呂連菊，闞大學

(南昌工程學院經(jīng)濟貿(mào)易學院，江西南昌 330099)

0 引言

改革開放以來，中部地區(qū)農(nóng)村教育發(fā)展水平得到了顯著提高， 2014年農(nóng)村15歲及以上文盲半文盲人口占15歲及以上人口數(shù)比重為4.66%，相對1982年，下降了近34個百分點； 與之伴隨的是農(nóng)村勞動力平均受教育程度不斷增加， 2014年勞動力平均受教育年限為7.18年。與此同時，中部地區(qū)農(nóng)民收入快速增長，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化， 2014年農(nóng)民人均純收入達9 953元，其中非農(nóng)收入占47.21%。但與東部發(fā)達地區(qū)相比，中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)依然不合理。那么，為了優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，中部地區(qū)應側(cè)重發(fā)展農(nóng)村哪一層次教育程度人力資本，文章將實證研究農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，為中部地區(qū)制定科學合理的農(nóng)村教育發(fā)展政策提供建議。

目前國內(nèi)外學者關(guān)于教育與收入間的關(guān)系研究較為深入，大多數(shù)文獻實證結(jié)論均支持教育促進了個人收入增加[1-8]，但也有部分文獻不支持該結(jié)論，如鄒薇和張芬[9]拓展Lucas模型，實證發(fā)現(xiàn)農(nóng)村教育與農(nóng)民收入存在著不確定的關(guān)系； 譚銀清等[10]實證發(fā)現(xiàn)從總體來看，農(nóng)民平均受教育年限對不同來源的農(nóng)民收入的影響顯著性及影響方向并不一致； 彭長生和鐘鈺[11]運用有序Logistic模型研究發(fā)現(xiàn)受教育年限或?qū)W歷虛擬變量對安徽農(nóng)民收入分化的影響不顯著，受教育水平的提高顯著地降低了安徽農(nóng)業(yè)就業(yè)戶主的收入水平； 姚旭兵等[12]則利用PVAR模型研究發(fā)現(xiàn)在發(fā)達區(qū)域，農(nóng)村平均受教育程度提升不利于農(nóng)民收入增長。

由此可知，關(guān)于農(nóng)村教育對農(nóng)民收入的影響研究也沒有得出一致的結(jié)論，原因之一是大多數(shù)文獻在實證研究時未考慮各省數(shù)據(jù)序列存在的異方差性和自相關(guān)性以及主要因為解釋變量與被解釋變量間相互作用產(chǎn)生的內(nèi)生性等，導致實證結(jié)果不夠穩(wěn)健； 其次是各省市農(nóng)村自然條件、地理位置、要素稟賦、受教育程度、經(jīng)濟發(fā)展水平不同，致使實證結(jié)果存在差異。學者們也鮮有實證研究農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，僅發(fā)現(xiàn)呂連菊和闞大學[13]實證研究了農(nóng)村教育對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，但該文章并未將農(nóng)村教育程度人力資本劃分為農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本3個部分，即未研究農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響。區(qū)別上述文獻，該文將基于1998—2014年動態(tài)面板數(shù)據(jù)，以中部地區(qū)為樣本，運用系統(tǒng)廣義矩估計法(Sys-GMM)，克服上述文獻中方法不足所產(chǎn)生的問題，實證分析農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響。

1 模型設(shè)定、變量測度與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)國內(nèi)外研究農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)影響因素的文獻，基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)，在明瑟收入函數(shù)模型基礎(chǔ)上構(gòu)建分別以農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比和其他收入占比為被解釋變量，以農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本為解釋變量，納入控制變量城鎮(zhèn)化水平(Urb)、財政支農(nóng)支出(Gov)、金融發(fā)展(fin)、人均耕地面積(Lan)的計量模型，具體如下：

lnIncjit=c+β0lnIncjit-1+β1lnEdujit+β2lnUrbit+β3lnGovit+β4lnFinit+β5lnLanit+εit

其中，i、t分別為第i個城市地區(qū)和第t年，j=1、2、3，lnc1、lnc2、lnc3分別表示農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比和其他收入占比；Edu1、Edu2、Edu3分別表示農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本。由于各類收入具有一定的慣性，農(nóng)民各類收入占比提高或下降很可能存在滯后效應，加入各類收入占比的滯后項，這也涵蓋了未考慮到的其他影響因素； 另對上述變量取了對數(shù)，這樣克服了各城市數(shù)據(jù)序列可能存在的異方差性。

首先，對于被解釋變量農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比、其他收入占比測度，該文直接用現(xiàn)有統(tǒng)計年鑒中的農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入占比、工資性收入占比、財產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入占比來分別衡量。其次，對于解釋變量測度，該文用農(nóng)村人口相應層次平均受教育程度來衡量，具體為初等教育程度人力資本=農(nóng)村文盲半文盲的人口比重×2年+小學文化程度人口比重×6年； 中等教育程度人力資本=農(nóng)村初中文化程度人口比重×9年+高中文化程度人口比重×12年； 高等教育程度人力資本=農(nóng)村大專及以上文化程度人口比重×16年。最后，對于控制變量測度，該文用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比重衡量城鎮(zhèn)化水平，用財政支農(nóng)支出占財政總支出比重衡量財政支農(nóng)力度，用(金融機構(gòu)存貸款余額/國內(nèi)生產(chǎn)總值+金融機構(gòu)貸款余額/金融機構(gòu)存款余額)/2衡量金融發(fā)展，用耕地面積除以農(nóng)村人口數(shù)來衡量人均耕地面積測度。各變量原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國縣市社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和中部各省市《統(tǒng)計年鑒》。

2 實證分析

2.1 整個地區(qū)實證結(jié)果

在估計前，為了防止產(chǎn)生偽回歸，需對上述模型中涉及到的變量進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。平穩(wěn)性檢驗主要利用LLC、Breitung、Hadri檢驗等6種方法，協(xié)整檢驗主要采用Pedroni和Kao檢驗2種方法。其中平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表1所示，從中可知各變量是非平穩(wěn)的，但各變量一階差分值是平穩(wěn)的，各變量一階差分值的概率值均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明各變量為一階單整I(1)； 另從表2協(xié)整檢驗結(jié)果可知，被解釋變量分別為農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比、其他收入占比時，Pedroni和Kao檢驗得到的概率值均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明模型所涉及的變量間存在協(xié)整關(guān)系。但估計前還可能因為農(nóng)民某類收入占比反作用于某一層次教育程度人力資本，產(chǎn)生內(nèi)生性問題，致使回歸結(jié)果不可靠； 還可能因為某一層次教育程度人力資本在影響農(nóng)民某類收入占比前，農(nóng)民該類收入占比已經(jīng)發(fā)生了變化，而導致的內(nèi)生性問題，如農(nóng)村高等教育程度人力資本高的地區(qū)有可能農(nóng)民某類收入占比原本就較高等，這樣回歸結(jié)果即使表明農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)影響了農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，也不能斷言前者對后者有影響。因此，該文利用Sys-GMM法實證分析，選取各解釋變量的部分已知值(原變量加滯后2期)作為Sys-GMM法估計的工具變量克服上述內(nèi)生性問題。具體利用Stata12.0軟件估計，結(jié)果如表3所示，Sargan檢驗統(tǒng)計量無異常，說明選取的工具變量有效，克服了內(nèi)生性問題，Arellano-Bond AR(2)值表明殘差沒有了二階自相關(guān)性。

表1 變量一階差分值面板單位根檢驗結(jié)果

面板單位根檢驗方法LLCBreitungHadriIPSFisher-ADFFisher-pplnInc1-12.883(0.000)-2.375(0.003)4.598(0.000)-6.009(0.000)148.717(0.000)230.326(0.000)lnInc2-10.462(0.000)-2.152(0.007)0.637(0.209)-4.448(0.000)124.054(0.000)148.315(0.000)lnInc3-19.306(0.000)-5.763(0.000)5.525(0.000)-6.556(0.000)150.701(0.000)126.747(0.000)lnEdu1-21.595(0.000)-5.852(0.000)6.263(0.000)-7.462(0.000)161.354(0.000)161.782(0.000)lnEdu2-7.781(0.000)1.239(0.881)6.314(0.000)-2.465(0.003)95.846(0.000)113.768(0.000)lnEdu3-7.690(0.000)1.225(0.892)6.259(0.000)-2.437(0.003)94.733(0.000)112.441(0.000)lnUrb-10.072(0.000)1.607(0.714)8.194(0.000)-3.196(0.002)124.128(0.000)147.313(0.000)lnGov-8.263(0.000)-0.336(0.320)6.631(0.000)-1.854(0.045)93.805(0.019)111.049(0.001)lnfin-24.076(0.000)-7.198(0.000)6.699(0.000)-7.691(0.000)171.114(0.000)203.870(0.000)lnLan-15.108(0.000)-1.644(0.059)4.216(0.000)-6.878(0.000)172.087(0.000)238.025(0.000) 注:括號內(nèi)為概率值,括號外為統(tǒng)計量,概率值小于0.01表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),概率值小于0.05表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),概率值小于0.1表明在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

表2 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗結(jié)果

檢驗方法農(nóng)業(yè)收入占比非農(nóng)業(yè)收入占比其他收入占比Pedroni檢驗Panel-v-0.354(0.008)-0.201(0.007)-0.327(0.008)Panel-ρ-3.123(0.007)-2.248(0.004)-3.061(0.006)Panel-PP-10.914(0.000)-9.232(0.000)-7.634(0.000)Panel-ADF-3.586(0.000)-4.549(0.000)-2.293(0.005)Group-ρ-4.367(0.000)-3.270(0.003)-4.299(0.000)Group-PP-12.580(0.000)-11.886(0.000)-10.932(0.000)Group-ADF-3.005(0.000)-3.897(0.000)-2.236(0.004)Kao檢驗ADF-2.780(0.001)-2.632(0.002)-2.659(0.002) 注:同上

從表3可知，首先，中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高0.139%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別下降0.043%和0.061%，均在不同水平上通過了顯著性檢驗。說明中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比成正相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比成負相關(guān)關(guān)系，即中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高了農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比，降低了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比，不利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化。原因在于僅受過初等教育的農(nóng)民技能水平較低，難以進行職業(yè)轉(zhuǎn)換，勞動力流動性差，在城鎮(zhèn)勞動力市場上競爭力低，外出就業(yè)能力弱，難以進入城鎮(zhèn)中第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)。因此，往往對農(nóng)業(yè)收入更加依賴。

其次，從表3可知，中部地區(qū)農(nóng)村中等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.067%，在5%水平上通過了顯著性檢驗，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比則分別提高0.258%和0.032%，前者在1%水平上通過了顯著性檢驗，后者則未通過顯著性檢驗。說明中部地區(qū)農(nóng)村中等教育程度人力資本與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比成負相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比成正相關(guān)關(guān)系，即中部地區(qū)農(nóng)村中等教育程度人力資本不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高，但有利于農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比提高，其中后者不顯著，表明農(nóng)村中等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化。主要原因可能是受過中等教育程度人力資本的農(nóng)民技能水平較高，信息獲取能力較強，比較容易進行職業(yè)轉(zhuǎn)換，外出就業(yè)能力較高，較好地滿足了城鎮(zhèn)化和工業(yè)化用工需求，降低了對農(nóng)業(yè)收入的依賴，提升了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比。至于中等教育程度人力資本并未顯著提高農(nóng)民其他收入占比，原因可能是僅受過中等教育的農(nóng)民，收入來源較為單一，理財能力較差，其財產(chǎn)性收入主要以利息為主，且擁有財產(chǎn)較少，難以通過出租、分紅以及財產(chǎn)增值等方式獲取較多其他收入。

表3 估計結(jié)果

農(nóng)業(yè)收入占比非農(nóng)業(yè)收入占比其他收入占比常數(shù)項2.808***3.083**2.290**滯后一期的被解釋變量0.293**0.245***0.266***lnEdu10.139*-0.043**-0.061**lnEdu2-0.067**0.258*0.032lnEdu3-0.091*0.164**0.053**lnUrb-0.082**0.267**0.185***lnGov0.164**-0.0320.029lnfin0.0390.083**0.101*lnLan0.087**-0.0260.018**Wald檢驗1 052.255904.9581 346.684Sargan檢驗0.2360.2110.345Arellano-Bond AR(1)0.0050.0040.007Arellano-Bond AR(2)0.2220.2070.243 注:*、**、*** 分別表示在1%、5%和10%水平上通過顯著性檢驗

再者，從表3可知，中部地區(qū)農(nóng)村高等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.091%，在1%水平上通過了顯著性檢驗，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比則分別提高0.164%和0.053%，均在5%水平上通過了顯著性檢驗。說明中部地區(qū)農(nóng)村高等教育程度人力資本與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比成負相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比成正相關(guān)關(guān)系，即中部地區(qū)農(nóng)村高等教育程度人力資本不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高，但有利于農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比提高，表明農(nóng)村高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化。主要原因可能是受過高等教育程度人力資本的農(nóng)民更易通過素質(zhì)與技能效應、職業(yè)轉(zhuǎn)換效應、勞動力流動與轉(zhuǎn)移效應進入城鎮(zhèn)中資本技術(shù)附加值高的行業(yè)就業(yè)，提升了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比。至于高等教育程度人力資本顯著提高農(nóng)民其他收入占比，原因可能是受過高等教育的農(nóng)民，信息獲取能力較高，理財能力較強，財產(chǎn)性收入來源較為多樣化，且擁有的相對財產(chǎn)數(shù)量較多，更易通過出租、分紅以及財產(chǎn)增值等方式獲取較多其他收入。

最后，從表3可知，與農(nóng)村中等教育程度人力資本對中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用相比，高等教育程度人力資本的優(yōu)化作用顯然較小，這可能還是與中部地區(qū)整個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平不高有關(guān)。

2.2 分地區(qū)實證結(jié)果

該文進一步利用系統(tǒng)廣義矩估計法分省會、地級市和縣級市3類地區(qū)實證分析農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，具體估計結(jié)果如表4所示。

首先，從表4可知，省會地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高0.163%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別下降0.050%和0.071%，均在不同水平上通過了顯著性檢驗。農(nóng)村中等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.078%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.192%和0.037%，后者未通過顯著性檢驗。農(nóng)村高等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.107%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.283%和0.062%，均通過了顯著性檢驗。說明對于省會地區(qū)，只有中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，對比來看高等教育程度人力資本的正面作用最大。原因可能是省會地區(qū)產(chǎn)業(yè)中資本技術(shù)密集型行業(yè)、附加值高的制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比重較高，農(nóng)村高等教育程度人力資本農(nóng)民進入省會從事上述行業(yè)的機會相對而言更多，也更能夠提升非農(nóng)業(yè)收入占比； 同樣省會地區(qū)會有更多信息獲取渠道，以及通過出租、分紅和財產(chǎn)增值等方式獲取較多財產(chǎn)性收入的機會更多，這也提升了其他收入占比。

其次，從表4可知，地級市地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高0.134%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別下降0.041%和0.059%，均在不同水平上通過了顯著性檢驗。農(nóng)村中等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.065%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.249%和0.031%，后者未通過顯著性檢驗。農(nóng)村高等教育程度人力資本提高1%，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比下降0.088%，農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比與其他收入占比分別提高0.156%和0.050%，均通過了顯著性檢驗。說明對于地級市地區(qū)，也只有中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但比較發(fā)現(xiàn)中等教育程度人力資本的正面作用最大。原因可能是地級市地區(qū)產(chǎn)業(yè)中勞動密集型行業(yè)、附加值低的傳統(tǒng)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)比重較高，農(nóng)村中等教育程度人力資本農(nóng)民較好地滿足了地級市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)需求。但隨著地級市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，農(nóng)村中等教育程度人力資本對地級市農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用將逐漸降低，高等教育程度人力資本的優(yōu)化作用將逐漸增加。

最后，從表4可知，縣級市地區(qū)中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其中中等教育程度人力資本的正面作用最大。原因可能是縣級市地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低，處于工業(yè)化中期階段，需要大量的中等教育程度人力資本農(nóng)民，對于高等教育程度人力資本農(nóng)民需求較少。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，農(nóng)村中等教育程度人力資本對縣級市農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用還將提高，直到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)達到高端水平，高等教育程度人力資本的優(yōu)化作用才會高于中等教育程度人力資本。

表4 估計結(jié)果 %

3 結(jié)論及對策

該文基于1998—2014年動態(tài)面板數(shù)據(jù)，在明瑟收入函數(shù)模型基礎(chǔ)上構(gòu)建分別以農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比、非農(nóng)業(yè)收入占比和其他收入占比為被解釋變量，以農(nóng)村初等教育程度人力資本、中等教育程度人力資本、高等教育程度人力資本為解釋變量，納入城鎮(zhèn)化水平、財政支農(nóng)支出、金融發(fā)展和人均耕地面積等控制變量的計量模型，利用系統(tǒng)廣義矩估計方法克服內(nèi)生性問題，實證研究了中部地區(qū)農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響。主要得到以下結(jié)論。

(1)中部地區(qū)農(nóng)村初等教育程度人力資本提高了農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比，降低了農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比，不利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化； 農(nóng)村中等和高等教育程度人力資本均不利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占比提高，但有利于農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入占比以及其他收入占比提高，有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其中農(nóng)村中等教育程度人力資本未顯著提高農(nóng)民其他收入占比，但與農(nóng)村高等教育程度人力資本對中部地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用相比，中等教育程度人力資本的優(yōu)化作用仍然較大。因此，中部地區(qū)為了優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，首先，需充分利用中部崛起的政策優(yōu)勢，承接東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)民在這些產(chǎn)業(yè)中的就業(yè)率，進而提高農(nóng)民對參加中等教育和高等教育的預期收益率，同時中部地區(qū)各省對于農(nóng)村人口中參加中等教育和高等教育的貧困家庭學生在學雜費和生活費等方面可給予一定減免或補貼，中等學校和高校需強化對欠發(fā)達農(nóng)村地區(qū)農(nóng)籍學生的支持度，適當減輕農(nóng)籍學生的家庭負擔，降低其參加中等教育和高等教育的成本，進而提升農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。其次，中部各省可考慮制定政策要求中等學校和高校加大對農(nóng)村貧困家庭學生的政策傾斜，達到有關(guān)中等學校和高校投檔要求的建檔立卡貧困家庭的農(nóng)村考生，同等條件下優(yōu)先錄取，并加大這一政策在農(nóng)村的宣傳力度，做到招錄手續(xù)簡化，公開透明，對于違規(guī)行為從嚴查處，切實提升農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。再者，必須加大農(nóng)村教育經(jīng)費支出，改革教育資源分配，合理整合教育資源，完善農(nóng)村教育基礎(chǔ)工程，提高教師收入，推動農(nóng)村師資隊伍建設(shè)，促進農(nóng)村教育發(fā)展，提高農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。最后，推動新農(nóng)村建設(shè)，貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，提高農(nóng)村吸收和整合外部人才資源的能力，提升農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本占比。但值得注意的是務(wù)必統(tǒng)籌兼顧，采取措施保障農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，不傷害農(nóng)民種糧的積極性，保障糧食安全。

(2)分地區(qū)看，對于省會地區(qū)、地級市地區(qū)和縣級市地區(qū)，中等教育程度人力資本和高等教育程度人力資本均有利于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其中省會地區(qū)高等教育程度人力資本對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用最大，地級市地區(qū)和縣級市地區(qū)中等教育程度人力資本的優(yōu)化作用最大。因此，為了優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，對于中部省會地區(qū)而言，要側(cè)重提高農(nóng)村人口中高等教育程度人力資本占比，而對于地級市地區(qū)和縣級市地區(qū)而言，則需側(cè)重提高農(nóng)村人口中中等教育程度人力資本占比。但省會地區(qū)、地級市地區(qū)和縣級市地區(qū)均需注意農(nóng)村人口教育程度提高對農(nóng)業(yè)收入的不利影響，需通過推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)質(zhì)量，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)業(yè)綜合效益，保障農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，在此基礎(chǔ)上優(yōu)化本地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)。