宋善炎

城鄉(xiāng)教育不平等對收入分配影響的實證分析
——以湖南省為例

宋善炎

利用湖南省的數(shù)據(jù)（2005～2008）進行的實證研究表明教育不平等對城鄉(xiāng)收入差距作用顯著，當前湖南城鄉(xiāng)的教育不平等是其城鄉(xiāng)收入分化的一個重要原因，因此如果城鄉(xiāng)教育不平等現(xiàn)象得不到改變的話，將會進一步加大城鄉(xiāng)收入差距。

教育不平等；人力資本；收入差距

一、引 言

古典經(jīng)濟大師亞當·斯密認為教育是改善收入分配的重要因素之一。人力資本理論學者舒爾茨等人認為教育很好地體現(xiàn)了人們對于教育和收入平等之間關系的重視。庫茲涅茨（1955）在其研究中明確指出提高勞動力的受教育程度將促進長期收入分配均等化的實現(xiàn)。明瑟（1958）則首次建立了其受教育程度與個人收入分配之間關系的經(jīng)濟模型。Ahluwali（1974）根據(jù)66個國家的真實數(shù)據(jù)建立實證模型，檢驗結(jié)果表明學校入學率的提高與收入均等化有著顯著地正相關關系。Tinbergen（1975）根據(jù)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入不平等程度并不能依靠經(jīng)濟的增長來縮小，而關鍵的因素在于教育的擴展。Knigh（1983）則研究了教育的擴展與經(jīng)濟的相關關系，發(fā)現(xiàn)了“工資壓縮效應”。于德弘、陸根書（2001）利用1996年的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，分析結(jié)果表明高等教育規(guī)模擴展在一定程度上會促進收入分配的公平。當然有學者研究表明教育擴展與收入分配不是簡單的線性關系。賴德勝（1997）的研究在49個國家的數(shù)據(jù)基礎上展開，結(jié)果表明教育擴展與收入分配不平等的關系在函數(shù)上表現(xiàn)為顯著的“倒U型”，并且認為這種“倒U型”關系是在教育擴展的擴張效應與抑制效應的共同作用下產(chǎn)生的，體現(xiàn)在為伴隨著教育規(guī)模的不斷擴展，收入差距存在先擴大、后縮小趨勢。白雪梅、呂光明（2004）的研究結(jié)論是平均受教育年限的增加擴大了收入不平等，我國收入不平等程度和教育的不平等程度存在正相關的關系。林志偉（2007）以受教育年限標準差為被解釋變量，仍以平均受教育年限為解釋變量，利用我國1996～2003年的省際面板數(shù)據(jù)，證實了我國人力資本擴展與人力資本分配之間存在顯著的倒U型關系。Chiswick（1971）針對9個國家的截面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)收入不平等與教育投資不平等為正相關關系，教育分配差距的縮小有助于實現(xiàn)收入分配的均等化。Gregorio.J.d lee（2002）采用了一套較為完整的時序——截面數(shù)據(jù)，這套數(shù)據(jù)涉及100多個國家的數(shù)據(jù)，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)教育投資因素在改變收入分配狀況方面起到很大的作用。以上研究有一個共同的結(jié)論就是都認為教育分配的平等化會有利于收入分配的均等化，以往研究也有反對這種觀點，或是持保留意見的。Chiswich and Mincer.J（1972）對美國收入不平等和教育不平等問題進行了研究，結(jié)果表明在美國教育不平等與收入不平等存在著一種很小的負向關系。Muta（1987）通過對日本的研究也發(fā)現(xiàn)在減少不同社會經(jīng)濟群體之間的收入差距方面，教育分配的均等化的作用效果其實并不明顯。張車偉（2006）對工資方程中人力資本與收入間的關系進行分析，驗證得出人力資本的不平等在一定概率上導致收入不平等，同時長期收入不平等又具體體現(xiàn)在人力資本不平等上。陳釗和陸銘（2004）通過對全國各地區(qū)教育發(fā)展的數(shù)據(jù)進行分析，認為各地的教育發(fā)展水平之間存在著不平衡現(xiàn)象。孫百才（2005）運用1996～2003年的省際面板數(shù)據(jù)，檢驗出平均受教育年限與教育基尼系數(shù)的關系，發(fā)現(xiàn)隨著平均受教育年限增加，教育基尼系數(shù)不斷變小。張海峰（2006）研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)受教育程度的差異對收入差距擴大影響顯著。

國內(nèi)外學者研究教育擴展對收入分配的文獻很多，也有部分學者探討了區(qū)域教育的不平衡與區(qū)域收入差異的關系，但用最新數(shù)據(jù)實證分析我國城鄉(xiāng)教育不平等與居民收入分配差距的文獻不多。我國目前“三農(nóng)問題”、城鄉(xiāng)發(fā)展的不和諧、過大的城鄉(xiāng)居民收入差距不僅可能會使得社會政治秩序存在不安定因素，激化社會矛盾，影響長期投資積極性和居民生活水平提高；而且不利于經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級［1］，因此從教育不平等的視角研究城鄉(xiāng)居民收入分配差異無疑具有很強的現(xiàn)實意義與理論意義。

二、模型設定［2］

針對本文實際情況，參考內(nèi)生增長生產(chǎn)函數(shù)形式來界定本文的收入函數(shù)，以此表達教育與收入之間的關系。

通過對年鑒中的數(shù)據(jù)進行估算，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)財產(chǎn)性收入的占比為2.17%，農(nóng)村財產(chǎn)性收入的占比為2.21%，而經(jīng)營性收入與工資性收入占大多，達到80以上①。據(jù)此，本文提出假設（I）：居民可支配（純）收入的大部分來自勞動獲得，即是勞動投入（P）的函數(shù)表現(xiàn)為收入（Y）：

其中，A示除勞動投入外其他方面對居民可支配（純）收入的影響。一般理論認為，勞動力的人力資本存量正向影響勞動生產(chǎn)率，即人力資本存量越大勞動生產(chǎn)率就越高。本文提出假設（II）②：勞動質(zhì)量（人力資本，H表示）和勞動數(shù)量（L）共同作用下的函數(shù)表現(xiàn)為勞動投入量（P），所以被簡單地設定為如下函數(shù)：

文中勞動質(zhì)量參用平均受教育年限指標，勞動數(shù)量參用勞動力數(shù)量。經(jīng)濟學上認為簡單勞動的邊際生產(chǎn)率是呈現(xiàn)出遞減趨勢的，所以（1）式的具體函數(shù)表達如下：

其中，α、γ為參數(shù)，且α<1。人力資本的外溢效應用Hγ表示。在（3）式兩邊同時除以勞動數(shù)量L得：

處理后的（4）式左邊為人均可支配（純）收入。于是我們可得到：

從而根據(jù)（6）式我們可以得到基本的計量模型，

模型（7）中被解釋變量（LnyRatio）表示的是收入的對數(shù)值之差，Ln HRatio表示城鄉(xiāng)平均教育年限的數(shù)值之差，Ln LRatio表示就業(yè)人員的數(shù)值之差。方程中教育差距（Ln HRatio）的系數(shù)β1為其彈性值，表明城鄉(xiāng)間人均受教育年限比每上升1%，城鄉(xiāng)人均收入比就增加β1%。同時我們在（7）式的基礎上增加年虛擬變量與教育差距的交叉項（yt·Ln HRatio）來考察教育差距變量的影響，其系數(shù)說明在t期教育差距與收入差距的相關關系的變化。根據(jù)上述闡述，得到如下回歸方程：

另外城鄉(xiāng)收入差距擴大的影響因素來自多方面，比如經(jīng)濟的開放程度、地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構、城市化進程以及私營經(jīng)濟活躍程度等都會對城鄉(xiāng)差距產(chǎn)生正負向的影響［3］，但是受限于數(shù)據(jù)的可獲得性與真實性，只對部分因素進行控制，比如私營經(jīng)濟活躍程度、開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構等。其中本文用國有及國有控股企業(yè)產(chǎn)值比重來表示私營經(jīng)濟活躍程度，私營經(jīng)濟活躍程度越高則該值越?。?］。

三、數(shù)據(jù)來源說明

文中涉及的指標主要來源于2009年《湖南統(tǒng)計年鑒》及各地級市2009年統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)（教育版）和中國資訊行（China Infobank），包括湖南農(nóng)村居民人均純收入、城鎮(zhèn)和農(nóng)村年末從業(yè)人員數(shù)、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、各城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)和農(nóng)村各種教育程度人口比例、生產(chǎn)總值、進出口額以及國有及國有控股企業(yè)產(chǎn)值等數(shù)據(jù)。本文所需要的研究變量城鄉(xiāng)教育差距（平均受教育年限比）、城鄉(xiāng)收入差距（家庭人均收入比）［5］、外貿(mào)依存度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構和私有經(jīng)濟發(fā)達程度等通過對上述指標計算后獲得。其中開放程度則用進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值（外貿(mào)依存度）來表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構用各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重來表示。本文主要變量的說明及描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1中，我們把不同層級的受教育程度的教育年限進行了一個規(guī)定：不識字或識字很少定義為1年、小學定義為6年、初中定義為9年、高中定義為12年、大專及以上的定義為16年。需要說明的是教育程度比例的相關數(shù)據(jù)是根據(jù)對城市和鎮(zhèn)分別進行加權平均來得到的城鎮(zhèn)平均。計算公式如下：

四、回歸分析

基于方程（8），我們報告了 OLS（Ordinary LeastSquare）回歸結(jié)果，在表2中給出。

表1 主要變量說明及描述性統(tǒng)計

根據(jù)回歸結(jié)果，表明模型不存在多重共線性問題，同時對模型的異方差性進行檢驗，結(jié)果表明都不能拒絕同方差性和零省略變量的原假設。第一步對方程（8）進行了最小二乘法分析，分析得出年虛擬變量和教育差距的交叉項系數(shù)大部分在5%和1%水平上顯著，且教育差距與就業(yè)人員數(shù)量差異的系數(shù)在1%水平上顯著，2005～2008年，交叉項系數(shù)值日趨上升，這說明2005年以后收入差距對教育差距的影響力日趨增加。第二步，通過增加可能影響因變量的控制變量來探討。（2）式中數(shù)據(jù)顯示第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的系數(shù)呈現(xiàn)負數(shù)且系數(shù)為顯著狀態(tài)，意味著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重上升會影響城鄉(xiāng)收入差距的縮小。這一結(jié)果表明經(jīng)濟的重心從發(fā)展農(nóng)業(yè)逐步向發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移顯著提高了生產(chǎn)效率。（3）式是加入了開放程度這一變量，可以看到其系數(shù)為正但統(tǒng)計上并不顯著，表明經(jīng)濟的對外開放可能會使城鄉(xiāng)收入差距擴大?；貧w（4）中包含了所有控制變量。根據(jù)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)開放程度的系數(shù)有所增大且變得顯著。同時，就像我們預期的一樣，變量SOEs的系數(shù)為正且在統(tǒng)計上顯著，這是由于私營經(jīng)濟相對發(fā)展不足對農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)有抑制作用。城鄉(xiāng)就業(yè)人口比率的系數(shù)為負數(shù)，意味著城市化的發(fā)展與城鄉(xiāng)差距存在負相關關系，即城市化越是發(fā)展，城鄉(xiāng)差距就會越小，這一結(jié)論也符合現(xiàn)實情況的。結(jié)合回歸方程式（1）到（4）表明，在其他一些變量得到控制之后，教育差距的系數(shù)呈現(xiàn)減小趨勢，同時交叉項的系數(shù)的顯著性相對穩(wěn)定。

同時，隨著時間推移教育差距與年份虛擬變量的交叉項的系數(shù)也逐漸增大，這說明隨著時間的推移教育差異對擴大收入差距的的影響仍在深化。隨著市場化改革力度的加大，作為要素投入的勞動力要素報酬與邊際收益產(chǎn)品日趨相等。不過由于城鄉(xiāng)勞動力的素質(zhì)存在明顯的差異，且這種差異表現(xiàn)為勞動生產(chǎn)率上的差異，最終表明的是收入差距的不斷擴大。

表2 方程（7）的OLS線性回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

通過以上研究表明，城市和鄉(xiāng)村受教育的機會是不均等的，產(chǎn)生不均等的主要原因是受政府公共投入和家庭收入水平的約束［6］。而人力資本理論認為教育作為最重要、最基本的提升人力資本價值的途徑，其結(jié)果會直接導致人們勞動效率的高低，從而最終導致勞動者收入差距的分化。

因此，從以上分析可以看出，城鄉(xiāng)受教育水平的差異相當大程度地影響了城鄉(xiāng)收入的分化，具體表現(xiàn)為教育差距每上升1%，城鄉(xiāng)人均收入將提高0.4～1.4個百分點左右，同時隨著市場改革的深化和發(fā)展，這種影響一直在逐步增強［7］?；诖耍覀兛梢缘贸鼋Y(jié)論：教育不平等與城鄉(xiāng)收入差距互為因果，循環(huán)影響。收入差距是教育不平等的重要制約因素，而教育不平等狀況如果得以繼續(xù)，則城鄉(xiāng)收入持續(xù)分化將不可避免［8］。

因此，政府應當加大對教育的投入，尤其要加強對農(nóng)村教育資源的投入［9］，使教育資源的分布進一步平等化、均衡化，保證農(nóng)村人口的受教育權利，減少農(nóng)村與城市的受教育年限差距；注重政府公共教育投入資金在城鄉(xiāng)之間的均等化使用，要更多地向基礎教育，尤其是貧困地區(qū)的基礎教育傾斜；同時注重發(fā)展高層級人才市場，打破城鄉(xiāng)勞動力市場長期分割的局面，使得勞動力充分流動，同時進一步完善勞動市場體系和社會保障體系，使得農(nóng)村勞動力也能得到保障，提高農(nóng)村勞動力的福利待遇，這也就間接的增加了他們的收入，加強了他們的保障［10］。

注 釋：

① 系2008年的數(shù)據(jù)。

② 這樣的假定來自小Robert.Lucas的內(nèi)生增長模型。

［1］方恩升.論城鄉(xiāng)教育差距的危害［J］.中國人力資源開發(fā)，2006，（2）：4-8.

［2］姚先國，張海峰.城鄉(xiāng)教育不平等與收入差距擴大——基于省級混合截面數(shù)據(jù)的實證分析［J］.山西財經(jīng)大學學報，2006，（2）：31-38.

［3］武 力，肖 翔.工業(yè)化、市場化與收入差距變化趨勢研究［J］.甘肅社會科學，2010，（6）：196-201.

［4］鄭宇梅.湖南省區(qū)域收入差距測度與分析——基于LMD指數(shù)［J］.湖南社會科學，2011，（3）：141-143.

［5］鄒 君，陳淑珍.湖南城鄉(xiāng)居民收入差距的地區(qū)對比研究［J］.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2007，（8）：17-21.

［6］張暉穎.教育獲得的公平性：大眾的訴求與教育改革的目標［J］.湖南師范大學教育科學學報，2011，（5）：125-128.

［7］王才茂.城鄉(xiāng)教育差距是造成收入差距的重要因素［J］.集學理論，2008（7）：94-95.

［8］林 森，單莉莉.教育機會平等與低收入階層代際延續(xù)關系分析［J］.湖南師范大學教育科學學報，2010，（5）：109-112.

［9］郭劍雄.人力資本、生育率與城鄉(xiāng)收入差距的收斂［J］.中國社會科學，2005，（3）：27-37.

［10］彭新.農(nóng)村山區(qū)義務教育現(xiàn)狀令人擔憂——從湖南省寧鄉(xiāng)縣部分貧困山區(qū)義務教育現(xiàn)狀看長沙市農(nóng)村山區(qū)義務教育的發(fā)展［J］.農(nóng)村教育，2006，（2）：9-12.

（責任編校：文 泉）

An Empirical Analysis of Urban and Rural Educational Inequality on Income Distribution——Hunan Province as an Example

SONG Shan-yan

By using the data in Hunan（2005～2008），we find that the educational inequality between urban and rural areas significantly affects the expansion of the income gap.Therefore，it’s reasonable to believe that inequality in education is not only an important reason in the widening income gap in our country，but also continuing influence future urban-rural income gap.

educational inequality；human capital；income gap

宋善炎，中南大學商學院博士研究生（湖南 長沙 410083）