论我国高等教育扩展对收入分配公平的影响，本文主要内容关键词为：高等教育论文,收入分配论文,公平论文,论我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F08:G40-054 文献标识码：A 文章编号：1003-4870（2001）01-0006-06
一、引言
在1995年，库兹涅茨（S.Kuznets）教授提出了著名的倒U假设：当经济发展时，收入分配的不公平程度会首先趋于扩大，然而才会趋于缩小。这一著名的倒U 假设激发了大量的经济学研究（尤其是跨国比较研究），也引起了许多争论。除少数研究外，大多数实证的跨国比较研究都获得了支持倒U假设的结果（可以参见Saith,1983;Ram,1988）。
本研究也将对倒U假设进行检验，然而， 本研究与先前的研究相比，具有如下几个方面的特点：首先，本研究通过引入高等教育变量，对库兹涅茨倒U假设提出了一种新的解释。其次，在本研究中， 我们首次应用中国各省、自治区和直辖市的数据考察了高等教育扩展与收入分配公平之间的关系。
二、文献综述
以前有许多研究曾用教育方面的变量来解释收入分配的公平程度。在这些研究中，教育方面的变量大致可以分为如下几种类型：（1）教育流量类型的变量，如不同层次教育的入学人数；（2 ）教育存量类型的变量，如劳动力的平均受教育程度或劳动力中受教育程度的中位数；（3）教育达成的离散程度；（4）不同层次教育的回报率等。在这些研究中，有的仅选择不同层次教育的入学人数来表示教育达成水平，有的则选择劳动力的平均受教育程度或劳动力中受教育程度的中位数表示教育达成水平，有的研究则同时选择上述二类指标来表示教育达成水平。有少数研究则用教育达成的离散程度来考察教育对收入分配公平的影响。还有的研究则同时引用了教育达成水平和教育达成水平的离散程度二种类型的变量来分析教育对收入分配公平的影响。有个别研究分析了不同层次教育的回报率对收入分配的影响。
Chiswick（1971）应用9个国家的有关数据， 发现劳动力中教育达成的相对离散程度，与收入分配的不公平存在正相关，而经济发展水平对收入分配的影响则不显著。Tinbergen（1972）应用美国、 加拿大和荷兰的有关数据所作的研究也发现，教育水平与教育的不均等对收入分配有相当的影响。当教育达成水平增加而教育达成的离散程度较小时，有助于改善收入分配的不公平程度。
Marin & Psacharopoulos （1976）根据美国的有关数据进行的研究发现，受教育年限每增加一年，用收入对数的方差表示的收入不公平将下降10 %。 这表明，教育扩展有助于实现社会公平。但Psacharopoulos（1977）应用49个国家的数据所作的研究却未能得出相同的结论。在该项研究中，他用三个变量来解释收入分配：教育不均等程度、人均收入水平和平均受教育水平。平均受教育水平用每个教育层次的入学人数的加权平均表示，而教育的不均等程度则用不同教育层次的入学人数的差异系数表示。在不同的回归方程中，教育不均等变量对收入分配一直有负的影响。当平均受教育水平作为一个解释变量与教育不均等和程度一起进入回归方程时，将使收入分配趋于更不公平的状态，只有当在回归方程中忽略了教育不均等程度这个变量时，它才对收入分配公平具有积极的促进作用。这一矛盾结果可能是由于教育不均等程度与平均受教育水平两个变量之间存在共线性（collinearity）造成的（Park，1996）。
Winegarden（1979）应用32个国家的数据，以收入最低的80%的人口所分享的收入份额作为因变量，以平均受教育水平及其方差作为解释变量进行了回归分析。结果表明，平均受教育水平越高，收入分配越趋于公平，而教育的不均等程度越大，收入分配的不公平程度也越大。
Park（1996）应用59个国家的数据，考察了教育扩展对收入分配的影响。结果表明，劳动力的教育达成水平越高，收入分配就越公平。而劳动力教育达成水平的离散程度越大，收入分配就越不公平。
虽然有关教育达成水平对收入分配之影响的研究结果存在一些矛盾，但一般说来是支持教育扩展政策的，扩展高等教育并保证不同社会经济背景、性别与种族组别学生接受教育机会的均等。将有助于实现一个收入分配更趋公平的社会以下我们将应用我国的29个省、自治区和直辖市的数据，来具体分析我国的高等教育扩展与收入分配公平之间的关系。
三、对我国高等教育扩展与收入分配公平关系的实证分析
虽然可以用不同的方式来检验倒U假设，但是在许多实证研究中， 通常用下述回归方程来检验倒U假设：
Y[,eq]＝a[,0]+a[,1]lnG+a[,2](lnG)[2]+u（1）其中，Y[,eq]表示收入分配公平程度的指标，在本研究中，我们选择基尼系数（Gini coefficient）来度量收入分配的公平程度（这是经济学文献中普遍采用的一个指标，基尼系数越小表示收入分配越公平，反之则越不公平）；lnG 表示人均国民生产总值（通常用来表示一个国家或地区的经济发展水平）的自然对数；u表示误差项。根据倒U假设，a[,1]应该是一个正值，而a[,2]则应该是一个负值，这样回归方程（1）所表示的才是一条倒U型曲线。
许多研究企图在上述两个解释变量之外，通过引入其它类型的变量来解释收入分配的公平程度。在本研究中，我们主要探讨的是高等教育扩展对收入分配公平的影响，因此将应用下述二个回归方程进行相应的分析，而不考虑其它变量的影响：
Y[,eq]=b[,o]+b[,1]lnG+b[,2](lnG)[2]+b[,3]s[,he]+u （2）
Y[,eq]=c[,o]+c[,1]lnG+c[,2](lnG)[2]+c[,3]p-6[,he]+u
（3）其中，S[,he]表示各省、自治区和直辖市的高等教育规模（人）；P-6[,he]表示6岁以上人口中接受过高等教育的人数（%）。
根据人力资本理论，一个国家或地区人力资本投资的较快增长，将导致国民收入中源于劳动的份额的相对上升与源于财产的份额的相应下降，从而使得社会各阶层的收入趋于均等化（Schultz,1981a,1981b）。由此，我们可以假设，高等教育规模的扩展将改善收入分配的公平程度。在回归方程（2）和（3）中，我们因此期望b[,3]和c[,3]是正系数，这将表示当一个省、自治区和直辖市的高等教育规模扩展时，或6 岁以上人口中接受过高等教育的人数增加时，收入分配的公平程度将趋于提高。
在实证分析中，我们根据北京、天津、河北、山西、内蒙、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、海南、四川、贵州、云南、西藏、陕西、青海、宁夏、新疆等29个省、自治区和直辖市1996年的统计年鉴，从中摘取了有关人均国内生产总值、高等教育规模、6 岁以上人口中接受过高等教育的人数等方面的数据作为回归分析的解释变量，并根据统计年鉴提供的各省、自治区和直辖市城市居民家庭调查方面的数据，计算了城市居民收入分配的基尼系数，以此作为表示居民收入分配公平程度的因变量，据此探讨高等教育扩展与收入分配公平之间的关系（注：因甘肃省和重庆市有关的数据不完整，因此在回归分析中没有包括它们。）
表1列出了对回归模式（1）的估计结果。从表1我们可以看到， 人均国内生产总值的自然对数的这个变量的回归系数是正的，而人均国内生产总值的自然对数的平方这个变量的回归系数是负的，这与我们的预期是一致的，即随着人均国内生产总值的提高，收入分配先趋于不公平，然后则趋于公平。不过，这些变量对收入分配公平都没有显著影响，从表1我们也可以看到，以R[2]表示的模型的解释力也是非常小的。 这可能表明该模型忽略了一些对收入分配公平具有重要解释力的变量。
表1经济发展水平对收入分配公平的影响
自变量因变量:基尼系数
人均国内生产总值的自然对数:LnG
7.068E-2
人均国内生产总值的自然对数的平方:(LnG)[2]-4.03E-3
常数项 -9.86E-2
R[2]0.007
F值 0.090
N29
表2列出了对回归模型（2）的估计结果。在该模型中，我们增加了一个解释变量，即高等教育规模。在模型中引入该变量后，LnG和（LnG）[2]这二个解释变量的回归系数与我们期望的结果仍然是一致的，即LnG这个变量的回归系数为正，（LnG）[2] 这个变量的回归系数为负，这表明存在倒U曲线，即随着经济水平的提高，收入分配先趋于不公平，然后再趋于公平。然而，我们在表2中可以看到， 在模型中引入高等教育规模这个变量后，回归估计结果发生了明显的变化：首先，用R[2]表示的模型的解释力大大增加了，在引入高等教育规模这个变量后，模型可以解释收入分配之方差的25%，在没有引入这个变量时，却能解释收入分配方差的0.7%。其次，在三个解释变量中， 高等教育规模是唯一对收入分配公平具有显著影响的一个变量，其它二个变量的影响虽然与预期方向相一致，却并不具有统计显著性。第三，高等教育规模对收入分配公平的影响与我们预期是一致的，即高等教育规模的扩大，将导致基尼系数的下降（因为高等教育规模这个变量的回归系数为负）。换言之，扩展高等教育规模将改善收入分配的公平程度。
表2经济发展水平和高等教育规模对收入分配公平的影响
自变量因变量:基尼系数
人均国内生产总值的自然对数:LnG
0.171
人均国内生产总值的自然对数的平方:(LnG)[2]-9.014E-3
高等教育规模:S[,he] -2.336E-7**
常数项 -0.565
R[2]0.250
F值 2.782
N29
**p＜0.01
图1 则直观地表示了高等教育规模与城镇居民收入分配公平之间的关系。在图1中，我们可以清楚地看到，就总的趋势而言， 高等教育扩展有助于促进收入分配的公平。
表3列出了对回归模型（3）的估计结果。在回归模型（3）中， 我们用6岁以上人口接受过高等教育的人数来表示高等教育的扩展程度。结果表明，6 岁以上人口中接受过高等教育的人数对收入分配公平的影响与我们的预期也是一致的:6岁以上人口中接受过高等教育的人数越多，收入分配越趋于公平。然而，这个变量的影响虽然与人们的预期相一致，它对收入分配公平的影响却并不具有显著性。而且，当用这个变量替代高等教育规模这个变量时，模型的解释力也明显下降了。
进一步探讨高等教育规模或6 岁以上人口中接受过高等教育的人数对收入分配公平的独立影响也是非常有意思的。我们利用下述模型（4）和（5）来进行这一分析：
表3经济发展水平和6岁以上人口中接受过高等教育的人数对收
入分配公平的影响
自变量因变量:基尼系数
人均国内生产总值的自然对数:LnG
9.291E-2
人均国内生产总值的自然对的平方:(LnG)[2] -4.967E-3
6岁以上人口中接受过高等教育的人数:P-6[,he]
-1.565E-5
常数项 -0.207
R[2]0.108
F值 1.012
N29
Y[,eq]=d[,o]+d[,1]S[,he]+u（4）
Y[,eq]=e[,o]+e(,1)(P)-6-6[,he]+u（5）
表4列出了回归分析的结果。表4的结果表明，即使在模型中只有高等教育规模或6岁以上人口中接受过高等教育的人数一个解释变量， 模型的解释力也比包括了国内生产总值的自然对数和国内生产总值的自然对数的平方这二个解释变量的模型（1）要高。 当模型中只包括高等教育规模一个解释变量时，可以解释收入分配之方差也达14.7%，只包括6岁以上人口中接受过高等教育的人数这个解释变量时，能够解释的收入分配的方差也达7.8%，比模型（1）只能解释收入分配方差的0.7%要高出许多。在模型（4）和（5）中，我们也可以看到它们对收入分配公平之影响的方向与人们的预期也是相一致的，不过，与模型（2）和（3）的结果相一致的是，当只考虑高等教育规模一个解释变量时，它对收入分配公平也具有显著的积极影响，而只考虑6岁以上人口中接受过高等教育的人数这个变量时，它虽然对收入分配公平具有积极影响，但这种影响也不具有统计显著性。
表4 高等教育规模或6 岁以上人口中接受过高等教育的人数对收入分配公平的影响
自变量因变量:基尼系数
模型(4)
模型(5)
高等教育规模:S[,he]
－1.50E-7* …
6岁以上人口中接受过高等教育的人数:P-6[,he]
… -1.247E-5
常数项 0.225*** 0.220***
R[2]
0.1470.078
F值4.622*
2.272
N29 29
注：*p〈0.05，***p〈0.001.
四、小结与讨论
首先，在本文中我们检验了库兹涅茨的倒U假设，结果发现， 当只考虑经济发展水平与收入分配公平之间的关系时，确实存在倒U曲线。LnG和（LnG）[2] 这二个变量的回归系数在正负方向上与我们的预期是一致的，不过，它们对收入分配公平的影响并不具有统计显著性。
其次，在本研究中，我们考察了高等教育变量对收入分配公平的影响。应用我国29个省、自治区和直辖市的数据所作的实证分析支持我们提出的假设，即高等教育规模的扩展对收入分配公平具有显著的积极影响。
上述研究结果对我国以及各省、自治区和直辖市制订发展政策具有重要的参考意义。对我国以及各省、自治区、直辖市来说，如果政府的一个重要目标是要达至一个公平的社会，则积极发展高等教育无疑是实现这一目标的一个重要手段。
发展高等教育不仅对社会公平具有积极的影响，而且对经济发展也具有积极的影响。虽然在本研究中，我们并没有定量地估计高等教育扩展对经济增长的贡献，但是，以往的许多研究表明，在发达国家，教育尤其是高等教育的扩展以及由此引发的技术扩散与技术进步对经济增长的意义是非常巨大的。例如，斯坦福大学刘遵义教授等人的研究表明，技术进步是发达国家经济增长最重要的源泉，这些国家的经济增长中59%是由技术进步引起的，只有36%和6%是由物质资本的劳动力引起的（Lau，1997）。亚洲一些后发国家和地区的高速经济增长，则不仅是大力进行资本和劳动力投入的结果，也是大力进行教育尤其是高等教育等人力资本投资的结果（Mc Mahon，1998）。
上述结果对我国西部大开发战略的实施尤其具有重要的现实意义。这是因为西部和东部在人力资本方面存在严重的失衡。 如东部平均每100人中拥有科技人员18名，而西部只有2名；东部每人平均受教育时间达10年零9个月，而西部仅有3年零6个月（《光明日报》，2000年6月1 日）。西部地区只有加速发展教育包括高等教育，才能实现社会经济的发展。
当我们从宏观上考察高等教育扩展与收入分配公平之间的关系时，在高等教育内部二种形式的公平将会对这二者之间的关系产生影响。第一，高等教育的机会不均等将部分抵消由高等教育扩展所带来的收入分配均等化的效应。目前我国高等教育机会均等的程度并不容乐观。当从接受高等教育的机会、高等教育参与的机会、教育结果的均等与教育对生活前景的影响四个方面考察欧美一些国家高等教育机会均等的状况时，我们也可以看到年轻人所获得的教育待遇与成果，也反映了他们的社会经济背景、性别和种族特征。虽然随着高等教育的扩展，女性和少数民族学生从中获得了更多的收益，但不同社会阶层之间的不平等仍相当稳定。第二，高等教育的扩展有助于促进收入分配的公平，但高等教育扩展所需的财政资源应该由谁来支付却是一个值得认真考虑的问题。在教育经济学文献中，这也是一个极富争议的课题。对高等教育系统而言，如果公共资助的高等教育通过税收机制把穷人的收入转移给了富人，这个系统显然是不公平的。这种状况也将部分抵消高等教育扩展所产生的收入分配均等化效应。许多发展中国家为改善低收入阶层对高等教育的参与，纷纷建立了免费的高等教育系统，但似乎也没有取得预期的效果。一些研究表明，在有些发展中国家，从免费或公共资助的高等教育中获益最多的是高收入阶层的学生。例如，印度尼西亚在80年代早期实行成本回收之前，占人口30%的高收入阶层获得了83%的高等教育资助，而占人口40%的低收入阶层仅获得了高等教育资助的7%（表5）。我们对中国公共教育资源配置公平的一项研究则表明， 目前我国公共教育资源配置的不公平程度颇高（基尼系数等于0.43），如果对高等教育实行一定程度的成本回收，则将可以改进我国公共教育资源配置的公平程度。在这种意义上说，进行高等教育扩展时，如果实行一定程度的成本回收，则可以进一步扩大高等教育扩展对收入分配公平的积极影响。
表5 不同收入团体所分享的高等教育资助（%）
国家收入团体类别
低收入
中等收入
高收入
智利1524 61
哥伦比亚 635 60
印度尼西亚
710 83
马来西来 10
38 51
注：低收入、中等收入、高收入团体的分类比例为∶智利为30%、30%和40%；哥伦比亚和马来西亚为40%、40%和20%；印度尼西亚为40%、30%和30%。
资料来源:Psacharopoulos,G.,Tan J.-P.& Jimenez,E.（1986）.
最后需要指出的是，由于权威的国家统计资料中报告不同收入水平家庭所分享的收入份额时，是把农村居民家庭和城镇居民家庭分开统计的，因此我们难以据此整理各省包括农村居民家庭和城镇居民家庭在内的不同收入水平家庭所分享的收入份额，并据此计算单一的基尼系数。在本研究中，我们是以城镇居民家庭的收入分配情况来计算各省的基尼系数，并以此来考察高等教育扩展对收入分配公平之影响的，这在一定程度上会造成估计结果的偏差，在今后的研究中，如果能够克服这方面的局限，则可以对高等教育扩展与收入分配公平之间的关系作更精确的估计。
收稿日期：2000-11-05
资金项目：西安交通大学博士科研启动基金资助