教育对不同群体收入差距的影响

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1、教育对不同群体收入差距的影响一、引言随着改革开放的推进，中国经济快速发展，个人收入水平也 迅速提高。同时，我们的教育事业也在蓬勃发展。2002 年，我 国教育从“精英式”转型到“大众式”。2009 年，全国普及九 年义务教育，这一制度的人口覆盖率高达 99%以上。虽然大众教 育的成功过渡增加了人们受教育的机会，但是教育差距仍在迅速 扩大。根据国家xx局的报告，中国近几年的基尼系数居高不下，2011 年0.477，2012 年 0.474，2013年0.473，2014年0.469 （如图1 所示）。虽然整体呈现一定的下降趋势，但是0.4 是国 际警戒线，这样来看，中国的基尼系数是比较高的，并且

2、十年以 来高居警戒线以上，说明中国居民收入不平等问题由来已久，收 入差距大现象严重。2012 年，西南财大发表的中国家庭收入不 平等报告中指出，受教育程度较低是导致农村家庭收入低的重要 原因，家庭户主受教育程度越高，家庭收入也越高，教育差异导 致收入差异的现象很明显；对于城市贫困家庭，收入较低最主要 的原因也在于受教育程度普遍较低。同时，我们也可以看到劳动 市场中存在这样一个事实：高学历的个人获得更高工资收入。根 据人力资本理论，教育是创造GDP的一种生产要素，因而也参与 到国民收入的分配领域。那么，个人受教育程度的不同，必然会 影响到个人收入的差距，从而导致收入不平等问题。收入不平等问题是一

3、个普遍存在的社会现象，然而这一问题 的不断扩大将直接影响经济的持续增长，也会引发一系列社会阶 级矛盾。不合理的收入差距引起人与人之间的仇视，社会的和谐 稳定会受到威胁；不合理的收入差距也引起国内消费需求的不 足。根据凯恩斯需求理论我们知道，穷人比富人具有更大的边际 消费倾向，然而占社会人口多数的穷人仅有消费意愿，却缺乏消 费能力，使得总消费需求不足，造成消费结构失衡等问题。二、文献综述教育和收入问题很早就被经济学家们所研究，相关理论分为 两派，一种是人力资本投资理论，另一种是劳动力市场机制理论。 其中人力资本投资理论由美国经济学家舒尔茨和贝克尔提出，主 张人力资本的核心是提高人口质量，而教育投

4、资是人力投资的主 要部分，能促使分配更加平等。而劳动市场机制理论则从劳动市 场中基本的供求方面进行分析，得出的结论也不尽相同。国外对此问题很早就开始研究，Becker et al. （1966） 1 假设每个人通过投资一定数量的人力资本去最大化经济福利，实 证表明教育能部分解释区域内部的收入不平等，对于区域间的收 入不平等解释力度更大。Chiswick（1968）2认为教育水平和 收入不平等正相关，而之前研究成果的负相关关系是由于遗漏了 两个重要变量：教育平均回报和教育不平等o Alan et al.（1976） 3在考虑教育回报率和教育年限相关的情况下，认为平均教育 水平的上升不仅有利于投资

5、，而且不但不会使收入不平等恶化， 反而平均增加一年的教育水平会使收入不平等下降10%。Jan (1970)4则将收入分配看成是不同质量的生产要素的价格， 而价格则由基础的供需决定。实证得出教育年限的增加及教育不 平等的下降有利于缓解收入不平等。Winegarden (1979) 5通 过实证表明高教育水平会使收入分配趋于平等，而教育的不平等 却比以往的研究结果表现出对收入不平等更大的作用。Knight et al. (1983)6认为教育的扩展会产生两种不同的效应：一 是结构效应，二是工资压缩效应。教育的扩大发展使高学历群体 的规模不断变大，结构效应开始加剧收入不平等程度，慢慢演变 成降低效应

6、；随后，高学历劳动力供给的增加，使得高学历群体 的平均工资下降，此时产生一个工资压缩效应，从而降低收入不 平等程度。国内在此问题上也有很多研究，且研究方法多样，研究角度 屡有创新。赖德胜(1998)7对中国1995年的教育回报率进行 了度量发现，国内教育回报率为正，而且相比1988年有一定提 高，女性教育回报率高于男性。白雪梅(2004)8的0LS回归 结果表明教育与收入不平等之间存在稳定的关系，教育不平等会 加剧收入不平等。中国现阶段处于倒U型曲线顶点的左侧，平均 受教育年限的增加将加剧收入的不平等程度。刑春冰(2008)9 采用分位数回归方法，结果显示随着收入分位点的提高，教育回 报率系数

7、随着提高，但他指出高分位回归的结果高于低分位回归 结果并不意味着教育是扩大收入差距的因素。强调分位数回归结 果并不能简单的理解为将收入分为不同组的OLS回归，并且将不 同收入分位下的回归结果理解为教育回报率随着收入水平改变 是不严谨的。徐舒(2010) 10基于RIF回归的分解方法，得出 个人平均受教育程度的提高降低了收入不平等的结论，同时技能 偏向型技术进步能提高教育的边际收益率11。本文考虑在前人研究指导下，基于 Mincer 对数工资方程计 算教育回报率，分别用 OLS、Heckman 两步法和工具变量法回归 得出历年教育回报率结果，再用分位数回归得出不同收入分布点 的教育回报率，最后分

8、群体测算教育回报率，分析群体间教育回 报率差距，以及教育对于群体间和群体内部收入差距的影响。三、模型设定(一)基本模型估计教育回报率的方法很多，比如内部收益率和Mincer收 益率。内部收益率是通过比较接受教育的成本和未来收益的贴现 值得出的，计算公式简单也容易理解，但是对数据要求高。本文 选用的是Mincer收益率，它是通过Mincer收入方程得出的，一 种国际上常用的衡量教育收益率的标准。Mincer收入方程11 包括标准明瑟方程(1)和扩展明瑟方程(2)：lnincomei二a+BSi+ 丫1 ei+ Y2E2i+ i(1)lnincomei二a+BSi+ 丫1 ei+ Y2E2i+工

9、dijXij+ i (2) 其中lnincomei表示第i个人的对数收入，Si为受教育年 限，Ei为工作经验，后面一项为工作经验的平方，i为随机扰 动项，Xij表示其他影响收入的变量。其中收入为个人上一年的 收入，使用不同的收入指标，会导致教育回报率估计结果的不同。 工作经验是指完成教育后个人工作年数，计算公式为：E=年龄- 受教育年限-法定入学年龄，法定入学年龄为6岁。因此受教育 年限的系数B度量的是教育导致收入变动的幅度，即多接受一 年教育，将会使收入得到B倍的增加。这里教育变量是连续形 式的受教育年限，不过也有很多方程考虑特定阶段教育对收入的 影响，在幅度上不同于多接受一年教育所导致的收

10、入增长，表示 完成特定阶段教育的教育回报率。为了减少遗漏变量偏差，本文 在参考前人研究的基础上，加入一系列的控制变量，包括性别、 户口性质、结婚与否、企业性质等虚拟变量。（二）计量方法 对上述计量回归方程，传统上采用的是普通最小二乘法，其 回归结果表示对因变量条件期望值的估计，不考虑收入的分布， 回归系数的含义是多接受一年教育个人收入的变化率。分位数回 归则主要考察在不同分位点上自变量的表现，就收入分布而言， 有利于比较整个收入分布中，不同收入点上教育收益率的不同。 从经济学角度看，分位数回归系数的含义是不同收入能力群体的 教育回报率。一般的计量研究中，有四个主要的问题需要解决：测量误差、 内

11、生性、能力偏差、样本选择性偏差。其中内生性问题在缺乏自 然实验条件下很难解决，本文不予展开研究；解决能力偏差问题，一般的做法是加入关于能力的控制变量，如IQ值、个人考试成 绩等，但这些数据在CHNS中无法获得，另外一些加入父母受教 育背景变量的方法也存在很大的争议，并且能力偏差对教育回报 率变动趋势的影响相对较小，所以我们集中解决测量误差和样本 选择性偏差问题。对于测量误差问题，不同收入计算方法将得到不同的教育回 报率，本文不单单只考虑工资收入，而采用个人收入，来消除工 资以外的其他收入的漏算可能带来的偏误。为了避免教育测量误 差对结果的影响，通过最高教育水平换算成一般教育年限作为受 教育年限

12、的工具变量，来分别计算不同教育年限测度法下的教育 回报率。工具变量法运用的前提条件是两种教育年限相互独立的 测量误差，由于调查的不可观测性，我们假设二者之间相互独立。样本选择性偏差是指我们可以获得的是劳动力市场上参加 劳动的个人信息，而对于未在劳动力市场上、未参加劳动的个人 信息是无法获得的，这导致OLS估计得到的教育回报率的变化可 能包含了劳动者参与工作决策的变化信息。我们采用Heckit法 来解决这一问题，从而得到一致的、无偏的估计。Heckit法分 两步来进行估算，首先是对所有参加与未参加工作的个体进行劳 动决策的 Probit 模型估计，然后通过劳动参与决策模型得到逆 米尔斯比，最后利

13、用选择性的样本数据，进行收入决策的明瑟收 入模型估计。具体模型形式如下：p二a+工BiXi+ , p=1, income00, income=0 （3） 其中，Xi包括教育年限、年龄、婚姻状况、省份变量。 通过劳动参与决策模型计算得出逆米尔斯比率,表示为： 入i=。再将逆米尔斯比率带入收入决策模型,进行明瑟收入模型估 计,具体形式为：logincome二a+BS+ Y1E+ Y2E2+teijXij+e Yi+（4）利用（4）式得到的教育回报率即为考虑样本选择性偏差后, 得到的教育回报率一致的、无偏的估计。四、实证分析（一）数据及描述性统计本文使用的数据是中国健康与营养调查（CHNS）的数据，

14、该 调查迄今为止包括1989年、1991 年、1993年、1997年、2000 年、2004 年、2006年、2009 年和2011 年这九个年份。截止到 2011 年的数据,该调查涵盖12个省份,这12个省分别处于不 同地理位置和发展水平,抽样的地区也考虑了不同收入层次,总 体来说样本具有一定代表性和可行度。本研究选用的样本限制为 22-60岁的成年人,22岁的下限基本能排除处于受教育阶段的个 体,上限则主要是依据退休年龄,由于男女退休年龄不一致,女 性退休年龄 55 岁,男性退休年龄 60 岁,最后为了保证样本的充 足性,选取了男性退休年龄为全部样本的上限。另外,本研究关 注于教育和收入的

15、关系,教育变量中该调查包含连续的受教育年 限和最高教育年限两个变量，我们以第一个数据为基础，并以最 高教育水平换算的教育年限作为第一种教育年限的工具变量来 消除测量误差；以个人收入作为收入变量，模型中以1989年的 CPI对收入变量进行平滑处理，消除了通货膨胀的影响。表1中列出了样本描述性统计，包括了1989-2011年所调查 的九年全部教育与收入平均值的描述性数据，由于调查各年的收 入都是根据上一年收入情况给出的，所以我们统一将年份全部倒 退一年。历年全样本数据结果显示，平均受教育年限和平均收入 水平逐年递增。至2010年平均教育年限达到8.566年，这一结 果与全面的教育扩张、九年义务教育

16、政策息息相关。平均工资从 4 000多元增至14 000多元，翻了三番。对比不同人群，发现 城市人口平均教育年限一直高农村人口两年左右，而相应的工资 水平差距在不断拉大；男女的平均教育年限呈现男性高于女性， 在增长中差别逐年减小的现象，由1988年两年的差距缩小至 2010年一年的差距。同时，男性平均工资高于女性，差距未见 改善，这说明劳动力市场一直存在一定的性别歧视；已婚人群?C 未婚人群平均教育年限高低不一，同时已婚人群平均工资高于未 婚人群，这很大程度上由于已婚人群的年龄大于未婚人群，并且 有更长工作经验的优势；在汉族和少数民族的对比中发现，汉族 在平均学历和平均工资上较少数民族都有优势，这个现象也很容 易理解，大部分少数民族生长于偏远山区，教育环境和地区经济 发展都比较落后；不同学历的人群中，随着学历的升高，工资呈现明显上升趋势，1989 年大学及以上学历的工资大约是初中及 以下学历工资的两倍多，随后工