農(nóng)村教育水平對(duì)收入的影響及其減貧效應(yīng)

陳曉嫻

(南京審計(jì)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇 南京 211815)

0 引言

隨著扶貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得全面勝利，中國(guó)成功實(shí)現(xiàn)9 899萬(wàn)農(nóng)村貧困人口全部脫貧，消除了千年絕對(duì)貧困。 但相對(duì)貧困現(xiàn)象仍將伴隨我國(guó)社會(huì)主義初級(jí)階段長(zhǎng)期存在。 貧困也呈現(xiàn)出復(fù)雜性和多樣性的特點(diǎn)。 聯(lián)合國(guó)開(kāi)發(fā)計(jì)劃屬(UNDP)[1]基于Alkire 和Foster[2]的A－F 方法進(jìn)而提出多維貧困指數(shù)(MPI)。 賀坤和周云波指出教育是造成我國(guó)農(nóng)民工多維貧困的主要因素之一，因此提高教育水平被視為發(fā)展減貧事業(yè)的重要舉措[3]。

宋靜利用CHNS 數(shù)據(jù)庫(kù)中1989 年到2015 年共10 輪的調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證指出:在現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)下，教育投資對(duì)中國(guó)農(nóng)村減貧發(fā)揮積極正向作用，且效應(yīng)力度呈現(xiàn)先增后減的倒“U”型變化。 國(guó)外學(xué)者也得出類(lèi)似結(jié)論[4]。 Schultz 認(rèn)為人力資本水平在一定程度上決定了消費(fèi)者個(gè)人收入水平，因此政府應(yīng)加大教育投入力度[5]。 Kurosaki 和Khan 利用巴基斯坦跨期農(nóng)村數(shù)據(jù)，實(shí)證表明教育可以有效解決農(nóng)村地區(qū)的貧困問(wèn)題[6]。 Fang 等利用定量研究方法將各種投資的減貧戰(zhàn)略數(shù)字化，結(jié)果顯示教育投資的減貧成效最好[7]。

綜上，教育作為造成個(gè)體尤其是農(nóng)村地區(qū)個(gè)體多維貧困的主要因素之一，對(duì)人均收入水平的增加，以及貧困消除有著不可磨滅的作用。

1 理論機(jī)制與研究假說(shuō)

1.1 理論機(jī)制

20 世紀(jì)60 年代，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨和貝克爾創(chuàng)立人力資本理論(Human capital theory)，該理論認(rèn)為人力資本是一種表現(xiàn)在個(gè)體身上的非物質(zhì)資本，即對(duì)生產(chǎn)者進(jìn)行教育、職業(yè)培訓(xùn)等支出及其在接受教育時(shí)的機(jī)會(huì)成本等的總和，表現(xiàn)為蘊(yùn)含于人身上的各種生產(chǎn)知識(shí)、勞動(dòng)管理技能以及健康素質(zhì)的存量總和。 人力資本理論主要研究對(duì)象是人力資本投入和收益之間的關(guān)系，其中，教育投資與收益之間關(guān)系的研究最為突出，最具代表性的就是明瑟收入方程。

1.2 研究假說(shuō)

基于理論機(jī)制提出以下假說(shuō)并展開(kāi)研究:

假說(shuō)1:在其他條件不變的情況下，農(nóng)村個(gè)體受教育程度對(duì)其收入有顯著影響，農(nóng)村個(gè)體受教育程度越高其所得到的收入也隨之提高。

假說(shuō)2:在其他條件不變的情況下，農(nóng)村個(gè)體受教育程度對(duì)其收入的影響主要存在著性別以及工作性質(zhì)的差異。

2 模型設(shè)計(jì)與變量選擇

2.1 模型設(shè)計(jì)

基于眾多學(xué)者的研究成果，文章利用個(gè)體接受的最高教育程度來(lái)衡量個(gè)體的知識(shí)；利用潛在的工作年限即工齡來(lái)衡量個(gè)體工作經(jīng)驗(yàn)。 但工作技能與工作年限之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是先增后減的倒“U”型曲線，因此借鑒宋靜[4]的模型，將工作年限的平方引入模型以保證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。

為檢驗(yàn)關(guān)鍵解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋程度，還需對(duì)健康狀況、性別、工作性質(zhì)和年齡等變量進(jìn)行控制，于是將明瑟的收入方程簡(jiǎn)化成以下模式:

其中，health、gender、work 與age 均為控制變量。lnwagei表示第i個(gè)農(nóng)村個(gè)體總收入(元/年)，edui代表第i個(gè)農(nóng)村個(gè)體受教育程度，expi和exp2i分別表示第i個(gè)農(nóng)村個(gè)體的工作年限和工作年限的平方，healthi表示第i個(gè)農(nóng)村個(gè)體的健康程度，genderi表示第i個(gè)農(nóng)村個(gè)體的性別，worki表示第i個(gè)農(nóng)村個(gè)體的工作性質(zhì)，agei表示第i個(gè)農(nóng)村個(gè)體的年齡。β1為受教育程度估計(jì)系數(shù)，用來(lái)描述農(nóng)村個(gè)體每增加一個(gè)的教育程度所得到的收入對(duì)數(shù)增長(zhǎng)的百分比。

2.2 變量選擇

收入:指農(nóng)村居民個(gè)人總收入(元/年)，為了縮小數(shù)據(jù)之間的絕對(duì)差異以及避免個(gè)別極端值的影響，對(duì)個(gè)人總收入wage 變量取對(duì)數(shù)，產(chǎn)生新的變量lnwage。

受教育程度:參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究成果，將最高學(xué)歷進(jìn)行折算，得出其受教育年限，具體如表1所示。

表1 受教育程度折算

工作年限:采用宋靜[4]的核算方式，用潛在工作年限作為代理變量，計(jì)算方式為“年齡－受教育年限－6”，具體見(jiàn)表1。

工作年限的平方:計(jì)算方式為“工作年限的平方/100”。

健康程度:對(duì)健康狀況給出的信息設(shè)置虛擬變量，即將不健康的變量設(shè)為1、一般設(shè)為2、比較健康設(shè)為3、很健康設(shè)為4、非常健康設(shè)為5。

性別:依據(jù)相應(yīng)數(shù)據(jù)集給出的信息設(shè)置虛擬變量，當(dāng)性別為“女”時(shí)，虛擬變量設(shè)為1；否則，設(shè)為0。

工作性質(zhì):依據(jù)相應(yīng)數(shù)據(jù)集給出的信息設(shè)置虛擬變量，當(dāng)工作性質(zhì)為“非農(nóng)工作”時(shí)，虛擬變量設(shè)為1；否則，設(shè)為0。

年齡:年齡作為連續(xù)性變量可直接作為控制變量放入模型之中。

數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)的2018 年微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)，最終篩選出具有中國(guó)農(nóng)業(yè)戶(hù)口的、現(xiàn)已不上學(xué)、已工作并且尚未辦理退休手續(xù)的個(gè)體，剔除了關(guān)鍵變量具有缺失值的個(gè)體，共得4 312組樣本觀測(cè)值。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 給出了2018 年樣本中關(guān)鍵性變量的一些統(tǒng)計(jì)值。 所篩選出的可用樣本數(shù)據(jù)量均達(dá)到4 000以上，足以支撐下一步的實(shí)證研究。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 回歸結(jié)果分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3 所示，回歸結(jié)果顯示受教育程度變量的回歸系數(shù)都為正值并且在統(tǒng)計(jì)上是高度顯著的，顯著性水平達(dá)到0.01。 具體來(lái)看，模型(1)結(jié)果在控制了年齡、健康程度、性別和工作性質(zhì)后，農(nóng)村個(gè)體的受教育程度每增加一個(gè)單位，相應(yīng)的收入對(duì)數(shù)增長(zhǎng)14.90%，影響顯著。 在控制了年齡、健康程度和工作性質(zhì)后，模型(2)中女性農(nóng)村個(gè)體的受教育程度每增加一個(gè)單位，相應(yīng)的收入對(duì)數(shù)顯著增長(zhǎng)19.39%；模型(3)中男性農(nóng)村個(gè)體的受教育程度每增加一個(gè)單位，相應(yīng)的收入對(duì)數(shù)顯著增長(zhǎng)11.25%。 就該樣本而言，受教育程度每增加一個(gè)單位，女性農(nóng)村個(gè)體相應(yīng)的收入對(duì)數(shù)增長(zhǎng)高于男性農(nóng)村個(gè)體，高出8.14%，存在較大的差異。 可見(jiàn)受教育程度或者說(shuō)學(xué)歷對(duì)農(nóng)村女性個(gè)體的收入增長(zhǎng)而言影響更大。

表3 調(diào)查樣本回歸結(jié)果

除了教育，行業(yè)差異和地區(qū)差異等因素對(duì)個(gè)人收入也有著非常顯著的作用。 在控制了年齡、健康程度和性別后，模型(4)顯示從事農(nóng)業(yè)工作的農(nóng)村個(gè)體的受教育程度每增加一個(gè)單位，相應(yīng)的收入對(duì)數(shù)顯著增長(zhǎng)16.43%。 同樣地，模型(5)指出從事非農(nóng)工作的農(nóng)村個(gè)體的受教育程度每增加一個(gè)單位，相應(yīng)的收入對(duì)數(shù)顯著增長(zhǎng)14.84%。 就該樣本而言，受教育程度每增加一個(gè)單位，從事農(nóng)業(yè)工作的農(nóng)村個(gè)體相應(yīng)的收入對(duì)數(shù)增長(zhǎng)高于從事非農(nóng)工作的農(nóng)村個(gè)體，高出1.59%。 對(duì)主要職業(yè)為非農(nóng)業(yè)的個(gè)人來(lái)說(shuō)，非農(nóng)業(yè)工作者的收入顯著高于農(nóng)業(yè)工作者，這也是我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的重大問(wèn)題，即如何通過(guò)教育投入實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的扶貧。

4 研究結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

通過(guò)對(duì)實(shí)證結(jié)果的分析，得出如下結(jié)論:

(1)在其他條件不變的情況下，農(nóng)村個(gè)體受教育程度對(duì)其收入有顯著影響，農(nóng)村個(gè)體收入與受教育程度正相關(guān)。

(2)在其他條件不變的情況下，農(nóng)村個(gè)體受教育程度對(duì)其收入的影響主要存在著性別以及工作性質(zhì)的差異。

4.2 政策啟示

4.2.1 持續(xù)增加教育財(cái)政投入，合理分配教育資源

堅(jiān)持科教興國(guó)戰(zhàn)略，始終將教育作為促進(jìn)整體發(fā)展和保障改善民生的重要抓手，政府應(yīng)不斷加大教育投入力度。 尤其是要增加對(duì)農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)教育投入，優(yōu)化教育資源，著重關(guān)注教育資源的合理分配，從根本上改變農(nóng)村地區(qū)貧瘠的教育面貌。 同時(shí)，需加強(qiáng)各級(jí)政府、媒體和社會(huì)的監(jiān)督管理，確保教育扶貧資金落到實(shí)處。

4.2.2 優(yōu)化公共教育支出結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)個(gè)人或家庭教育投入意識(shí)

公共教育支出有利于促進(jìn)家庭的教育支出，特別是對(duì)農(nóng)村家庭與收入低的家庭。 且政府不僅要大力增加教育投入，更要提高公共教育支出中對(duì)個(gè)人或家庭的補(bǔ)助比例，減輕貧困家庭的教育負(fù)擔(dān)。 優(yōu)化公共教育支出結(jié)構(gòu)，有利于增強(qiáng)農(nóng)村個(gè)人和家庭的教育意識(shí)，增加其教育投資，縮小城鄉(xiāng)、高低收入者之間的教育差距。

4.2.3 推動(dòng)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，重塑要素在城鄉(xiāng)間的雙向流動(dòng)

借助人口的流動(dòng)打通城鄉(xiāng)交流的屏障，實(shí)現(xiàn)教育資源的資本要素共享，不斷滿(mǎn)足貧困地區(qū)的貧困人口的需求，積極引導(dǎo)“互聯(lián)網(wǎng)＋”模式，將城市與農(nóng)村的教育資源配置聯(lián)合起來(lái)，在農(nóng)村課堂中融入城市優(yōu)質(zhì)資源，更好地發(fā)揮其溢出效應(yīng)。 同時(shí)，政府要制定與完善有效的人才政策與措施吸引農(nóng)村人口，為農(nóng)村建設(shè)家鄉(xiāng)留住人才，推動(dòng)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。

4.2.4 鼓勵(lì)民間資本進(jìn)入農(nóng)村教育投資領(lǐng)域

結(jié)合國(guó)家的相關(guān)政策與法規(guī)，積極鼓勵(lì)民間資本投入教育領(lǐng)域，正確指導(dǎo)社會(huì)資本進(jìn)行教育項(xiàng)目的投資，拓寬民間資本進(jìn)入教育領(lǐng)域、參與教育事業(yè)發(fā)展的渠道，建立人才聯(lián)合培養(yǎng)機(jī)制。 政府應(yīng)積極購(gòu)買(mǎi)教育服務(wù)，發(fā)揮引導(dǎo)職能，把重心放在教育規(guī)劃上，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用。