我國教育對貧困變動的效應分析：1995～2007

郭新華，戎天美

（湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105）

我國教育對貧困變動的效應分析：1995～2007

郭新華，戎天美

（湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105）

教育對貧困變動有重要的影響。采用1995～2007年時間序列數據，本文估計與測算了我國教育對貧困變動的效應，研究發現：教育對貧困變動有顯著正效應，教育對貧困變動的彈性值在1.41－5.57之間變動，在教育投入影響下，收入對貧困變動的彈性小于收入不均等狀況對貧困變動的彈性。

教育；貧困變動；教育基尼系數

0 引言

1995～2007年，中國政府財政性教育支出增長較快，年均增長速度約為15%3。同期，中國人力資本存量得到顯著提高，勞動力的受教育程度從以文盲和小學學歷為主轉變到以初高中學歷為主。另外，政府通過促進經濟增長及實施各種減貧政策，中國絕對貧困人口數從1994年的7000萬下降到2007年的1400萬。那么，教育投入的增加所引起的勞動力受教育程度的提高是否能夠有效地減少貧困？教育對貧困變動的效應是本文研究的主要問題。

現有文獻主要集中在經濟增長、收入及其不均等狀況對貧困變動的影響方面，而關于教育與貧困變動的關系分析相對較少，尤其缺乏教育對貧困變動效應理論的深刻闡釋。本文采用1995～2007年的時間序列數據，旨在考察我國教育對貧困變動的效應。

1 教育與貧困變動的理論關系分析

1.1 基本假設

（1）教育對貧困變動具有正效應，即教育通過促進經濟增長，提高人均收入來達到減貧的效果。

（2）貧困變動由收入及其不均等狀況決定。

（3）教育不均等對貧困變動有重要影響。本文假設收入不均等狀況由教育的不均等情況決定，用教育基尼系數來衡量收入不均等。在教育不均等狀況好轉或不變的情況下，人均收入的增加有利于減少貧困；若收入不變，教育不均等狀況惡化，則不利于貧困減少；如果二者都有所變化，則需綜合評估二者效應的強弱。

1.2 教育與貧困變動理論關系式的推導過程

（1）貧困分解

在貧困線等其它因素既定的條件下，某一時期的貧困變動由教育投入、人均收入、教育不均等因素決定，其表達式為：

Pt為某一時期的貧困狀況；E為教育投入；G為人均收入；EL為教育基尼系數。

本文采用Jain and Tendulkar（1992）的分解方法對貧困變動進行分解，其表現形式為：

Pt-Pt-1表示貧困狀況在不同時期的變動情況；(P1-P01)表示收入變動對貧困變動的影響；(P01-P0)表示收入不均等狀況的變動對貧困變動的影響，即貧困變動是由收入及其不均等狀況的變動共同決定的。

（2）教育對貧困變動的彈性

本文中把教育對貧困變動的彈性定義為貧困變化率與教育變化率的比值。根據式（2）貧困變動分解思路及教育對貧困變動的彈性的定義，本文將教育對貧困變動的彈性分解為：

ηE為教育對貧困變動的彈性；ηEG是教育投入影響下收入對貧困變動的彈性；ηEL是教育投入影響下收入不均等狀況對貧困變動的彈性。教育的不均等狀況在一定程度上影響經濟增長的方式并增加收入不均等的可能性（Rehme,2007）。本文旨在考察教育對貧困變動的效應，所以本文用教育不均等來替代教育投入影響下的收入不均等。

教育投入影響下收入對貧困變動的彈性定義為：

H為貧困發生率①貧困發生率（Poverty Incidence）是根據城鄉收入分配數據，計算收入低于絕對貧困線的人口占全國總人口的比例。H=P/N。H 代表貧困發生率，N 代表全部人口，P 代表貧困人口。；g為人均收入的變化率。

教育通過促進經濟增長，提高個人收入來影響貧困變動。教育投入對人均收入的彈性為：

βe為教育投入對人均收入的彈性；e為教育投入的變化率；g為人均收入的變化率。

教育投入對收入的影響關系式為：

在教育投入影響下，人均收入變化是由教育投入對人均收入的彈性以及教育投入變化率共同決定。在收入變動的情況下，教育投入對貧困變動的彈性根據式（4）可以表示為：

教育不均等對貧困變動的彈性定義為：

其中EL為教育的基尼系數。

在教育不均等狀況下，教育對貧困變動的彈性為：

因此，根據式（3），結合式（7）和式（9）得出教育與貧困變動的理論關系式：

1.3 教育與貧困變動理論關系式的討論

根據式（10），教育對貧困變動的彈性由貧困發生率（H）、教育基尼系數（EL）、教育投入對人均收入的彈性（βe）以及教育投入的變化率（e）共同決定。結合式（3），討論結果如下：

（1）依據本文基本假設 1，可知 ηE＞0，ηEG＞0，表示教育投入所引起的收入增加有利于貧困縮減。根據假設2和3，若ηEL＞0，則教育投入的增加會加劇教育不均等所引起的收入不均等；若ηEL=0，則教育投入的增加不會改變不均等狀況；若ηEL＜0，則教育投入有利于不均等狀況的改善。

（2）進一步來說，若 ηEL＜0，|ηEG|＞|ηEL|，則收入增加既可以減少貧困，又可以改善收入不均等狀況，是絕對利貧的；若ηEL=0，則收入的增加可以減少貧困并且不會使收入不均等狀況惡化；若 ηEL＞0，ηEG＞ηEL，則收入的增加會使不均等狀況惡化，但仍然有利于貧困縮減；若 ηEL＞0，ηEG＜ηEL，雖然教育對貧困變動的彈性大于零，但不均等狀況惡化程度大于其收入所帶來的正效應，在長期則不利于減貧與社會的發展。

2 我國教育對貧困變動效應的估計與測算

2.1 變量描述與數據來源

本文涉及到眾多變量，其中，絕對貧困發生率（H）是貧困人口占總人口的比例。1995～2004年的絕對貧困人口數據來源于《中國人口統計年鑒》（2005），2005～2007 年的貧困人口數據采用國務院扶貧辦發布的絕對貧困人口數；總人口數據來源于 《中國統計年鑒》（2008）。 人均收入變化率 （g）由1995～2007年人均GDP變化率計算得出，數據來源于《中國統計年鑒》（2008）；教育投入變化率(e)由中國財政性教育支出變化率替代，其中，2007年教育投入是在2006年教育投入的基礎上以增加16.72%計算得出，數據來源于《中國統計年鑒》（2008）；教育投入對人均收入的彈性（βe）是通過財政性教育支變化率與人均GDP變化率的比值計算得出，數據來源于《中國統計年鑒》（1996～2008）。在教育基尼系數（EL）的計算中，平均教育年限（μ）及教育的基尼系數部分參考了國內學者的數據，部分由《中國統計年鑒》（2008）有關數據計算得出。

2.2 教育對貧困變動效應的估計與測算

本文計算出教育對貧困變動效應的相關變量值，其計算結果如表1所示。

表1 1995～2007年教育對貧困變動效應相關變量的測算結果

依據式（10），結合表1中相關數據，得出 1995～2007年間教育對貧困變動的彈性值，見表2。

表2 1995～2007我國教育對貧困變動的相關彈性值估計與測算結果

從表2中可知，1995～2007年間，我國教育對貧困縮減的效應處于不斷的波動之中，其彈性值在1.41－5.57之間變動。根據表1計算結果，財政性教育投入增長、平均受教育年限提高和教育基尼系數下降使得我國貧困縮減取得顯著成效。1995年，西部貧困地區開始實施義務教育工程，同時，隨著國家產業結構的調整及城市化進程的不斷加快，勞動力的教育及技術培訓投入顯著增加，這是1995～1999年教育對貧困變動效應提高的主要政策原因。2000年以后，教育對貧困變動的彈性值相對于1999年有所下降，這是因為高等學校擴招使得大部分可以進入勞動力市場的學生得以進入高等教育階段。但是，職業技術學校及大專院校的學生在完成兩到三年的學習后，快速進入勞動力市場，個人收入得到明顯提高，所以教育對貧困變動的效應依然顯著。2004年，中國在貧困地區實施勞動力培訓轉移政策及實行 “兩基攻堅計劃”，實現了人力資本存量得到有效增長。故2005～2006年教育對貧困變動的效應相對于2004年又有所提高。隨著人均受教育年限不斷增加，教育基尼系數隨之降低，在人力資本存量日趨提高的情況下，教育對貧困變動的邊際效應將會逐漸減弱。

3 主要結論與政策建議

本文通過對我國教育對貧困變動效應的估計與測算，得出如下結論：教育對貧困變動具有顯著正效應；教育對貧困變動的彈性值在1.41－5.57之間變動；教育引起的收入變動對貧困變動的彈性在0.07－0.58之間變動；教育不均等對貧1.33－5.06困變動的總彈性與收入及其不均等狀況的彈性同方向變動，收入不均等狀況對貧困變動的彈性大于收入對貧困變動的彈性。

根據主要結論，本文提出相關政策建議：①政府應該增加教育投入總量，提高人口受教育程度與人力資本存量，從而實現貧困縮減。②政府采取有效措施降低教育不均等程度，如提高人均受教育年限；消除教育區域壁壘，實現教育機會、程序與結果公平。

[1]林伯強.中國的經濟增長、貧困減少與政策選擇[J].經濟研究,2003,(12).

[2]張全紅,張建華.中國的經濟增長、收入不平等與貧困的變動:1981-2001——基于城鄉統一框架的分析[J].經濟科學,2007,(4).

[3]陳立中.收入增長和分配對我國農村減貧的影響——方法、特征與證據[J].經濟學(季刊),2009，8(1).

[4]汪三貴.在發展中戰勝貧困——對中國30年大規模減貧經驗的總結與評價[J].管理世界,2008,(11).

[5]Theodore R.Breton.Can Institutions or Education Explain World Poverty?An Augmented Solow Model Provides Some Insights[J].The Journal of Socio-Economics,2004,(3).

[6]陳曉光.教育、創新與經濟增長[J].經濟研究,2006,(10).

[7]Harley Frazis.Human Capital,Signaling and the Pattern of Returns to Education[J].Oxford Economic Papers,2002,(4).

[8]Gunther Rehme.Education,Economic Growth and Measured Income Inequality[J].Economica,2007,(8).

[9]蔣選,韓林芝.教育與消除貧困:研究動態與中國農村的實證研究[J].中央財經大學學報,2009,(3).

[10]劉修巖,章元,賀小海.教育與消除農村貧困:基于上海市農戶調查數據的實證分析[J].中國農村經濟,2007,(10).

[11]張錦華.教育不平等、收入非平衡與貧困陷阱——對農村教育和農民收入的考察[J].經濟經緯,2007,(6).

[12]Thomas,V.,Yan Wang,Xibo Fan.Measuring Education Inequality:Gini-Coeffecients of Education for 140 Countries,1960-2000[J].Journal of Education Planning and Administration,2003,(1).

[13]孫百才.測度中國改革開放30年來的教育平等——基于教育基尼系數的實證分析[J].教育研究,2009,(1),

F222

A

1002-6487（2011）01-0112-02

國家社科基金資助項目（09BJL017）；教育部人文社科規劃項目（08JA790112；07JA790080）

郭新華（1972-），男，湖南常德人，博士，副教授，研究方向：經濟增長理論與政策。

戎天美（1985-），女，吉林白山人，碩士，研究方向：教育與貧困變動。

（責任編輯/易永生）