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)系研究述評對于農(nóng)w收入的影響，國學(xué)者從不同的角度闡述了 己的觀點。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、陸華新從稅費改革等不m角度對農(nóng)民收入的影響因素做了廣泛的實證研究。這些研究對我們認識農(nóng)k收入的影響因素以及如何實現(xiàn)農(nóng)k增收 是非常有益的。在影響農(nóng)比收入增長的眾多因索屮，越來越多的#者都意識就其長期影響力 及根源性而言，受教冇程度是實現(xiàn)農(nóng)k收入穩(wěn)定增長的一個關(guān)鍵因素。怎如諾w爾經(jīng)濟芡得 主，印度經(jīng)濟學(xué)教授阿瑪?shù)賮喩f，貧閑足指能力不足而不是收入低下。似教育對農(nóng)民

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

3、市）的樣本進行研究，發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村島亇歷從業(yè)再對農(nóng)村經(jīng)濟的發(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、李文 彬從全國28個畨屮的數(shù)據(jù)資料出發(fā)，研究得出教冇對店k收入的作川在中國并沒冇aa現(xiàn)出 來（3）農(nóng)村教育與農(nóng)民收入存在著不確定的關(guān)系。傅國華、徐能銳對海南農(nóng)村教育與農(nóng)民 收入關(guān)心的研究表明，農(nóng)民的教育年限對收入差異的影響。結(jié)論足：農(nóng)村小學(xué)教育對農(nóng)村人 均收入的貢獻微乎艽微，甚至在某種程度上還會抵消收入的增長；屮學(xué)教行對各地農(nóng)村人均 收入增長的貢獻率的較高。（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)民沒有能力承受子女的教育費 川，而柯限的教育存迫使農(nóng)村勞動力可能失去工作機會，再度成為新窮人，周而復(fù)始，惡心 循環(huán)。從研究方法演進過程米看，起初意見單的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估計和?？双R的被擇模型估計。由于現(xiàn)耔的研究多采川以單純的地 區(qū)截衙而數(shù)裾或者時間序列數(shù)據(jù)作為樣木觀測值，在實際應(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，并運用cranger w果關(guān)系檢驗和協(xié)整理論，對受教 育水平與農(nóng)民收入關(guān)系檢驗和協(xié)整理論，對受教育水平與弄過敏收入關(guān)系的影響進行定量分 析。1.1相關(guān)指標說明一.

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，并且采用的是當年價，單位 為元。農(nóng)民收入水平用i表二. 農(nóng)村勞動力受教冇程度：0前關(guān)于農(nóng)比受教冇程度的測度方法主要有以kw種：艽一是 川勞動者已經(jīng)接受的學(xué)校教冇年限來表示，即對不m層次的勞動力賦予不m的學(xué)歷指數(shù)，將 學(xué)歷指數(shù)作為權(quán)數(shù)進行加權(quán)求和；其二是采川平均每萬人在校屮學(xué)生人數(shù)作為替代變來測 度。木文采取的是第一種方法，即按照勞動力的受教育程度進行分類，將各級勞動力的受教 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)村勞動力在小學(xué)的受教育年 限為6年；初中按照實際的受教育年限9年米計算；高中（含職高、巾專）大概按照實際的 受教育

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

7、估計的方法，還提出 了檢驗協(xié)整向量個數(shù)及經(jīng)濟理論所設(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)來源及統(tǒng)計描述為了研究中國農(nóng)民受教育程度和農(nóng)民收入之叫的長期關(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)來新中國50年統(tǒng)計資料匯編、相關(guān)各期中國統(tǒng)計年鑒 和中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒。為了進一步觀察農(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)村勞動力受教育年限為im變量x，繪制農(nóng)村勞動力受教臺年限與農(nóng)比人數(shù)純收入關(guān)系的 散點閣，如圖1所示。從閣1可以看出，兩齊成正線性關(guān)系。計算兩再間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果 農(nóng)明農(nóng)村勞動

8、力售價與年限與農(nóng)民人均純收入的簡巾-相關(guān)系數(shù)為0.950478,說民兩齊間存在 很強的正相關(guān)性，且相關(guān)系數(shù)檢驗的概率p值近似于0,即當叢著性水平為0.01吋，w拒 絕相關(guān)系數(shù)假沒的原假沒，說k連個變量之間的相關(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)村勞動力受教育程度對農(nóng)k收入的影響分析3.1單位根檢驗檢驗變a是否穩(wěn)定的過程成為單位根檢驗。平穩(wěn)序列將圍繞一個均值波動，并荇m其靠攏的 趨勢，非平穩(wěn)過程則不具夼這個性質(zhì)。比較常川的單位根檢驗方法df檢驗

9、由于不能保證方 程中的殘差項是白噪音，所以dickey和fuller對df檢驗法進行了擴充，形成adf檢驗， 這就是h前最芭遍的供這15檢驗a法。該檢驗法的基本原理是通過n次差分的辦法將非平 穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列。很多時間數(shù)列具相非平穩(wěn)的特征，如果事先不考慮時間序列的平穩(wěn) 性而直接對非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進行線性冋歸，很可能會出現(xiàn)虛假冋歸。因此，在冋歸分析之前，我 們必須對變量進行單位根檢驗。通過eviews5.0的計算，得到檢驗結(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、趨努項、滯后階牧.i檢驗結(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，對丁通過平穩(wěn)性檢驗幾同階序列來 說，可以進行協(xié)整檢驗，分析他們的協(xié)整關(guān)系。3.2 g

11、ranger w果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗驗證了變s:之間存在著長期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成閃果關(guān)系，還需要進一步檢驗。 如果變量x存助于預(yù)測y，即根據(jù)y的過去值對y進行回歸，如果再加上x的過去值， 能夠從著地齊慶冋歸的解釋能力，則稱x是y的格蘭杰因，否性而成為非格蘭杰因，其檢 驗結(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 的格蘭杰原因. 但丨不足引起k 變動的格蘭杰 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果檢驗中，其結(jié)果對滯后期的長度變化比較敏感。在本文中分別取2、3、4等多 個不同的滯后期進行檢驗，若檢驗結(jié)果一致。說明結(jié)論價位可信。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)村勞動力受教冇程度數(shù)引起農(nóng)民收入變動的格蘭杰原因， 但農(nóng)民收入不是引起農(nóng)村勞動力受教育程度變動的格蘭杰原因”是一致的。從而說明此結(jié)論 是可信的。3.3協(xié)整檢驗對變量的協(xié)整檢驗普遍采川的是johansen的極人似然跡檢驗

13、和eg兩步法。在只有兩個吋間 序列的情況下，只可能存在一個線性的協(xié)整關(guān)系，而在連個時間序列存在唯一的協(xié)整關(guān)系時， eg兩少法非常耔效。根據(jù)汆怪數(shù)檢驗結(jié)果，運川eg兩步法對農(nóng)村勞動力受教宵程度和農(nóng) 民收入進行協(xié)整分析。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果，農(nóng)村勞動力受教育程度是農(nóng)民收入的 格蘭杰原因，所以，農(nóng)民收入與農(nóng)村弄動力受教育程度的數(shù)量關(guān)系可以確立。運用普通敁小 二乘法對in e和in i序列進行回歸擬合，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，估計模型的擬合稈度非常高，模型的各個估計參數(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，對問歸方程的殘差序列進行單位根檢驗，以檢 測殘差序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表 3 所示。表3殘斧項的adf單耵根檢驗鈷果adf變緻檢輪值dw格界佴結(jié)論s計ft1%5%105be -4.142 772.003 96-3.808 546 - 3.020 686-2.650 413平a從檢驗結(jié)果可以看岀，回歸方程的殘差序列足平穩(wěn)序列，說明農(nóng)村勞動力受教育程度和農(nóng)k 收入存在著長期的穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整力程表達式可以ft岀，農(nóng)村弄懂力 受教育程度對農(nóng)民收入的彈

15、性約為6.857,即農(nóng)村勞動力受教育年限每增長1%,弄明人均 純收入增長6.857%,表明農(nóng)村勞動力受教育程度對農(nóng)民能夠收入增長的促進作用是叢著地。 3.4誤差修正模型通過協(xié)整分析僅僅表明了農(nóng)村弄動力受教育程度和農(nóng)民收入存在長期均衡關(guān)系。我們還要分 析農(nóng)村勞動力受教育稈度和農(nóng)民收入之間的短期波動關(guān)系。現(xiàn)象間短期波動關(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，那么在接卜來得一年屮，由于誤差 修正項系數(shù)也為正，則誤差修正項就會短期內(nèi)使與之相應(yīng)的農(nóng)村勞動力受教育程度和農(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。4農(nóng)村勞動力受教育程度和農(nóng)比收入的互動關(guān)系4.1脈沖影響函數(shù)分析johansen檢驗和granger檢驗只能說明變量間的關(guān)系，但不能說明這種關(guān)系的強度。力f評 細分析農(nóng)村勞動力受教育程度和弄明收入在不同時期之閭的互動關(guān)系即影響程度，分別運用 脈沖影響函數(shù)和方差分解方法，重點考察連個變量間的互動關(guān)系。var模型的脈沖響應(yīng)閑 數(shù)反映來隨機擾動項的一個u準差沖擊對內(nèi)生變量單槍值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量 對隨機擾動的動態(tài)反應(yīng)，叢示任意變甭的隨機擾動如何通過模型影響其他變景，并反饋到滋 生的動態(tài)過程。農(nóng)村勞動力受教育年限的變化沖擊對農(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)村勞動力受教育年限在當期受到一個正的外部沖擊之i；通過各種路徑作 用到農(nóng)民人均純收入，從當期開始農(nóng)村勞動力受教育年限變化會對農(nóng)民人均純收入有一個正 的拉升作用，并在第4期達到峰值3%,但之后影響迅速減弱并在長期維持在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為，農(nóng)村拉動力受教育年限變化所帶 來的沖擊會給農(nóng)民人均純收入帶來一個長期的正向影響，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)該進一少®視教育問題，不斷提高勞動力的受教 育年限，這不僅妨利于農(nóng)民勞動力素質(zhì)的提高，并在長期a將增加農(nóng)民的收入。而且這種政 策應(yīng)該

19、是長期的。農(nóng)民人均純收入對農(nóng)村勞動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ine的脈沖晌函數(shù)囡從圖3可以看書，在當期給農(nóng)民人均純收入一個正向沖擊之后，從第1期到第5期農(nóng)村勞動 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)民人純收入對農(nóng)村勞動 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)民人均純收入對農(nóng)民勞動力受教育 念想帶米長期拉動作用。從以上可以分析得出：農(nóng)民收入的提高增加了農(nóng)民受教育的機會， 將長期促使農(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系統(tǒng)動態(tài)的方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng) 對一個內(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。var模型的方差分解川以將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動暗器成因分解為勾各方程 信怠關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各信怠對模型內(nèi)生變量的相對重要性。下而利川方差分解的 方法僅以汝了解農(nóng)村勞動力受教育程度對農(nóng)民收入水平變動的貢獻程度。農(nóng)民收入的預(yù)測 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