教育回報率的城鄉差異研究

摘要：文章利用CHNS數據，分別分析了2004年和2006年分學歷層次城鄉不同教育階段的回報率。結果表明，從2004年到2006年，城市勞動者的初等教育和中等教育的回報率都是顯著降低的，而高等教育的回報則是顯著上升的，所以城市勞動力應該接受更多的高等教育；農村勞動者的初等教育回報率是顯著降低，中等教育的回報率是顯著上升，所以農村勞動力應該接受更多的中等教育；在中等教育內部，不論是農村勞動者還是城市勞動者，職業技術教育的回報率都是高于普通高中教育的，所以政府應該引導中等職業技術學校的發展和加大對中等職業教育的投資。

關鍵詞：城市勞動力；農村勞動力；教育回報率

一、 文獻綜述

教育和收入是每個國家都很關注的兩大民生問題，因為收入不平等與教育不平等息息相關，依照Mincer工資理論，教育的收益率主要通過工資收入反映出來。由于中國經濟結構具有明顯的二元化特征，而且轉軌時期勞動力市場發育不健全，城鄉收入差距也逐漸擴大，教育是城鄉收入差距最重要的貢獻因素，其貢獻程度達到43.92%，其中包括教育年限差異和教育回報差異對城鄉勞動收入差距的貢獻。

對于城鎮居民的收入影響因素一直是學者們研究的重要問題，李實、丁賽（2003）利用1990年~1999年抽樣調查數據進行經驗估計了我國城鎮個人教育的動態變化，發現個人教育收益率是逐年上升的，即初中的教育回報率高于小學的教育回報率，高中教育回報率高于初中，高中以上的教育回報率又逐級高于下一個層次的教育回報率；岳昌君（2004）研究發現，教育對城鎮職工收入有直接影響，但不是決定性因素，行業差異和地區差異等因素對個人收入也起到顯著的作用；農民脫貧致富是現在社會關注的熱點問題，許多文獻也就農村區域間及區域內收入差距進行多角度研究，陳玉宇、邢春冰（2004）研究了人力資本在農村勞動力市場中的角色，他們認為教育提高了勞動力進入農村工業部門的機會，而農村工業部門之間的工資是存在差異的，通過這種方式教育給農村勞動力帶來收益，教育由此帶來的回報是5%~7%。姚洪心、王喜意（2009）實證分析農民具體哪一階段的教育水平對哪一層次的收入水平影響最大。結果表明，農民接受中專以上水平的教育對農村家庭由特貧、低收入水平到中等收入、中上等收入家庭發展有顯著的正效應，但是，受教育水平的高低對于中等收入家庭、中上等收入家庭向高等收入家庭發展的機會比率沒有顯著的貢獻。王美艷（2009）把城鄉勞動力的教育回報差異細分到不同的教育階段，利用2005年的勞動力調查數據做實證結果顯示，接受高中或中專教育能顯著提高農村外來勞動力的工資，即工資的邊際回報率最大；而對于城市本地勞動力，接受大專及以上教育才是顯著提高工資的重要轉折點，即工資的邊際回報率最大。這對國家，城鄉教育資源配置有很強的政策意義。

本文以下部分是這樣安排的：第二部分對將要用的模型進行詳細介紹和變量指標的選擇；第三部分分學歷層次分別估計城市和農村的教育回報率，并比較其差異；第四部分是結論。

二、 模型設定和指標選擇

1. 模型設定。為了考察城鄉教育回報率的差異，清楚地揭示教育水平與工資之間的關系，我們根據Mincer工資方程的估計方法，分別估計2004年、2006年城鎮勞動力與農村勞動力的工資方程，并比較不同教育階段的教育回報率。我們在Mincer工資方程的基礎上，設定模型如下：

方程（1）中，lnwage為月工資收入的自然對數，S為受教育年限，E為工作經驗，E的平方為工作經驗的平方，Z為一系列的控制變量，因為影響工資水平的因素，不僅僅只有教育和經驗，還有一些其他因素，如能力、健康、培訓、性別、婚姻、職業、所有制、地區等。這里人的能力為不可觀測變量，數據庫中找不到合適的代理變量或工具變量，所以本文為省略變量。

方程（2）與（1）的不同點在于把總受教育年限進行分解，Si第i等教育受教育的年限，其中中等教育分為普通高中教育和職業技術學校教育兩種，例如一個勞動者受了15年教育（大專），則初等教育S1年限為9年，中等教育中高中S2為3年，中等教育中職業技術教育S3為0年， 高等教育S4為3年； 又如一個勞動者職業技術學校2年級水平，則S1為9年，S2為0年，S3為2年，S4為0年。

2. 指標選擇。本文數據來自于美國北卡羅萊納大學和中國疾病控制中心聯合進行的國際合作項目——中國健康和營養調查（CHNS，China Health and Nutrition Survey）。由于該調查包括詳盡的居民人口學特征、經濟社會活動等方面的數據，因此也成為對個人微觀行為研究的重要數據來源。CHNS數據是在遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州等9個省份通過分層隨機抽樣確定了大約4 000個家庭，涉及到約19 000個調查對象。調查從1989年開始，共獲得了1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年等7個年份的數據。由于CHNS數據的分層隨機抽樣、大樣本、面板數據（Panel Data）等優良性質，所以成為很多研究的基礎數據。由于利用1989年、1991年、1993年、1997年、2000年數據研究20世紀80年代末到90年代末中國城鄉教育回報的文獻已有不少，本文著重利用2004年、2006年數據研究20世紀前五年的中國城鄉教育回報率的差異，并分學歷層次分析哪一個學歷層次對城鎮和農村收入的回報率最大，為國家教育資源的城鄉配置及個人人力資本投資提供參考。根據調查數據的可得性，本文將注意力主要集中在18歲到65歲的能獲得穩定工資收入的城市和農村勞動力，在農村干活而無法統計收入的勞動力，我們不把其包括在內，主要是因為農村的大部分農活都與體力有關，而與教育水平的關系不大。經過篩選2004年、2006年的城鎮樣本分別為1 402、1 229，農村樣本分別為1 213、1 518。具體指標如下：

（1）工資水平；雖然大多數學者認為小時工資能準確地反映生產率，但該數據庫中有的勞動者第一職業、第二職業同時進行，還有退休勞動者被返聘工作的，計算小時工資情況復雜也不一定準確，所以我們直接采用平均月收入，包括平均月工資、平均月津貼和月獎金。本文截取平均月收入為100元以上的所有城鄉樣本。

（2）教育水平；CHNS數據庫中有豐富的勞動力受教育年限的數據，不僅有最高受教育程度，而且有具體受正規教育年限的調查數據，本文把受過1年~9年正規教育的小學或初中歸為初等教育內，把受過高中教育或中等技術教育都歸為中等教育，把受過一年及以上的大學教育都歸為高等教育，在計量過程中都使用勞動者具體的受教育所完成的年級數。

（3）工作經驗；數據庫中沒有直接的工作經驗的年數，我們采取一般文獻的做法，用年齡減受教育年限再減6。因為是間接的工作經驗年數，就不再把年齡引入方程，以免線性相關。

（4）性別及婚姻狀況；以女性為參照組，女性取值為0，男性取值為1；婚姻作為家庭背景變量，在相同條件下，有研究認為有配偶的人工資高于無配偶的人，所以本文也引入婚姻變量，有配偶為1，無配偶為0。

（5）健康指標；本文選取數據庫中能反映健康狀況的兩項指標，第一是有關健康狀況的調查指標，即為主觀指標，來自于被調查者的主觀感受，分為好、非常好、一般、差四個等級，本文把好和非常好合并為一項，以健康狀況差為參照組，設健康狀況好和一般兩個虛擬變量；第二、選擇一個比較客觀能反映健康狀況的指標，設為健康Z值，等于個人身高減去平均身高然后除以身高的標準方差。

（6）所有制虛擬變量；所有制是影響工資的一個重要因素，本文引入所有制的一組虛擬變量。以政府機關及國有事業單位和研究所為參照組，合并小集體、大集體及家庭聯產承包責任制為集體企業，為此，設有四個所有制虛擬變量，即國有企業、集體企業、私營個體企業及三資企業。

（7）一組職業虛擬變量、一組地區虛擬變量。職業變量中，以工人為參照組，以行政管理及專業技術人員為職業虛擬變量；地區變量中，以江蘇為參照組，合并遼寧和黑龍江為遼寧，合并湖南和湖北為湖北，地區虛擬變量為遼寧、山東、河南、湖北、廣西、貴州。

三、 模型估計及結果

在表2中，除教育以外的變量的估計結果與預期基本符合，尤其系數符號也符合經濟理論。工齡對于城市和農村勞動者工資的提高都有顯著的正向影響，尤其是對于農村勞動者的影響更大。2006年，農村勞動者每多積累1年的工作經驗，工資就可增加2.6%。現實也是如此，在勞動力市場上，在其他條件相同的情況下，有工作經驗比沒有工作經驗更容易找到工作；找到工作后，在其他條件相同的情況下，有工作經驗的勞動者比沒經驗的勞動者工資更高。通過這兩個方面，工作經驗影響工資水平。農村勞動者在城市勞動力市場上，由于受到戶籍的歧視，工齡對于農村勞動者找到工作及獲得高工資就至關重要。工齡的平方項顯著為負，是因為隨著年齡的變大，工齡的增加到一定程度后，勞動者的技術水平、知識水平變得落后，工作精力也下降，所以此時工齡對工資為負向影響。男性虛擬變量對工資有顯著的正向影響，僅有2004年城市勞動力的系數不顯著。2006年，在其他條件相同的條件下，城市和農村勞動力中，男性勞動力比女性勞動力工資分別高18.6%和18.8%。有配偶虛擬變量系數4個方程皆不顯著，說明有無配偶對于工資水平影響不大。城市和農村勞動力的健康狀況對工資都有顯著影響，2006年，城市和農村，健康狀況好的勞動力比健康狀況差的勞動力的工資高分別為19.7%和19.2%。身高Z值在5%以上的顯著水平下，都通過檢驗。另外，職業、所有制和省份控制變量的系數，由于篇幅的限制，這里就直接省略了，但大部分的系數都顯著。

各個等級的教育對工資都有顯著的正向影響，除2004年的高中教育例外，說明不論是城市勞動力還是農村勞動力，在這三個等級的教育上，受教育年限每增加1年，工資都會顯著的增長。具體到城鄉教育回報率差異的比較上，2004年和2006年，城市初等教育和中等教育的回報率分別都高于農村這兩個等級教育的回報率，城市高等教育的回報率卻略低于農村的回報率。關于教育變量的系數的含義，我們拿2006年農村勞動力的教育系數作為例子，每增加1年初中及以下的受教育年限，工資會增長1.9%；每增加1年高中的受教育年限，工資會增長4.6%；每增加1年職業技術學校的受教育年限，工資會增長8.4%；每增加1年大專及以上的教育年限，工資會增長11.4%。

從時間的跨度上比較，從2004年到2006年，城市勞動者初等教育的回報率從4.5%降到了3.7%，農村勞動者初等教育的回報率從3.8%降低到1.9%；城市勞動者高中教育的回報率從7.8%降低到5.8%，2004年農村勞動力高中教育系數不顯著，所以無法比較；城市勞動者職業技術學校教育的回報率從12.7%降低到10.5%，農村勞動者職業技術學校教育的回報率從4.4%上升到8.4%；城市勞動者高等教育的回報率6.4%上升到11%，農村勞動者高等教育的回報率從8.0%上升到11.4%。

我們接下來看城市勞動力和農村勞動力內不同教育階段的回報比較。由表2可以看到，只有2004年城市勞動力的中等教育回報率甚至高于高等教育的回報率，而其他的3個方程則都顯示，不管是城市還是農村，初等教育的回報率顯著低于中等教育，中等教育的回報率顯著低于高等教育的回報率，2006年的城鄉教育變量系數表現得尤為明顯。而對中等教育內部比較發現，城市和農村勞動者職業技術教育的回報率普遍高于中等教育的回報率，這表明城市和農村勞動者如果接受普通的高中教育后就業，工資水平會低于接受中等職業技術教育的勞動者。

四、 主要結論和政策建議

1. 不論是城市勞動者還是農村勞動者，各個教育階段每增加一年的教育年限，工資都會有顯著的提高。這給我們的政策含義是：讓每個人都接受更多的教育。為提高城鄉勞動者的受教育年限，國家教育政策應該傾向于給予每個公民同等接受教育的機會；對于個體人力資本投資而言，教育的正收益指導人們去接受更多教育。

2. 不論是城市勞動者還是農村勞動者，從初等教育、中等教育到高等教育，教育的回報率是逐步提高的。這就告訴我們在普遍實行九年義務教育的基礎上，應有所重點地對九年義務以上的教育水平加大投入。鑒于從2004年到2006年，城市和農村的初等教育回報率都顯著降低，城市的中等教育回報率也顯著降低，而唯有農村的高中教育和職業技術教育的回報率是顯著上升的，所以在具體到九年義務教育以上的教育資源的分配上，國家應加大對農村中等教育的財政投入力度，讓更多的人接受高中教育或職業技術教育。而對于城市勞動者的高等教育回報率是逐步提高，所以國家應加大城市高等教育的財（下轉第80頁）政投入力度，讓更多的人接受高等教育。

3. 在中等教育內部，不論城市勞動者還是農村勞動者，職業技術教育的回報率都高于普通的高中教育。所以對于還不能普及高中教育的中國，國家制定政策應該引導中等職業技術教育的發展，教授一些適應市場需要的專業知識和技能，特別是在農村，應正確引導不能進入高中教育的勞動力去中等職業技術學校學習，獲得一技之長，也能獲得相對高的教育回報率。這也是與現實緊密結合的，中等師范教育培養的老師可以滿足農村小學及初中的教師需求，而中等職業教培養出來的中級技能人才則可以滿足東南沿海城市的“技工荒”。

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基金項目：中央財經大學2009年研究生科研創新基金項目（項目號：CXJJ2009029）資助。

作者簡介：李潤平，中央財經大學經濟學院勞動經濟學博士生；劉文革，中央財經大學國際經濟與貿易學院教授。

收稿日期：2011-10-08。