城市化進程對農村教育發展影響的實證研究
——基于河南省面板數據的分析

張新民

(黃淮學院經濟管理系，河南駐馬店463000)

城市化進程對農村教育發展影響的實證研究
——基于河南省面板數據的分析

張新民

(黃淮學院經濟管理系，河南駐馬店463000)

我國城市化進程日益加快，農村人口大量的向城市聚集。在此過程中，教育資源的配置也日益向城市傾斜，農村教育受到多方面的直接影響。文章通過利用河南省中原城市群、豫北經濟區、豫西豫西南經濟區和黃淮經濟區四區域的相關面板數據，就城市化進程對農村教育的影響進行了實證研究，并得出了相關結論。

城市化；農村教育；實證研究

0 引言

城市化是社會現代化的一個重要表現，城市化指在一個國家或社會中城市人口增加、城市規模擴大、農村人口向城市流動以及農村中城市特質的增加。社會經濟的工業化和商業化是城市化的顯著標志。城市化是世界各國經濟發展的普遍規律，它深刻影響著影響人們生活方式和價值觀念。從人力資本理論來看，快速城市化進程中經濟結構的轉變必然需要大量高素質勞動力隊伍的支撐。城市化要求農村教育著重培養農民能適應現代社會生活和社會發展需要的現代文明素質。因此，城市化對農村教育產生著重大影響。

河南省是我國中部經濟欠發達省份，城市化進程相對滯后，據統計，2005年河南省城市化率為30.65%，低于全國平均水平12.35%[1]。此外，河南省各市城市化率地區性差異明顯，具體見表1。目前，河南省已經進入快速城市化階段，城市化進程的提速對教育尤其是農村教育的發展起著重要影響。在城市化背景下，農村基礎教育如何建立正確的發展方向？如何進行合適定位？如何通過布局調整適應城市化發展的需要？本著試圖解決上述問題，本論文旨在通過實證研究河南省城市化進程對農村教育發展影響，具體探討現階段農村教育中所存在的不適應城市化要求的相關問題和解決途徑。

表1 2005年河南省各市城市化率概況

1 城市化進程對農村教育的影響

改革開放以來，我國工業化進程加快，各級各類城鎮迅猛發展，城市化水有了較大提高。城市化的重要基礎是大量農村人口向城鎮的轉移。城市化進程對于農村經濟結構轉換和農民生產、生活方式的改變產生了重大影響。其中，城市化進程對于農村教育發展的影響比較顯著，受到了學術界的重視。國內諸多學者對此問題進行了深入研究，取得了許多有價值的研究成果。筆者將其總體上分為兩類:第一為積極影響；第二為消極影響。

1.1 積極影響

（1）城市化進程為農村教育發展提供了市場需求動力。城市化進程的加快需要不斷補充大量高素質的勞動力。這就為農村教育發展提供了廣闊舞臺。李少元（2003）研究認為，城市化不僅構筑了農村工業化的基石，而且鋪就了農村現代化的道路。農村基礎教育作為一項促進農村發展的系統工程，受到了城市化的深刻影響，并在一定程度上承擔了促進城市化進程的責任和義務[2]。許光中（2003）則提出，我國轉型時期的農村基礎教育始終處于這樣一種現代化進程中的城鄉文明相互交鋒的膠著狀態之中。因此，農村基礎教育要從各方面滿足城市化進程的需要[3]。

（2）城市化進程對農村職業教育發展產生了重要積極影響。城市化進程的加快，促進了第三產業的顯著發展，拓寬了農村剩余勞動力就業的新途徑。因此，城市化對于充分利用農村職業教育資源，促進農村剩余勞動力轉移產生了巨大作用。姚蕾（2006）研究認為，城鎮化的高速發展，引起了勞動力大量地從農業轉移到非農業，從第一產業轉移到第二、第三產業，成為農村職業教育發展的重大推動力[4]。

（3）城市化完善了農村中小學布局，使其更加集約化和科學化。城市化對于農村傳統的“一村一校”模式產生了巨大沖擊。農村人口流動速度的加快，使農村中小學校逐步向城鎮和農村區域中心轉移，促進生源相對向現有城鎮學校集中。張妍（2005）通過研究農村學校的中小學生人數呈逐年遞減趨勢，得出了農村基礎教育日益城市化格局的發展方向[5]。

1.2 消極影響

（1）城市化進程對農村流動人口子女教育產生了不良影響，出現了“留守兒童”現象。農村“留守兒童”的大量存在不利于農村教育的發展。任運昌（2007）研究認為，我國農村的老人根本無力勝任“留守子女”的教育任務，使得“留守子女”的家庭教育環節嚴重缺失。嚴重影響了他們的學習成績和身心健康[6]。

（2）城市化在一定程度上造成了農村流動人口子女求學難的現象。由于我國城鄉二元結構的分化，農民工在城市中長期處于被排斥的地位．他們的子女很難平等的享受到優質的城市教育。如王彥（2005）研究認為，城市化帶來了城鄉教育差異的歧視，使許多農民工子女不能正常的接受學校義務教育[7]。

（3）城市化造成了農村學校教師隊伍人才的流失，城鄉教育差異進一步顯性化。由于城市教育是國家教育投資的重點，造成許多高層次農村教師扎根農村的積極性不高，積極努力向城市教師隊伍流動。時樹菁（2008）研究認為，城市化使城市教育投資支持遠高于農村教育，直接導致了農業學校教育師資隊伍不健全，教育教學條件相對較差[8]。

2 基于河南省面板數據的實證研究

2.1 指標變量的確定

衡量某區域的城市化水平主要看該區域的經濟實力和城市化人口數量。我們選取總體上反映區域城市化水平的3項指標分別是：區域生產總值增長率（用X1表示）、區域城市人口增長率（用X2表示）、城市化率（用X3表示）。另外，我們選取反映農村教育發展的3項指標分別為：農村義務教育在校學生增長率（用Y1it表示）、農村學校數量增長率（用Y2it表示）、地方農村教育經費支出增長率（用Y3it表示）。

2.2 面板數據模型的建立

由于河南省內部各省轄市經濟發展差異很大，為了將區域差異情況引入模型進行研究，我們把河南省的18個省轄市劃分為中原城市群、豫北經濟區、豫西豫西南經濟區和黃淮經濟區四個區域①中原城市群是以鄭州為中心，包括開封、洛陽、平頂山、新鄉、焦作、許昌、漯河、濟源9個市；豫北經濟區包括安陽、鶴壁、濮陽3市；豫西豫西南經濟區包括三門峽和南陽2市；黃淮經濟區包括駐馬店、商丘、周口和信陽4市。。在此基礎上，分別采用各區域平均的面板數據作為分析樣本。面板數據模型的一般形式為：

面板數據一般有三種：混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型。如果a和b1不隨i、t變化。則稱模型為混合估計模型。在面板數據散點圖中，如果對于不同的截面或不同的時間序列，模型的截距是不同的，則可以采用在模型中加虛擬變量的方法估計回歸參數，稱此種模型為固定效應模型。在固定效應模型中采用虛擬變量的原因是解釋被解釋變量的信息不夠完整。如果通過對誤差項的分解來描述這種被解釋變量的信息缺失，各自又分別不存在截面自相關、時間自相關和混和自相關。則該模型稱為隨機效應模型。隨機效應模型是經典的線性模型的一種推廣，就是把原來固定的回歸系數看作是隨機變量，一般都是假設是來自正態分布。

根據以上分析，面板數據模型建立如下：

（1）農村義務教育在校學生增長率Y1it作為因變量，區域生產總值增長率X1、區域城市人口增長率X2、城市化率X3作為自變量：

（2）農村學校數量增長率Y2it作為因變量，區域生產總值增長率X1、區域城市人口增長率X2、城市化率X3作為自變量：

（3）地方農村教育經費支出增長率Y3it作為因變量，區域生產總值增長率X1、區域城市人口增長率X2、城市化率X3作為自變量：

上述模型（2）、（3）、（4）中i表示河南省四個區域內的各省轄市，t為樣本統計中的各年份；a1i、a2i、a3i為隨機變量，表示區域內各省轄市有i個截距項，b1、b2、b3為各影響因素的系數值，eit表示模型的殘差。

模型（2）主要是衡量城市化發展對于農村義務教育在校學生數量的影響情況；模型（3）主要是衡量城市化發展對于農村學校數量分布的影響情況；模型（4）主要是衡量城市化發展對于地方農村教育經費支出的影響情況。

為了使面板數據更具科學性和權威性，我們依據《河南統計年鑒》和《河南各省轄市經濟和社會發展統計公報》，采集了中原城市群、豫北經濟區、豫西豫西南經濟區和黃淮經濟區四個區域各省轄市在1979～2008年間相關面板數據。

2.3 實證研究

在假定所研究的時間段內經濟結構基本穩定的基礎上，我們對于面板數據的混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型分別給予驗證，來確立有效的面板數據模型的實證研究方法。我們首先使用計量軟件Eviews6.0對模型(1)分別進行了固定效應估計、混合效應估計和隨機效應估計。估計結果見表1。

首先進行過Hausman檢驗，來比較混合效應估計和固定效應估計兩種方法。通過檢驗得：Hausman統計量H＝27.63952>x20.01(3)＝11.345。所以上述模型存在固定效應，應該采用固定效應估計。

然后進行F統計量檢驗,F統計量公式為：

其中，SSEr和SSEu分別表示混合效應估計和固定效應估計的的殘差平方和。N為截面項，T為年份，K為解釋變量。由分析結果知：SSEr＝23.7431，SSEu＝6.19138，帶入上式可得，統計量F＝35.9203371。給定a=0.01，則得F0.01(3,540)＝3.78。所以統計量F>F0.01(3,540)，拒絕原假設，應該建立固定效應模型。綜合以上分析，我們最終選擇固定效應估計進行實證分析。

表2 面板數據三種效應下的面板數據估計結果

在表1固定效應估計下，樣本回歸線與樣本觀測數據之間的擬合度較高，因為R2較為理想，回歸方程修正后的R2=0.890573,接近于1。若給定a=0.10,得臨界值t0.05(18)=1.734,可以看出模型中的各變量都是顯著的。最后進行上述模型的總體顯著性檢驗。給定a=0.05,則F= 397.0375>Fa（k,n-k-1)=F0.05(3,536)=3.675,這說明自變量X1、X2和X3對因變量Y的共同影響在總體上是顯著的，這同時也可以從P值為0.000193得出此結論。

2.4 模型估計結果與分析

在固定效應估計方法下，我們分別對河南省中原城市群、豫北經濟區、豫西豫西南經濟區和黃淮經濟區四個區域的面板數據進行了基于模型（2）、（3）、（4）的計量回歸，得到的回歸結果如表3所示。

表3 各區域影響系數估計值及統計量結果

從表3可以看出，河南省中原城市群、豫北經濟區、豫西豫西南經濟區和黃淮經濟區四區域城市化水平分別對農村教育起著不同的影響。首先看模型（2）的估計結果，中原城市群和豫北經濟區系數值b1總體上表現最高，豫西豫西南經濟區次之，黃淮經濟區最低。而上述系數的變動規律與四區域經濟發展水平和城市化水平的狀況相一致②就經濟發展水平平而言，河南省中原城市群和豫北經濟區表現較好，豫西豫西南經濟區次之，黃淮經濟區最低。。這說明經濟發展水平的提高對于農村義務教育在校學生數量的提高具有較強的促進作用。另外，b2和b3的系數值都為負值，這說明城市化率的提高和城市人口的增加對于農村義務教育在校學生數量具有拉低作用，這也說明隨著城市化進程的加快，部分農村義務階段學生向城市流動的速度加強。再來看模型（3）的統計結果。通過比較系數值b1的大小，可以看出，經濟發展水平的提高對于農村學校數量的增長有很大的促進作用，并且經濟越發達，表現越強烈。b2和b3的系數值依然為負值，這說明城市化率的提高和城市人口的增加對于農村學校數量同樣具有拉低作用。這也就解釋了城市化進程有利于農村學校布局集中度提高的觀點。最后來看模型（4）的統計結果。系數值b1、b2、b3都為正值，并且隨著經濟發展水平的高低而遞減，這說明經濟發展水平和城市化率的提高對于各地方農村教育經費支出的增長具有明顯的拉動作用。

3 結論和啟示

本文通過運用面板數據的固定效應估計的方法，利用1979～2008年河南省中原城市群、豫北經濟區、豫西豫西南經濟區和黃淮經濟區四區域的相關面板數據，就城市化進程對農村教育的影響進行了實證研究，最后分析得出：經濟發展水平的提高對于農村義務教育在校學生數量的增加和農村學校數量的增長具有較強的促進作用；但是，城市化率的提高和城市人口的增加對于農村義務教育在校學生數量和農村學校數量具有拉低作用。

在我國城市化進程日益加快的背景下，農村人口大量的向城市聚集，流向城市。在此過程中，教育資源的配置也日益向城市傾斜，農村教育受到多方面的直接影響。如何定位和布局城市化背景下的農村教育，成為我國教育發展的重大課題。筆者認為，在新形勢下，農村教育要以滿足城市化需要為發展方向，積極適應城市化所帶來的影響，根據城市化的趨勢來更新農村教育發展思路。政府應在加大農村教育投入和注重“兩免一補”工作的前提下，科學合理地集中配置教育教學資源，實現農村教育高質量建設的目標。此外，政府還應加大力度，通過高質量寄宿制中小學的建設，解決農村“留守子女”的教育問題。

[1]王冉．關于促進中部地區崛起的政策問題研究[J]．地域研究與開發，2007,(6)．

[2]李少元．城市化對農村教育發展的挑戰[J]．中國教育學刊，2003,(1)．

[3]許光中．城市化與農村基礎教育改革[J]．青海師專學報，2007,(6)．

[4]姚蕾．我國城鎮化進程中發展農村教育的思考[J]．當代教育論壇，2006,(8)．

[5]張妍.城市化發展與教育[J].教育發展研究,2005,(8)．

[6]任運昌.我國農村留守兒童教育研究的進展與缺失[J].中國教育學刊,2007,(12)．

[7]王彥.現代化進程中農村教育發展探討[J].三農,2005,(11)．

[8]時樹菁.構建與城市化相適應的農村教育機制[J].農業考古,2008,(3)．

（責任編輯/浩天）

G4

A

1002-6487（2011）05-0105-03

2006年度河南省軟科學研究計劃項目資助（0613030800）

張新民(1971-)，男，河南駐馬店人，博士，副教授，研究方向：農業經濟管理、教育發展。