安徽省農(nóng)民收入和受教育程度的關(guān)系

1、1.0農(nóng)村教育與農(nóng)民收入關(guān)系研究述評(píng)對(duì)于農(nóng)w收入的影響，國(guó)學(xué)者從不同的角度闡述了 己的觀點(diǎn)。其屮，宋元梁、肖衛(wèi)東從 城鎮(zhèn)化；辛嶺、王艷華從教育；杜玉紅、黃小舟從財(cái)政支農(nóng)支出；溫濤、冉光華、熊德平從 金融發(fā)展；丁藝從十地制度；方齊云、陸華新從稅費(fèi)改革等不m角度對(duì)農(nóng)民收入的影響因素做了廣泛的實(shí)證研究。這些研究對(duì)我們認(rèn)識(shí)農(nóng)k收入的影響因素以及如何實(shí)現(xiàn)農(nóng)k增收 是非常有益的。在影響農(nóng)比收入增長(zhǎng)的眾多因索屮，越來(lái)越多的#者都意識(shí)就其長(zhǎng)期影響力 及根源性而言，受教冇程度是實(shí)現(xiàn)農(nóng)k收入穩(wěn)定增長(zhǎng)的一個(gè)關(guān)鍵因素。怎如諾w爾經(jīng)濟(jì)芡得 主，印度經(jīng)濟(jì)學(xué)教授阿瑪?shù)賮喩f(shuō)，貧閑足指能力不足而不是收入低下。似教育對(duì)農(nóng)民

2、收入的影響，并非所有學(xué)者的觀點(diǎn)都足一致的，就研究結(jié)論iw言主耍有以下幾種觀點(diǎn)；（1） 受教冇程度對(duì)農(nóng)k增收m冇強(qiáng)冇力的支持作川。a菊紅等運(yùn)川明瑟模型對(duì)教冇和農(nóng)w收入的 關(guān)系進(jìn)行了考察，認(rèn)為農(nóng)民受教育程度越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率就越高，農(nóng)民收入增長(zhǎng)就越快。張 建國(guó)認(rèn)為，農(nóng)民的素質(zhì)低下是制約農(nóng)民收入快速增長(zhǎng)的主要原因。趙耀輝通過(guò)研究認(rèn)為，教 育對(duì)勞動(dòng)力從農(nóng)村到城市的永久遷移的作川很顯著，對(duì)弄公里增加非農(nóng)業(yè)收入的作川也很顯 著。nee指出，教育對(duì)農(nóng)民職業(yè)轉(zhuǎn)換的促進(jìn)作用在逐步加強(qiáng)，從而使農(nóng)民獲取收入的能力 得到提高（2）教育對(duì)農(nóng)民增收有一定的作用，但其影響有限。錢(qián)雪亞。張小蒂在2000年通 過(guò)對(duì)浙江省64縣（

3、市）的樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村島亇歷從業(yè)再對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展其有 將殊的影響力，但從業(yè)人數(shù)平均受教冇年限與農(nóng)氏人均純收入的相關(guān)系數(shù)不髙。李實(shí)、李文 彬從全國(guó)28個(gè)畨屮的數(shù)據(jù)資料出發(fā)，研究得出教冇對(duì)店k收入的作川在中國(guó)并沒(méi)冇aa現(xiàn)出 來(lái)（3）農(nóng)村教育與農(nóng)民收入存在著不確定的關(guān)系。傅國(guó)華、徐能銳對(duì)海南農(nóng)村教育與農(nóng)民 收入關(guān)心的研究表明，農(nóng)民的教育年限對(duì)收入差異的影響。結(jié)論足：農(nóng)村小學(xué)教育對(duì)農(nóng)村人 均收入的貢獻(xiàn)微乎艽微，甚至在某種程度上還會(huì)抵消收入的增長(zhǎng)；屮學(xué)教行對(duì)各地農(nóng)村人均 收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率的較高。（4）農(nóng)k低收入導(dǎo)致農(nóng)村教竹發(fā)展緩慢，人力資源開(kāi)發(fā)困難，形 成惡性循環(huán)。高俊萍研究發(fā)現(xiàn)巾于農(nóng)民的收入

4、水_'r:低，許多農(nóng)民沒(méi)有能力承受子女的教育費(fèi) 川，而柯限的教育存迫使農(nóng)村勞動(dòng)力可能失去工作機(jī)會(huì)，再度成為新窮人，周而復(fù)始，惡心 循環(huán)。從研究方法演進(jìn)過(guò)程米看，起初意見(jiàn)單的ols模型分析教育與農(nóng)民增收關(guān)系以后發(fā)展到基 于明瑟收入函數(shù)的ols估計(jì)和?？双R的被擇模型估計(jì)。由于現(xiàn)耔的研究多采川以單純的地 區(qū)截衙而數(shù)裾或者時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為樣木觀測(cè)值，在實(shí)際應(yīng)川屮存在一定的局限性。n前耔 的孕齊已將panel data模型引出研究巾，并運(yùn)用cranger w果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整理論，對(duì)受教 育水平與農(nóng)民收入關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整理論，對(duì)受教育水平與弄過(guò)敏收入關(guān)系的影響進(jìn)行定量分 析。1.1相關(guān)指標(biāo)說(shuō)明一.

5、農(nóng)民收入水平：用歷年農(nóng)民人均純收入代表農(nóng)民收入水平，并且采用的是當(dāng)年價(jià)，單位 為元。農(nóng)民收入水平用i表二. 農(nóng)村勞動(dòng)力受教冇程度：0前關(guān)于農(nóng)比受教冇程度的測(cè)度方法主要有以kw種：艽一是 川勞動(dòng)者已經(jīng)接受的學(xué)校教冇年限來(lái)表示，即對(duì)不m層次的勞動(dòng)力賦予不m的學(xué)歷指數(shù)，將 學(xué)歷指數(shù)作為權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)求和；其二是采川平均每萬(wàn)人在校屮學(xué)生人數(shù)作為替代變來(lái)測(cè) 度。木文采取的是第一種方法，即按照勞動(dòng)力的受教育程度進(jìn)行分類(lèi)，將各級(jí)勞動(dòng)力的受教 育年限作為權(quán)數(shù)加權(quán)求和。根據(jù)我w通行的9年義務(wù)教育法，農(nóng)村勞動(dòng)力在小學(xué)的受教育年 限為6年；初中按照實(shí)際的受教育年限9年米計(jì)算；高中（含職高、巾專(zhuān)）大概按照實(shí)際的 受教育

6、年限12年來(lái)計(jì)算；人專(zhuān)及以上農(nóng)村勞動(dòng)力，由于統(tǒng)計(jì)資料數(shù)據(jù)的限制，在權(quán)數(shù)處理 屮無(wú)法反映出占農(nóng)村人數(shù)比重較少的人學(xué)專(zhuān)科、木科、碩士、博士的受教育年限的差異，一 次統(tǒng)一按照大致相當(dāng)于大孚本科層次平均的受教育年限16年采計(jì)算；農(nóng)村文盲、半文盲勞 動(dòng)力按照受教育年限為1年來(lái)汁算。農(nóng)k受教育程度川e表示。2.2研究方法經(jīng)濟(jì)變量之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系被稱(chēng)為i辦整關(guān)系，有engle和granger正式提出。兩個(gè)差 農(nóng)用的的、整檢驗(yàn)方注engle和granger的方'法及johansen和juselius的方注。johansen和 juselius研究協(xié)整的問(wèn)題吋，在多元變量分析的基礎(chǔ)上不僅提供了一個(gè)

7、估計(jì)的方法，還提出 了檢驗(yàn)協(xié)整向量個(gè)數(shù)及經(jīng)濟(jì)理論所設(shè)條件的顯示方法。johansen和juselius的方法陳偉協(xié)整 分析的關(guān)鍵工其。2.3數(shù)據(jù)來(lái)源及統(tǒng)計(jì)描述為了研究中國(guó)農(nóng)民受教育程度和農(nóng)民收入之叫的長(zhǎng)期關(guān)系，本文采用年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為 1985年2007年，原始數(shù)據(jù)來(lái)新中國(guó)50年統(tǒng)計(jì)資料匯編、相關(guān)各期中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 和中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒。為了進(jìn)一步觀察農(nóng)r受教育程度和收入之間的相關(guān)關(guān)系，選取農(nóng)民人均純收入作為因變量 y，農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限為im變量x，繪制農(nóng)村勞動(dòng)力受教臺(tái)年限與農(nóng)比人數(shù)純收入關(guān)系的 散點(diǎn)閣，如圖1所示。從閣1可以看出，兩齊成正線性關(guān)系。計(jì)算兩再間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果 農(nóng)明農(nóng)村勞動(dòng)

8、力售價(jià)與年限與農(nóng)民人均純收入的簡(jiǎn)巾-相關(guān)系數(shù)為0.950478,說(shuō)民兩齊間存在 很強(qiáng)的正相關(guān)性，且相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的概率p值近似于0,即當(dāng)叢著性水平為0.01吋，w拒 絕相關(guān)系數(shù)假?zèng)]的原假?zèng)]，說(shuō)k連個(gè)變量之間的相關(guān)性是顯著的。5 000-.4 000*龜1 3 000-. 2 000 ， 1000-: *0- 女5656371)7.5 8.08?5si農(nóng)柃窮珀力受教育芝叚與農(nóng)民入均純收入關(guān)系的圖3農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度對(duì)農(nóng)k收入的影響分析3.1單位根檢驗(yàn)檢驗(yàn)變a是否穩(wěn)定的過(guò)程成為單位根檢驗(yàn)。平穩(wěn)序列將圍繞一個(gè)均值波動(dòng)，并荇m其靠攏的 趨勢(shì)，非平穩(wěn)過(guò)程則不具夼這個(gè)性質(zhì)。比較常川的單位根檢驗(yàn)方法df檢驗(yàn)

9、由于不能保證方 程中的殘差項(xiàng)是白噪音，所以dickey和fuller對(duì)df檢驗(yàn)法進(jìn)行了擴(kuò)充，形成adf檢驗(yàn)， 這就是h前最芭遍的供這15檢驗(yàn)a法。該檢驗(yàn)法的基本原理是通過(guò)n次差分的辦法將非平 穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列。很多時(shí)間數(shù)列具相非平穩(wěn)的特征，如果事先不考慮時(shí)間序列的平穩(wěn) 性而直接對(duì)非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行線性冋歸，很可能會(huì)出現(xiàn)虛假冋歸。因此，在冋歸分析之前，我 們必須對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通過(guò)eviews5.0的計(jì)算，得到檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。史量adf格獫值城形式(cj.k)tt界值結(jié)論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非平穩(wěn) 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平穩(wěn)生:檢翰形式c、l、k分別衷示含甘敗項(xiàng)、趨努項(xiàng)、滯后階牧.i檢驗(yàn)結(jié)果表明：原冇的吋間序列在5%的顯著哲水k都是非平穩(wěn)的變量。對(duì)這些變貴采川一 節(jié)差分法，一階差分后的序列l(wèi)n£，ln/，在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的變量。并且1(1£在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。依裾協(xié)整理論，對(duì)丁通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)幾同階序列來(lái) 說(shuō)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析他們的協(xié)整關(guān)系。3.2 g

11、ranger w果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)證了變s:之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成閃果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。 如果變量x存助于預(yù)測(cè)y，即根據(jù)y的過(guò)去值對(duì)y進(jìn)行回歸，如果再加上x(chóng)的過(guò)去值， 能夠從著地齊慶冋歸的解釋能力，則稱(chēng)x是y的格蘭杰因，否性而成為非格蘭杰因，其檢 驗(yàn)結(jié)果如表2所示。表2農(nóng)民收入與農(nóng)金»變a囘的因果欠系檢攰特 $t假設(shè)f值 p$ 紹論變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的格蘭杰原0.4s5 95e是引起丨變動(dòng) 的格蘭杰原因. 但丨不足引起k 變動(dòng)的格蘭杰 原we不是i的格蘭

12、杰糶因5. 638 23 i 3 i不是e的格蘭杰原w 1.436 79k不是丨的格蘭杰垛因3.455 84 4 i不楚e的格蘭杰掾因1.03850e不si的格蘭杰原因5.087 61在格蘭杰w果檢驗(yàn)中，其結(jié)果對(duì)滯后期的長(zhǎng)度變化比較敏感。在本文中分別取2、3、4等多 個(gè)不同的滯后期進(jìn)行檢驗(yàn)，若檢驗(yàn)結(jié)果一致。說(shuō)明結(jié)論價(jià)位可信。從表2屮可以看出，雖然 選取了不m的滯后期，但其結(jié)論“農(nóng)村勞動(dòng)力受教冇程度數(shù)引起農(nóng)民收入變動(dòng)的格蘭杰原因， 但農(nóng)民收入不是引起農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度變動(dòng)的格蘭杰原因”是一致的。從而說(shuō)明此結(jié)論 是可信的。3.3協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量的協(xié)整檢驗(yàn)普遍采川的是johansen的極人似然跡檢驗(yàn)

13、和eg兩步法。在只有兩個(gè)吋間 序列的情況下，只可能存在一個(gè)線性的協(xié)整關(guān)系，而在連個(gè)時(shí)間序列存在唯一的協(xié)整關(guān)系時(shí)， eg兩少法非常耔效。根據(jù)汆怪?jǐn)?shù)檢驗(yàn)結(jié)果，運(yùn)川eg兩步法對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力受教宵程度和農(nóng) 民收入進(jìn)行協(xié)整分析。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度是農(nóng)民收入的 格蘭杰原因，所以，農(nóng)民收入與農(nóng)村弄?jiǎng)恿κ芙逃潭鹊臄?shù)量關(guān)系可以確立。運(yùn)用普通敁小 二乘法對(duì)in e和in i序列進(jìn)行回歸擬合，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。從擬合方稈可以看出，估計(jì)模型的擬合稈度非常高，模型的各個(gè)估計(jì)參數(shù)也是叢著地。但是 dw偏低，表明方程存在著一階ft相關(guān)現(xiàn)象，對(duì)問(wèn)歸方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢 測(cè)殘差序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表 3 所示。表3殘斧項(xiàng)的adf單耵根檢驗(yàn)鈷果adf變緻檢輪值dw格界佴結(jié)論s計(jì)ft1%5%105be -4.142 772.003 96-3.808 546 - 3.020 686-2.650 413平a從檢驗(yàn)結(jié)果可以看岀，回歸方程的殘差序列足平穩(wěn)序列，說(shuō)明農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度和農(nóng)k 收入存在著長(zhǎng)期的穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整力程表達(dá)式可以ft岀，農(nóng)村弄懂力 受教育程度對(duì)農(nóng)民收入的彈

15、性約為6.857,即農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限每增長(zhǎng)1%,弄明人均 純收入增長(zhǎng)6.857%,表明農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度對(duì)農(nóng)民能夠收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是叢著地。 3.4誤差修正模型通過(guò)協(xié)整分析僅僅表明了農(nóng)村弄?jiǎng)恿κ芙逃潭群娃r(nóng)民收入存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。我們還要分 析農(nóng)村勞動(dòng)力受教育稈度和農(nóng)民收入之間的短期波動(dòng)關(guān)系?，F(xiàn)象間短期波動(dòng)關(guān)系一方面是山 于相互的影響，另一方妞収決于均很誤差emc(-l)，為此建立誤差修止模型。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。從誤差修正模型可知，誤差修正項(xiàng)ecm (-1)的彈性系數(shù)分別為0.2557,該系數(shù)反映誤差 修正模型校正偏差的程度。其含義是：如果誤差伉為正，那么在接卜來(lái)得一年屮，由于誤差 修正項(xiàng)系數(shù)也為正，則誤差修正項(xiàng)就會(huì)短期內(nèi)使與之相應(yīng)的農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度和農(nóng)民收 入上升，并不斷趨于均衡，從而表明這種修正是正向的。即每年的農(nóng)村老農(nóng)歷受教育程度與 農(nóng)民能夠收入減肥有25,57%被修正。并且，改制越大

17、，系統(tǒng)的自我修正功能就越強(qiáng)。4農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度和農(nóng)比收入的互動(dòng)關(guān)系4.1脈沖影響函數(shù)分析johansen檢驗(yàn)和granger檢驗(yàn)只能說(shuō)明變量間的關(guān)系，但不能說(shuō)明這種關(guān)系的強(qiáng)度。力f評(píng) 細(xì)分析農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度和弄明收入在不同時(shí)期之閭的互動(dòng)關(guān)系即影響程度，分別運(yùn)用 脈沖影響函數(shù)和方差分解方法，重點(diǎn)考察連個(gè)變量間的互動(dòng)關(guān)系。var模型的脈沖響應(yīng)閑 數(shù)反映來(lái)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)u準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量單槍值和未來(lái)值的影響，刻畫(huà)內(nèi)生變量 對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)，叢示任意變甭的隨機(jī)擾動(dòng)如何通過(guò)模型影響其他變景，并反饋到滋 生的動(dòng)態(tài)過(guò)程。農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限的變化沖擊對(duì)農(nóng)w人均收入變化的脈沖影響放函數(shù)閹 如閣

18、2所示。從閣2可以看出，農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限在當(dāng)期受到一個(gè)正的外部沖擊之i；通過(guò)各種路徑作 用到農(nóng)民人均純收入，從當(dāng)期開(kāi)始農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限變化會(huì)對(duì)農(nóng)民人均純收入有一個(gè)正 的拉升作用，并在第4期達(dá)到峰值3%,但之后影響迅速減弱并在長(zhǎng)期維持在1%的水平， 這一正的拉升作用的到穩(wěn)定維持。因此我們可以這樣汄?yàn)?，農(nóng)村拉動(dòng)力受教育年限變化所帶 來(lái)的沖擊會(huì)給農(nóng)民人均純收入帶來(lái)一個(gè)長(zhǎng)期的正向影響，短期內(nèi)農(nóng)民的收入受到的沖市影響 更為顯著。其相應(yīng)的政策含義就是，政府應(yīng)該進(jìn)一少®視教育問(wèn)題，不斷提高勞動(dòng)力的受教 育年限，這不僅妨利于農(nóng)民勞動(dòng)力素質(zhì)的提高，并在長(zhǎng)期a將增加農(nóng)民的收入。而且這種政 策應(yīng)該

19、是長(zhǎng)期的。農(nóng)民人均純收入對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖如圖3所示。圖3 ini對(duì)ine的脈沖晌函數(shù)囡從圖3可以看書(shū)，在當(dāng)期給農(nóng)民人均純收入一個(gè)正向沖擊之后，從第1期到第5期農(nóng)村勞動(dòng) 力受教育年限被迅速拉升，且影響是不斷遞增的。在第6期之后，農(nóng)民人純收入對(duì)農(nóng)村勞動(dòng) 力受教育年限的正14影響衍所下降。這樣的結(jié)論表明：農(nóng)民人均純收入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)力受教育 念想帶米長(zhǎng)期拉動(dòng)作用。從以上可以分析得出：農(nóng)民收入的提高增加了農(nóng)民受教育的機(jī)會(huì)， 將長(zhǎng)期促使農(nóng)民受教育的年限提髙。4.2方差分解分析與脈沖響應(yīng)函數(shù)相比較方差分解提供丫另外一個(gè)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng) 對(duì)一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊效果，相反，方差分解技術(shù)則足將系統(tǒng)的均方誤差分解成各變量所作 的貢獻(xiàn)。var模型的方差分解川以將系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)暗器成因分解為勾各方程 信怠關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各信怠對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。下而利川方差分解的 方法僅以汝了解農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度對(duì)農(nóng)民收入水平變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度。農(nóng)民收入的預(yù)測(cè) 差分解如圖4所示圖4農(nóng)民收入的殞刻方左分解從圖4中可以看山，我m農(nóng)民收入水品的波動(dòng)