庄天慧1，2，胡 霜1，2，贺家欣3*

（1.四川农业大学经济学院，四川成都 611130；2.四川农业大学西南减贫与发展研究中心，四川成都 611130；3.中国科学院广州能源研究所，广东广州 510640）

摘 要 村主任受教育程度既关系到基层人才队伍质量，也影响着农民生产生活与农村经济社会发展。基于2014和2016年中国劳动力动态调查（CLDS）面板数据，分析村主任受教育程度对农村居民收入的影响。研究发现，当更高受教育程度的人当选村主任，能显著提高农民家庭的人均总收入，并且在农民收入多元化发展和农民群体内部异质性并存情况下，村主任增收渠道和效应产生了不同的受益群体，能够显著增加种植大户的人均农业收入和低收入农民家庭的人均非农收入。在山区等信息封闭的地区，更高受教育程度的人当选村主任对农民家庭收入及结构影响更明显，能增加山区农民家庭人均非农收入和人均财产性收入，减少其人均救济低保收入。建立健全农村人才引进与激励机制、对不同资源禀赋和区位条件的农民家庭分类施策、因材施策，对于乡村人才振兴与减少相对贫困、提升农民家庭收入具有重要意义。

关键词 村主任；农村居民；受教育程度；增收

农民增收一直是社会各界关注并致力于解决的问题。经济市场化发展在一定程度上改善了农村居民的收入状况，但与城镇居民相比，农民收入相对较低，并且存在较大的内部差异。国家统计局数据显示，2018年城镇居民人均收入为39251元，而农村居民为14617元，其中农村低收入户的人均年收入为3666元，高收入户为34043元，存在较大的城乡差异和农村内部差异①数据来源：国家统计局，《中国统计年鉴2019年》，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/.。较城镇居民而言，农村居民知识和技能掌握低，获取信息渠道少以及对国家政策理解不到位，使得农村居民在发展中处于相对不利的地位[1]。农村公共物品及服务供给缺乏也是制约农民收入和福利提升的重要因素[2-3]。

在中国农村社会，逐步形成了以基层党组织为核心、村委会为主体、社会组织参与的多元基层治理体系[4]，基层治理向着法制化、民主化和现代化方向迈进[5]。基层自治组织是农村基层治理的重要主体，村干部作为村级决策的制定者和执行者，也是具有“承上启下”双重作用的治理者，成为乡村治理人才的有机组成部分，村干部的能力和素质对农村发展、农业增效与农民增收均具有重要影响[6-7]。党的十九大作出了实施乡村振兴战略的重大决策部署，明确指出实施乡村振兴战略必须破解人才瓶颈制约，要把人力资本开发放在首要位置②资料来源：中华人民共和国中央人民政府，《关于实施乡村振兴战略的意见》，http：//www.gov.cn/zhengce/2018-02/04/content_5263807.htm.。2021年中共中央、国务院印发《关于加快推进乡村人才振兴的意见》，加快培育乡村治理人才，注重村干部的培训和学历教育，优化村干部队伍，为全面推进乡村振兴、加快农业农村现代化提供有利人力支撑①资料来源：中华人民共和国中央人民政府，《关于加快推进乡村人才振兴的意见》，http：//www.gov.cn/xinwen/2021-02/23/content_5588496.htm.。并且，随着“资源下乡”和“行政下乡”，村务处理越来越标准化和程序化，村干部正规化和职业化趋势明显[8]，高知识文化水平的村干部可能更加符合新时期基层治理的要求，适应乡村振兴建设的需要。有关村干部个人能力在影响农村经济发展方面的研究主要集中在两个方面：一类关注有企业创办或管理经验的村干部。由经商能人担任村干部可以促进农民收入增长[9]、提升公共设施维护频率、完善村庄公共设施建设[10]。但有学者认为，这类“富人治村”会造成村庄寡头政治、基层民主萎缩及村庄资源配置效率低下[11-12]，导致不良社会问题并对基层治理产生消极影响。另一类则重点关注了学历高的村干部。村干部受教育程度越高，本村农民的收入也越高[6，13-16]。但在现阶段，农民收入多元化发展和农民内部异质性并存，村干部的增收渠道和效应是否会产生不同的受益群体，也是一个值得探讨的问题。

村民自治制度是根植于中国地方文化背景、基层治理智慧和传统的制度安排，是当代中国特色社会主义建设的重要制度创新，是实施乡村振兴战略的关键要素，对于维护农村社会稳定、促进农村经济发展、推动农民共享发展成果等方面发挥着重要作用[17]。村主任和村支书是基层组织中最重要的成员，虽部分地区实现了“一肩挑”，但还有很多地区两者同时存在。在分析村干部对农村经济发展的相关实证研究中，贾晋等[9]认为，选择村主任作为研究对象更能突显村民自治意识对村干部行为的影响。具体地，赵仁杰等[16]指出村主任和村支书在农村治理中分工有所不同，村主任更多地肩负着生产、发展经济的职责，其实证结果也证实了村主任对农民收入的推动作用明显大于村支书。因此，考虑到本文重点关注村干部对农村居民增收的影响，选择村主任为主要研究对象②为了检验结果的稳健性，本文还考虑了村庄的不同管理模式。首先，单独考虑了村支书兼任（一肩挑）的样本，结果发现其受教育程度对农民收入仍存在正向影响。然后，将村主任和村支书双重领导型的样本也单独进行回归分析，得出的结果依然是正向显著的，与文中的结果基本相同。因此，这两个检验结果都证实了村庄管理模式没有影响村主任的增收效应，验证了本文实证结论的可靠性。。

通过对现有文献梳理发现：第一，在村干部增收研究中，大多数文献只关注农民总收入或非农总收入，对其他不同来源的收入研究涉及较少。第二，农民群体内部存在异质性，对于不同资源禀赋和区位条件的农民家庭，村主任对其影响也存在差异，而现有文献的研究对象往往是整个农民群体。第三，现有文献大多是利用截面数据分析受教育程度高的村干部对农民的增收效应，使用面板数据的文献较少，相关文献中高梦滔等[6]使用的是2003-2006年村级面板数据，但没有深入到农户家庭层面。基于此，本文利用中国劳动力动态调查（CLDS）2014和2016年两期面板数据，使用固定效应模型实证分析村主任受教育程度对农村居民收入的影响，并深入探讨农民家庭异质性和影响途径。

在国家权力无法深入基层的历史时期，宗族、乡里及行帮依靠血缘或地缘关系独有的说服力和凝聚力在基层治理中起着重要作用[18]。随着基层民主制度建立健全，基层治理走向规范化和法制化。村主任是农村基层自治组织的主要工作者，密切接触农民群众，了解农民的需求，既可以将国家政策措施传递给农民，又可以向上反映农民群体的呼声，是具有双重作用的管理者[17]。一方面，更高受教育程度的村主任对村庄公共物品和服务的重要性及必要性认识更加深刻，对公共物品的运行和维护具有更强的掌控力[19]，为村民进行农业和非农活动的基础设施和服务提供更好的保障。另一方面，更高受教育程度的人当选村主任，他们对国家政策理解更加透彻，会积极寻找合适的优惠政策或发展契机，通过挖掘当地特色产业或加强招商引资，为村民提供新的创业机会和就业岗位。同时，受教育程度更高的村主任与上级政府交流更加密切[16]，在与上级政府沟通中积极争取发展资金和资源，并结合自身的信息优势，为村民经济活动提供必要的资金资助和信息指导。因此，更高受教育程度的人当选村主任，可以完善基础设施与服务、增加创业机会或就业岗位、提供发展资源与信息，促进农户收入提升。

农民群体内部具有异质性，不同资源禀赋的农民家庭在发展策略上可能存在差异，对农业政策和服务的反应也会不同[20]。农业生产仍然是农村经济发展的重要方面，农业发展方式处于转型阶段。农业生产性服务能弥补劳动力数量和质量缺失、提高农业生产技术效率[21]、促进农户收入增加。但是不同生产规模的农户家庭可能从农业公共服务中受益程度不同，相对小农户而言，种植大户因其大规模生产更有可能获得发展机会。更高受教育程度的村主任通过完善村庄农业生产性服务，进一步提高种植大户的生产效率，促进种植大户的农业收入提升。因此，更高受教育程度的人当选村主任，可以通过提供村庄农业生产性服务，提高种植大户的农业收入。

低收入家庭在发展过程中可能因自身发展能力不足、思想保守或信息闭塞，处在发展的不利地位[1]。更高受教育程度的村主任在促进村庄经济发展过程中，为村镇企业成立与发展提供便利，同时能为低收入家庭谋取就业机会和渠道，增加低收入家庭的务工收入。因此，本文认为，更高受教育程度的人当选村主任，可以通过增加低收入家庭的就业机会，来提升其非农收入。

对于处在山区等信息较为封闭的地区，村主任作为联通村庄和外界的桥梁，在村庄发展中作用可能更明显。卫龙宝等[22]也发现，地理位置偏远的村庄对基层治理满意度更高。受教育程度更高的村主任与上级和外界联系密切，争取资源与信息，通过提供资金支持、技术指导或监督约束生产合作社的运行，促使其形成更好的收益预期[23-25]，为山区农民加入生产合作社、增加财产性等各类收入提供可能。贾俊雪[4]等研究发现，有村委会参与的农业组织确实具有更好的增收效应。因此，本文认为，在山区等信息封闭的村庄，更高受教育程度的人当选村主任，对其村农民家庭收入及结构影响更大。

本文使用的数据来自中山大学社会科学调查中心开展的“中国劳动力动态调查”（CLDS）2014和2016年两期面板数据①本文使用数据来自CLDS，文中观点和内容由笔者自负。如需了解有关此数据的更多信息，请登录http：//css.sysu.edu.cn.，数据包含了劳动者个体、家庭和村庄层面的人口和社会经济特征。由于CLDS 2012年数据中，核心解释变量村主任受教育程度的统计口径与2014和2016年不同，故没有使用2012年的数据。本文中农村地区是按照家庭所在社区类型划分，如果社区类型为村委会或农村社区，则判定为农村地区，剔除了城市社区的样本家庭。

本文使用面板数据固定效应模型，消除农村居民个体层面不随时间变化因素的影响，实证分析村主任受教育程度对农民家庭收入的影响。具体模型设定如下：

式（1）中：Y ijt表示第j个村庄第i个家庭t年的家庭人均收入。VDE jt表示第j个村庄t年的村主任受教育程度。X'ijt表示家庭层面随时间变化的控制变量，如家庭外出务工劳动力比例、互联网使用情况等。C'jt是村庄层面上的控制变量。θi表示个体固定效应，消除家庭层面不随时间变化变量的影响，如家庭基本特征，也包括家庭层面无法观测到的因素，如家庭偏好等；同时消除了村级层面如当地风俗习惯、气候环境等不随时间变化因素的影响。μt表示时间固定效应。εijt表示随机扰动项。同一个村庄内部，不同家庭随机扰动项之间可能存在相关性，本文将回归标准误聚类到村级层面[26]。

（1）被解释变量。本文的被解释变量为农民家庭人均收入。现有文献将农民收入结构划分为农业收入、非农收入和转移性收入三部分[27-28]，也有学者指出，按照收入来源可以将农民收入划分为农业收入、非农收入、财产性收入和转移性收入四个部分[27]。本文根据研究需要参考后一种划分方式，将农民家庭人均收入划分为人均农业收入、人均非农收入、人均财产性收入和人均转移性收入。鉴于价值指标非正态分布特性，本文在回归分析中均使用收入对数形式。

（2）核心解释变量。村主任受教育程度是本文的核心解释变量。根据国家对于基层干部新的需要与趋势，并结合现有文献中对于村主任个人能力的衡量方式[6，13-15]，选择了受教育程度这一指标。

（3）控制变量。本文选取的控制变量包括户主、家庭和社区层面，选取与核心解释变量（村主任受教育程度）相关并且可能会影响到农民收入的变量，主要参考贾晋等[9]与He等[1]研究中变量设置和数据的可得性，选取了户主健康水平、家庭外出务工劳动力比例、互联网使用情况[29-30]、村集体财政收入对数和村农业劳动力比例。对于农户个体层面的变量，因面板数据的固定效应模型能消除不随时间变化因素影响，如农户的性别、民族、受教育程度等，本文只控制了户主健康水平。控制家庭外出务工劳动力比例，是因为家庭外出务工是农村居民收入的一个重要来源，也可以减少因遗漏变量导致的估计偏误问题。主要变量的描述性统计分析如表1所示。

表1 主要变量描述性统计

变量名家庭人均总收入/元家庭人均农业收入/元家庭人均非农收入/元家庭人均财产性收入/元家庭人均转移性收入/元村主任受教育程度户主健康水平家庭外出务工劳动力比例互联网使用情况村集体财政收入对数村农业劳动力比例/%村农田面积/亩村委会实际工作人员数量村是否有非农经济变量赋值家庭年总收入/家庭规模家庭农林牧副渔收入/家庭规模（家庭工资性收入+非农经营收入）/家庭规模家庭财产性收入/家庭规模家庭转移性收入/家庭规模小学以下=1；小学=2；初中=3；高中或职校=4；大专及以上=5非常健康=1；健康=2；一般=3；比较不健康=4；非常不健康=5家庭外出务工数量/家庭劳动力数量上网=1；不上网=0村集体财政收入对数值15～64岁中从事农林牧渔业的比例村庄现存耕地面积村委会正式成员+聘用其他成员数量有=1；没有=0观测数12761 13212 13100 13283 13249 441 13283 13283 13283 438 430 423 444 439均值9223.259 2159.698 6331.023 177.130 480.001 3.504 2.433 0.331 0.393 2.868 64.550 3084.735 9.322 0.312标准差16543.710 9145.760 24384.600 4362.028 2311.163 0.923 1.059 0.402 0.488 3.197 34.546 5135.051 21.074 0.463

表2展示了村主任受教育程度对农民家庭收入及结构的影响，其中第（1）列展示了对农民家庭人均总收入的回归结果，第（2）～（5）列分别展示对各分项收入的回归结果。从整体来看，更高受教育程度的人当选村主任，能显著促进农民家庭人均总收入增加，结果在5%水平上显著。从各分项收入来看，村主任受教育程度对农民家庭人均非农收入存在显著正向影响，对人均农业收入、人均财产性收入和人均转移性收入影响均不显著。可能的原因是，在基准回归中，将农民群体作为整体分析，忽略了农民群体内部的异质性。其中，家庭资源禀赋和区域位置差异是影响农户收入的重要因素[31]，对于不同资源禀赋和地理位置的农民家庭，村主任的增收效应可能存在差异。本文将在下一部分进行农民家庭异质性分析。

表2 村主任受教育程度对农民家庭收入的影响

注：***、**和*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为聚类到村级层面的标准误；下同。

人均转移性收入（5）0.106(0.117)0.060（0.049）0.458***(0.175)0.017(0.131)-0.019（0.025）-0.003(0.003)1.859***（0.472）控制控制13249村主任受教育程度户主健康水平家庭外出务工劳动力比例互联网使用情况村集体财政收入对数村农业劳动力比例常数项时间固定效应个体固定效应观测值人均总收入（1）0.085**（0.043）-0.019（0.018）0.085（0.064）0.171***（0.044）-0.019***（0.006）-0.001（0.001）8.377***（0.154）控制控制12761人均农业收入（2）0.140（0.153）-0.023（0.065）-0.466***（0.160）0.370**（0.152）-0.032（0.031）0.002（0.003）3.841***（0.611）控制控制13212人均非农收入(3)0.365*（0.219）0.019（0.081）0.693***(0.224)0.803***(0.193)-0.022（0.033）-0.003（0.004）3.504***（0.854）控制控制13100人均财产性收入（4）-0.004（0.068）0.035（0.023）-0.035（0.065）-0.045（0.060）0.012（0.011）-0.002（0.001）0.344（0.276）控制控制13283

从控制变量来看，当家庭外出务工劳动力比例增加，会抑制家庭人均农业收入，促进家庭人均非农收入提升，对家庭人均转移性收入也存在积极作用，但对家庭人均总收入不具有统计上的显著性。本文中转移性收入既包括低保收入、救济收入，也包括亲戚朋友间的转移支付，外出务工后，亲戚朋友间的赠送与回馈可能也随之增加。如果家庭使用互联网，会显著增加家庭人均农业收入和人均非农收入，对家庭人均总收入也具有显著的促进作用。户主健康水平、村集体财政收入和村农业劳动力比例，整体上对于农民家庭收入不存在统计上的显著性。

在基准回归中，村主任受教育程度对农民家庭各类收入影响较小或不显著，可能的原因是农民群体内部异质性导致的。因此，本文从农民异质性角度出发，分析村主任受教育程度对不同类型农民家庭收入的影响。

（1）不同种植规模的农民家庭。在农村社会中，农业发展仍然是一项重要的生产活动，耕地等生产性资本是影响农业收入的重要因素[31]。根据贺雪峰[32]、卢洋啸等[33]、周晓时等[34]对于小农户30亩的划分标准①另外，本文还根据叶敬忠等［35］、秦诗乐等［36］使用的50亩为小农户标准，张露等［37］使用的35亩的划分标准进行检验，结果均支持正文中的结论，即村主任受教育程度能显著提高种植大户的人均农业收入。限于篇幅，检验结果未列出，如感兴趣，可向作者索要。，将耕地面积30亩以上的划分为种植大户，30亩以下为小农户，分析在种植规模差异下村主任受教育程度对农民家庭人均农业收入的影响。回归结果如表3第（1）～（2）列所示。对于种植大户来说，更高受教育程度的人当选村主任能显著提升其家庭人均农业收入，且结果在1%水平上显著。对小农户的人均农业收入不具有统计上的显著性。结果表明，与小农户相比，村主任受教育程度更能影响种植大户的农业收入。

表3 村主任受教育程度对不同种植规模农民家庭农业收入的异质性影响

注：控制变量同表2，即户主健康水平、家庭外出务工劳动力比例、互联网使用情况、村集体财政收入对数和村农业劳动力比例，表4、5同。

人均农业收入小农户（2）种植大户（1）0.106（0.151）控制控制控制12445村主任受教育程度控制变量时间固定效应个体固定效应观测值1.617***（0.406）控制控制控制767

（2）不同收入阶层的农民家庭。收入水平在一定程度上衡量其发展能力，村主任可能更倾向于关注发展能力弱的低收入农民家庭。本文根据家庭人均收入中位数（5000元）划分低收入农民家庭和高收入农民家庭。对于低收入农民家庭来说，更高受教育程度的人当选村主任能显著增加其家庭人均非农收入，且结果在1%水平上显著。对于高收入农民家庭来说，村主任的增收效应不明显。回归结果如表4第（1）和（4）列所示。另外，本文同时分析了其他类型收入的影响，结果分别如表4第（2）和（5）列、第（3）和（6）列所示。对于低收入家庭和高收入家庭，村主任受教育程度对其人均财产性收入和人均救济低保收入①本文在基准回归中分析的是人均转移性收入，但从具体来源看，其中离退休金收入、亲人转移性收入受村主任的影响较小，救济低保收入受到村主任的影响会更大，故本文将人均转移性收入聚焦到家庭人均救济低保收入。均没有显著影响。上述结果表明，与高收入农民家庭相比，村主任受教育程度对低收入农民家庭的人均非农收入影响更大。

表4 村主任受教育程度对不同收入农民家庭人均非农收入的异质性影响

低收入家庭高收入家庭村主任受教育程度控制变量时间固定效应个体固定效应观测值人均非农收入（1）0.793***(0.295）控制控制控制6702人均财产性收入（2）0.028（0.050）控制控制控制6734人均救济低保收入（3）-0.066（0.173）控制控制控制6724人均非农收入（4）0.027（0.210）控制控制控制6398人均财产性收入（5）-0.024（0.118）控制控制控制6549人均救济低保收入（6）0.012（0.048）控制控制控制6605

（3）不同地理位置的农民家庭。地理位置差异会导致村主任沟通外界的作用得到不同程度的发挥。本文根据地理位置将农民家庭划分为位于平原丘陵和山区的农民家庭。对于山区农民家庭来说，村主任受教育程度对其人均财产性收入具有显著的正向影响，结果在1%水平上显著；对平原丘陵农民家庭的人均财产性收入不具有统计上的显著性，结果如表5第（1）和（4）列所示。同上，本文也分析了村主任受教育程度对不同地理位置农民家庭其他收入来源的异质性影响，结果如表5第（2）和（5）列、第（3）和（6）列所示。对于位于平原或丘陵的农民家庭来说，村主任受教育程度对其人均非农收入和人均救济低保收入影响均不显著。而对于山区的农民家庭，村主任受教育程度能显著增加其人均非农收入，但同时也显著减少了其救济低保收入。上述结果表明，对位于山区等信息封闭的农民家庭而言，村主任受教育程度对其收入及结构影响更大，能显著提升山区家庭的人均财产性收入和人均非农收入，减少其人均救济低保收入，使山区农民家庭可以通过自身发展提升收入水平和生活质量，减少对政府及社会各界的依赖，增加其内在动力和可持续发展能力。

表5 村主任受教育程度对不同地理位置农民家庭收入及结构的异质性影响

平原或丘陵山区村主任受教育程度控制变量时间固定效应个体固定效应观测值人均财产性收入（1）-0.081（0.130）控制控制控制8302人均非农收入（2）-0.052（0.263）控制控制控制8192人均救济低保收入（3）-0.003（0.038）控制控制控制8334人均财产性收入（4）0.230***（0.074）控制控制控制3384人均非农收入（5）0.464*（0.253）控制控制控制3324人均救济低保收入（6）-0.491**（0.218）控制控制控制3388

综上所述，在忽略农民群体内部异质性情况下，村主任受教育程度对农民家庭各分项收入影响较小。对不同类型农民家庭进行异质性分析时，村主任受教育程度对农民家庭收入及结构的影响更显著。当更高受教育程度的人当选村主任，会显著提高种植大户的人均农业收入，提高低收入农民家庭的人均非农收入，提升山区农民家庭的人均非农收入和人均财产性收入，降低其人均救济低保收入。

（1）农业生产性服务供给促进农业收入增长。本文通过村庄是否提供机耕服务和种植规划服务来衡量村庄农业生产性服务供给情况，分析村主任受教育程度对村庄农业生产性服务供给的影响，进而对农业收入的影响。表6中第（1）～（2）列是基于村级面板数据的分析结果。当更高教育程度的人当选村主任，会显著提高机耕服务和种植规划服务的供给概率，结果分别在1%和5%水平上显著。更高受教育程度的人当选村主任能通过增加村庄农业生产性服务，促进种植大户的农业收入增长。

（2）乡镇企业吸纳就业促进非农收入增长。乡镇企业的成立和发展，能为当地能力较弱、不具备外出务工能力或意愿的农民提供新的就业机会。本文通过分析村主任受教育程度对村内企业数量的影响，进而对农民家庭非农收入的作用。回归结果表6第（3）列显示，当更高受教育程度的人当选村主任，能显著增加行政规划内的企业数量。村主任通过促进村庄内企业的成立和发展，提供本地就业机会，吸纳劳动力就业，增加低收入农民家庭的非农收入。

（3）农村专业合作社促进财产性收入增长。农村专业合作社的发展是提高农户财产性收入的现实路径[38]。当更高受教育程度的人当选村主任，能显著提高山区村庄专业合作社覆盖户数比例，且结果在1%水平上显著，对平原丘陵地区的专业合作社发展没有显著影响。回归结果如表6中第（4）～（5）列所示，更高受教育程度的人当选村主任，通过促进山区农民专业合作社发展，提高合作社收益，在一定程度能提升山区农民的人均财产性收入。

表6 机制分析

注：（1）～（2）、（4）～（5）列控制变量主要参考张志原等[10]的变量设置，选取了村劳动力数量对数、村农田面积对数、村委会实际工作人员数对数、村非农经济；第（3）列控制了村工业劳动力比例、村劳动力外出务工服务供给情况、村非农经济、通路情况、通自来水情况。

机耕服务（1）0.166***（0.057）控制控制控制384种植规划服务（2）0.113**(0.056)控制控制控制384企业数量（3）0.151*（0.087）控制控制控制412（5）平原丘陵0.091(0.442)控制控制控制150村主任受教育程度控制变量时间固定效应村庄固定效应观测值本村专业合作社覆盖户数（4）山区2.307***（0.168）控制控制控制65

在基准回归中使用的是非平衡面板数据，为验证结果的稳健性，本文使用平衡面板数据进行检验，结果如表7第（1）列所示，当更高受教育程度的人当选村主任，农民家庭人均总收入显著提高，并且估计系数和显著度与非平衡面板一致，为0.085，在5%水平上显著，表明基准回归结果是稳健的。

基准回归分析只考虑了村庄内部家庭收入在其他不可观测方面的相关性，将标准误聚类到村级层面，但是同一个县内部也可能存在农民家庭收入相互影响的因素。为此，本文将标准误从村级层面聚类到县级。结果如表7第（2）列所示，村主任受教育程度对农民家庭人均总收入具有正向影响，系数估计值和显著度与基准回归结果相差很小，进一步验证了结果的稳健性。

在模型的分析中，本文控制了个体固定效应，消除了个体层面上不随时间变化因素的影响。然而有些地区出台一些农业农村的相关政策和措施，这些因素可能影响农民收入，同时也可能会影响基层组织的选举结果。这些层面的遗漏变量可能会造成内生性问题，使得估计结果出现偏误。本文在回归中加入了省份-时间固定效应，以消除地区层面上随时间变化因素的影响。从表7第（3）列结果中可以看出，系数估计值与基准模型中结果和其他稳健性检验结果基本一致。除遗漏变量造成的潜在内生性问题外，研究中也可能出现双向因果导致估计偏误。本文通过对CLDS 2016数据进行处理，保留村主任受教育程度提高的村样本，分析村人均收入增长额与最后一轮村主任候选人得票率的关系，即分析农民收入增长对更高受教育程度的人当选村主任的影响。结果如表7第（4）列所示，当村人均收入增长时，对受教育程度更高的村主任得票率不具有显著性，说明人均收入的提高对村主任选举没有显著的影响，双向因果关系存在的可能性较小，进一步证实基准回归结果是稳健的。

表7 稳健性检验

注：第（1）列为平衡面板数据检验结果；第（2）列将标准误聚类到县；第（3）列控制了省份-时间固定效应；第（4）列为反向因果检验结果。（1）～（3）列控制变量同表2，第（4）列只控制了省份虚拟变量。

家庭人均总收入村主任候选人得票率（4）村主任受教育程度(1)0.085**（0.043）(2)0.091**（0.045）(3)0.091**（0.043）村人均收入增长额控制变量时间固定效应个体固定效应省份-时间固定效应观测值控制控制控制-7862控制控制控制-12641控制-控制控制12761 0.0001（0.0002）控制---6 1

本文基于中国劳动力动态调查（CLDS）2014和2016年两期面板数据，通过固定效应模型实证分析村主任受教育程度对农民家庭收入的影响及可能的实现途径。研究发现，更高受教育程度的人当选村主任，能够显著促进农民家庭人均总收入增长，并且在农民收入多元化发展和农民群体内部异质性并存情况下，村主任增收渠道和效应产生了不同的受益群体。一方面，通过提供机耕服务和种植规划服务，提高种植大户的人均农业收入；另一方面，通过促进乡镇企业成立和发展，提供就业机会，提升低收入家庭的人均非农收入；再一方面，通过促进山区专业合作社发展，提高山区农民家庭的人均财产性收入，但同时也增加其人均非农收入，减少其人均救济低保收入，这在一定程度上降低了政府转移支付的财政负担。

村主任知识化既关系到基层人才队伍质量，也影响着农民收入水平与农村相对贫困状况。根据本文的研究结论提出几点建议：一是依法进行村主任选举，吸引高素质人才参与村庄管理，注重教育程度的考量，更好地促进农村居民家庭收入水平提升；二是村主任应积极推行国家在农村中的政策，配合与支持基层政府工作，在村庄范围内实行自我管理与服务，听取村民意见、解决村民矛盾与纠纷，促进社会主义精神文明建设，并在各类事务中起到示范作用；三是村主任应积极引入先进的农业技术与优质的农业生产性服务，解决好村民在生产中的困难，积极承担本村生产服务和协调工作；四是村主任应支持和组织各种形式的经济，管理好集体财产，营造良好的经营氛围，提供多方位支持，促进村庄生产建设和经济发展；五是村主任应兼顾村庄发展效率与公平，保障村民共同享有村庄经济发展成果，实现共同富裕的目标。

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Research on the Influence of the Education Level of Village Directors on the Income of Rural Residents

ZHUANG Tianhui，HU Shuang，HE Jiaxin

Abstract The intellectualization of village directors is not only related to the quality of the grassroots talent team，but also affects farmers’production and rural economic development.Based on the panel data of the China Labor Force Dynamics Survey(CLDS)in 2014 and 2016，the article conducted a research on the impact of the education level of village directors on the income of rural residents.The study found that when a person with higher education is elected as a village director，the total per capita income of a farmer’s family can be significantly increased.Moreover，with the coexistence of diversification of farmers’income and the heterogeneity within farmers，the effect of the village director has benefited different farmers，which significantly increased the per capita agricultural income of large growers and the per capita non-agricultural income of low-income farmers.In areas with information poor such as mountainous areas，the education level of village directors has a more obvious impact on the income and structure of farmers’families，which can increase the per capita non-agricultural income and per capita property income of farmers in mountainous areas，and reduce their per capita income from subsistence allowances.Establishing and improving the rural talent introduction and incentive mechanism，implementing differentiated policies for farmer families with different resource endowments and location conditions will contribute to the revitalization of rural talents，reduce relative poverty，and increase farmer household income.

Key words village directors;rural residents;education level;income increase

中图分类号：F323

文献标识码：A

文章编号：1008-3456（2022）02-0113-10

DOI编码：10.13300/j.cnki.hnwkxb.2022.02.011

收稿日期：2021-04-14

基金项目：国家社会科学基金重点项目“我国农村相对贫困治理长效机制研究”（20AZD079）。

*为通讯作者。

（责任编辑：余婷婷）