教育对不同群体收入差距的影响

童光荣+罗婵

摘 要：教育对收入差距的影响是收入分配领域的一个重要研究方向。通过明瑟收入方程，运用OLS方法对标准明瑟收入方程和扩展明瑟收入方程进行回归，发现标准明瑟收入方程因为遗漏变量高估了教育回报率。同时在扩展明瑟收入方程基础上，分别运用IV法、Heckit法解决方程潜在的测量误差和样本选择性偏差问题，得到的教育回报率与扩展明瑟收入方程下基本一致。整体分位数回归结果表明教育回报率正逐步朝着高分位点值低，低分位点值低的趋势发展，这有助于缩小整体收入差距。基于2011年的数据测度的不同群体教育回报率，结果表明教育不仅有助于缩小不同群体间收入差距，同时對缩小群体内部收入差距也能发挥积极作用。

关键词：明瑟方程； 教育回报率； 收入差距

中图分类号：F064.1 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2017）01-0030-08

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。

根据国家统计局的报告，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。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，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；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OLS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=α+βSi+γ1ei+γ2E2i+εi（1）

lnincomei=α+βSi+γ1ei+γ2E2i+∑φijXij+εi（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，εi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β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β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=α+∑βiXi+ε，p=1，income>00，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：λi=■。

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=α+βS+γ1E+γ2E2+∑φijXij+θγi+ε（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，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；已婚人群與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，随后工资差距减小，在1997年又恢复到两倍的差距并一直保持，深究1991年的断层现象，我们发现20世纪90年代初正是国家取消大学毕业包工作分配制度的时间，这一决策的执行导致了大学教育人群在1991—1997年工资增长缓慢；不同工作单位性质的对比发现，国有企业人群占据着最高的平均教育水平，1992年以前工资表现一般，1992年以后平均工资基本维持在第一的位置，集体企业和私企平均教育年限差别不大，而私企平均工资高于集体企业，其他类别平均工资和平均教育年限都处于仅次于国企的比较高水平，这是因为里面包含一些三资企业，三资企业的高水平人才和提供的高薪大大拉高了平均值。整体来说，平均教育基本与平均工资成正相关关系，即受教育时间越长，相应工资水平也越高或者是有一个较稳定的工作。

（二）教育回报率的实证结果

考虑到回归方法的多样性，同时目前已有的研究对于采取何种研究方法更优并没有确切的界定。本部分我们分别运用OLS回归、Heckit法、IV法，对上述样本进行实证分析。表2列出了不同方法下的历年教育回报率。

从实证研究结果可以看出，各回归结果均比较显著，在标准明瑟方程OLS回归结果下，教育回报率从1988年的5.03%逐渐增至2010年的20%，而扩展的明瑟收入方程结果则整体低于标准明瑟方程回归结果，说明户口性质、婚姻状况等协变量对收入存在一定的解释力度，加入协变量后方程更加完善，但同时协变量也不宜取太多，太多协变量也将稀释教育对于收入的影响。扩展明瑟收入方程教育回报率呈现逐渐上升的态势，由1988年的2.74%增至2010年的13.4%。在考虑了样本选择性偏差问题后，采取的Heckit模型，除1992年和2010年外，回归结果略低于扩展明瑟OLS的结果，说明这些年份样本选择性偏差导致OLS回归结果的低估，而1992年和2010年选择性偏差导致了OLS回归结果的低估。不过整体上两种方法结果相差不大，说明样本选择性偏差对方程结果影响较低。考虑了教育测量误差的IV法，结果显示与扩展明瑟OLS法结果相差甚微，也说明教育测量误差对回归结果影响不大。

分位数回归结果整体显著，历年不同分位点的走势大致分为三个阶段（见图2）。第一阶段是1988年、1990年和1992年，这时期教育回报率在高分位点和低分位点高于中间分位点的值，整体走势呈现出凸向X轴的U型曲线，表明在高收入和低收入群体中，教育每增加一年所带来的收入增长也更高；第二阶段是1996年、1999年和2003年，这个阶段教育回报率在每个分位点的值都比较均匀，小范围波动，表明每增加一年教育，对所有收入群体而言带来的收入增长基本一致；第三阶段是2005年、2008年和2010年，经历了上个阶段的过渡，这个时期教育回报率随着分位点的升高而逐渐下降，表明越低收入的人群，增加一年教育所带来的收入增长反而越高。

从教育回报率的这种走势，我们也可以窥测到教育和收入差距的相关联系。从1988年到1992年的教育回报率走势来看，虽然呈现一个类似U型曲线，但是低分位点的教育回报率仍然是高于高分位点的，而中间分位点（0.5或0.6）最低，说明整体受教育年限的增长虽然并不能使收入差距缩小，但是有助于缓解收入差距的增长。也就是说随着这个时期教育的整体发展，由于高收入群体和低收入群体本身收入基数的差别，导致收入差距仍然在扩大，收入差距的扩大幅度却在降低。通过教育的增长，低收入群体更容易接近中等收入群体，而中等收入群体与高收入群体差距越来越大，两极分化的差距增速在降低。迈入第二阶段，整体教育收益率比较平均，这段时期收入差距仍然是在扩大，收入差距增幅既没有扩大也没有得到缓解，处于一个过渡期。到第三个阶段教育回报率走势很明显呈现向右下方倾斜的曲线，这表明越低收入人群教育回报率反而越高，而且曲线倾斜度一年比一年高，收入差距擴大幅度在明显减小，相邻收入群体的收入差距增速在减小，表明不同收入群体间的流动性越来越强，虽然并不能得出收入差距在减小的结论，但是随着社会对义务教育、高等教育的不断重视，未来教育的持续扩展，将非常有助于缓解我国社会中存在的严重收入不平等问题。

分析这三个阶段教育回报率走势变化的原因，不难发现，每一次的转变都离不开相关教育政策的颁布。1994年开始全面普及九年义务教育，同时20世纪90年代初期开始废除大学生毕业包分配制度，导致第一阶段至第二阶段的转变。1994年开始推行的九年义务教育政策使得整体受到初级教育的比例加大，低收入人群整体受教育年限延长，那么增加一年受教育年限带来的工资增长效应也相应缩小，所以第二阶段，低收入人群教育回报率相比中等收入人群的教育回报率不再具有优势；而废除大学生毕业包分配政策，使得受过高等教育的人群变得没那么容易找到合适的工作，获得与学位相称的工资，于是第二阶段的高收入群体的教育回报率相比其他群体的优势也褪去了。1999年教育部出台《面向21世纪教育振兴行动计划》，当年普通高校招生由上年的108万人增加至154万人，增长43%，到2005年普通高校在校生规模增至2 000多万人。高等教育扩招政策使得高校毕业生越来越多，竞争也愈来愈激烈，所以从2005年开始，高收入群体的教育回报率开始明显低于中等收入群体和低收入群体，再加上九年免费义务教育的进一步推广，最终我们看到教育回报率随着收入分位点的增长而逐渐下降的结果。

（三）不同群体教育回报率

以往研究大多关注城乡教育回报率的差别，本文从多角度考虑教育回报率的一致性。以2011年的数据为基础，研究范围包括城乡差距、男女差距、已婚未婚差距、民族差距以及不同工作单位性质人群教育回报率的差距。根据这些不同分组人群教育回报率的差距，结合描述性统计结果来分析教育对不同人群收入差距的影响（见表3）。

从表3的结果来看，除Heckit法下国有企业分组外，所有群体教育回报率结果基本显著，而随着样本的减小不同方法之间的差别扩大了。扩展明瑟方程教育回报率最低，然后是IV法、Heckit法，标准明瑟教育回报率最高。标准明瑟方程和扩展明瑟方程之间的差别再一次说明协变量的重要性，标准明瑟方程由于遗漏协变量导致教育回报率的高估；而IV法和扩展明瑟之间的差别说明受教育年限的测量误差使得标准明瑟方程关于教育回报率的低估；Heckit法和扩展明瑟的对比表明，样本选择性偏差使得扩展明瑟OLS估计结果也低估了教育回报率。由于我们重点考察不同群体间的教育回报率差距，并不强调教育回报率具体数值，同时IV法和Heckit法更容易受到数据容量的影响，这里主要以扩展明瑟收入方程的OLS回归结果来进行下一步不同群体间的比较分析。

城市和农村人口的对比结果发现，各个方法下二者教育回报率差距不大。扩展明瑟收入方程回归结果显示，城市人口教育回报率9.26%，农村人口教育回报率为9.34%，农村人口教育回报率略高于城市人口。结合表1描述性统计结果，虽然历年农村平均教育和收入处于上升态势，但是与城市一直保持着差距，并且差距逐年递增，11年平均教育差距是2.6年，收入相差一倍多。说明虽然城乡收入差距仍然在不断扩大，但是收入差距扩大的幅度在减小。由此可见，全国范围的教育扩展提高了城市和农村教育回报率的同时，使得城乡教育回报率差距缩小，有利于城乡收入差距的缩小。

男性和女性的对比结果发现，女性教育回报率高于男性。扩展明瑟收入方程OLS回归结果显示，男性教育回报率为8.21%，女性教育回报率为10.7%，女性高于男性大概2.5%。而在女性和男性平均教育年限和平均工资差距缩小的现状下，可以得出结论，随着教育的不断发展，女性社会地位的不断上升，女性受教育年限的持续增长，使得女性教育回报率逐渐高于男性，进而性别收入差距逐步下降。

不同婚姻状况人群的比较发现，已婚人群的教育回报率远高于未婚人群，这也是符合逻辑的。整体上已婚人群年龄大于未婚人群，那么在工作经验上很有优势。而且二者之间平均受教育年限差别不大，那么工资差距大的结果主要是由于经验积累差距所造成的。

汉族与少数民族的对比结果显示，二者的教育回报率基本一致，根据前面描述性统计结果汉族平均教育年限和平均工资都高于少数民族，这种差距与城乡差距现状一致，汉族和少数民族收入差距将进一步加大，而收入差距扩大的幅度却在减小，这也是缩小汉族和少数民族收入差距的前期征兆。

不同工作单位性质结果下，国企教育回报率最高，其次是包含三资企业的其他类，然后是私企，最后是集体企业，这与平均教育和平均收入的排序完全一致。所以，不同企业类型群体的收入差距在进一步扩大，同时收入差距扩大的幅度也在加深。从现状来看，个人可以通过增加受教育年限，来改变未来就职企业类型，从而跨入高收入企业类型，获得较高的教育回报率。不同企业性质的差异也是符合逻辑的，国有企业教育回报率高，原因在于企业偏向于高学历人才，同时其工资的决定并未实现市场化，整体福利待遇高，虽然2009年开始实行绩效工资制度改革，但是与我们的研究时间接近，效果并未显现出来；而集体企业和私企工资市场化表现明显，所以两者教育回报率差别较小；包含三资企业的其他企业类型，总体样本小，但由于三资企业重高学历人才和提供优厚福利待遇使得整体教育回报率媲美国企教育回报率。

另外，我们进一步检验不同群体内部的分位数结果，发现各群体教育回报率呈现出教育回报率随着分位数的上升而下降的趋势，这表明教育的发展能刺激低收入群体的教育回报率提高。同时，10分位点结果相比90分位点结果基本高10%左右，说明教育能极大缓解群体内部收入差距问题。同时各个分位点的结果在不同群体间的表现与表3结论一致，即教育能缓解城乡收入差距及性别收入差距。

总体来说，在我们考察的不同群体间，城乡收入差距、不同民族收入差距和不同企业类型人群收入差距在进一步扩大，而教育使得城乡收入差距和不同民族收入差距的扩大幅度减小；同时教育可以通过增加个人改变未来就职企业类型的筹码，增加不同企业类型的流动性来改变收入差距；性别收入差距一直是比较关注的话题，实证结果发现目前我国的性别收入差距在减小；而不同婚姻状态人群的收入差距主要是由于经验积累所造成的。而在同群体内分位数回归结果进一步佐证了上述结论，同时发现教育对改善同一群体内收入差距有比较大的作用。

五、结论

本文考察教育收益率和教育对不同群体收入差距的影响，实证结果表明教育有助于缓解不同群体间以及群体内部收入差距问题。首先，我们用四种方法分别计算了历年的教育回报率，标准明瑟收入方程和扩展明瑟收入方程结果表明，协变量对收入有一定解释能力，不能省略；而考虑测量误差的IV法和扩展明瑟收入方程的结果表明，本研究中样本测量误差对结果的影响比较小；Heckit法和扩展明瑟收入方程结果也基本一致，说明本研究中也可以忽略样本选择性偏差对结果的影响。用分位数回归得出的历年教育回报率，深入分析了教育对收入差距的影响。回归结果表明随着教育政策的不断改变，目前教育回报率随着分位点升高而下降，这种越高收入群体教育回报率越低的现状将有助于缓解我国社会存在的严重收入不平等問题。分不同群体考察教育回报率的异质性，发现不同方法下的教育回报率绝对值虽然存在比较大的差别，但是群体间的差距表现出一致，不影响分析结果。故而主要对扩展明瑟方程结果进行了分析，回归结果表明教育有助于缓解城乡收入差距、不同民族收入差距，并且性别收入差距已经处在逐渐缩小的阶段，同时还可以通过增加受教育年限改变自身工作单位性质来获得高教育回报率。

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責任编辑：关 华