我國城鄉教育回報率差距研究
——基于C H N S2011數據的實證分析

王 瀟

（華東師范大學 商學院，上海 200241）

我國城鄉教育回報率差距研究
——基于C H N S2011數據的實證分析

王 瀟

（華東師范大學 商學院，上海 200241）

以明瑟收入模型為基礎，利用CHNS2011年截面數據，分別以受教育年限為解釋變量和文化水平為虛擬變量對我國城鄉教育回報率進行實證分析。結果表明，我國教育回報率城鄉之間存在著顯著的差距。當以受教育年限為解釋變量進行回歸時，標準的明瑟收入模型和擴展的明瑟收入模型得到的教育回報率城鄉差距分別為4.88%和4.62%，這表明性別、地區和職位等控制變量的不同會導致城鄉教育回報率的不同；當以文化水平為虛擬變量進行回歸時，城鄉教育回報率在中等教育、高等教育兩個階段存在顯著的結構性差異。根據實證結論，提出具體對策建議。

城鄉教育回報率；明瑟收入模型；CHNS

一、引言

教育是立國之本，在經濟社會發展中具有先導性、基礎性和全局性地位。改革開放以來，隨著我國經濟的騰飛，教育也取得了迅速的發展，到2009年底，全國普及九年義務教育人口覆蓋率達99.7%，普及九年義務教育的縣數占全國縣數的99.5%。雖然教育的發展擴大了人們的受教育機會，但教育不平等問題仍然存在，主要表現為階層差異、地區差異、性別差異、民族差異和城鄉差異，而其中教育的城鄉差異最為明顯。

教育回報率，是教育的收入回報率的簡稱，是指每增加一年或者一個階段的教育帶來收入提高的百分比。教育對于個人收入分配有著重要影響，教育回報率之間的差異也是造成目前城鄉收入分配差距擴大的一個重要原因。明瑟（Mincer，1974）發現，美國1959年收入不平等的33%可由教育和工作經歷來加以解釋，薩卡洛布（Psacharopoulos，1985）對 60 多個國家教育收益率的估算也表明，在發展中國家的低層級教育，其收益率一般都在15%以上，遠高于物力資本投資的收益率，由此可見教育是城鄉收入差距非常重要的影響因素。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，尤其是20世紀90年代中期以來，個人收入差距被迅速拉大，目前中國已經成為世界上收入差距比較嚴重的國家之一，這一問題正在對經濟的健康發展構成傷害。收入差距的過分拉大給社會穩定帶來巨大的壓力，最終將會影響到經濟的持續增長。

二、文獻綜述

20世紀80年代以來，中國的教育回報率問題一直是學者們研究的重點。在眾多研究文獻中，大致分為三類：第一類是專門研究我國農村的教育回報率。姚輪輪、張莉琴（2013）利用CHNS數據，應用明瑟方程分析了農村居民受教育水平對其收入的影響，研究表明2009年農村居民的平均教育回報率為3.28%，比2004年的2.18%有明顯增長。趙力濤（2006）發現到1996年，農村教育收益率已經有了相當的提高，這一提高的主要原因是農村地區快速的非農經濟發展，由于非農經濟發展在全國范圍內的不均衡，教育收益率的水平在不同地區之間差別較大。

第二類是專門研究我國城鎮居民的教育回報率。鐘甫寧、劉華（2007）利用中國健康與營養調查數據（CHNS）資料，考察中國城鎮教育回報率的變化趨勢，重點研究不同教育水平的收入結構和教育回報率結構的變化趨勢，研究發現：在收入和教育回報率總體上升的同時，不同教育水平之間的收入差距和教育回報率差距呈現擴大的趨勢。李實、丁賽（2003）利用抽樣調查數據對1990—1999年期間我國城鎮的個人教育收益率的動態變化進行了經驗估計，從中發現個人教育收益率是逐年上升的，而且個人教育收益率是遞增的。通過估計教育對個人收入增長的直接效應，揭示了教育對收入增長的影響作用在很大程度上是通過就業途徑的選擇來實現的。

第三類是研究我國城鄉教育回報率的差距問題。李潤平、劉文革（2012）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顯著上升，農村勞動者的初等教育回報率顯著降低，中等教育的回報率顯著上升。但是作者應用月工資來衡量收入，忽略了補貼獎金對收入的影響，在一定程度上縮小了城鄉教育回報率的差距。張興祥（2012）利用CHIP2002數據，以明瑟方程為基礎，有效地考察了城鄉教育回報率的差異。研究表明，在收入差異和教育回報率差異的共同作用下，我國城鄉之間可能形成教育——收入的“馬太效應”。該研究比較成熟，本文的研究思路大體上和與張興祥類似，但在數據庫和擴展的明瑟收入模型中的控制變量有所差異。

總的來說，對我國城鄉教育回報率差異的研究更有現實意義，鑒于已有文獻中應用CHNS數據庫來研究此問題的文獻很少，所以本文應用CHNS2011年的截面數據，以明瑟收入模型為基礎，研究我國教育收益率的城鄉差距問題。基本思路如下，第三部分對數據進行統計性描述，第四部分以明瑟收入模型為基礎進行實證分析，第五部分得出結論。

三、數據描述

（一）數據來源

本文說使用的數據來自美國北卡大學和中國預防醫學科學院聯合執行的中國健康和營養調查（The China Health and Nutrition Survey ，CHNS）。CHNS 始于1989年，截至2014年已經收集了9輪的數據，即1989年、1991年、1993年、1997 年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年。本文主要利用的是CHNS2011年的截面數據估計我國的城鄉教育回報率。

本研究選用的樣本數據年齡在16歲-65歲之間（包括16歲和65歲），通過年齡的篩選，剔除了在校學生、家務勞動者、退休人員和無勞動能力者。由于該調查數據的限制，這里的城鎮居民僅僅指的是有城市戶口的城鎮居民，農村居民指的是擁有農村戶口的農村居民。

（二）數據的描述性統計特征

本文利用中國健康與營養調查數據（China Health and Nutrition survey,CHNS）2011 年的截面數據估計我國的城鄉教育回報率。在進行實證分析前，本文將對各變量進行描述性統計。表1列出了城鎮樣本和農村樣本的收入、受教育年限、工作經驗等變量的統計性描述。由表1可知，城鎮樣本的平均月工資收入為3187.51元，比農村樣本的月工資收入均值2340.65元高36.18%。城鎮樣本的年收入均值為46984.66元，比農村的33644.98元高出39.65%，年工作時間農村居民要高于城鎮居民，最終城鎮的平均小時收入為22.24元，比農村居民的14.62元高出52.12%。

表1 城鄉樣本各變量的描述性統計

四、實證分析

（一）估計方法

本文采用明瑟收入模型（Mincer,1974）來估計教育回報率。標準的明瑟收入模型為：

其中，LnY為小時收入的對數；SCH是受教育年限；EXP是工作經驗（工齡），用年齡減去受教育年限再減去法定入學年齡（6歲）來表示，即EXP=AGESCH-6；引入工作經驗的平方項EXP2以捕捉其與收入之間的非線性關系；α1為教育回報率，其經濟含義為，在相同工作經驗的條件下，多接受一年教育的就業者收入相對于未接受該年教育的就業者收入的變化率；ε為隨機誤差項。

具體來說，明瑟收入模型中的收入采用的小時收入的自然對數，它的好處在于，一方面收入的對數形式接近于正態分布，并且由此計算而得的系數也便于解釋；另一方面，小時收入為一年的總收入除以總工作小時，能有效地控制工作時間對收入水平的影響，同時本文的年收入為工資（包括補助）收入和年度獎金之和。在CHNS數據庫中關于教育信息的記錄有兩個來源，即受過幾年正規的學校教育和最高教育程度。其中最高教育水平的教育年限是按照小學為6年，初中為9年，高中為12年，中等技術學校和職業學校為13.5年，大專和大學為15.5年，碩士為19年的方法折算而得的。本文主要考慮到并不是所有人都接受了各階段的完整教育，所以本文主要采用受過正規學校教育的年限數據來度量受教育年限。工作經驗通常在計算個人實際工作年限時要考慮工作間歇期或失業等因素的影響，但此類信息并沒有在CHNS數據庫中被記錄，所以本文的研究中，用實際年齡減去受教育年限再減去法定入學年齡(一般按6歲計)來表示勞動力市場上的工作經驗。

在使用明瑟收入模型估計教育回報率時，方程右邊的變量主要包括兩類：一類為人力資本變量，通常為教育、工作經驗等；另一類是和人力資本變量有關同時也和收入有關的變量，這類變量一般也被稱為控制變量，包括能力、性別、地區、職業等。為了降低某些不確定因素的影響，本文將引入性別、地區、職業等虛擬變量作為控制變量①，得到擴展的明瑟收入模型：

X包括性別變量，地區變量和職業變量等，這些變量均為虛擬變量。其中，性別變量以男性為參照組，地區以東部沿海各省②為參照組，職業變量根據CHNS數據庫的記錄分為專業技術人員、管理人員、（非）技術/熟練工人、軍官/警察和服務行業人員③。

考慮到現實情況中，收入更大程度地受到教育層次的影響，為了更好的理解教育回報率的變化情況，本文在以受教育年限作為變量進行回歸以后，再次用表示教育層次的虛擬變量進行回歸。教育層次分為，中等教育和高等教育，這里以小學為參照組。其標準的明瑟收入方程式和擴展的明瑟收入方程式如下：

其中，MIDDLE指最高教育水平是否為義務教育的虛擬變量，中等教育包括初中、高中和中等職業技術學校；HIGH指最高教育水平是否為高等教育的虛擬變量，高等教育包括大專、本科、研究生；其它變量均與（1）、（2）式相同。δ1、δ2分別表示其他條件相同時，中等教育水平、高等教育水平的小時收入比小學教育水平高出的百分比。由此得到的教育回報率為每增加一個教育層次的回報率，而不是每增加一年教育的回報率。

（二）估計結果

1.以受教育年限作為變量的回歸分析。本文用OLS對方程式（1）、（2）進行回歸估計，具體的回歸結果如表2所示。OLS1a和OLS1b為方程（1）分別對城鎮和農村樣本的回歸結果；OLS2a和OLS2b為方程（2）分別對城鎮和農村樣本的回歸結果；表3為城鄉教育回報率的比較結果。

由表2和表3可知，城鎮和農村的教育回報率均通過了顯著性檢驗，標準的明瑟收入模型中，城鎮教育回報率為5.97%，農村教育回報率為1.09%，城鄉教育回報率差距為4.88%。在擴展的明瑟收入模型中，城鎮的教育回報率為5.63%，農村的教育回報率為1.01%，城鄉教育回報率的差距為4.62%。這一結果表明，擴展的明瑟收入模型得到的教育回報率要小于標準的明瑟收入模型得到的教育回報率，這是因為在擴展的明瑟收入模型中引入的除教育年限和經驗之外的其他變量在一定程度上均同教育年限呈現出正相關性，在一定程度稀釋了教育對收入的影響。同時，擴展的明瑟收入模型中，城鄉教育回報率的差距有所縮小，這表明性別、地區和職位等控制變量的不同會導致城鄉教育回報率的不同。城鎮樣本和農村樣本經驗的平方均沒有通過顯著性檢驗，其中城鎮經驗的平方為正向作用，這表明隨著經驗的增加，收入會一直增加；而農村樣本經驗的平方為負向的作用，這說明隨著經驗的增加，收入將有所增長，到達一定時點后經驗的增加不再帶來收入的增長，更多的表現為隨著年齡的增大而收入有所減少。在5%的顯著性水平下，城鎮樣本和農村樣本的性別變量均是顯著的，并且呈現正值，這表明在其他條件相同的條件下，城鎮和農村地區的男性職工相對于女性職工的小時收入都要高些。

表2 以受教育年限為變量O LS回歸結果

表3 城鄉教育回報率比較

2.以文化水平作為虛擬變量的回歸結果分。以文化水平作為虛擬變量進行回歸后的結果如表4所示，表5為城鄉兩階段的教育回報率的比較結果。標準的明瑟收入模型中，城鎮樣本中等教育階段的回報率為69.54%，高等教育階段的回報率為36.37%；農村樣本中等教育階段的回報率為24.29%，高等教育階段的回報率為19.7%，中等教育階段的城鄉教育回報率差距為45.05%，高于高等教育階段的城鄉教育回報率差距。擴展的明瑟收入模型中，城鎮樣本中等教育階段的回報率為66.52%，高于高等教育階段的回報率29.72%；農村樣本中等教育階段的回報率未23.18%，高于高等教育階段的回報率，中等教育階段的城鄉教育回報率差距為43.34%，也是遠遠高于高等教育階段的城鄉教育回報率。總體來看，城鎮樣本中等、高等階段的教育回報率均高于農村樣本。加入性別、地區、職業等控制變量后，城鄉樣本的中等教育回報率的差距縮小了，而高等教育回報率反而擴大了。

五、結論與對策建議

（一）主要結論

本文以明瑟收入模型為基礎，利用CHNS2011年的截面數據考察了城鄉教育回報率的差異。其結果表明，無論城鎮還是農村，每增加一年教育年限或提高一個檔次的文化水平，總會使收入得到顯著的提高。以受教育年限為解釋變量時，標準的明瑟收入模型中城鄉教育回報率的差距為4.88%，加入了性別、地區和職業等控制變量后的擴展的明瑟收入模型中城鄉教育回報率的差距有所縮小，變為4.62%。這表明城鄉樣本的教育回報率差距中，有一部分是由于樣本選擇的職業、性別和地區等因素導致的以文化水平為虛擬變量的回歸結果顯示，城鄉教育回報率在中等教育、高等教育兩個階段存在顯著的結構性差異。在加入了職業、性別和地區等控制變量后，城鄉教育回報率的差距有所縮小，但是該差距依然顯著存在，可能會導致城鄉發展失衡。

表4 以文化水平為虛擬變量O LS回歸結果

表5 城鄉兩階段教育回報率比較

（二）對策建議

1.增加對農村地區的教育投入力度，加強教育信貸市場的建設。我國城鄉發展的不平衡，一個舉足輕重的原因就是城鄉教育投入力度不平衡。教育是一種公共產品，由于政策原因造成的資源扭曲配置導致了市場失靈，拉大了城鄉收入水平差距。收入作為家庭用于教育的主要財政來源，在缺乏政府的公共投資和借貸限制條件下，農村低收入家庭受到的教育水平也往往很低。提高農村勞動力的素質技能主要通過使其接受更高更好的教育，一般來講，受到的教育水平越低，在勞動力市場的競爭力越弱，收入水平越低。因此，政府機構應該增加對農村地區的教育投入力度，特別是加大對低收入家庭的救濟補貼力度，完善最低收入保障體系的建設，為低收入家庭提供更多的教育公共性投入。同時，應努力加強教育信貸市場的建設，完善為低收入家庭的子女接受教育提供資金獲取的可能途徑。

2.提高農村地區的義務教育水平至高中階段。雖然義務教育法于1986年就已經頒布了，但是由于教育經費的投入力度不足和家庭經濟狀況的限制，農村地區的義務教育沒有得到很好的落實。根據本文的實證結果，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到，當勞動者的平均受教育水平達到高中階段以上時，收入差距有了縮小的可能。因此，國家應該加大對農村地區的教育投入力度，并逐漸提高農村地區的義務教育水平至高中階段及以上水平。在具體分配九年義務教育以上的教育資源時，應該讓更多的人接受高中教育或職業技術教育，在這樣的政策下，中等師范教育培育的老師可以滿足農村小學及初中的教師需求，職業技術教育培養的人才可以滿足東南沿海城市的“技工荒”。

3.健全勞動力市場，降低城鎮勞動力進入壁壘。大城市一般具有更好的工作機會和薪資待遇，但是戶籍管理制度和畢業院校條件等制度嚴重阻礙了農村地區的勞動力流入大城市尋求更好的發展。政府應該采取一定措施逐步取消人才進入壁壘，建立健全的勞動力市場，提供勞動力自由流動的制度環境，打破地區勞動力市場的人為或行政分割，提供公平有效的競爭環境，有效地通過市場機制改善收入不平等的狀況。

注釋：

①能力變量由于沒有被CHNS數據庫記錄而忽略。

②根據CHNS2011年的數據記錄，東部沿海各省為遼寧，江蘇、山東、廣西、北京和上海6個省份（自治區）。

③CHNS數據庫中對職業的分類一共有12類，為了避免過多虛擬變量對回歸造成的過于混雜的結果，本文選擇了其中具有代表性的6類。

（責任編輯：朱 斌）

Empirical Analysis of Return Rate Difference Between Rural and Urban Education——Based on the Data of CHNS(2011)

WANG Xiao
(School of Business,East China Normal University,Shanghai 200241,China)

On the basis of Mincer's Earning Function,using cross-section data CHNS2011,we made empirical analysis on urban and rural education returns to our country respectively by the year of the education as the explained variable and education level as the virtual variables.The empirical results show that there exists a significant gap between urban and rural education returns in our country.Specifically,when with the fixed number of year of the education for the explanatory variable regression,the standard model and the extension of Mincer's Earning Function get the gap between urban and rural education returns are 4.88%and 4.62%,indicating that control variables such as gender,regional,and different positions will affect urban and rural education returns.When education level as the virtual variable regression,the return shows that the urban and rural education in the middle education and higher education have a significant structural difference.

return rates of rural and urban education;Mincer's earning function;CHNS

G527

A

123（2014）03-0069-06

2014-05-15

王 瀟（1991-），女，湖北襄陽人，華東師范大學商學院，碩士研究生。研究方向：世界經濟。

國家社科基金教育科學規劃項目“收入差距與中國的教育回報率：基于需求角度的分析”（NO.CFA130155）。