技术进步、教育收益与收入不平等，本文主要内容关键词为：不平等论文,技术进步论文,收益论文,收入论文，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。
JEL Classification:C14,D33,I21,J31
一、引言与文献综述
近年来，我国劳动者收入差距不断扩大的现象受到政府、学术界以及社会大众的高度关注，也越来越成为媒体和群众讨论的焦点。据世界银行估算，我国2001年的基尼系数约为0.447。依照2006年2月14日《光明日报》的引述，中国社科院收入分配课题组根据城乡入户调查数据计算出的我国2002年的基尼系数约为0.454。2008年2月，《瞭望》周刊载文指出，我国的基尼系数高于绝大多数发展中国家，并处于我国历史的最高点。此后，关于各种衡量收入不平等的指标，尤其是基尼系数的计算方法及其在我国的适用性的争论愈加激烈。虽然各种衡量收入分配不平等的指标在我国的适用性仍有待商榷，但改革开放以来我国收入差距扩大却是不争的事实。
经济学界对收入分配不平等问题的关注由来已久，我国学者也进行了广泛而深入的研究。夏庆杰等(2007)利用中国家庭收入调查项目(CHIP)数据，分析了我国1988-2002年城镇贫困的变化趋势和模式。研究表明在样本时期内，我国城镇居民的绝对贫困显著减少，但收入分配不平等加剧；徐现祥、王海港(2008)讨论了我国初次分配中的两极分化及其成因，表明两极分化主要是由劳动贡献这个分配标准在产业间的差异造成的；洪兴建、李金昌(2007)在对收入两极分化测度方法进行评述的基础上，运用几个主要指标实证分析了中国居民的收入两极分化，说明中国城乡两极分化、城镇及农村内部的两极分化、沿海与内陆的两极分化以及行业两极分化大多呈现上升趋势。
对收入不平等研究的另一个活跃领域是工资收入不平等的分解。这部分的研究多采用计量经济学方法，将两个不同群体（或相同群体在不同时期）的工资收入差异分解为劳动力个体特征（如性别、年龄、受教育程度等）的影响，借此探索不同社会群体在工资收入上存在差别的原因。常采用的方法有：基于线性回归的Blinder-Oaxaca分解、Juhn et al(1993)的方法，以及Machado & Mata(2005)提出的基于分位数回归的分解方法。①例如，姚先国、李晓华(2007)就利用quantile-JMP方法从总体上研究了工资收入不平等上升的结构效应与价格效应。具体到研究内容，上述研究已经涉及的方面有工资收入的性别差异（王美艳，2005a；迟巍，2008）、行业差异（罗楚亮、李实，2007）以及流动人口与本地人口的工资收入差异等（王美艳，2005b；邓曲恒，2007）。
与上述文献不同，本文利用中国健康与营养调查数据(CHNS)研究了1991年到2006年我国工资收入不平等程度在时间维度上的纵向变化特征。文章建立了一个基于技能偏向型技术进步(skill-biased technical change)的一般均衡模型，并通过实证表明该模型与现实数据的高度吻合——教育的要素结构效应（指高等教育劳动者比重的增加）降低了工资收入不平等程度，但教育的要素报酬效应（指教育回报率的上升）在更大程度上扩大了工资收入不平等程度，其总效果仍然是收入不平等程度上升，并且这种效应对城镇劳动者更加显著。
本文的主要贡献，亦即与既有文献的区别主要有两个方面：一是通过理论模型的推导，分解出教育的要素结构效应及要素报酬效应，并预测了两种效应对工资收入不平等的不同作用方向。二是在实证方法上采用Firpo et al(2007)发展出的基于再中心化影响函数回归（recentered influence function regression，下称RIF回归）的分解方法，以反映收入不平等的不同统计指标分别刻画出教育的要素结构效应与要素报酬效应对收入分配不平等程度的影响。
二、我国的工资收入不平等与教育回报率：1991-2006年
如前文所述，本文的实证研究主要基于中国健康与营养调查数据(CHNS)。②根据研究目的，我们选取了1991年、1993年、2004年及2006年的数据，并将1991年和1993年的样本合并，定义为基期（
时期）；将2004年与2006年的样本合并，定义为报告期（
时期）。③和现有的国内外文献类似，文中的劳动者样本指的是年龄在18-65岁、并有正常工作的劳动者；收入指的是劳动者的月工资收入，包括工资、奖金和其他补贴收入。不同年份的收入都通过CPI调整为2006年的名义收入，在实际分析中根据惯例对月收入取自然对数。
（一）工资收入不平等的变化趋势
为了反映工资收入分配不平等在时间上的纵向变化情况，将时期和时期样本中劳动者的收入分布加以对比，如图1所示。图1左图显示的是两个时期对数工资的核密度估计。可以看出：与时期相比，时期对数工资的密度函数明显左偏，左尾的厚度增加，且分布的离散程度增加，方差上升。图1右图显示的是两个时期对数工资的分位数（左轴）及分位数之差（右轴）。右图中有两个特征非常明显：第一，时期连接各分位数的斜线较时期更加陡峭，在左尾分位数较为接近的情况下右尾分位数产生巨大差异，这说明与时期相比，时期收入分布的离散程度上升；第二，两个时期的分位数之差是一条向上倾斜的曲线，也说明收入分布的离散程度在不断扩大。由此可见，从上世纪90年代初到2006年，我国劳动者的收入分配不平等确有显著上升。
（二）教育回报率的变化趋势
根据本文的研究目的，进一步对两个样本时期的教育回报率进行比较，见表1。
图1 收入分布变化趋势
表1中有两个趋势值得注意：一是在时期，接受高等教育的劳动者比重较时期有了明显增加，其比重由6%大幅上升至15%；二是在接受高等教育劳动者比重增加的同时，高等教育劳动者的相对工资也有明显上升。在时期，大学生与非大学生的对数工资比为1.03，两者基本持平，其绝对水平都处于对数工资分布的50%-60%分位数之间。在时期，大学生的对数平均工资为7.18，处于对数工资分布75%-80%的分位数之间；而非大学生的对数平均工资为6.51，处于对数工资分布35%-40%的分位数之间，两者的差距明显增大。值得注意的是，这里的计算没有控制影响收入的其他因素，如工作经验。通常认为没有大学学位的劳动者拥有更长的工作经验，如果将工作经验予以控制，则高等教育的收入溢价程度会更高。此外，时期对数工资的方差为0.9，几乎是时期的两倍，再次验证了在样本期间内我国劳动者收入差距显著扩大这一事实。
通过一个简化的例子，我们可以将前文描述的我国劳动力市场在1991年至2006年间产生的两大变化——(1)接受高等教育劳动者的比重大幅增加，(2)两类劳动者的相对收入差距不断扩大，与整个劳动力市场的收入不平等程度（收入的方差）上升联系起来。
上述(3)式与(4)式的结论正是数据所表现出的特征：高技术工人的比重上升（但比重仍小于50%）以及两类劳动者的相对收入差距扩大，从而整个劳动群体的收入不平等程度增大。④
三、技能偏向型技术进步与收入不平等的理论模型
技能偏向型技术进步理论的提出始于国外学者对美国劳动力市场结构性变化的研究。自上世纪60年代起，美国劳动力市场出现了收入不平等扩大、高技能劳动力的相对供给增加以及相伴随的教育回报率上升等结构性变化，技能偏向型技术进步理论正是在这样的背景下应运而生，并为解释这些变化提供了理论支持。Acemoglu(1996，1998，2002a，2002b)的一系列文章对技术进步引起的收入不平等及其作用机制进行了全面阐述。Autor et al(2003)基于该理论研究了计算机的普及对不同类型劳动力需求的影响，研究表明计算机的普及和随后价格的下降增加了对计算机不可替代的劳动力，尤其是高教育劳动力的需求。Autor et al(2006)的研究进一步表明，技术进步的技能偏向与高技能劳动力相对供给增速的下降能很好解释美国劳动力市场的极化现象以及不断上升的收入不平等。虽然Card & DiNado(2002)详细讨论并指出了技能偏向型技术进步理论与实证结果存在一些矛盾，但该模型仍然是解释上述现象最有力的理论工具之一。本文在这一部分建立一个基于技能偏向型技术进步的一般均衡模型，并以此揭示文章第二部分描述的我国劳动力市场的变化特征。
（一）模型设定
首先，假设经济中厂商的生产函数为CES形式：
等式(11)两边同时对τ求导：
至此，本文从模型中得到了数据反映出的两个特征——第一，高技术劳动力的相对工资上升，收入差距扩大；第二，与此同时，高技术劳动力相对供给增加。⑦
上述推导揭示了劳动力市场的动态调整过程。技能偏向型技术进步使高技术工人的相对工资上升，这引起高技术工人的相对供给增加；高技术工人相对供给的增加降低了高技术工人的相对工资，在一定程度上缓解了劳动力市场的收入不平等。⑧但是，这个调整过程的最终结果仍然是收入分配不平等程度的上升，原因在于高技术工人相对供给的增加不能完全弥补由于技术进步带来的收入差距扩大。
（三）教育回报与收入不平等
上文的分析框架为使用教育年限作为劳动者技术水平的衡量标准提供了支持。在文章的模型中，由于低技术劳动者的最优选择是不进行教育投入（或者说，在现实中只进行基础水平的教育投入），而只有高技术劳动者进行教育投入。因此，受教育程度是劳动者技术水平的等价测度，二者的信息是重合的。在这个意义上，可以把教育水平看作是“连续”的，反映劳动者技术水平的分组指标。不同教育水平劳动者的收入差距，就是不同技术水平劳动者的收入差距。这解决了无法从数据中直接识别高技能劳动者和低技能劳动者的问题。
具体而言，在上述模型框架下，我们可以进一步将收入差距扩大与劳动者的受教育程度联系起来，分解出劳动者的受教育程度对收入差距扩大的两种不同效应。根据前文假设，社会的平均受教育程度可以由如下等式衡量：⑨
本文把这部分效应定义为教育的要素结构效应。这样，可以将外生的技能偏向型技术进步引起劳动者收入不平等的总效应分解成如下两个与劳动者受教育程度相关的部分：
总效应(+)＝教育的要素结构效应（－）+教育的要素回报效应(+)(18)
其中，正号表示该效应扩大了劳动者收入不平等，负号表示该效应减小了劳动者的收入不平等。教育的要素回报效应定义为总效应与教育结构效应之差，反映的是由技能偏向型技术进步带来的边际教育回报率的上升。
（四）技能偏向型技术进步的存在性
由于本文的理论推导以及后面的实证研究都建立在技术进步具有技能偏向性这一关键假设上，因此验证这一假设，即(9)式成立，具有十分重要的意义。在进入本文的实证部分前，此处依照Author et al(1998)以及Acemoglu(2002)的方法，证明技能偏向型技术进步这一条件在我国是成立的。结合(6)式与(7)式，得到如下等式：
这里需要注意的是，上述结论的成立基于这样一个隐含假设：技术水平τ随着时间推移是不断上升的，即
。⑩本文中的技术水平τ可以理解为劳动专有技术(labor-specific)。虽然不能直接从数据中验证这一条件，但一般而言，劳动专有技术水平与全要素生产率(TFP)是密切相关的，二者呈正相关关系。因此，与我国全要素生产率相关的研究结论可以从侧面佐证该假设的合理性。郭庆旺、贾俊雪(2005)，傅勇、白龙(2009)，魏下海(2009)以及刘秉镰、李清彬(2009)分别采用全国、省级和市级数据，应用不同方法研究了我国不同时期的TFP变化情况，其研究结论均认为我国的TFP随时间有不同程度的增长。进一步考虑到1991-2006年间信息技术的发展和计算机的普及对劳动者劳动生产率的影响，显然是一个合理的假设。
四、基于RIF回归分解的实证研究
本文的这一部分将通过实证方法从数据中验证(18)式。如文章第一部分所言，当前在收入不平等问题上的实证研究，其中一个重要的领域是通过计量经济学方法将收入不平等分解成劳动者个体特征的要素贡献。而本文的研究主要关注受教育程度这一个体特征对劳动者收入不平等的影响。具体来说，需要在控制其他因素的情况下验证：(1)劳动者平均受教育水平的提高缩小了收入差距；(2)教育回报率的提高在更大程度上加剧了收入差距；(3)劳动者受教育程度这一个体特征的变化在总体上加剧了收入不平等。
（一）Blinder-Oaxaca分解与RIF回归分解
Blinder-Oaxaca分解方法是基于线性回归的均值分解。关注变量y为劳动者的对数月平均收入，在线性回归的假设下有：
其中educ是劳动者的受教育程度，采用受教育年限来衡量；(14)Z是影响收入的其他因素，包括劳动者的性别（female，1为女性，0为男性）、城乡户籍（rural，1为农村户口，0为城市户口）、性别与受教育程度的交互项、户籍与受教育程度的交互项、年龄及其平方项(age，agesq)、公司性质虚拟变量以及地域（省份）虚拟变量；ε是回归的残差。
1.变量描述统计
表2给出了（1991-1993年）和（2004-2006年）两个时期主要变量的描述统计结果。其中有两个突出的特征：(1)劳动者的工资收入有了明显上升，其对数工资均值从时期的5.62上升到时期的6.61，上升幅度达到17.6%；同时，工资收入的不平等程度显著扩大，其对数工资收入的标准差从时期的0.67上升到时期的0.95，上升幅度为41.8%。(2)两个时期劳动者的个体特征构成有了明显变化。相对于时期，时期样本中农村劳动者的比重更大，从49%上升到57%；同时劳动者的平均年龄上升了5.37岁，而平均受教育年限上升了约1.5年。上述劳动者收入水平、收入差距以及个体特征在不同样本时期的差异为模型参数的准确估计提供了足够的变异性(variation)，也从侧面反映了我国劳动力市场的巨大变化。
2.RIF分位数回归结果
由于各分位数能全面刻画收入分布状况，并且以收入分布的分位数为被解释变量的回归能直观看出各要素在不同收入水平的边际回报率，因此本文先给出在不同时期RIF分位数回归的结果，具体见表3。
从表3可以看出，在时期，教育对劳动者的收入在统计上没有显著影响；但在时期，这种影响变得十分显著，并且随着收入分位数的上升该作用愈加明显。另一方面，从平均水平上看（50%分位数），农村居民存在更高的教育溢价（rural×educ的系数显著为正），在时期的平均溢价程度约为0.013，在时期的平均溢价程度约为0.034，约为时期的2.5倍。上述结果再次反映出教育回报率在样本期间内的显著上升。此外，表3的结果还表明无论是时期还是时期，都存在着城乡收入差距以及性别收入差距，并且城乡差距在收入的中位数水平上趋于扩大，时期系数为-0.304，时期系数为-0.572；但性别差距在缩小，时期为-0.201，时期为-0.122。
图3 RIF分位数回归系数
为了更全面了解教育回报率在不同时期对劳动者收入的影响，图3画出了educ与rural×educ两个变量在不同时期不同分位数上的RIF回归系数。(15)从左图可以看出，在时期，教育要素除了在低分位数上有显著的正向作用外，对收入几乎没有什么影响，回归系数都在0上下很小的区间内波动；但在时期，教育有明显的正效应，并且该溢价效应随着收入分位数的上升而增加。农村人口的额外教育收益在时期也表现得十分明显（右图），在高分位数上虽然回归系数为负，但在统计上并不显著。这可以理解为这种额外的教育收益不存在于农村的高收入人群，即收入在85%分位数以上的人群。
3.基于RIF回归的要素效应分解结果
虽然从RIF分位数回归可以看出不同时期教育收益率的变化情况，但基于(28)式的RIF回归分解才能反映各要素对收入不平等的影响，同时可以验证文章第三部分的理论预测。表4进一步给出了关于不同收入不平等测度的基于RIF回归的分解结果。第一部分列出的是基于所有回归变量X=(educ，Z)的分解结果，第二部分列出的是与教育相关的变量的分解结果。
从表4中可以得到以下四点结论：
第一，各种收入不平等的测度——无论是基尼系数、方差还是分位数之差，都反映出我国劳动者收入差距在不断扩大。另一方面，从各要素的整体影响来看，要素报酬效应均为正，而要素结构效应都为负，这说明不同要素报酬率的上升是造成收入差距扩大的主要因素。比较不同分位数之差还可以进一步发现，收入差距扩大主要是由上侧分位数与中位数的差距拉大造成的。也就是说，高收入群体与其他收入水平劳动者之间收入差距的扩大是造成整个劳动群体收入差距扩大的主要原因。这样的发现与事实相符，也反映出RIF回归分解的优势所在，即可以灵活地构造不同的统计量，对问题进行更加深入的描述。
第二，对受教育水平的RIF回归分解得到了与本文第三部分的理论预测高度一致的结果（见等式(18)）。首先，对于不同的不平等测度，教育的要素报酬效应全部为正，即扩大了劳动力群体的收入不平等；其次，教育的要素结构效应全部为负，这说明劳动者平均受教育程度的提高能在一定程度上降低收入差距；最后，教育的总效应也都为正，这反映出技能偏向型技术进步使高技能劳动者获益，提高了高技能劳动者的相对工资，从而拉大了收入不平等。
第三，将表4第二部分第1行与第2行的数值分别相加，得到受教育水平对农村劳动者收入差距的影响。总体而言，受教育水平引起的收入差距扩大对农村劳动者的影响较小。但对于收入中位数以下的农村劳动者而言，受教育程度的不同反而提高了他们的收入不平等程度（rural×educ在50%分位数与10%分位数之差上的总效应为0.106）。
第四，考虑教育的性别差异，将表4第二部分第1行与第3行的数值分别相加，可以看到教育水平对女性劳动者收入不平等的影响要远远低于对男性劳动者的影响，并且在50%分位数与10%分位数之差上降低了女性劳动者的收入不平等程度，其数值为0.065-0.43=-0.37。
为了更全面地刻画教育要素对两个时期收入不平等变化的影响，将受教育程度在不同分位数上RIF回归分解的结果描绘在同一张图上，如图4所示。
首先是教育的要素结构效应。可以看出，除了在两端的极值点以外，教育的要素结构效应在55%分位数以下的作用为正，这表明与时期相比，要素结构效应在时期提升了下侧分位数。与此相反，在55%分位数以上，教育的要素结构效应为负，这表明与时期相比，教育的要素结构效应在时期降低了上侧分位数。总的结果是使上下侧分位数的距离减小，收入分布向均值集中，从而离散程度减小，方差变小，即不平等程度下降。
其次是教育的要素报酬效应。它与教育的要素结构效应有完全相反的作用方向：在下侧分位数的效应为负，在上侧分位数的效应为正。这样，教育的要素报酬效应在抬升上侧分位数的同时拉低了下侧分位数，使收入分布变得更加离散，加大了收入不平等程度。两种效应相叠加，得到教育对收入分布的总效应。可以看出除极小值点外，教育的总效应在下侧分位数上的作用为正且大小基本保持不变；但在上侧分位数上的作用逐渐递增，使收入分布的右侧离散程度加大，从而扩大了收入不平等。这也与表4的结论一致，即教育要素主要是通过扩大高收入群体的与其他收入水平劳动者的收入差距，加剧了劳动力群体的整体收入不平等程度。
显然，图4进一步验证了等式的理论预测，并表明在整个收入分布上，教育的要素结构效应、要素报酬效应以及总效应都与理论预测相符。
图4 教育在不同分位数上的要素分解
五、研究结论
本文在技能偏向型技术进步的框架下，通过理论分析表明技能偏向型技术进步能很好地解释数据中表现出的高技能劳动者比例增加与高技能劳动者相对收入上升同时存在的现象。进一步地，通过应用Firpo et al.(2007)发展出的基于RIF回归的分解方法，检验了作为反映劳动者技能的受教育程度对劳动者收入不平等变化的影响。文章的实证分析得到了和理论预测高度一致的结果：劳动者平均受教育程度的提高降低了收入不平等，但技能偏向型技术进步却在更大程度上提高了教育的边际收益率，最终的结果仍然是收入不平等上升。
研究结果还表明，从1991年到2006年，劳动者收入不平等的扩大具有不对称性。一方面表现在收入不平等的上升主要是由于处在收入平均水平以上的高收入劳动者与在收入平均水平以下的低收入劳动者之间收入差距扩大引起的，与此同时低收入劳动者之间的收入差距没有明显的变化。另一方面体现在城乡差别上，低收入农村劳动者的收入不平等程度受到教育要素的影响比相同收入水平的城市劳动者更大，而高收入农村劳动者的收入不平等程度较同等收入水平的城市劳动者受教育要素的影响更小。
本文的一个政策含义是，始于1999年的高校扩招可能在一定程度上降低了劳动者的收入不平等水平。由于高校扩招降低了接受高等教育的成本，同时培养了更多能从事高技能劳动的劳动者，从而强化了教育要素的结构效应，使收入不平等水平下降。当然，影响收入不平等变化的因素很多，本文在实证过程中发现，性别收入差距、劳动者的年龄结构等都对收入不平等的动态变化有重要的影响，其影响程度与教育要素的数量级十分接近。因此，如何在一个统一的理论框架下更加全面地解释这些现象是一个重要的研究方向。
附录
附表A1和A2列出了采用离散化教育测度的RIF分位数回归以及分解结果。按照国内外相关文献的处理惯例，我们将劳动者的受教育程度离散化，设置“大学”、“高中和中专”、“初中”以及“小学及以下”四个虚拟变量。劳动者的不同受教育程度反映了其不同的技术水平。将“小学及以下”作为基准组（低技术劳动者），其他虚拟变量的系数及RIF回归分解结果就能直观地反映出（不同技术水平的）高技术工人和低技术工人的相对工资差距。
从表A1和A2的实证结果可以看出：
(1)与连续教育测度的结果相同，RIF无条件分位数回归结果显示，相对于小学及以下受教育组而言，大学和高中组的劳动者在和时期均有明显的教育溢价，并且教育回报在时期不同分位点上都比时期有明显上升。但是，这样的效果在“初中”组中并不显著，表明相对于小学及以下受教育程度的劳动者而言，具有初中受教育程度的劳动者没有明显的教育溢价。这样的结果也是与直觉相符的。
(2)在不同的不平等测度下（基尼系数、方差、分位数差），不同受教育程度（也就是不同技术水平）的劳动者基于RIF的分解结果都与理论预测一致——教育的要素价格效应为正，要素结构效应为负（初中组的要素结构效应在50%-10%分位数上为正，是一个例外），并且总效应都为正。这与原文中使用连续教育测度进行分解的结果是一致的。
(3)从RIF分解结果的数值大小上看。大学教育与高中教育在要素价格效应上的大小大致相当，二者均显著高于初中教育。但在50%分位数与10%分位数之差上，大学教育的要素价格效应要明显大于高中教育。在教育的要素结构效应上，大学教育的要素结构效应在绝对数值上要大于高中教育和初中教育。
注释：
①详见邓曲恒(2007)；另外，黎波等(2007)对现有的收入差距扩大成因的分解方法进行了较为全面的回顾和评述。
②由于目前国内使用CHNS数据进行的研究很多，本文不对数据进行详细介绍。感兴趣的读者可以通过CHNS网站(http://www.cpc.unc.edu/projects/china)了解更多信息。
③本文没有选取1989年的数据，一方面因为当年数据中含有较多缺失与异常值；另一方面国外相关文献的研究结论，普遍认为收入差距扩大的现象始于上世纪90年代初。
(12)如何构造反事实状态的分布函数，以及如何得到各要素X的变化对y分布的影响的具体方法将在下文阐述。黎波等(2007)也对该方法进行了较为详细的介绍。Machado & Mata(2005)利用分位数回归(quantile regression)的方法先得到y给定X的条件分布，再通过bootstrap方法对X进行抽样来构造y的边际分布，从而成功将要素分布及其回报与y的边际分布联系起来。这成为另一个被广泛使用的方法。
(13)Firpo et al.(2007)介绍了不同统计量RIF的估计方法，并证明了RIF估计的渐进正态性质。其中以分位数为统计量的RIF回归也成为无条件分位数回归(unconditional quantile regression，见Firpo et al.(2009))。由于RIF(
；v)的估计过程较为复杂，且随统计量的不同而不同，此处不对其估计方法进行具体讨论，有兴趣的读者可以参考Firpo et al.(2007).
(14)附录A列出了采用离散化教育测度的RIF分位数回归及分解结果，与正文中采用连续教育测度所得到的结果是一致的。感谢匿名审稿人的这一建议。
(15)由于变量female×educ在大部分分位数上都不显著，本文在分析中暂时忽略该交互项的影响。