方法仅以汝了解农村劳动力受教育程度对农民收入水平变动的贡献程度。农民收入的预测 差分解如图4所示图4农民收入的殒刻方左分解从图4中可以看山，我m农民收入水品的波动