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

受教育程度對(duì)我們國(guó)家農(nóng)民收入;和結(jié)構(gòu)的影響中圖分類號(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)系到穩(wěn)定、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)，我們國(guó)家農(nóng)民收入快速增長(zhǎng)，1995年居民年人均純收入為1577.74元，2012年達(dá)到7916.58元，18年間增長(zhǎng)了4倍，年均增長(zhǎng)速度達(dá)到9.4%。我們國(guó)家農(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;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我們國(guó)家居民純收入構(gòu)成〔按收入;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);〔中國(guó)年鑒〕譚銀清，王釗，陳益芳:受教育程度對(duì)我們國(guó)家農(nóng)民收入;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);：農(nóng)民人均收入數(shù)據(jù);于〔中國(guó)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年我們國(guó)家農(nóng)民不同收入分組中勞動(dòng)力程度結(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);：〔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)歷數(shù)和大學(xué)以下學(xué)歷數(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)由于我們國(guó)家教育結(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，我們國(guó)家農(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。但是已有的研究沒(méi)有能揭示農(nóng)民受教育程度對(duì)其收入;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年我們國(guó)家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，并為提高我們國(guó)家農(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);1974年，美國(guó)著名家明瑟通過(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杖敕匠台暤暮?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，因此我者對(duì)“明瑟收入方程〞進(jìn)行了本土化改進(jìn)：lny=A+β1edu+β2exp+β3exp2+?鼎?jX+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;和結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響。從經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，我們國(guó)家農(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+?鼎?jXit+μi+εit模型二：Rjit=β0+β1edu1it+β2edu2it+β3edu3it+β4edu4it+?鼎?jXit+μi+εit模型一體現(xiàn)了農(nóng)民受教育年限對(duì)其收入;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;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;于的轉(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)人均占比／%0.140.070.010.38360第二產(chǎn)業(yè)人均占比／%0.460.080.200.59360第三產(chǎn)業(yè)人均占比／%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當(dāng)前我們國(guó)家大學(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)〕人均占人均總量的比重作為“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)〕人均分別占人均總量的比重作為農(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;于農(nóng)民收入扣除消費(fèi)后剩余的，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。本文選取我們國(guó)家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);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;的影響表4反映了農(nóng)民受教育年限對(duì)其收入;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，這一方面與我們國(guó)家的產(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)。除此之外，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)楫?dāng)前我們國(guó)家農(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〞占“人均〞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)的人均分別占“人均〞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〞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)籌劃和而獲得的收入，就當(dāng)前來(lái)看，農(nóng)業(yè)收入依然是我們國(guó)家農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的主要;，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)?！?〕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，靠出賣勞動(dòng)而獲得的收入。近年來(lái)我們國(guó)家農(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;?；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)。我們國(guó)家的城鎮(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、分紅和資產(chǎn)增值等方式所取得的收入。在我們國(guó)家農(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。我們國(guó)家農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入主要以利息為主，;單一，再加上近年來(lái)受危機(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)，這表明我們國(guó)家農(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**