教育不平等与收入分配差距_中国的实证分析_杨俊

摘要:本文基于内生增长理论,构建联立方程组模型,采用教育基尼系数衡量教育不平 等,研究教育不平等与收入分配的作用机理及方向。研究发现:(1)收入分配差距导致教育不 平等,教育不平等的改进却没能促进收入分配差距的改善,教育不平等与收入分配差距并非 简单线性关系,但教育扩展有利于教育和收入不平等的改善;(2)教育通过人力资本传导机 制与收入分配之间发生联系,但其不会自发形成“教育平等←→收入平等”的良性循环;(3) 长期内教育不平等的降低并没有改善收入不平等,但收入不平等在当期就能加剧教育不平等 程度;(4)目前教育投入的水平、城市化进程并没能有效的改进教育不平等。另外,模型的稳 健性得到部分证实。 关键词:教育不平等 收入分配 实证分析 一、引言 改革开放以来,中国经济的高增长伴随收入分配差距的加大,收入分配差距也成为中国 构建和谐社会所面临的紧迫问题。影响收入分配差距的因素很多,教育是重要的因素,教育获 得的不平等将对个人收入分配差距产生重要的影响,同时个体收入差距也将会对个体的教育 获得产生影响。 有关教育不平等与收入分配的关系研究,早期的研究如 Schultz(1960),Becker和 Chiswick(1966),Mincer(1974),Becker(1975)构建的关于收入分配的人力资本模型认为,人 口总体的平均受教育程度和教育分布状况都会影响收入分配状况。Farre(2000)在假设总体 中初始收入和教育收益率相同的条件下,以对数方差反映的收入不平等是以受教育年限方差 反映的教育不平等的线性函数,且系数是教育收益率的平方。Gregorio和Lee(2002)认为收入 分配与人们的平均受教育年限及其分布密切相关,收入不平等随着教育不平等程度的加深而 加深,然而,在一个给定的教育分布条件下,平均受教育年限的增加则对收入分配产生不明确 的作用效应。Galor和Zeria(1993)则考察了初始收入分配对教育分布的影响,首次提出收入 平等促进人力资本积累的观点,其认为由于借款市场不完全,收入的均等更有利于那些不能 通过借贷的方式筹措教育费用的穷人拥有受教育的机会,进而影响教育的分配。Benabou (1996)、Aghion(1998)从收入的再分配角度进行探讨,认为再分配政策,有利于平抑收入的不 平等程度,对人们的教育投资产生影响。教育作为人力资本形成的重要途径,对收入分配不平 等的解释将更多地与教育分配的不平等相联系。 实证研究方面,Londono(1990)和 Ram(1990)率先提出教育分配存在库兹涅茨“倒 U”关 系:即随着教育水平的提升,教育不平等程度先升高至达峰值后,再转为逐步降低。Ram运用 94个国家的截面数据,实证表明约在平均受教育年限为 7年时达到 “倒 U”曲线的拐点。 Thomas,Wang和 Fan(2003)运用 140个国家 1990年的截面数据进行实证分析,研究发现以 教育不平等与收入分配差距: 中国的实证分析* □杨 俊 黄 潇 李晓羽 *本文得到国家自然科学基金项目(项目批准号70703038)的资助,特此感谢。 教育不平等与收入分配差距:中国的实证分析 中国分配·就业论坛 38- - 《管理世界》(月刊) 2008年第 1期 15岁以上人口的平均受教育年限为基础数据,计算 出衡量教育不平等程度的教育基尼系数与教育发 展水平指标平均受教育年限之间不存在 “倒 U”关 系,而以 15岁以上人口的平均受教育年限计算出 的教育 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 差与平均受教育年限之间却存在明显 的“倒 U”关系,且“倒 U”曲线的拐点在平均受教育 年限为 6~7年间达到,其实证结果基本与 Ram (1990)相一致。同时,他们还运用 140个国家 1960~2000年的面板数据做了进一步的回归分析, 实证结果表明教育标准差与平均受教育年限之间 的“倒 U”关系成立。同时,两者的关系还具有较强 的“稳健性”(robustness),其不因计量估计 方法 快递客服问题件处理详细方法山木方法pdf计算方法pdf华与华方法下载八字理论方法下载 选择 固定效应或随机效应,控制时间因素或国别因素而 出现波动与差异。Gregorio和 Lee(2002)运用 100 个国家的相关数据,实证发现教育标准差(1965年、 1990年)与滞后 5年的平均受教育年限(1960年、 1985年)存在明显的“倒U”关系,且构建回归方程, 将收入因素与变量的滞后因素考虑在内,对 100个 国家的混合数据进行实证分析,印证了教育分配的 “倒 U”关系的存在,但其峰值则在平均受教育年限 为4.2年时达到。既有研究,大多运用跨国数据对教 育分配的“倒 U”假设进行检验,而对国别数据的验 证则尚不多见。 Beck和 Chiswick (1966),Chiswick(1971), Tinbergen(1972),Winegarden(1979)均以方差反映 教育不平等程度,选择的样本包括美国各地区,9个 国家的截面数据,美国、加拿大、荷兰 3国的跨国数 据以及32个国家的截面数据。研究得出,教育不平 等与收入不平等显著正相关,即教育不平等程度的 减小,有益于收入不平等的改善。 Psacharopoulos(1977)以不同层次教育入学人 数的差异系数衡量教育不平等,对 49个国家的截 面数据进行研究,实证发现在不同的回归方程中, 教育不平等变量均与收入基尼系数显著负相关,且 教育不平等程度能解释收入分配23%的变异。 Ram(1984)分别以受教育年限的方差与收入 最低的 80%人口所占的收入份额和收入最低的 40%人口所占的收入份额作为教育不平等变量和收 入不平等变量,在对 28个国家的跨国研究中,发现 教育不平等程度与收入分配的关系不具有统计上 的显著性。 Park(1996)分别以劳动者平均受教育年限的 标准差和变异系数作为教育不平等变量,以基尼系 数、收入最低的40%人口所占的收入份额和收入最 高的 20%人口所占的收入份额作为收入不平等变 量,采用59个国家的截面数据进行实证研究,证实 了教育不平等程度的加深将扩大收入不平等程度。 Gregorio和 Lee(2002)以 Barro和 Lee(1997) 计算出的15岁以上人口平均受教育年限为基础数 据,计算得到每一国家 1960~1990年时隔 5年的教 育标准差 (共获得 7个截面:1960、1965、1970、 1975、1980、1985、1990年,根据数据的可获得性, 每一截面上的样本数并不一致。如:在1965与1990 年两截面上,分别有 23和 71个样本),以其作为教 育不平等变量,并选取基尼系数和收入的 5等分分 布为收入分配变量,运用 SUR(seemingly-unrelat- ed-regression)估计技术,对跨国混合数据进行计量 估计,实证结果均表明,教育不平等有碍于收入分 配状况的改善。 国内学者从教育扩展或教育回报率角度对收 入不平等问题进行了研究,但从教育不平等对收入 分配进行探讨的尚不多见。赖得胜(1997)采用跨国 数据及一元二次回归分析验证了教育扩展与收入 不平等存在倒U关系;白雪梅(2004)估计了Becker 和 Chiswick(1966)的人力资本模型,实证结果表明 教育扩展与收入不平等也存在着倒 U关系;杜鹏 (2005)、杨俊、李雪松(2007)等的研究也得出了类 似的结论。陈玉宇、王志刚、魏众(2004)对工资收入 分配的变化方程进行分解,发现从 1995~1999年我 国城镇居民的收入分配变化中,主要是教育和工资 相关性以及教育回报率的增加导致了工资收入不 平等的增加,而教育不平等的下降起到了缓解工资 收入不平等的作用。李雪松、詹姆斯·赫克曼(2004) 在考虑异质性和选择性偏差的基础上,运用中国的 微观数据估计了 20世纪末的教育回报,研究发现 中国的教育回报率具有显著的异质性。Wan等 (2004),陈钊、陆铭、金煜(2004)的实证表明我国各 省的教育发展差距是造成地区间收入差距的重要 原因之一,与此同时,由于各地的高等教育人口比 重指标正呈现收敛的趋势,教育的持续平衡发展将 有助于缩小地区间收入差距。陆铭、陈钊(2005)采 用分布滞后模型考察了教育与收入分配的关系,认 39- - 为收入差距对教育的影响随时间发生变化而不 是线性的。王小鲁、樊纲(2005)发现我国城镇居 民的人均教育水平会导致收入差距扩大,说明 我国教育适龄人口面临的受教育机会是不均等 的,高收入人群的教育机会显著大于低收入人 群,进而扩大了收入的不均等程度。从教育或人 力资本角度对收入分配进行探讨的还有李实、 赵人伟(1999),陈宗胜(2001)等。 既有研究虽对教育不平等与收入分配的关 系做了一定的计量统计分析与探讨,然而其在 对教育不平等指标的选择上大多采用平均受教 育年限的标准差。从研究方法上看,其大多采用 以下方法:(1)使用分位回归或估计人力资本方 程,从教育回报率的角度来探讨不同教育水平 下教育与收入分配的关系;(2)采用时序或面板 数据,来探讨国别数据下教育扩展与收入不平 等是否存在倒 U关系,或通过单方程计量模型 探讨教育扩展与收入分配的因果关系。 本文采用教育基尼系数刻画教育不平等, 运用联立方程组技术对教育不平等与收入分配 进行实证考查。联立方程组能够揭示多个内生 变量间的相互影响关系,而非单方程描述的变 量间的单向因果关系。经济变量往往是通过直 接或间接的关系相互联系,联立方程组则能基 于一定的经济理论,对处于特定经济系统中的 变量进行相互、动态的研究,这是单方程计量模 型所不能比拟的。本文将教育不平等和收入分 配作为两个相互影响的内生变量纳入联立方 程,同时考虑变量间的即期影响和累积影响,使 之能够较好地刻画出内生变量具有怎样的相互 影响关系。 二、模型、数据与方法 (一)实证模型 有关教育不平等对收入分配差距影响的理 论研究,除 Schultz(1960)外,正式化的模型始 于 Becker和 Chiswick(1966),之后 Gregorio和 Lee(2002)在此基础上更进一步,构造了如下理 论模型:Var(logYs)=r2Var(S)+S2Var(r)+2rSCov (r,S)+Var(u)。其中,Var(logYs)表示收入不平 等,S指教育扩展,Var(S)表示教育不平等,r表 示教育回报率,u表示影响收入的其他因素。收入分配 对教育不平等影响的开创性研究是由 Galor和 Zeria (1993)做出的,Galor和Zeria(1993)在信用市场不完善 和人力资本不可分割的假定下,研究了收入不平等对教 育不平等的影响。由于信用市场不完善,初始收入差距 导致了个体的人力资本投资水平的差异,从而收入分配 对教育不平等产生重要影响,即个体间的教育不平等 Var(S)可以更多的用收入不平等Var(logYs)来解释。因 此,教育不平等与收入不平等存在着相互影响,表现出 内生性。 本文借鉴 Gregorio和 Lee(2002)和 Galor和 Zeria (1993)关于教育不平等与收入不平等的理论分析框 架,把教育不平等与收入不平等作为相互影响的内生变 量纳入方程,构建以下联立方程组,随后对方程中各个 变量进行解释①。 INEQ=f(EDINEQPDL,EDINEQ,GR,AYS,EDIN, WEST,CENTRAL) (1) EDINEQ=f(INEQPDL,INEQ,AYS,EDIN,URBAN, WEST,CENTRAL) (2) 在收入分配决定方程(1)中,EDINEQPDL表示教育 不平等程度对收入不平等的累积影响,即EDINEQPDL= 。INEQ表示收入不平等程度,采用收入基尼 系数衡量;EDINEQ表示教育不平等程度,采用教育基 尼系数来衡量,通过该变量的引入以考察内生条件下教 育不平等如何影响收入分配。引入年度经济增长率 GR,以考察在教育不平等与收入分配的内生模型中经 济增长对收入分配的影响;AYS表示平均受教育年限, 用以考察教育扩展是否有助于缓解收入分配不公 (Knight&Sabot,1983)②;另外,教育具有公共品属性, 一般认为政府对教育的投入 EDIN将会有利于教育扩 展,减小教育不平等程度,因此引入该变量。最后,本文 根据中国经济发展呈现出的区域不平衡控制了 WEST 和CENTRAL两个虚拟变量,分别表示西部地区和中部 地区,将东部地区作为基准地区加以比对,以此考察教 育不平等影响收入分配是否也呈现出区域差异。 在教育获得决定方程(2)中,INEQPDL表示收入不平 等对教育不平等的累积影响,即 。 Galor和 Zeria(1993)首次提出收入平等促进人力资本 积累的观点,本文引入收入分配变量INEQ来考察其对 教育不平等的影响。其次,已有研究(Ram,1990)认为教 育扩展有助于缓解教育不平等,而政府加大对教育的投 ∑ = � INEQα ∑ = = � � ���� EDINEQINEQ α 教育不平等与收入分配差距:中国的实证分析 中国分配·就业论坛 40- - 《管理世界》(月刊) 2008年第 1期 入有利于教育扩展,因此引入AYS和EDIN。此外, 考虑到城市化进程有利于发挥教育的规模效应,引 入城市化率指标 URBAN(陆铭,陈钊 2005)来考察 这一作用。最后,引入 WEST和 CENTRAL这两个 虚拟变量来探讨教育不平等的分布是否存在地区 差异。 为考察教育不平等与收入分配间的即期及累 积影响,本文采用分布滞后模型进行研究。分布滞 后模型能够有效地识别被解释变量对解释变量的 影响如何随时间变化,其一般形式如下: Yt=α+β0Xt+β1Xt-1+β2Xt-2+⋯⋯+βkXt-k+μt (3) 在(3)式中,k表示滞后长度;回归系数 β0是即 期影响乘数,表示解释变量X变化一个单位对同期 被解释变量Y产生的影响;β1,β2,⋯βk等称为延期 影响乘数,测度以前不同时期 X变化一个单位对 Y 的滞后影响,因此 叫做累积影响乘数,表示 X 变化一个单位对Y产生的总影响。方程(3)在估计 时极易因多重共线性而估计失败,本文采用 Almon 多项式变换对(3)式进行估计,Almon假设 βi的分 布可以近似地用一个关于 i的低阶多项式表示,这 个平滑条件可以有效地减少参数估计的个数,达到 估计的目的。具体变换如下③: 假设βi可以写为: βi=α0+α1i+α2i2+α3i3+⋯αmim,i=0,1,⋯k (4) 将(4)式带入(3)式即可得到 Almon变换后的 有限多项式分布滞后模型: (5) 运用 OLS法估计(5)式,得到 α1,⋯,αm的估计 值,将这些估计值再次带入(4)式,从而可以求得 (3)式各回归系数的估计值。 当然,必需还要先确定滞后期t和多项式阶数 m,才能进行(5)式的估计。本文先采用AIC准则和 SC准则④来确定滞后期t;然后本文将分布滞后项m 从2逐次添加到4⑤,以确定多项式的阶数(陆铭,陈 钊 2005),因为不同的多项式阶数会使式(5)得到不 同的估计结果。经计算,当用教育不平等及其滞后 变量去解释收入分配时,滞后期为2、多项式阶数为 2;当用收入不平等及其滞后变量去解释教育不平 等时,滞后期为 3、多项式阶数为 2。从而可依据 Almon的方法估计出教育不平等和收入分配相互 的即期影响和累积影响,其估计结果如后文中表1 所示。考虑到教育不平等和收入不平等是作为内生 变量进入联立方程,3期滞后表明大于 3期的延期 影响较小从而可以忽略,并且为避免多重共线性, 因此进入联立方程的样本要省略前3年的数据。 (二)数据说明 收入基尼系数INEQ的非等分组计算 公式 小学单位换算公式大全免费下载公式下载行测公式大全下载excel公式下载逻辑回归公式下载 为: (Thomas,Wang and Fan, 2003),其中 μ表示整体收入的期望值,N表示总分 组数,yi和 Pi分别表示组 i的收入平均水平和组 i 的人口占总人口的比例。但一般为了简化计算,常 使用以下公式计算: (陈昌 兵,2007)。先由该式分别计算出一省城、乡基尼系 数,其中 Wi是按收入分组后的人口数占总人口的 比例,Yi是按收入分组后各组人口占总人口的比 例,Vi是 Yi是从 i=1到 i的累积数,如 Vi=Y1+Y2+⋯ Yi;然后再利用 (Sun- drum,1990)计算出总体基尼系数,其中 G1,G2分别 表示城镇、农村的收入基尼系数,P1,P2分别表示城 镇人口和农村人口占总人口的比重,μ,μ1,μ2分别表 示总体居民的人均收入、城镇居民的人均可支配收 入以及农村居民的人均纯收入⑥。本文部分收入基 尼系数采用陈昌兵(2007)计算出的我国部分省市 的收入基尼系数,其余省份的 1996~2004基尼系数 按上述公式计算,资料来源于各省1997~2005《统计 年鉴》和《中国农村住户调查年鉴》。 教育基尼系数 EDINEQ引自杨俊、李雪松 (2007)计算的1996~2004年的教育基尼系数,其计 算公式为 ;平均受教育年 限AYS同样引自该文,其 计算公式 六西格玛计算公式下载结构力学静力计算公式下载重复性计算公式下载六西格玛计算公式下载年假计算公式 为: 。 其中,μ为平均受教育年限,pi、pj表示一定受教育年 限的人口比例;yi、yj表示不同教育获得程度的教育 年限;n为教育获得的分组数量。 经济增长率GR来源于 《中国统计年鉴》1997~ 2005各年关于各省经济增长率的原始数据;教育投 入EDIN是指政府对教育的财政支出占GDP比例, 其来源仍为《中国统计年鉴》1997~2005。 城市化率指标URBAN分别由相应年份各省统 计年鉴计算得来,计算时仍然采用非农业人口占总 人口的比例来表示。 41- - 表 1估计结果 WEST取 1表示西部地区,CENTRAL取 1表 示中部地区,其基准地区为东部,以观察教育不平 等与收入分配的相互影响是否存在地区性差异。中 部地区是指山西、河南、安徽、江西、湖北、湖南;西 部地区是指四川、云南、广西、陕西、重庆、甘肃、青 海、宁夏、新疆、西藏、贵州、内蒙古。 (三)估计方法 在估计方法上,本文采用三阶段最小二乘法 (3SLS),三阶段最小二乘法能够同时估计模型中的 所有方程,并且能够比较好地利用样本信息,在大 样本下其估计结果的有效性要高于 2SLS和有限信 息极大似然法LIML。3SLS的基本思路可以概括为: 3SLS=2SLS+GLS,即首先用两阶段最小二乘法估计 联立方程组中的每个方程,再用广义最小二乘法估 计模型系统。 此外,在联立方程组模型进行估计之前,必须 首先考虑联立方程组模型的识别问题,所谓模型识 别,就是指能够从所估计的诱导系数中求出一个联 立方程组模型参数的估计值。识别问题的重要性在 于它是联立方程组是否可以进行估计的充要条件。 在方程(1)(2)中,只有 INEQ和 EDINEQ是内生变 量,其余都是前定变量,由模型的外部条件给定。根 据模型识别的阶条件和秩条件可知,模型可识别且 属于恰好识别,可以进行估计。 三、实证结果与分析 采用 STATA9.0软件,对方程(1)(2)作了三阶 段最小二乘估计,结果如表1所示⑦: (一)教育不平等和收入不平等之间的即期影响 及累积影响 表1给出了教育不平等和收入不平等相互的分 布滞后模型的估计系数。从估计系数可以看出,在 当年收入不平等下降会显著地减少教育不平等程 度;但是,1年后收入不平等下降反而使教育不平等 上升,并且这种负相关的影响持续到两年后。由于人 力资本是获得收入的主要来源,因此当期收入差距 下降导致教育不平等程度下降主要原因在于:当期 收入差距下降后家庭为进一步缩小收入差距势必 会增加对教育的投入⑧,由此带来当期教育不平等 的下降。然而,收入差距持续缩小,虽然社会对教育 投入普遍加大但出现了教育不平等加剧的情况,其 原因在于以下两点:(1)我国农村教育收益率相对 城市而言严重偏低(侯风云,2004),这直接导致了 城乡收入差距,进而又影响到弱势阶层的教育获得 能力;(2)尽管我国平均受教育年限逐年增加,但教 育规模的简单扩张并不能降低基于家庭背景的教 育不平等⑨(李煜,2006)。所以,由于宏观环境的影 响,教育不平等非但不下降反而上升了。另外,从估 计系数的绝对值上看,教育不平等受收入分配当期 影响最为明显。最后看累积影响,其估计值在统计 上不显著,因此暂无法判断收入差距对教育公平的 长期影响。 其次,再来看教育不平等及其滞后变量对收入 分配的影响。就当期而言,教育不平等会对收入分配 产生一个正向的影响,但在统计上不显著。1年后教 育不平等对收入分配的影响为负,即教育不平等的 改善反而导致了收入不公的加剧,并且这种趋势延 续至第2年;另外,从估计系数上看滞后1、2两期的 估计系数也都在1%的水平上显著。从累积影响来 看,长期内教育不平等和收入分配呈现出显著的负 相关关系,即长期内教育不平等的降低不利于改善 收入分配不公的状况。究其原因主要在于人力资本 传导机制上,后文将对这种传导上的偏差进行解释。 (二)教育因素对收入分配的影响 在方程(1)中,计量结果表明,教育不平等与收 注:(1)由于省略了前3年的数据,实际进入联立方程估计的 样本数为185。(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平 上显著,*表示在10%水平上显著。 教育不平等与收入分配差距:中国的实证分析 中国分配·就业论坛 42- - Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 《管理世界》(月刊) 2008年第 1期 入不平等呈负相关关系,并且在5%水平上显著。这 是因为在估计方程(1)时同时考虑了方程(2)的约 束,在回归过程中考虑到了教育不平等与收入不平 等的相互影响。一般认为,教育不平等的缩小会有 助于减小收入差距,以往采用教育标准差衡量教育 不平等程度所得出的研究也认为教育不平等的减 小有助于改善收入不平等 (BeckandChiswick, 1966;Chiswick,1971;Tinbergen,1972;Winegarden, 1979),但本文的结果却有相异之处。在考虑了教育 不平等和收入分配的相互影响后,基于中国数据的 实证结果却表明:教育不平等的改善并没有利于收 入分配的改善,Muta(1987)对日本的研究也得到了 相同的结论。这主要是由于人力资本传导机制出现 了偏差:一般认为教育不平等的降低有利于人力资 本积累,通过提高人力资本的边际生产力来提高人 力资本的价值 (工资),从而有利于收入分配的改 善。但由于教育的结构效应,即教育不平等的改善 使具备高生产力、高学历群体扩大进而扩大了收入 分配不公,其当前对收入分配的不公起着主要的推 动作用⑩。另外,当前中国的劳动力市场普遍呈现出 供大于求、结构不合理的现状也成了收入不平等的 催化剂。因此,本文认为教育不平等与收入不平等 并非简单线性关系,两者间存在非线性关系;尤其 是在一些发展中国家中,随着教育扩展,教育不平 等程度降低,收入不平等程度非但没有缩小反而还 在扩大。 平均受教育年限AYS在5%的水平上与INEQ 负相关,意味着教育扩展有利于收入不平等的改 善 。 Tinbergen (1972)、Pshcharopoulos和 Maria (1986)、Tilak(1989)、周文兴(2002)等的研究也得 出了同样的结论,并且它们大都认为教育扩展和收 入分配是一种线性关系。但是,Ram(1984)和赖得 胜(1997)的研究则认为教育扩展和收入分配呈现 出类似于库滋涅茨假设的倒U型关系。本文实证结 果表明当前中国的教育扩展有利于收入分配不公 的改善,无论两者是线性关系还是倒 U关系,我国 都应该处于教育扩展促进收入分配公平的阶段。 尽管EDIN的估计值在统计上不显著,但其估 计值符号为正,说明当前政府对教育投入越多却不 利于改善收入分配不平等。EDIN之所以不显著,是 由于我国教育投入长期偏低且结构不合理。尽管近 年来教育扩展水平逐年提高和教育不平等状况有 所改观,但长期投入上的弊端难以对收入不平等的 改善产生积极影响,甚至这种投入机制上的弊端有 加速收入分化的趋势。 经济增长率GR显著地与收入分配正相关,说 明伴随着经济持续高速增长,收入差距仍然呈现出 拉大的趋势。库滋涅茨的倒U理论认为,在经济发 展的过程中收入分配遵循“先恶化、后改善”的规 律,但就中国的实际情况而言,收入差距的变动是 否遵循这一规律尚需验证(杨俊、张宗益,2003)。改 革开放以来我国经济增长通过物资资本和人力资 本影响收入分配,物质资本扩大收入分配的差距而 人力资本缩小收入分配的差距(陈昌兵,2007)。但 对方程(1)中EDINEQ的解释却表明教育不平等的 降低不利于收入分配改善,究其原因还是出现在上 述的人力资本传导机制上。因此,在控制了教育因 素后,经济增长仍然导致了收入分配的恶化。 WEST估计系数为正且在 1%水平上显著,说 明西部地区较东部地区而言,更容易因教育不平等 而导致收入不平等。并且从实际来看,西部地区的 平均受教育年限在2004才达到6.99年,西部地区 的教育基尼系数均值为 0.29、标准差为 0.08,为三 大区域中最大的;西部地区经济发展水平总体落后 于其他地区,教育投入水平和发展水平都还比较 低;这些因素都表明西部地区的教育不平等状况较 其他地区都更严重。陈钊等(2004)的研究也认为教 育发展水平的差异是中国地区间收入差距的因素 之一。CENTRAL估计系数为正但统计上并不显著, 原因在于中部地区较大多数欠发达西部省市而言, 经济发展得益于其区位优势、良好的教育水平、国 家经济政策等。 (三)收入因素、教育扩展对教育不平等的影响 在方程(2)中,计量结果表明收入不平等与教 育不平等正相关,即收入不平等的上升会导致教育 不平等的加剧。从估计系数上看,在保持其他因素 不变的情况下收入不平等程度每上升 1%会导致教 育不平等程度上升0.365%,这说明收入作为教育公 平的主要决定因素再次被模型证实。收入分配通过 影响个人的人力资本投入水平,在很大程度上决定 了个人的受教育水平,进而影响到其教育回报率, 这一系列的负面效应最终又通过收入分配反映到 43- - 了教育分配上。由此可见,收入不平等是导致教育不平等的直接 原因,这种循环机理若不加以改善,则容易形成恶性循环的“马 太效应”。 作为教育投入EDIN而言,其在1%水平上显著但估计系数 为正,这意味着政府对教育的投入反而促进了教育的不平等。究 其原因还是我国教育长期以来投入水平偏低并且在结构上呈现 出重城市、轻农村;经济发达地区投入多、经济欠发达地区投入 少的局面!"#,并且存在着教育投资渠道不完善、投资效率低下等 问题(周运浓,2003),因此严重影响到了教育分配的合理性。从 发达国家的经验来看,美国教育投入占 GDP比重常年保持在 7.1%左右,其平均受教育年限为13.17年;日本常年保持在5%以 上,平均受教育年限达到了 12.78年;同为发展中国家的巴西也 至少保持在5.1%的水平上。它们的共同特点是通过持续的教育 高投入来促进教育扩展和教育公平,而中国目前3.41%的投入还 达不到5%的国际平均水平。因此,政府应增加对教育的投入以 促进教育扩展,实现教育公平。 平均受教育年限 AYS与教育不平等呈现负相关的关系,这 与既往研究(杨俊、李雪松,2007)所得出的教育扩展有利于减小 教育不平等的结论一致。Ram(1990)用教育标准差来衡量教育不 平等程度,认为教育扩展与教育分配存在着倒 U关系,并且其峰 值在7年时达到。但采用教育基尼系数作为教育不平等指标,其 与教育分配的倒 U关系尚未完全得到验证 (杨俊、李雪松, 2007)。2006年我国平均受教育年限达到了 8.5年,结合实证结 果本文认为我国目前应该处于教育扩展有利于教育分配的阶 段。因此,应该继续推进教育扩展以实现教育分 配的公平。 城市化URBAN的估计系数为正且在 1%水 平上显著,表明随着近年来中国城市化进程加 快,在保持其他因素不变的情况下,教育公平程 度还有一些下降 (教育基尼上升)。尽管一般认 为,城市化有利于集中办学、改善教育条件、发挥 教育扩散效应,从而减小教育不平等,但模型的 估计结果却与之出入。出现这种结果的原因在于 以下两点:目前我国除中心城市外其他小城市发 展水平水平还不高(特别是西部地区),并且这些 地方农业人口仍然占很大比例,普遍存在着居住 分散的状况,因此不利于教育获得;为统一口径, 所采用的城市化率指标是农业人口占总人口的 比例,但对于大多数省份而言城市化率的提高并 不代表当地的城市发展水平相应提高,特别是一 些非农业人口仅是在规划上有所体现,其所在地 区的“软环境”建设还比较滞后,并且 流动人口的教育也存在难题,因而难 以通过城市化来发挥教育的扩散效 应。所以,城市化进程对于教育的影响 应更加注重通过发展质量的改善来起 到教育扩散的作用。 虚变量 WEST和 CENTRAL均显 著,其估计值都为正且非常相近,说明 在控制了其他因素后,西部和中部相 对于东部地区而言教育不平等程度更 高。这与东部与中、西部的经济发展水 平类似,也存在着教育公平 “东高西 低”的状况,说明中、西部地区,尤其是 西部地区,要想缩小与东部地区的差 距必须要在教育公平方面大做文章。 综上所述,可以将联立方程中变量 间的相互关系表示如图 1所示,其中 “+”表示正相关关系,“-”表示负相关 关系。 表 2稳健性检验 注:括号内表示P值;其他标注同表1。 教育不平等与收入分配差距:中国的实证分析 中国分配·就业论坛 44- - Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 《管理世界》(月刊) 2008年第 1期 (四)稳健性检验 以往研究采用教育标准差(SDS)作为衡量教育 不平等的指标,我们用其代替教育基尼系数作为教 育不平等的变量来重新估计联立方程,以验证实证 结果的稳健性。 从表 2的结果不难发现,当用教育标准差作为 教育不平等的变量来进行估计时,方程(1)中 SDS 的系数在 10%水平上显著,方程 (2)中 INEQ在 10%水平上显著,二者的估计系数的符号与原估计 相同,因此二者关系的稳健性到了验证。但是平均 受教育年限AYS在两个方程中都变得不显著,说明 之前得到的三者之间的内生性关系的稳健性还未 得到验证。所以,总的来说,实证结果的稳健性仅得 到部分证实。 四、结论与启示 本文把教育不平等和收入不平等作为相互影 响的内生变量纳入联立方程组模型,并且采用教育 基尼系数来衡量教育不平等,考察了二者相互的即 期影响和滞后影响。在控制了其他因素后,采用中 国省级1996~2004的面板数据,实证研究得到以下 结论和启示: 第一,教育不平等的改善并没有促进收入不平 等的改善,即使从分布滞后模型的估计结果来看, 长期内教育不平等降低也没有促进收入分配的公 平,这主要源于人力资本传导机制的偏差。尽管教 育不平等的下降有利于人力资本的积累,通过提高 人力资本的边际生产力来提高人力资本的价值,从 而改善收入分配;但由于中国的劳动力市场普遍呈 现出供大于求、结构不合理的现状,加之教育的结 构效应,它们都对收入分配的不公起着推动作用。 同时,从另一个侧面反映出我国需要以更高质量的 经济发展来理顺人力资本传导机制,使教育不平等 的减小能够有力的促进收入分配的公平。 第二,收入不平等的降低将会显著地改善教育 不平等;从滞后效应看,教育不平等在当期会因收 入差距下降而得到改善,并且教育不平等受收入差 距的当期影响最大,但在随后的两年内收入差距的 下降却导致了教育不平等的不公,这主要是由我国 教育投入体制和教育回报率的现状造成的。收入不 平等直接影响个人的人力资本投入水平,通过教育 回报率的作用,这一负面效应最终反映到了收入分 配和教育分配上。由此可见,收入差距是造成教育 不平等的直接原因,若不加以改善,依照这种循环 机理则容易形成恶性循环的“马太效应”。因此,政 府应该更加重视教育不平等的改善,以此着手去促 进收入分配公平,避免恶性循环“马太效应”的产 生。 第三,基于教育公平的人力资本传导机制并不 会依照理论自发地产生作用。一般认为,政府加大 教育投入会促进教育扩展,教育扩展会有助于教育 不平等的改善,从而促进社会人力资本积累,提高 教育回报率,对收入不平等有所改善,进而又促进 教育公平;反之,则陷入恶性循环。但本文研究认 为,这种传导机制自身不会产生循环机理,至少基 于中国的数据还没有得到完全印证。这种传导机制 在当前并没有产生作用,主要是由于我国尚处于经 济体制的转轨期,但转轨结束后这种机制将应该会 形成教育公平和收入公平相互促进的机理。要想使 教育、经济增长、收入分配进入到一个内生化的良 好发展轨道上来,还需要一系列的改革、政策和措 施加以引导。一方面,应该利用教育扩展有利于改 善教育不平等和收入不平等的特点,继续大力提高 对教育的投入,以改善教育获得和收入分配;另一 方面,针对人力资本传导中出现的劳动力市场结构 不合理、城乡教育回报率差异大、教育投入结构不 合理等问题,需要制定一系列措施来正确引导,使 教育公平和收入公平能够起到相互促进的作用。例 如教育投入应该更注重义务教育、提高义务教育水 平、引导个人教育投资、改善贫困人口的受教育状 况、建设更有利于和谐的分配 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 等。 第四,本文的研究还表明,西部地区较东部地 区更易受教育不均等的影响而导致收入分配不公; 而在控制了其他因素后,西部和中部相对于东部地 区而言教育不平等程度更高。这表明教育不平等和 收入不平等相互影响有明显的区域性,东、中、西部 在经济发展水平上的差异显著地体现在了教育分 配和收入分配上。因此,我国政府应该更加向中、西 部地区倾斜,无论是教育投入还是经济政策、资本 投入上,特别是西部地区的教育资源相对更加匮 乏、分布不合理,人才大量向东部发达地区转移给 西部地区的发展设置了更多的瓶颈。同时本文研究 45- - Admin 高亮 Admin 高亮 Admin 高亮 发现,城镇化进程也不利于教育不平等的减小,这 里面有城市发展水平和教育投入体制的因素,因此 我国政府应该更加重视教育等城市软环境的建设, 使更多的“新市民”真正享受到城市化所带来的利 益。 最后,就研究进展而言,教育不平等与收入不 平等的关系仍然是在实证分析中有待进一步研究 的主题。尤其,教育不平等和收入不平等的相互关 系是否会因为依照发达国家的经验自发地进行演 变,还是对于我国这样一个处于经济体制转轨阶段 的国家而言有其特殊的作用机理,或者说二者的关 系是否会体现出与经济发展相关的阶段性特点,这 些问题都需要今后的研究来加以证明。但遗憾的 是,要在转轨时期的中国来研究教育不平等与收入 不平等如何相互作用还需要更长时间跨度的数据。 并且,当前调查数据的获取还存在一定难度,本文 所采用的部分中国的数据其质量也还有待提高,但 这却可以作为未来进一步研究的基础和方向。 (作者单位:杨俊,重庆大学经济与工商管理学 院、中国社会科学院数量经济与技术经济研究所; 黄潇、李晓羽,重庆大学经济与工商管理学院;责任 编辑:蒋东生) 注释 ①对教育回报率的不同假定理论上会带来不同的研究结 果。在保持其他变量不变的前提下,教育不平等的增加无疑会导 致收入不平等 Var(S)增加;如果回报率 r和平均受教育年限 S 之间独立,则平均受教育年限的增加将造成收入不平等加剧;如 果平均受教育年限与教育回报率的关系为负,则教育不平等对 收入不平等的关系不确定。同时,由于教育回报率微观数据获得 性的原因,模型设定借鉴Gregorio和Lee(2002)等同类研究的做 法,暂不考虑其影响,在后文结论解释中将考虑此因素。 ②Knight和 Sabot认为,教育存在结构效应和工资压缩效 应。教育扩展所带来的高学历群体规模的扩大,这种这种结构效 应会对收入分配造成先上升后下降的影响;另外,从工资压缩效 应的结构来看,劳动力学历构成的相对增加也导致了劳动力供 求状况发生变化,其带来的压缩效应会减小收入分配的程度。但 是,教育扩展对收入分配的影响是不确定的。 ③摘要自 DamodarGujarati,1978,BasicEconometrics,Mc Graw-Hill,Inc.。 ④ ,通过添加滞后项直到 AIC达 到极小值为止确定滞后期。 , 通过添加滞后项直到 AIC达到极小值为止确定滞后期,但其更 加严厉地处罚额外添加的右端变量。 ⑤一般认为,采用 Almon多项式,其多项式阶数很少出现超 过4的情况。 ⑥收入基尼系数的计算在学术上一直争议不断。部分学者 认为城乡加权法公式是不合适的,该法计算出的基尼系数存在 分解性问题;但也有学者认为其可以反映总体收入差别的大致 趋势,且原始资料易获取。本文由于调查数据的限制,因而引用 《统计年鉴》并采用城乡加权法进行计算。 ⑦由于河北和甘肃的数据缺失较多,因而其收入基尼系数 用它们各自所在区域的均值来替代,即河北用东部、甘肃用西部 的均值替代,表 1结果为依照该数据的估计结果。比较发现,如 果去掉这两个省份而进行估计,其估计值仅有略微差异。重庆市 于1997年设立直辖市,1996的数据缺失。 ⑧当前我国的教育收益率表现出了如下特征:我国的教育 回报率正迅速提高(黄国华,2006);并且,我国的教育回报率有 随受教育程度而升高的趋势,高中及以上教育者的教育收益率 平均来说要比初中及以下教育程度者高(张车伟,2006),教育受 益率表现出了明显的异质性;再者,教育回报率的增加导致了工 资收入不平等的增加(陈玉宇、王志刚、魏众,2004)。以上特点表 明获得更高层次的教育成为人力资本获取更高教育收益率的重 要途径,而2006年我国平均受教育年限仅为 8.5年尚不及初中 水平;从全社会的角度来看,通过增加教育投入、提高受教育水 平来获得高额的人力资本回报无疑是缩小收入差距的有效途 径。 ⑨教育社会学理论认为,教育规模的简单扩张并不能降低基 于家庭背景的教育不平等,因为新增的教育机会并非劣势阶层 子弟所能独享,所有适龄学生都在竞争这一新增机会。如果教育 机会的分配机制没有改变,那么教育机会在不同家庭背景间的比 例分配关系就不会改变。结果是,虽然教育扩张能使劣势阶层子 弟教育机会的绝对量有所增加,但相对机会的劣势不会改变,教 育不平等水平不会降低,这被称为不平等的最大化保持理论。这 一理论认为,教育机会扩张会产生平等化效果,但这个效果要到 达某个临界点之后才发生,只有当优势阶层的入学率饱和后,家 庭背景的影响才会降低。所以在教育扩张下,教育不平等的削弱, 会逐渐从初等教育开始,并逐渐延伸到中等教育乃至高等教育。 ⑩据教育部发布的《2006年全国教育事业发展统计公报》显 示,2006年全国各类高等教育总规模超过2500万人,高等教育 毛入学率达到 22%,进入国际公认的大众化发展阶段(毛入学率 达到15%以上),教育的结构效应开始凸显。 +,-2003年我国教育投入状况如下表所示:(资料来源:《中国 教育统计年鉴2004》,《中国统计年鉴2004》)。 从上表可以看出,我国教育投入体制呈现出了明显的区域 不均衡性以及重城市轻农村的现状。虽然高等教育的财政投入 比例低于中、小学教育,但其经费总额却占到我国教育经费总额 的30%,社会办学是近年来高等教育高投入的重要来源,这也表 明高等教育已经占据我国教育总投入的相当比例,教育经费的 投入上越来越重视高等教育。 参考文献 (1)白雪梅:《教育与收入不平等:中国的经验研究》,《管理 世界》,2004年第6期。 (2)陈钊、陆铭、金煜:《中国人力资本和教育发展的区域差 异:基于面板数据的估算》,《世界经济》,2004年第12期。 (3)陈昌兵:《各地区居民收入基尼系数计算及其非参数计 量经济模型分析》,《数量经济技术经济研究》,2007年第1期。 (4)陈昌兵:《经济增长与收入分配间的相互作用机制及其 实证分析———基于有约束条件的 VECM》,《当代经济科学》, 2007年第1期。 (5)陈玉宇、王志刚、魏众:《中国城镇居民 20世纪 90年代 收入不平等及其变化—地区因素、人力资本在其中的作用》,《经 济科学》,2004年第6期。 教育不平等与收入分配差距:中国的实证分析 中国分配·就业论坛 46- - Admin 高亮 Admin 高亮 《管理世界》(月刊) 2008年第 1期 (6)陈宗胜:《文化程度等人口特征对城镇居民收入及收入 差别的影响》,《南开经济研究》,2001年第4期。 (7)杜鹏:《我国教育发展对收入差距影响的实证分析》,《南 开经济研究》,2005年第4期。 (8)李煜:《制度变迁与教育不平等的产生机制———中国城 市子女教育的获得(1966~2003)》,《中国社会科学》,2006年第 4 期。 (9)黄国华:《非观测效应和教育收益率》,《数量经济与技术 经济研究》,2006年第4期。 (10)侯风云:《中国农村人力资本收益率研究》,《经济研 究》,2004年第12期。 (11)陆铭、陈钊:《因患寡,而患不均:中国的收入差距、投 资、教育和增长的相互影响》,《经济研究》,2005年第12期。 (12)赖得胜:《教育扩展与收入不平等》,《经济研究》,1997 年第10期。 (13)李雪松、詹姆斯·赫克曼:《选择偏差、比较优势与教育 的异质性回报:基于中国微观数据的实证研究》,《经济研究》, 2004年第4期。 (14)李实、赵人伟:《中国居民收入分配再研究》,《经济研 究》,1999年第4期。 (15)王小鲁、樊纲:《中国收入差距的走势和影响因素分 析》,《经济研究》,2005年第10期。 (16)杨俊、张宗益:《中国经济发展中的收入分配及库兹涅 茨倒 U假设再探讨》,《数量经济与技术经济研究》,2003年第 2 期。 (17)杨俊、李雪松:《教育不平等、人力资本积累与经济增 长:基于中国的实证研究》,《数量经济与技术经济研究》,2007年 第3期。 (18)张车伟:《人力资源回报率变化与收入差距:“马太效 应”及其政策含义》,《经济研究》,2006年第12期。 (19)周运浓:《现行义务教育投入体制的弊端及改革思考》, 《教育与经济》,2003年第4期。 (20)周文兴:《中国城镇居民收入分配与经济增长关系实证 分析》,《经济科学》,2002年第1期。 (21)Aghion,PandHowitt,P.,1998,EndogenousGrowth Theory,Cambridge:MITPress. (22)Barro,RobertJ.andLee,J.W.,1997,“International MeasuresofSchoolingYearsandSchoolingQuality”,American EconomicReview,86(2),pp.218～223. (23)Becker,G.S.andB.R.Chiswick,1966,“Education andtheDistributionofEarning”, AmericanEconomicReview, 56,pp.358~369. (24)Becker,G.S.,1975,“HumanCapital:ATheoretical andEmpiricalAnalysiswithSpecialReferencetoEducation”, SecondEdition, NewYork, NationalBureauofEconomicRe- search. (25)Benabou,R.,1996,“EquityandEfficiencyinHuman CapitalInvestment:TheLocalConnection”,ReviewofEconomic Studies,62(2),pp.237~264. (26)Chiswick,B.R.,1971,“EarningInequalityandEco- nomicDevelopment”,QuarterlyJournalofEconomics,85,pp.21~ 39. (27)Farre,A.E.,2000,“EducationandIncomeDistribu- tion”,EC426PublicEconomics,LondonSchoolofEconomics. (28)Galor,O.andZeira,J.,1993,“IncomeDistributionand Macroeconomics”,ReviewofEconomicStudies,60,pp.35~52. (29)Gregorio,J.DandLee,J.W.,2002,“DucationandIn- comeDistribution:NewEvidencefromCross-countryData”,Re- viewofIncomeandWealth,48,pp.395~416. (30)Knight.J.B&R.H.Sabot,1983,“EducantionExpan- sionandtheKuznetsEffect”,AmericanEconomicsReview,73, pp.1132~1136. (31)Londono,JuanLuis,1990,“KuznetsianTaleswithAt- tentiontoHumanCapital”,PaperpresentedattheThirdInter- AmericanSeminarinEconomics,RiodeJaneiro,Brazil. (32)Mincer,1974,“Schooling.Experienceandearnings”, Cambridge,NationalBureauofEconomicResearch. (33)Muta.H.,1987,“EqulizationPotentialofEducationin IncomeDistributioninJapan”, RiaDeJanerio: SixthWorld CongressofCom