教育不平等与收入分配差距的内在作用机制——基于中国省级面板数据的分析，本文主要内容关键词为：中国论文,不平等论文,省级论文,收入分配论文,面板论文，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：G52 文献标识码：A 文章编号：1672-6162(2010)03-0075-08
1 问题提出与文献回顾
近年来，我国收入分配问题受到社会各界的普遍关注，而教育作为影响收入分配的重要因素更激发了广泛探讨。人力资本理论认为，人力资本水平较高的个体其劳动生产率也较高，因此人力资本水平的差异导致了个体间的收入差距[1]。教育作为形成人力资本的主要途径，通过人力资本渠道与收入相联系，进而影响收入分配差距。Schultz[2]、Becker和Chiswick[3]、Mincer[4]、Becke[1]等学者关于收入分配差距的人力资本模型认为，人口总体的平均受教育程度和教育分布状况都会影响收入分配。Gregorio等[5]认为收入分配差距与人们的平均受教育年限及其分布密切相关，收入分配差距随着教育不平等程度的加深而加深；然而，在一个给定的教育分布条件下，平均受教育年限的增加则对收入分配产生不明确的作用效应。刑春冰[6]通过对中国教育回报率的分位回归分析认为，教育如何影响收入分配差距不仅取决于要素的价格（教育回报率），还应取决于要素的分布（教育分配）。因此，作为影响收入分配差距的因素，教育分配显得日趋重要，政府通常在将教育扩展作为缩减本国收入分配差距的有效工具的同时也更多地关注教育分配的均等。
更多学者对此进行了进一步实证探讨。Beck和Chiswick[3]、Chiswick[7]、Tinbergen[8]、Winegarden[9]等采用国别数据研究发现，教育不平等程度的减小有利于收入分配差距的改善。Gregorio和Lee[5]运用SUR估计进行的实证研究得到与上述一致的结论。Parkl[10]采用59个国家的截面数据进行实证研究，再次证实了教育不平等程度的加深将扩大收入分配差距。Psacharopoulos[11]通过对49个国家的截面数据进行研究发现教育不平等变量均与收入基尼系数显著负相关。Ram[12]在对28个国家的跨国研究中发现教育不平等程度与收入分配差距的关系不具有统计上的显著性。
国内学者主要从教育扩展或教育回报的角度研究收入分配差距，而基于教育不平等的研究则尚不多见。赖得胜[13]、白雪梅[14]的研究认为教育扩展与收入分配差距存在倒U关系。杨俊等[15]基于内生增长理论及联立方程组方法的研究发现：教育不平等减小未能缩减收入分配差距，而收入分配差距正是造成教育不平等的主要原因。
既有研究虽对教育不平等与收入分配差距的关系做了一定的计量分析与探讨，然而很少就教育不平等影响收入分配差距的作用机理进行更深入分析，因此对二者作用机制的探讨将有助于更深刻地认识教育因素对于收入分配差距的影响，更有效地发挥教育因素对于缩小收入分配差距的积极作用。
本文利用中国1996-2006年的省级面板数据，从教育不平等角度研究收入分配差距。通过建立教育不平等与收入分配的面板协整模型，采用面板单位根、协整检验及完全修正最小二乘法(Full Modified-OLS)来考察教育不平等影响收入分配差距作用机制。相对建立在单纯的时间序列和横截面数据上的计量模型而言，面板协整模型能够更多地挖掘样本信息量、更加精确地推断协整关系的存在、体现出更高的估计效率。
2 模型、数据与方法
2.1 模型建立
就中国的实际而言，改革开放以来教育事业得到了巨大的发展。小学的入学率和升学率基本接近1，说明我国已普及了九年制义务教育；初中、高中升学率也迅速提高，人们获得教育的能力迅速增强，教育扩展显著（见图1）。而教育扩展必然促进人力资本积累，到2008年我国人均受教育年限已达到8.26年。与此同时，反映教育分配的教育基尼系数也显著降低，从1996年的0.2829下降到2008年的0.2255。然而，这却与中国收入分配差距增大的事实形成反差，我国的收入基尼系数从1978年的不足0.3上升到2008年的0.48。虽然从直观上看教育发展与收入分配差距的变化方向截然相反，但即使如此，政府和社会各界仍把教育作为缩小收入分配差距的重要手段，尤其是教育公平在收入分配中的作用越来越受到关注。因此，就我国目前所处的发展阶段而言，对教育不平等与收入分配差距的关系及内在作用机制的探讨将有助于从教育发展角度提出缩小收入分配差距的政策建议。
资料来源：《中国统计年鉴》(2009)
图1 各级教育流量指标
结合有关教育不平等与收入分配差距的理论和实际背景，本文拟建立以下面板协整模型进行探讨：
在模型(1)中，INEQ表示收入分配差距，为被解释变量。
是个体效应，度量了各地区教育发展差异对收入分配差距的影响。由于我国区域发展不平衡，因此各地区可能依据自身发展状况而制定不同的教育政策，例如发达地区对教育的投入一般较高，这进而会对收入分配差距产生不同影响。
EDINEQ表示教育不平等程度。人力资本水平与收入有重要联系已在学术界形成共识，而教育分配的均衡与否则关系到人力资本的积累，因此教育分配便与收入分配相联系。若该项的估计系数为正，则表明教育不平等减小有利于控制收入分配差距。
AYS是教育扩展变量，用平均受教育年限表示。由于所处发展阶段的不同，教育扩展对收入分配差距的影响尚无定论，存在着三种主要观点：第一种观点认为教育扩展将恶化收入分配差距，如Thurow[17]、Todaro[18]等的研究；第二种观点认为教育扩展将改善收入分配差距，代表文献有舒尔茨[19]、Ahluwalia[20]；第三种观点则认为教育扩展对收入分配差距的影响是含混不清的，如Ram[21]。有学者更是进一步指出教育扩展与收入分配差距存在着倒U关系，如赖德胜[13]、白雪梅[14]。特别是对我国这样一个正处于经济社会转型期的国家而言，地区间发展不均衡仍然存在，以教育发展为例，2008年一些欠发达地区的人均受教育年限尚达不到全国平均的8.26年，而个别经济发达地区甚至达到了10年及以上。因此现阶段下教育扩展对收入分配差距有何种影响仍需进一步探讨。
模型(1)中还考虑了教育扩展与教育不平等的交互项AYS×EDINEQ。因为收入分配差距不仅会受教育扩展的影响，还会受到教育分配的影响[2,5]。而上述有关教育扩展与收入分配差距的论述中，之所以二者的关系会出现结论上的差异，主要原因在于研究角度的不同。早期的研究主要从教育存量角度研究教育扩展对收入分配的影响，而忽视了在教育存量相同的条件下教育分配的个体差异；事实上，教育的不平等分布将影响到教育存量与收入分配差距之间的作用关系，从而导致了结论的不统一。因此，在模型中加入交互项不仅有助于分析教育扩展和教育不平等对收入分配差距的共同效应，而且还有助于探讨教育不平等影响收入分配差距的作用机制。
GR表示年人均实际GDP增长率。虽然经济增长与收入分配差距是否存在着倒U关系仍需进一步探讨，但经济增长无疑是影响收入分配差距的重要因素之一。并且，教育不平等正是导致我国地区经济发展差异的重要因素[22]。因此，在研究教育不平等对收入分配差距的影响时，需要控制经济增长的影响。
2.2 数据说明
本文采用中国1996-2006年的省级面板数据。
城乡收入基尼系数采用Sundrum[23]提出的城乡加权法计算②，其计算公式为
其中
分别代表城镇人口比例、农村人口比例、城镇基尼系数、农村基尼系数、城镇人均可支配收入、农村人均纯收入、整体收入。为保持数据口径的一致性，仍使用“非农人口÷总人口”来计算城镇人口比例。本文部分省市1996-2004的城镇或农村基尼系数来自于陈昌兵的研究[24]，并在此基础上计算出其余省市及年份的农村、城镇基尼系数，最后采用城乡加权法计算出总体基尼系数。由于原始资料的缺失导致数据不完整，对于缺失数据进行了均值替代处理③。由于调查资料的限制，目前对于各省市的基尼系数估计的精度仍有改进之处，但通过相关分析发现其大致反映了各省1996-2006的收入分配差距变化趋势。
教育基尼系数(EDINEQ)及平均受教育年限(AYS)的计算公式分别为
及
[25]。
经济增长率GR为各省人均实际GDP增长率，并且人均GDP按照1996年的价格为可比价进行换算。
上述指标的原始资料均来源于《中国统计年鉴》以及各省《统计年鉴》。
最后，给出各变量代表年份数据的统计描述（见表1）。总的来看，教育不平等程度呈现出降低趋势，与此同时教育扩展逐年提高，而收入分配差距则逐渐增大。
2.3 计量方法
(1)面板单位根检验。在进行面板协整的相关分析之前必须先对模型中的各变量进行面板单位根检验，如果模型(1)中各变量均为非平稳的，那么非平稳变量的线性组合就可能构成协整关系。但面板单位根检验的方法较多，其适用条件也各不相同。就整体而言，面板单位根检验的原假设大都是“面板中的所有截面对应的序列都是非平稳的”，但拒绝原假设并不意味着所有序列都是平稳的，而只能说是至少存在一个序列是平稳的。因此，单一检验的结论就显得不够稳健，为避免使用单一方法带来的缺陷，本文分别采用Levin[26]，Im[27]、Maddala[28]等学者的三种方法进行单位根检验，从而保证面板单位根检验结论的稳健性。
(2)面板协整检验。面板协整检验采用Pedroni的方法[29,30]。其大致步骤如下：在单位根检验结论为所有变量非平稳的基础上，用OLS方法分别对每一个序列的数据依照方程的设定形式进行回归，并计算回归残差；最后，将不同序列不同时点上的所有回归残差混合在一起，构造统计量对残差进行平稳性检验。如果是平稳的，则拒绝没有协整关系的原假设，接受变量间存在协整关系的备择假设。Pedroni提出了七个统计量用以对残差进行平稳性检验④。为保证结论的稳健性，根据FMOLS的估计结果可进一步利用其残差进行LM检验，以探讨是否存在协整关系。该方法来源于McCoskey和Kao的研究[31]，其中正态分布的右侧可以作为拒绝域。
(3)面板协整模型的估计——完全修正最小二乘法(FMOLS)。其大致思路为：使用FMOLS对每个协整方程进行估计，然后在单个方程估计量的基础上构造出面板统计量用以对协整系数
进行估计。FMOLS估计量的优点是对标准的OLS估计量做了半参数的校正，以消除由于解释变量的内生性所导致的偏差，其形式如下：
在得到每一个
后，Pedroni将所有的平均值
作为整个面板的协整系数估计量，称为Group-Mean Panel FMOLS估计量。通过采用完全修正最小二乘法对模型(1)的估计，能够有效地校正教育不平等与收入分配差距间的内生性，体现出较高的估计效率⑤。
3 实证结果分析
根据前文所述的面板数据单位根检验的IPS、MW及LLC方法，各变量进行面板数据单位根检验结果见表2。
LLC检验、IPS和MW检验的原假设和备择假设都是H0：数据为I(1)，H1：数据为I(0)。由表2可知，所有变量的水平值都存在单位根，而各变量的一阶差分值又都变得平稳。因此模型(1)中各变量为同阶单整，其线性组合可能存在协整关系，进一步可对其进行协整检验。
在面板单位根检验的基础上，采用Pedroni[29,30]和McCosey[31]等学者的方法进行协整检验的结果如表3所示。并且，采用完全修正最小二乘法对协整方程进行估计的结果也一并归入表3。
首先来看协整关系成立与否，协整关系成立则表明变量间的长期变化具有协同性，存在长期均衡关系。基于FMOLS估计残差所得的LM-FM统计量为-4.6629，其P值为1，接受存在协整关系的原假设，这说明了协整关系的存在以及FMOLS的估计结果是有效的。并且根据Pedroni方法，除了panel rho和group rho统计量不能有效地拒绝原假设外，其余四个统计量都能够显著地拒绝原假设，即模型(1)存在协整关系。所以，结合两种协整检验的结果，可以认为模型(1)存在面板协整关系，基于协整关系的FMOLZ估计结果能够反映变量间的长期均衡关系，可以根据其估计系数对教育不平等影响收入分配差距的作用机制进行研究。
一般来说，教育不平等的减小有助于教育扩展、促进人力资本积累。而根据人力资本理论，受教育水平越高的个体其生产和配置能力越强，按照要素依据贡献参与分配的原则，则受教育水平越高的个体易于获得较高的收入。因此全社会教育水平的提高（尤其是穷人受教育水平的提高）有利于缩小收入分配差距，进而减小初始财富分配不均的负效应。那么，对中国的实际情况而言，上述作用机制是否会按照理论假设发生呢？接下来将通过对回归系数的分析进行验证。
教育不平等(Edineq)的估计系数显著为负，说明控制其它因素后，长期以来教育不平等的降低并没有促进收入分配差距缩小。其原因在于：(1)虽然我国教育不平等持续缩小，但仍存在一定程度的教育不平等，教育不平等减小所带来的好处首先被相对优势阶层所获取，这将不利于大部分弱势阶层（特别是低收入、贫困群体）获得教育，进而不利于缩小收入分配差距。(2)城乡二元经济结构导致农村地区教育发展程度偏低，农村学生在完成义务教育后难以获得更多教育，导致他们成为低技能的劳动力，进而不利于缩小城乡收入差距。在义务教育阶段，虽然近年来农村小学和初中的生均教育支出水平与全国平均水平之比有所上升（见图2），但长期内仍低于全国平均水平，由此造成的城乡教育差距在短时间内难以消除；在非义务教育的高中、大学阶段，教育费用主要由个人负担，并且由于学费日益上涨，农村学生在完成义务教育后，进一步接受教育的概率更低⑥。(3)受我国劳动力市场不完善、劳动收入占比较低、教育回报的城乡、阶层、行业差异、地区发展不均衡等宏观因素的影响，教育不平等影响收入分配差距的作用机制并非按理论假定产生作用，教育不平等减小对社会福利的改善并未完全体现在收入分配上。因此，教育不平等与收入分配差距负相关，不是说教育公平对缩小收入分配差距是无用的，这反而更说明了我国教育不平等程度减小得还不够，应该进一步促进教育的发展以及改革相应的体制。
资料来源：《全国教育经费执行情况统计公告》(1997-2008)。
图2 义务教育阶段农村生均支出水平与全国平均水平比
教育扩展变量AYS的估计系数为负且在1%水平上显著，说明长期内教育扩展有利于收入分配差距的减小。这表明，持续促进教育扩展是控制收入分配差距的重要手段之一，但在这个过程中，尤其要注重教育扩展的科学性和合理性。(1)教育具有结构效应和工资压缩效应：教育扩展所带来的高学历群体规模的扩大，这种结构效应会对收入分配造成先上升后下降的影响；另外，从工资压缩效应的结构来看，劳动力学历构成的相对增加也导致了劳动力供求状况发生变化，其带来的压缩效应会影响收入分配[35]。所以，要合理规划教育发展结构，使教育发展更好地与经济发展相结合，当前，大学生就业难和技工荒现象同时出现就是教育结构失衡的突出表现。(2)单纯的教育扩展并不必然缩小收入分配差距，要使教育回报率真正反映生产率的差异，需要改善劳动力市场的扭曲状况、缩小不同部门的工资差异[36]。因此，以结构合理、回报适当为特征的更高质量的教育扩展将更有助于缩小收入分配差距。
从上述分析来看，教育扩展有利于缩小收入分配差距，而教育不平等减小却未能促进收入分配差距减小，表明当前教育的存量和教育的分布对收入分配差距产生了截然相反的效应。通过对交互项(Ays×Edineq)的考察（见表4）有助于找到形成这种差异的原因。
交互项的估计系数显著为正，意味着教育不平等与教育扩展的共同效应带来了收入分配差距的扩大，接下来进一步分析其偏微分效应。收入分配差距对教育不平等的偏导数(INEQ/Edineq)由负变正，意味着在教育扩展的背景下，教育不平等下降转变为有利于控制收入分配差距。而收入分配差距对教育扩展的偏导数值(INEQ/AYS)由正变负，说明在教育不平等减小的背景下，教育扩展也逐渐转为有利于缩小收入分配差距。所以，无论是教育不平等还是教育扩展，偏微分分析都表明其对收入分配差距的影响都由扩大差距转变为缩小差距。那么，为什么会出现这种转变呢？并且，交互项的估计系数为正，说明教育不平等与教育扩展对收入分配差距的共同效应并没有促进收入分配差距缩小，其原因何在呢？
借鉴已有研究，在考虑了教育回报率差异和劳动力市场因素后，可以在微观层面寻找原因：(1)劳动力市场的结构性矛盾抵消了教育发展对控制收入分配差距的积极效应。中国经济目前的结构性特点导致经济增长更多地创造“生产性”岗位以及劳动密集型的“服务性”岗位，而经济增长对知识技术密集的“服务性”就业岗位拉动作用较弱[37]。这突出表现为企业招技术工难、大学生就业难、而一般非技术劳动力过剩的结构性矛盾，进而导致失业的增加和工资压缩效应，影响到收入分配差距的减小。因此，改革开放以来中国劳动力市场改革加剧、就业结构调整剧烈、失业率不断上升，这使得收入分配差距扩大成为了劳动力市场改革的副产品[38]。(2)教育回报率的差异导致收入分配差距的扩大。工资是劳动者的主要收入来源，但中国不同行业间存在着较大的工资差距（见表5），垄断行业、金融业、房地产业的收入水平明显高于其他行业，直接导致不同行业的教育回报率存在较大差距。这种差距往往不是生产率差异的体现，而是一些体制性因素的结果。并且在资本参与分配的情况下，教育回报率还在不同收入水平间存在较大差异，收入、教育程度以及教育回报率之间呈现出一种让“贫者更贫，富者更富”的“马太效应”[39]。因此，尽管促进了教育扩展、教育不平等减小，但由于劳动力市场的结构性矛盾和教育回报率差异的影响，教育不平等影响收入分配差距的内在作用机制并未按照理论假定而产生作用。要使教育公平、教育扩展更多地发挥控制收入分配差距的作用，还需要进行更深入的劳动力市场改革，而这也将是一个长期过程。
另外，从INEQ/Edineq的值由负变正的过程来看，教育不平等减小有利于改善收入分配差距的作用机理需要建立在一定的教育扩展水平上；同理，INEQ/AYS值由正变负也表明，教育扩展促进收入分配差距缩小的机理同样需要建立在更低的教育不平等程度上。这意味着在控制收入分配差距方面，缩小教育不平等与促进教育扩展是相辅相成的。
最后，考察控制了教育因素后，经济增长总体上仍带来了收入分配差距继续扩大。然而，经济增长正是缓解收入分配差距的重要条件，关键是应该使更多的穷人能够抓住经济增长的机会来摆脱低收入状态，因此对低收入群体的教育扶持便显得尤为重要。
4 结论
本文采用中国1996-2006年的省级面板数据以及面板协整方法对教育不平等影响收入分配差距的长期均衡关系及其作用机制进行了探讨。研究发现：(1)长期以来教育不平等的降低并没有促进收入分配差距缩小，而教育扩展却有利于控制收入分配差距。一方面，二者对收入分配差距效应的不同源于当前我国劳动力市场、教育回报率等因素；另一方面，教育不平等并未促进收入分配差距减少只是表象，这反而强调了教育不平等减小、教育扩展提高都还不够。(2)要形成教育不平等减小、教育扩展有利于改善收入分配差距的作用机理，不仅需要制订出更合理的收入分配秩序，而且需达到一定的教育扩展水平和足够低的教育不平等程度。这意味着缩小教育差距、促进教育扩展将是一个长期的过程，尤其是对低收入群体的教育扶持是缩小收入分配差距的有效手段之一。
本文的研究具有明显的政策含义。首先，应进一步完善我国的教育财政体制。目前我国的教育财政体制使得教育经费主要由地方政府承担，但地区间发展不均衡导致地区间教育支出存在差距，因此中央财政应加大对欠发达地区的转移支付力度；另外，教育投入产出是一个长期过程，但我国目前以GDP为核心的政绩考核体系削弱了地方政府发展教育的激励，所以提高教育在政绩考核中的权重将更有助于促进教育发展。
其次，当前教育不平等的主要原因之一就是城乡教育差距。所以，不仅要在教育投入方面向农村倾斜，扩大农村教育覆盖面；更要合理规划农村的教育资源、提高农村师资水平，从而使农村居民获得更高质量的教育。
再次，教育扶持应更多地倾向低收入群体，如提供教育信贷、保证其接受教育的权利、设立更多助学基金等。对低收入群体而言，获得一定水平的教育往往是其改变自身收入状态的重要渠道。同时，低收入群体受教育水平的提高也有利于控制收入分配差距。然而，要形成教育不平等减小促进收入分配差距缩小的良性作用机制，单纯地缩小教育不平等、促进教育扩展是不够的，还需要考虑一些宏观经济因素，以及相关政策的实施。一方面，应调整教育结构以适应经济发展的需求。当前，我国的教育结构失衡，大学生就业困难的同时企业却难以招到技术工人，所以应做好中等职业教育、高等职业教育、高等学历教育发展的合理规划，并使其符合经济发展对人力资本的需求。另一方面，还需要缩小不同行业间的收入差距、打破户籍制度等限制劳动力合理配置的体制、提高劳动收入占比等相关政策措施的实施。
收稿日期：2010-02-27
注释：
①对教育回报率的不同假定理论上会带来不同的研究结果。在保持其它变量不变的前提下，教育不平等Var(S)的增加会导致收入分配差距增加。如果回报率R和平均受教育年限S之间独立，则平均受教育年限的增加将造成收入分配差距增大；如果二者的关系为负，则教育不平等与收入分配差距的关系不确定。由于教育回报率微观数据难以获得，本文借鉴Gregorio和Lee等同类研究的做法，暂不考虑其影响，但在后文结论解释中将考虑此因素。
②收入基尼系数的计算在学术上一直争议不断。部分学者认为城乡加权法公式是不合适的，该法计算出的基尼系数存在分解性问题；但也有学者认为该方法可以反映总体收入差别的大致趋势，且原始资料易获取。本文由于调查数据的限制，因而基于《统计年鉴》并采用城乡加权法进行计算。
③城镇基尼系数：河北、甘肃、宁夏部分年份的城镇基尼系数采用其所在地区对应年份的均值代替，如甘肃采用西部的均值替代。农村基尼系数：宁夏、天津、吉林、海南、贵州、西藏、山东的部分年限缺失的基尼系数仍采用其所在地区的均值替代。这里，中部包括山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西；西部包括海南、四川、云南、广西、陕西、重庆、甘肃、青海、宁夏、新疆、西藏、贵州、内蒙；东部包括：北京、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东。
④这七个协整统计量的表达式可参见Pedtoni[29,30]的原文。并且，Pedroni用MontCado方法计算了这七个统计量的均值及方差，并证明了在一般性的假定条件下，上述七个统计量在经过均值和标准差调整后，都渐进服从标准正态分布。
⑤Calor和Zeria[32]在信用市场不完善和人力资本不可分割的假定下，研究了收入分配对教育不平等的影响，发现教育不平等与收入分配存在着相互影响，表现出内生性。Benabou[33]、Aghion[34]从收入再分配的角度进行探讨，认为再分配政策会对人们的教育投资产生影响。杨俊等[15]的研究证实了这种内生性影响。本文也认为二者存在内生性关系。
⑥据不完全统计，目前全国公办高等院校中，本科生学费大多在5000元左右，而民办高等院校本科生的学费则大多在一万元左右。相比之下，2008年我国农村居民人均纯收入仅为4761元，获取高等教育仍是农村家庭一大经济负担。
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