中國農村省際間教育不平等與收入不平等的動態實證

王延軍，溫嬌秀

（1.上海立信會計學院 經貿學院，上海 200434；2.上海財經大學 公共政策研究中心，上海 200433）

0 引言

國內現有研究（賴得勝，1997；白雪梅，2004；楊俊、黃瀟、李曉羽，2008等）對教育與收入分配的關系作了一定的計量分析與探討，但他們基本上只考察了教育不平等的靜態收入分配效應，而沒有深入分析教育不平等對收入分配的動態影響。此外，關于我國農村區域間收入不平等的文獻大多是從東、中、西三大地帶進行研究的，以省、市、自治區為單位進行研究的文獻很少。鑒于此，本文以省級單位作為研究對象，通過構造內生收入函數模型，對我國農村省際間教育不平等與收入不平等的動態關系進行專門研究，以期更深入地了解我國農村教育不平等影響收入不平等的作用機制，從而提出降低我國農村教育不平等進而降低收入不平等的政策建議。

1 中國農村省際間教育不平等與收入不平等的狀況

（1）我國農村省際間收入不平等的變化趨勢

受地區間農村經濟發展不平衡的影響，我國農村省際間的收入差距非常懸殊，且呈逐步擴大趨勢。以農村居民人均純收入排在前5位和后5位的省份相比，1985年，排在前5位的省份的收入為：上海市806元、北京市775.08元、天津市564元、浙江省549元、廣東省495.31元，收入最高的5個省市的平均收入是637.9元；排在后5位的省市的收入分別是：四川315.07元、廣西302.96元、貴州302.14元、陜西295元、甘肅257元，收入最低的5個省市的平均收入為294.4元。收入最高的5個省市的平均收入是收入最低的5個省市的平均收入的2.17倍，兩者絕對額相差343.5元。最高的上海市是最低的甘肅省的3.14倍，兩者相差549元。到2008年，收入最高的5個省份的收入為：上海11440.26元、北京10661.92元、浙江9257.93元、天津7910.78元、江蘇7356.47元，5個省市的平均收入為9325.47元；收入最低的5個省份的收入分別是：陜西3136.46元、云南3102.6元、青海3061.24元、貴州2796.93元、甘肅2723.79元，平均收入為2964.2元。收入最高的5個省市的平均收入與收入最低的5個省市的平均收入的差距擴大到3.15倍，絕對差距擴大到6361.27元。另外，最高的上海市的收入與最低的甘肅省的收入的差距擴大到4.20倍，兩者絕對差距擴大到8716.47元。

（2）農村省際間教育不平等狀況分析

自新中國成立以后，特別是20世紀90年代以來，我國農村的教育事業取得了長足的進步。但是，在農村教育事業快速發展過程中，仍然存在著省際間發展不平衡的問題。

我國農村教育經費的省際差距很大。2008年，農村初中生均教育經費支出排在前兩位的是北京市與上海市，分別為21756.06元、16695.88元，均超過15000元；而后兩位分別是河南省與貴州省，分別是2786.42元與2455.23元。最高的北京市是最低的貴州省的8.86倍，兩者相差19300.83元。農村小學生均教育經費排在前兩位的仍然是北京與上海，分別為14724.81元和13322.81元；而貴州省和河南省的農村小學生均教育經費僅為1901.22元與1836.21元，最高的北京市是最低的河南省的8.02倍，兩者相差12888.6元。

農村師資水平的省際差距也非常明顯。2008年，農村普通初中教師文化程度在大學及以上的比例，北京、上海分別達到89.60%和81.68%，而貴州、河南的這一比例僅為31.8%與30.57%。農村普通小學教師文化程度在大專及以上的比例，北京、上海分別達到87.58%和77.21%，但安徽、江西的這一比例只有54.8%與47.25%。

農村省際間教育不平衡發展的一個直接后果是導致農村省際間勞動力素質的差異。2008年，全國教育水平發達的三個直轄市北京、上海和天津農村的平均受教育年限均超過8年（依次為8.69年、8.06年及8.06年），而教育水平相對落后的云南、青海省以及西藏自治區的農村平均受教育年限均僅為6.36年、6.16年及4.94年，特別是西藏自治區，其平均受教育年限大大低于全國平均水平。

2 農村省際間教育不平等與收入不平等的實證研究

2.1 計量模型設定

明瑟爾收入方程在一系列嚴格的假定下推導了個人收入與其教育、工作經驗及其平方間的線性關系，許多研究教育與收入分配的經驗文獻也都是基于對該模型的線性回歸。由于該模型不適合采用面板數據來分析，這限制了它的應用范圍。為此，本文構造了一個類似于內生增長生產函數形式的收入函數模型來研究我國農村教育不平等對收入不平等的影響。

據測算，我國農村居民收入來源于財產性收入的比重為3.11%，而工資性收入和經營收入則占90.1%?；诖?，我們認為：農村居民人均純收入主要是通過勞動掙得的，即收入（Y）是勞動投入（P）的函數：

式中，A表示其它因素對農村人均純收入的影響。研究表明，勞動力的人力資本存量對勞動生產率具有積極的影響，并具有正的外部效應。因此我們假定：勞動投入（P）是勞動數量（L）和質量（人力資本，用H表示）的函數，并把P設定為：

其中，H為人力資本變量（實證分析中我們用農村平均受教育年限來代替），L是勞動數量（實證分析中我們用農村就業人員數表示）。一般認為，簡單勞動的邊際生產率是遞減的，因此式（1）的具體函數形式可表示為：

式中，α,γ為參數，且0＜α＜1；Hγ表示人力資本的外溢效應。

上式兩邊都除以勞動數量L，得到：

（4）式左邊為農村居民人均純收入。于是我們可得到：

其中，下標i和w分別代表各省市與全國。

令yr=yi/yw，Lr=Li/Lw，α0=Ln(Ai/Aw)，Hr=Hi/Hw，對（5）式兩邊取對數得：

根據（6）式我們得到基本的計量方程：

式（7）中ε為擾動項。被解釋變量Lnyr是衡量農村省際間收入不平等的指標，以地區相對收入水平即各省市農村居民人均純收入與全國農村居民人均純收入之比來度量。LnHr和LnLr分別是各省市農村平均受教育年限與全國農村平均受教育年限比的對數值和就業人員比對數值。我們關注農村教育不平等指標LnHr的系數β1，其含義是教育不平等的彈性，即農村省際間教育不平等每上升1%，收入不平等將上升β1%。為考察農村省際間教育不平等對收入不平等影響的動態變化，我們在式（7）的基礎上增加了年虛擬變量與教育不平等的乘積項（DtLnHr），其系數的含義是，相對于基期，教育不平等對收入不平等的影響程度在t期的變化；若系數顯著為正，則說明相對于基期，農村省際間教育不平等對收入不平等的影響越來越重要。

由于農村收入不平等上升的原因來自多個方面，產業結構、城市化水平、私營經濟活躍程度等都有可能影響農村收入不平等。但限于數據的可獲得性，我們只控制了產業結構、城市化及私營經濟活躍程度因素對農村收入不平等的影響。此外，賴得勝（1997）、白雪梅（2004）等的研究發現，我國教育擴展與收入不平等之間存在倒U關系，為驗證我國農村教育擴展與收入不平等是否存在倒U關系，我們在回歸方程中還加入了平均受教育年限及其平方項。

基于上述分析，我們建立如下回歸方程：

E與E2分別代表平均受教育年限及其平方項，其系數β4、β5若互為正負，則農村教育擴展與收入不平等的倒U假設能夠成立，反之則不成立。indus2,indus3是表示產業結構的指標，分別以第二產業、第三產業的產值占GDP的比重來衡量；urb是代表城市化的指標，以非農產業人口占總人口的比重來衡量；sou是代表私營經濟活躍程度的指標，以國有經濟單位職工人數占總職工人數的比重來表示，這一比值越高，說明私營經濟活躍程度越低；ω是隨機擾動項。

2.2 樣本數據說明

以上指標的原始數據均來源于《中國統計年鑒》相應各年，各省、自治區、直轄市統計年鑒相應各年，《中國人口與就業統計年鑒》相應各年以及《新中國五十年統計資料匯編》。為考察農村省際間教育不平等對收入不平等的影響，同時也考慮到全部數據的可獲得性，筆者選取了1997～2008年的省級面板數據。另外，我們的面板數據不包括港澳臺地區，西藏和新疆由于統計數據不全也不包括在內，這樣一共有29個省、市、自治區的數據。

需要說明的是，平均受教育年限系根據各地區農村各種受教育程度的人口比例乘以相應的教育年限而得。具體地，將不識字或識字很少、小學、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別定義為1、6、9、12、16年。

2.3 回歸結果分析

利用Eviews軟件，采用固定效應變截距模型，對式（8）進行回歸，回歸結果見表1：

從上述回歸結果中我們可以看出，農村省際間教育不平等指標LnHr的系數在5%的水平下顯著為正，這說明，農村教育不平等是影響收入不平等的重要因素，農村省際間教育不平等每上升1個百分點，將使農村收入不平等上升15.7346個百分點。這是因為，當前我國農村省際間教育狀況是不平等的，這種不平等的直接后果導致不同勞動力素質的差異（見表2），根據人力資本理論，教育作為最重要的人力資本投資，其差異影響到勞動力生產率，并最終反映為收入的差異。年虛擬變量與農村教育不平等的乘積項DtLnHr的系數在1%的水平下顯著為正，這意味著相對于基期1997年，農村省際間教育不平等對收入不平等的影響越來越重要，教育正在成為一種凝固和擴大農村收入分配不平等的機制。這是由于，隨著市場化改革的深入，要素報酬逐漸得到還原，勞動作為一種要素投入，其報酬越來越接近于邊際收益產品；農村省際間教育不平等造成了農村省際間勞動力素質的差異，并最終導致了農村收入不平等的持續上升。

表1 農村省際間教育不平等與收入不平等

教育擴展指標E及其平方項E2的系數互為正負，這說明我國農村教育擴展與收入不平等之間的倒U型關系成立，這與Ram（1984）、賴德勝（1997）及白雪梅（2004）等的研究結論是一致的。在教育不平等程度保持不變的情況下，當平均受教育年限達到8.21年左右的時候，收入不平等程度達到最大。根據2008年中國人口普查數據計算，我國農村平均受教育年限為7.38年，顯然，位于倒U型曲線頂點的左側，即目前我國農村教育擴展不利于收入分配不平等的改善，這主要是由于我國教育利益在農村省際間分布不平等所致。

就業人比率LnLr反映了農村省際間就業狀況的差異，它的系數顯著為正表明縮小農村就業差距有助于降低農村收入不平等，這一結論是符合理論邏輯的。第二產業比重indus2的系數為負，但在統計上不顯著。第三產業比重indus3的系數顯著為負，這表明第三產業比重上升有助于縮小農村收入不平等，這一結果也符合大多數的研究結論。變量urb系數為負且在統計上顯著是符合我們的理論預期的，這意味著城市化水平提高有助于降低農村省際間收入不平等。我國農村收入不平等上升主要來自于工資性收入不平等的擴大（薛宇峰，2005；鄒薇、張芬，2006），而工資性收入不平等的狀況又與各省農村之間獲得非農就業的機會有關。城市化水平提高特別是落后省區城市化水平的提高有助于農村居民特別是落后地區農村居民的非農就業，從而有助于降低農村收入不平等。sou的系數顯著為正，這說明發展私營經濟有利于縮小農村收入差距。

3 結論與政策建議

上述分析結果表明，我國農村省際間教育不平等不僅是當前我國農村收入不平等上升的重要原因，并且它在相當程度上是影響農村收入不平等今后動態變化的因素。此外，我國目前農村教育擴展不但沒有降低反而擴大了農村收入不平等，這主要是由于教育利益在農村省際間分布不平等所致?；诖?，我們有理由認為，我國農村省際間教育不平等狀況若得不到根本改善，那么，收入不平等上升的趨勢可能在所難免。因此，為縮小農村省際間教育不平等，進而降低農村收入不平等，我國政府應該采取以下措施：

第一，加大對農村教育的投入，調整公共教育投入流向，把公共教育投入更多地用于農村地區特別是中西部落后省區農村的教育。盡快建立由中央財政統一撥付的義務教育資金保證體系，確保減輕農民義務教育負擔。

第二，必須對農村居民尤其是貧困農民采取適當的傾斜政策，增加他們的受教育機會和改善教育質量。保障農村貧困居民都能夠完成義務教育，同時建立支持助學制度，幫助農民特別是落后省區農民子女完成高等教育。通過大眾化教育提高他們對生存和發展機會的選擇能力，進而改變命運，擺脫貧困，從而提高收入，降低收入不平等。

第三，加大對落后省區農村的財政投入和農業扶植；推進城市化進程特別是落后省區的城市化進程，大力發展第三產業，鼓勵農村勞動力向非農業生產的轉移，積極開拓農村居民尤其是落后省區農村居民的非農就業機會。

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