劳动力选择性转移条件下的农业发展机制，本文主要内容关键词为：条件下论文,选择性论文,劳动力论文,农业发展论文,机制论文，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。
一、研究背景与问题的提出
劳动力转移条件下的农业发展机制，为发展经济学的若干经典文献所揭示。刘易斯（中译本，1989）将二元经济的发展问题简化为农业剩余劳动力在现代部门的再配置。在这一再配置过程中，刘易斯发现了传统农业蝶化成现代一元经济组成部分的机制：劳动力配置的生物学法则① 转向与现代工业相同的“看不见之手”；工资决定的道德取向② 代换为市场经济的边际生产力方程。③ 在刘易斯理论的基础上，费景汉和拉尼斯（中译本，1989，2004）把工业劳动吸收率大于人口（或劳动力）增长率，以及将短缺点和商业化点推向重合的足够快的农业技术进步率，确立为农业部门与现代工业部门趋同的必要前提；同时，将农业劳动边际产出等于平均产出，农业部门的短缺点和商业化点聚合为转折点，作为农业完成现代化改造的实现条件。刘易斯、费景汉和拉尼斯模型的现实影响力是巨大的：劳动力转移→要素替代→扩大农业规模→均衡部门收入，成为包括中国在内的广大发展中国家农业发展的主流思潮和基本实践。
中国农业劳动力的转移，呈现出刘易斯、费景汉和拉尼斯模型未曾论及的选择性特征：（1）以青壮年为主。在杜鹰（2006）的调查样本中，四川和安徽两省外出劳动力的平均年龄分别是26.9岁和27.4岁，比之非外出劳动力，平均年龄分别小7.6岁和4.9岁。Alan de Brauw、黄季焜等人（2006）的调查样本同时显示了非农就业劳动力年龄结构的变化趋势。2000年与1990年比较，21—25岁、26—30岁人群的非农就业参与率翻了一番，16—20岁的劳动力非农就业参与率提高两倍多；尽管年龄较大的人群非农就业率也在上升，但他们的参与比例不到16—20岁人群的一半。（2）男性高于女性。目前，外出打工的农民中，男性的比例占64％，女性低于男性28个百分点。④ 这一特征在早先的其他一些调查样本（赵耀辉，1997；杜鹰，2006）中也得到了证实。⑤ 由于教育的进展，劳动力的受教育程度随年龄呈负相关变化；⑥ 同时，教育的进展尚未消除教育机会分配中的性别歧视，一般而言，男性的教育程度高于女性。⑦ 劳动力转移的前述特征，可能意味着农业从业者的人力资本⑧ 浅化。比如，2005年，农村未转移劳动力的平均受教育年限⑨ 低于外出务工劳动力1.45年，⑩ 低于全体农村劳动力平均水平0.54年。(11)
刘易斯、费景汉和拉尼斯农业发展模型的有效性，是建立在劳动力同质性假设的新古典经济学传统之上的。(12) 若现实劳动力是具有不同年龄及性别禀赋且经不同层级教育（培训）铸塑过的差异化个体，没有其他条件给出，该模型所预言的转移引致农业部门的积极变化就未必会出现。可能的结果是，被一次又一次转移筛选过的滞留劳动力，由于缺少技能而难以匹配现代农业技术手段，也不能充当实现相对劳动生产率趋同的农业规模化经营的合格主体；特别是，对于拥有1／5世界人口且人口峰值(13) 尚未到来、耕地高度稀缺并且仍受城市化进一步侵蚀的中国而言，还可能面临粮食安全的巨大风险。劳动力择优转移提出的问题是，刘易斯、费景汉和拉尼斯的农业发展模型还是否有效？农业部门的产出增长和现代化转变还能否发生？如果现代化进程是不可逆转的，那么，其发展机制是什么？
Stark等（1998），Stark和Wang（2002）以及Kanbur和Rapoport（2005）讨论了高素质劳动力迁移对迁出地的影响，Kanbur和Rapoport同时提供了迁入与迁出地人力资本积累正反馈的分析模型。但他们的迁出地不是农业部门而是欠发达国家。近年，国内一些研究者开始关注劳动力转移的选择性对中国农业发展的影响。其观点截然不同：或否定，这种转移导致了原本就薄弱的农村人力资本的损失，视其为城市对农村的又一次剥夺，以此作为解释城乡发展差距扩大的一种原因（侯风云、徐慧，2004；侯风云、邹融冰，2005；侯风云、张凤兵，2006，2007；李录堂、张藕香，2006；张藕香、李录堂，2006）；并着力寻求农村人力资本非农化的补偿机制（郝丽霞，2005）。或肯定，劳动力的选择性转移对农村居民家庭教育需求和人力资本投资具有正向效应（刘文，2004；张利萍，2006；王兆萍，2007；郭剑雄、刘叶，2008）；甚至对1978—2004年中国农村劳动力转移所形成的人力资本进行了测算（谭永生，2007）。前一种观点是建立在农村人力资本积累率为外生给定的假设之上的；如果现实中选择性转移在很大程度上决定着农村居民家庭的人力资本投资决策，那么，所获得的结论就可能会相反。后一类文献虽然正确地把人力资本积累率处理为转移过程的内生变量，但缺乏理论化、模型化方面的深入、细致的工作，更未能与刘易斯、费景汉和拉尼斯等人的劳动力转移文献所做出的极有价值的工作相联系。
本文拟将人力资本引入刘易斯、费景汉和拉尼斯的劳动力转移模型，并将分析视野限定在农业部门，(14) 尝试构建一种考察人力资本转移对农业发展影响的初步的分析框架。试图解决的主要问题是：（1）附加人力资本因素的劳动力转移，对刘易斯、费景汉和拉尼斯模型的发展含义将产生何种修正？其中，完成农业发展的条件如何改变？（2）该种新条件是否人力资本转移过程的内生变量？若是，其机制是什么？（3）与刘易斯、费景汉和拉尼斯模型相比，附加人力资本的劳动力转移模型的政策含义，对于中国农业发展是否更具现实针对性？
以下内容的结构安排是：第二节给出农业人力资本非农化的市场范围和动因，它试图为中国农业人力资本转移提供一个接近于事实的分析基础。第三节说明，在将人力资本引入刘易斯—费景汉—拉尼斯模型时，农业成功发展所依赖的新的必要条件。第四节和第五节是对第三节所获条件的生成机制的分析。该机制的培育和利用，成为决定劳动力选择性转移条件下农业成功发展的关键。最后一节给出本文的主要结论和相关政策建议。
二、农民的两部门经济及其人力资本的优化配置
鉴于中国市场化改革和二元经济结构转变的实际进程，农民的就业市场，可设由农业和不完全非农产业(15) 两部门构成。两部门的生产函数为：
(16) （1）
在人力资本流失带来农业总产量曲线位置变化的过程中，农业生产的短缺点由TP时的B点移向TP′时的A点。这表明，刘易斯—费景汉—拉尼斯模型所描述的工业化无代价阶段，会由于人力资本的转移而缩短。在短缺点提前的同时，商业化点却被推后，由b点左移至a点。(24) 短缺点和商业化点相重合的转折点的出现，由于人力资本的转移而延期。或者说，在其他条件既定时，农业现代化进程会由于人力资本的流失而延长。
短缺点和商业化点重合为转折点，是费景汉和拉尼斯给出的判断农业发展完成的标志。农业部门转折点出现的条件是，农业生产率的进步必须足够快，以推动农业总产量曲线不断上旋，由此使短缺点和商业化点相向移动而聚合为转折点。即使图1（a）中的TP曲线旋移，实现b点与B点的重合。
在引入人力资本的劳动力转移模型中，农业生产率的提高不仅要克服劳动力数量减少带来的产量损失，尚需弥补人力资本浅化而产生的效率缩水。这时，需要有更高的技术进步率，实现TP′的上旋，使a点与A点相合。换言之，在人力资本转移的背景下，农业部门转折点出现的新的必要条件是，农业技术进步带来的产量增长率，必须大于劳动力流动和人力资本转移共同引起的产出损失率。如果说，农业技术进步主要体现为现代投入品的增长，而农业产出对现代投入品是否敏感又决定于使用这些投入品的人的能力，那么，转折点的出现同时需要下述条件存在：
农业劳动者的人力资本深化，是附加人力资本的劳动力转移模型，在原刘易斯—费景汉—拉尼斯模型之外给出的实现农业成功发展的新的依存条件。(26)
四、选择性转移与农业人力资本的动态深化
1.选择性转移与农村居民的人力资本积累
本节引入人力资本积累机制。借鉴Kanbur和Rapoport（2005）提供的分析方法，构造选择性转移条件下的农村居民人力资本积累模型如下：
农民群体的人力资本生产，可设为其先天人力资本禀赋、个人学习能力以及在很大程度上由学习能力决定的受教育者比例(27) 的函数。假定，第t期的每个劳动者都有从上一代遗传而来的相等的人力资本禀赋量
在区间［0，1］均匀分布。
将农民拥有的时间分为两个阶段，每阶段均化为1。在第一阶段，他们选择是否进行教育投资。选择接受教育而分配的时间占单位时间的比例为e（0＜e＜1），未接受教育的时间为劳动时间。第二阶段全部用于劳动。该阶段劳动者的生产率水平，取决于其在第一阶段进行的人力资本投资。
假设农业与不完全非农产业之间的技术差距主要体现在人力资本回报率的差异上。若将农业部门对单位人力资本的报酬化为1，则单位人力资本在不完全非农部门的报酬是w（w＞1）。(28) 同时，假设不完全非农部门为竞争性就业市场，其工资结构不受迁入者的影响。
接受教育的劳动者面对着转移的不确定性，他们有π的概率可以实现转移。(29) 若转移是可能的，农民会比较农业部门和不完全非农部门的人力资本回报率，从而做出是否进行教育投资的决策。当受教育者的预期收入高于未受教育者的预期收入时，(30) 即在满足（11）式(31) 的条件下，接受教育就会成为理性投资者的选择。
2.选择性转移背景下农业人力资本深化的条件
转移可以引致人力资本投资的增长，但其直接效应是人力资本的流失。未转移劳动力的人力资本深化，是在两种效应综合影响基础上满足一定条件的结果。
可见，当转移率在大于0和小于临界转移率
的范围内取值时，农业从业人员中受教育者的比重会较转移前提高。或者说，只要转移率π是一个小于临界转移率的正值，转移就会带来未转移劳动者的人力资本深化。其中，与最优转移率π*相对应，农业从业者的平均受教育水平达到最高值。
本节的分析表明，若满足一定的条件，农业从业者人力资本深化这一由劳动力选择性转移引出的农业成功发展的新条件，可以在人力资本的市场化配置过程中生成。换言之，劳动力的选择性转移，不仅面对农业发展的主流思潮和基本实践提出新的研究课题，同时也孕育出解决此类问题的内在机制。
五、农业的变化：农业人力资本深化的进一步解释
当劳动力的转移呈现优选特征时，实际转移率π小于临界转移率，仅是农业人力资本深化的一个必要条件；此时，吸引高素质劳动者从事农业生产经营，尚需有农业部门较高的人力资本投资收益率作为充分条件存在。
不难证明，农业部门人力资本投资的高收益率，在很大程度上，也是劳动力选择性转移过程的函数。因为，承载人力资本的劳动力的大规模转移，会在农业内部逐渐形成向其从业者进行质量投资的有利机会。这种机会来自：
第一，土地经营规模的扩大。在人力资本因素的推动下，当过剩劳动力持续地和大量地从农业部门流出时，农业部门的劳均土地占有率将因此改善，农业劳动的边际生产力也由此趋向提高。在土地稀缺性约束不断放松时，人力资本投资将成为影响农业劳动边际生产力的重要因素之一。
第二，现代农业技术手段的广泛采用。当物质资本形态的现代农业技术被日渐广泛地应用时，就会产生物质资本和劳动者能力之间巨大不平衡。这时，提高劳动者素质的投资，不仅可以使高技术含量的物质资本的生产力大大增长，而且能够提高农业从业者的劳动生产率。就是说，只有在现代农业技术广泛应用的背景下，向人投资的经济合理性才会显现。
第三，劳动力转移带来的生产规模扩大效应，将引致农业生产组织形式的企业化转变：由产量最大化的生产导向决策转向利润最大化的市场导向决策；土地、劳动、资本等生产投入的自有份额日渐式微，其较大比重通过交易契约租入；农业与不完全非农产业间的投资收益率因农业市场化程度的提高而渐近平均化。按照Coase（1937）的观点，企业实质上是一个小的统治经济。在企业内部，与市场交易相联系的复杂的市场结构被企业家这一协调者所取代。因此，农业组织形式的企业化，会对其从业主体的生产组织能力和要素配置能力提出较高的要求；同时，这也必然把农业生产者的高能力与高回报率联系在一起。
只要存在一个适当长的观察期，向农业从业者的人力资本投资的有利性，在劳动力转移过程中将逐渐显现出来。在农业与不完全非农产业人力资本报酬率趋同的背景下，高素质劳动者不再流向不完全非农产业部门；(35) 随着教育的进展和培训的增加，将出现农业从业者人均人力资本水平的快速增长。
六、结论、政策建议与尚待解决的问题
本文的研究所获得的主要结论如下：第一，劳动力市场开放时，人力资本在农业和不完全非农产业部门之间的选择性配置，源于农民收入最大化的理性决策。第二，其他条件既定，农业人力资本的转移，会导致农业总产量曲线的下旋；同时，短缺点和商业化点相重合的转折点的出现，也会因此而延期或未必出现。由此引出的农业成功发展的新的必要条件是，农业从业者的人均人力资本投资增长率大于劳动力转移所产生的农业劳均人力资本存量损失率。第三，若劳动力市场是完备的，满足一定条件，农业人力资本的动态深化会内生于劳动力的非农化过程之中。第四，农业生产规模扩大、农业生产组织的企业化和现代农业技术的广泛采用，是农业自身所需具备的从业者技能深化的条件。
在刘易斯—费景汉—拉尼斯模型中，农业成功发展的机制，由劳动力的非农化过程生成；引入人力资本的刘易斯—费景汉—拉尼斯模型，完成农业现代转型的新的依赖条件，同样可以孕育于劳动力的选择性转移过程之中。换言之，即使考虑劳动力的异质性，刘易斯—费景汉—拉尼斯模型对于二元经济发展的有效性仍然难以否定。这是本文研究的一个重要收获。
依据本文的研究，劳动力选择性转移背景下农业发展政策的一个不可或缺的内容是，通过面向农村的“补偿性教育”(36) 制度的设计，推动农业从业者人力资本的动态提高。首先，增加面向农民的教育机会的供给，(37) 譬如，增加政府对农村地区人均教育经费的投入，扭转长期以来存在的城乡教育资源非均衡配置的状况；(38) 加大面向农村的职业技术教育机会的供给，提高没有或很少接受正规教育的农民的文化水平和劳动技能。与此同时，通过财政支出结构调整和社会救助制度的改进，增强农村居民特别是农村贫困户对教育和培训需求的支付能力，不断提高农村受教育人口的比例，保障在农村地区形成较高的人力资本积累率，以此抵偿劳动力选择性转移的人力资本浅化效应。另外，政府应适时调整现行农村土地制度，鼓励扩大农业生产和经营规模，促使农业生产组织向企业化转变，激励和支持现代农业技术的广泛采用，推进传统农业向现代农业的快速转变，并对农业生产提供适当补贴，提高农业生产活动中教育投资的回报率。
必须强调的是，农民家庭向其成员进行质量投资的动机和能力，与劳动力市场的完备程度相关。在无扭曲的市场条件下，人力资本才可能被正确定价，向人投资的有利性才会充分显现，农民向其人力资本投资的需求才可能被激发出来。同时，劳动力的流动性扩展了农民家庭成员的就业面和收入来源，这又可能把农民提高自身或其子女受教育程度和培训水平的意愿变成有支付能力的需求。由此，政府提高农业从业人员平均人力资本水平的另一项重要工作，是进一步开放面向农村劳动力的就业市场，消除阻滞农村劳动力流动的历史遗留的与现实生成的各种制度性障碍。中国是一个尚未完成工业化和城市化的发展中国家，劳动力及其附载的人力资本的非农化，是中国在当前及今后相当长时期仍将继续面临的事实。试图通过限制劳动力转移阻止农业人力资本流失的政策努力，在极大程度上可能导致农民家庭人力资本投资动机的泯灭而出现事与愿违的结果，因此，此类政策不具有可行性。
中国的经验数据，可以支持选择性转移与农村居民受教育程度正相关的结论。(39) 但选择性转移是否最终有利于农业从业者人力资本的深化，还是一个有待检验的假说。由于经济发展进程的局限，在中国验证该假说的经验事实并不充分（见附图1和附图2）。因此，寻求此类经验证据，有待进一步做深入的研究工作。
附图1 2005年中国30个省区市农村劳动力转移率与农业劳动力的受教育水平
注：横轴表示转移率，纵轴表示受教育年限。数据点标注的字母是各省、区、市名称的汉语拼音缩写，其中SX[,1]和SX[,2]分别是山西省和陕西省。该图显示，转移率较高的地区，未转移劳动力的受教育年限也相对较高。
数据来源：国家统计局网站（www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/renkou/2005/renkou.htm）：2005年全国1％人口抽样调查数据。
附图2 1995—2007年中国农村转移劳动力数量与农业劳动力的受教育程度
数据来源：1995—2006年农村劳动力转移数量的估算数据来自相应年份《中国统计年鉴》、《中国农村住户调查年鉴》；其估算方法为：转移劳动力数量＝（城镇从业人员－城镇职工人数）＋（乡村从业人员－农业就业人员）。单位：千万人。1995年农业劳动力的受教育状况数据来源于《中国人口统计年鉴2000》；1996年农业劳动力的平均受教育年限的数据来源于第一次全国农业普查；2002年—2006年的数据均来源于相应年份的《中国劳动统计年鉴》；受教育年限计算方法同本文第一节。2007年数据全部来源于《中国人口和就业统计年鉴2008》。
注释：
① 由外生人口生产方式决定的劳动力供给及在传统农业中自然就业。
② 按照平均产出获得收入。
③ 必须注意到，刘易斯理论中的农业发展机制，是内生于劳动力转移这一过程之中的。但刘易斯本人并未对农业发展机制的形成和作用过程做出描述。
④ 数据来源：中华人民共和国国家统计局：《第二次全国农业普查主要数据公报（第五号）》，2008年2月21日。
⑤ 杜鹰（2006）的调查显示，在四川和安徽外出劳动力中，男性的比重分别为69.3％和65.2％。在赵耀辉（1997）的调查样本中，四川移民中男性劳动力的比重达72.5％。
⑥ 2005年，30岁以下劳动力的文盲率低于2.1％，而50岁以上劳动力的文盲率则在13.8％—42.8％之间。相反，接受高中教育的比率，前者处于9.2％—16.5％之间，后者则在8.1％以下；在大专及其以上的教育中，年轻人的比率更显著地高于年长者。数据来源：国家统计局人口和就业统计司、劳动和社会保障部规划财务司，2006：《2006中国劳动统计年鉴》表1—48。中国统计出版社。
⑦ 比如，2005年，在初中、高中和大专及其以上三个等级的教育中，男性分别高于女性8.96、13.50和14.54个百分点；而在15岁及其以上人口中，女性文盲率高达16.15％，是男性的2.76倍。数据来源：国家统计局，2006：《2006中国统计年鉴》表4—12；表4—13。中国统计出版社。
⑧ 人力资本是通过教育、培训、健康和迁徙等方面的投资以及“干中学”在人身上形成的较高的生产能力。出于简化分析的需要，本文从始至终仅以受教育程度衡量人力资本。
⑨ 未转移劳动力平均受教育年数＝（农村劳动力平均受教育年数－转移劳动力平均受教育年数×转移劳动力比重）÷未转移劳动力比重。此处，以外出劳动力的受教育水平代表了全部转移劳动力的受教育状况。受教育年数的计算方法为各级教育年数乘以相应权重加总求和。其中，“不识字或识字很少”以1年计；“中专”和“大专及大专以上”合以15年计。
⑩ 2005年，外出务工劳动力的平均受教育年限为9.07年。数据来源：国家统计局农村社会经济调查司《2006中国农村住户调查年鉴》综述。
(11) 2005年，农村劳动力平均受教育程度约8.16年。数据来源：根据国家统计局农村社会经济调查司《2006中国农村住户调查年鉴》表2—2计算得出。
(12) 该假设成立的依据是：第一，在经济发展的初始阶段，劳动力的质量差异在事实上并不显著。因为，根据内生增长理论，在人力资本存量很低的经济环境中，向人投资的收益率小于该项投资未来消费的贴现率，人均人力资本水平大致在趋近于零的状态下维持均衡。第二，有利于借助标准的经济学方法，将劳动力的影响分析严密化和简洁化。
(13) 对中国的人口峰值，国家计划生育委员会的预测为14.68亿，国家统计局人口司的预测是15.57亿。
(14) 人力资本对农村劳动力非农就业的影响已有大量文献讨论，可参阅赵耀辉（1997），周其仁（1997），杜鹰、白南生等（1997），陈玉宇、邢春冰（2004）等相关研究成果。
(15) 非农产业部门包括城市正规部门、城市非正规部门和农村非农部门。它们共同构成农业劳动力及农业人力资本转移的领域。从劳动力市场结构的角度考察，这三个部门之间是有差异的。农业劳动力（人力资本）转移的主要领域是城市非正规部门和农村非农部门。本文所谓的不完全非农产业部门，即指农村非农部门和城市非正规部门。
(16) 土地是农业生产必不可少的条件，现代农业也不例外。但是，一方面，土地可近似地视为常数；另一方面，在现代经济中，土地作为增长的源泉越来越不重要（参见舒尔茨，中译本，2001，第Ⅱ篇）。加之，加入土地要素并不影响关于两部门人力资本优化配置的结论。所以，此处舍相了土地。
(18) 该假设虽非严格，但在目前市场化改革不断推进的中国，较接近于事实。
(20) 见第一部分第二自然段关于本文所使用的人力资本的定义。
(21) 这种划分完全是出于简化分析的需要。事实上，农民的人力资本既存在转移前差异，也存在转移后差异。仅就转移前差异而言，同时考虑教育之外的其他人力资本形成途径，比如“干中学”，农业部门的人力资本就可以划分为，通过（在农业生产活动中）“干中学”形成的经验型（专用型）人力资本
和通过教育形成的通用性人力资本
。由于中国农业目前还是一个低技术部门，同时由于较高的受教育水平能够大大提高专业化技能的学习能力，因此，可以假定＞。农业部门的经验型人力资本具有一定专用性，因而存在较高的职业“套牢”成本不易转移；受教育程度较高、专业化技能学习能力较强的通用型人力资本则可以获得较多的非农就业选择机会。虽然农业与非农产业的分工的另一面是专业化技能的差别，但教育所形成的人的能力高低差异则是现代分工和专业化发展的重要基础。
(22) 此时，农业部门仍有L″L的劳动力剩余。见图1（a）。
(23) 在图1（b）中，平均人力资本水平的下降所导致的劳动力产出弹性的变化，可由MP和MP′两条曲线的不同斜率表示。
(24) 总产量曲线右移时商业化点左移的简单证明：设劳动投入量为0a′时，有TP′曲线的商业化点a。此时，在TP曲线上，劳动的边际产出由于劳动者素质较高大于TP′曲线上a点时的劳动边际产出，因此，TP曲线上的商业化点必然在a点之右（b点）。
(25) 取其绝对值。
(26) 必须注意，更高的技术进步率也是此时农业成功发展的必要条件之一。因为农业技术进步作为农业成功发展的条件，在刘易斯、费景汉和拉尼斯模型已经给出。本文中，仅进一步强调了这一条件在人力资本流失背景下的作用更加重要。因此，不需要以新的条件列出。
(27) 农民群体的受教育比例越高，农民个人的平均受教育水平越高；反之则反是。因此，农民群体的受教育比例等价于农民个人的平均受教育程度。
(28) w是扣除了迁移成本的净回报。
(29) 相应地，有1－π的概率不能实现转移。
(30) 为简便起见，这里未考虑收入的跨期贴现问题，同时假定农民是风险中性的。
(35) 那时，仍存在农村人力资本向报酬率更高的城市正规部门的流动。该种流动同样具有如前所述的人力资本深化效应。农业现代化最终完成于城乡人力资本报酬率大体相同之时。
(36) 本文所谓的“补偿性教育”的主要含义是：第一，通过增加面向农村教育机会的供给，对当前选择性转移引起的农村人力资本的流失予以补偿；第二，通过农村教育机会供给的增加，补偿长期以来城乡二元体制下对农村教育的歧视的历史欠账；第三，通过对农业生产活动的可行性财政补贴，对农业人力资本投资的低收益率给予一定的补偿。
(37) 在中国，教育机会的供给，几乎完全由政府垄断。因此，增加教育机会的供给，主要是政府行为。
(38) 2002年，全社会各项教育投资5800多亿元，不到总人口40％的城市居民占用了其中的77％，而超过60％的农村人口只获得23％的教育经费（《中国财经报》2004年8月24日，第4版）。在每10万人口中，城镇拥有中学数8.03所（其中高中2.61所），农村拥有中学数5.08所（其中高中0.30所）；每万人中，城镇拥有中学教师数为68.33，而农村仅为24.33（根据《中国统计年鉴2003》有关数据计算得出），这里还未涉及教师素质和教育质量方面的差别。
(39) 比如：从1985年到2005年，农村非农从业人员比重由18.1％提高到40.5％，21年间增长了22.4个百分点。同期，高中及其以上文化程度劳动者的比重由7.25％上升为13.80％，提高6.55个百分点；文盲率则下降了21个百分点（国家统计局农村社会经济调查司：《2006中国农村住户调查年鉴》，中国统计出版社）。
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