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靠教育深化保持增长源泉
中国网 china.com.cn  时间: 2007-08-03  发表评论>>

三 城乡教育回报

根据投资边际报酬递减规律,随着教育阶段的提高,教育回报应该呈现下降的趋势。对世界多国进行的研究的一些结论基本证明了这一点。Psacharopoulos ( 1985, 1994, 2002)的研究发现,教育回报率大体会随着教育阶段的提高而降低,初等教育的回报率最高,中等教育次之,高等教育回报可能高于中等教育,也可能低于中等教育。如果中国的教育回报也遵循这个规律,偏向于义务教育的教育资源投人策略就是合理的。但是,对中国教育回报的研究却呈现与此相反的趋势。例如,李实、李文彬(1994)的研究发现,从小学、初中、高中到大学,教育回报率不断提高;另外两项研究,也发现了类似的趋势(Wei et al., 1999;李实、丁赛,2003)。按照这些研究结论,中国教育资源投人应该进行调整,增加对义务教育以上阶段的投人。

中国教育回报呈现出这种与其他国家相反的趋势,值得我们关注和思考,并考察其背后的原因。Benjamin等(2000)认为,中国的教育收益率之所以出现递增趋势,是由于接受高层次教育的人口比例较少。de Brauw and Rozelle (2006)的研究认为,农村劳动力小学以上教育的回报高于小学,与农村劳动力中受过较多教育的劳动力较少有关。总结起来,他们的观点可以概括为:更高的教育阶段教育回报高,是由于受过较多教育的人口较少。

如果这种观点成立的话,由于农村和城市人口中接受过不同阶段教育的人口比例很不相同,农村和城市人口各个教育阶段的教育回报自然应该不同。应该根据农村和城市人口不同教育阶段的回报状况,调整教育资源的投人和配置。在教育资源有限的情况下,要实现教育资源效用最大化,必须把教育资源更多地配置到回报高的人群和教育阶段。中国在教育投人上的这种偏向于城市人口的政策,是否符合教育资源效用最大化的原则呢?如果不符合的话,应该如何调整教育资源的配置?教育资源的投人方向应该做怎样的改变,城乡教育投人重点应该有哪些不同?这是本部分尝试回答的问题。

本研究将利用中国社会科学院人口与劳动经济研究所于2001年和2005年所做的两次劳动力调查数据,估计城市中来自于农村的外来劳动力和城市本地劳动力在不同教育阶段的教育回报。城市中来自于农村的外来劳动力,大都在农村完成他们的正规教育,因此,对这两类劳动力教育回报的比较,能够被看作是农村和城市劳动力的比较,可以为中国城乡教育资源的配置提供一些思路。

之所以要使用2001年和2005年这两年的数据,是因为这几年间,中国的劳动力市场发生了较为剧烈的变化,劳动力市场发育水平不断提高(蔡防、都阳、王美艳,2005)。劳动力市场发育水平的变化,必定会影响到教育回报。利用2001年和2005年两年的数据,恰好能够观察这个变化。该调查数据的最大优势是其中包含的关于受教育水平的数据非常详尽。这为我们较为准确地估计不同教育阶段的回报,提供了良好的条件,能够克服已有很多研究中受教育年限不准确的弱点。

由于自我雇用者的工 资 结 构 比较特殊,与受雇于别人的劳动力很不相同,而本章的主要内容是研究教育回报与工资密切相关,因此,研究将只包括受雇于别人的劳动力,不包括自我雇用者。此外,调查中包括的外来劳动力,有的来自城镇,有的来自农村。根据本章的研究目的,我们将只分析城市中来自于农村的外来劳动力。

(一)劳动力的教育和工资状况

在估计劳动力的教育回报前,我们先来了解 一下劳动力的教育和工资状况。表10一1给出了2001年与2005年16-60岁劳动力的受教育水平。我们把劳动力的受教育水平分为初中及以下、高中(或中专)和大专及以上三个阶段进行考察。 外来劳动力在受教育方面的劣势非常明显。2001年外来劳动力中,78.34%的人仅受过初中及以下教育,19.92%的人受过高中或中专教育,受过大专及以上教育的比例不到2%。城市劳动力中,27.55%的人受过初中及以下教育,43.29%的人受过高中或中专教育,29. 17%的人受过大专及以上教育。外来劳动力受过高中或中专及以上教育的比例为21.65%,城市劳动力的这一比例为72.46%,两者差距约为50个百分点。2005年,不论是外来劳动力还是城市劳动力,受过各类教育的劳动力比例与2001年相比没有特别大的变化。外来劳动力中受过高中或中专及以上教育的比例为22.71%,城市劳动力的这一比例为75.85%,两者差距约为53个百分点。与2001年相比, 2005年外来劳动力在受教育方面的劣势进一步扩大。

 
    再来看工资。学者们普遍认为,小时工资是衡量工资水平较为准确的代理变量。这是因为,小时工资不受每天工作小时数和每月工作天数的影响。如果用日工资或月工资而不是小时工资作为工资的代理变量,可能就会带来教育回报低估的问题(de Brauw andRozelle.2006)。本章使用的调查数据中的信息使我们能够得到较为准确的小时工资。为了便于将对小时工资与受教育水平的分析结合起来,表10-2按劳动力受教育水平,给出了2001年与2005年16-60岁外来和城市劳动力的小时工资。为了便于与2001年的结果进行比较,我们利用城市居民消费价格指数,把2005年的工资换算为按2001年价格计算的水平。
    2001年,分受教育水平看,这三类受教育水平的外来劳动力的工资,都低于同等受教育水平的城市劳动力。把所有劳动力合在一起看,外来劳动力的小时平均工资为2.91元,城市劳动力为5.66元,后者比前者高95%。与2001年相比,2005年各类劳动力的小时工资水平都提高了。但这三类受教育水平的外来劳动力的工资,依然都低于城市劳动力。把所有劳动力合在一起看,外来劳动力的小时平均工资提高到3.78元,城市劳动力提高到6.77元,后者比前者高79%。也就是说,2001一2005年间,外来劳动力与城市劳动力的小时工资差距缩小了。
 
    对受教育水平和小时工资 的 分 析 表明,外来劳动力和城市劳动力的受教育水平,存在较为明显的差距。2005年与2001年相比,这种差距不仅没有缩小,反而还有扩大的趋势。与受教育水平不同,2005年与2001年相比,两类劳动力的小时工资差距缩小。劳动力的受教育水平与小时工资呈现的趋势正好相反。

为了能够更加清楚地揭示受教育水平与小时工资之间的关系,需要估计工资方程。我们根据明塞尔工资方程的估计方法,分别估计2001年与2005年外来劳动力和城市劳动力的工资方程,并比较两类劳动力不同教育阶段的人力资本回报。本章将估计两种工资方程模型,第一种模型中只包括受教育水平、工作经验、健康、培训、性别和婚姻状况,以及城市虚拟变量;第二种模型中除了包括以上变量外,还将放人行业、所有制和职业变量。在估计方程前,首先对方程中将要使用的变量进行解释。

工资方程的因变量是小时工资的自然对数 。 方程右边的自变量首先是三个关于受教育年限的变量,分别是初中及以下教育年限、高中(或中专)教育年限和大专及以上教育年限。这三个变量分别指接受初中及以下教育的年数、接受高中(或中专)教育的年数和接受大专及以上教育的年数。方程中还放人了工作经验及其平 方 项 。 用年龄减去6(学龄前时期),再减去受教育年限,作为工作经验的代理指标。除了教育外,健康状况也被认为是反映人力资本水平的重要指标。调查询问了人们对健康状况的自我评价,分别是很差、较差、一般、较好和很好。我们把很差和较差两项合并为差,较好和很好两项合并为好,在方程中放人了健康状况一般和健康状况好两个虚拟变量(健康状况差为参照组)。对健康状况的自我评价是反映健康状况的较为主观的指标。方程中还放人了身高2值,作为反映健康状况的较为客观的指标。此外,我们在方程中还放人受过培训虚拟变量(未受过培训为参照组)、女性虚拟变量(男性为参照组)和有配偶(无配偶为参照组)。

以农林牧渔水利业为参照组,行业虚拟变量包括制造业等1 3个行业。以党政机关和事业单位为参照组,所有制虚拟变量包括国有独资及控股企业、集体独资及控股企业、私营独资和控股企业以及民办企事业和个体企业、外资独资及合资企业共4个。以工人为参照组,职业虚拟变量为行政管理及专业技术人员。以上海市为参照组,城市虚拟变量包括武汉、沈阳、福州和西安。

(二)16-60岁劳动力工资回报

到现在为止,我们一直在讨论16-60岁的劳动力的情况。因此,我们首先估计处于这一年龄段的劳动力的工资方程。为简便起见,此处我们不给出详细的估计结果,而是报告估计的主要发现。我们对2001年和2005年的外来劳动力和城市劳动力,都分别估计了两个模型。如前面提到的那样,第一个模型中不包括行业、所有制和职业虚拟变量,第二个模型中包括这些变量。结果显示,在这两年中,不论是外来劳动力还是城市劳动力,包括了行业、所有制和职业虚拟变量的模型的R2(即解释系数),都有了大幅度提高。以2001年外来劳动力为例,包括了行业、所有制和职业虚拟变量的模型的R2,比未包括这些变量的模型的R2 提高了10个百分点,方程的解释力大大提高。我们认为,包括了行业、所有制和职业虚拟变量的模型,能够更好地解释工资的影响因素。以下将主要解释包括了行业、所有制和职业虚拟变量的四个模型。

估计结果中,我们最关注的当然是教育回报。方程中的其他变量的情况,在此不一一说明。在方程中,关于教育变量,我们放入的是初中及以下、高中或中专和大专及以上这三个阶段接受教育的年数。关于教育变量的系数的含义,有必要特别说明。举例来说, 2001年外来劳动力初中及以下的系数为0.024,说明在初中及以下这个教育阶段上,受教育年数每增加1年,工资增长2.4%;高中或中专的系数为0.076,说明在高中或中专这个教育阶段上,受教育年数每增加1年,工资增长7.6%;大专及以上的系数为0.1821,说明在大专及以上这个教育阶段上,受教育年数每增加一年,工资增长18.2%。这四个模型中,有关教育回报的变量都是显著的。这种状况表明,在其他条件相同的情况下,不论是外来劳动力还是城市劳动力,在这三个教育阶段上,受教育年数每增加一年,工资都会有显著的增长。

但是,仅仅了解到这一点远远不够。我们很希望知道,在每个教育阶段上,外来劳动力和城市劳动力的回报是否存在差异。单从系数大小上看,两类劳动力的回报显然是不同的,这在2001年和2005年都是如此。例如,2001年,外来劳动力在大专及以上教育阶段,受教育年数每增加一年,工资增长18.2%;城市劳动力的这一比例为7.5%,前者远大于后者。到2005年,外来劳动力的这一比例为5.6%;城市劳动力的这一比例为9.1%,前者小于后者。但是,仅仅根据回归系数的大小,我们不能断定外来劳动力和城市劳动力的回报孰高孰低。要想比较两类劳动力的受教育回报高低,还必须进行Chow检验。

Chow检验结果表明,2001年,初中及以下阶段的教育年限回报,在外来劳动力和城市劳动力之间没有显著性差异;在高中或中专和大专及以上阶段,教育年限回报在外来劳动力和城市劳动力之间具有显著性差异。外来劳动力在这两个教育阶段的回报显著高于城市劳动力。到2005年,情况发生了一些变化。初中及以下阶段的教育年限回报,在外来劳动力和城市劳动力之间依然没有显著差异;在高中或中专阶段,教育年限回报在外来劳动力和城市劳动力之间具有显著差异;在大专及以上阶段,教育年限回报在外来劳动力和城市劳动力之间不具有显著差异。总的来看,教育回报在2001年和2005年这两年中都具有显著差异的是高中或中专阶段,外来劳动力在这一教育阶段的回报高于城市劳动力,两者差距从2001年的3.7个百分点,扩大到2005年的6.1个百分点。

以上是外来劳动力和城市劳动力不同教育阶段的回报比较。除此之外,外来劳动力和城市劳动力内部不同教育阶段的回报比较,也是值得关注的。不同教育阶段的回报比较,可以用边际回报衡量。边际回报就是某一教育阶段与其上一教育阶段回报的差异。某一教育阶段的年限回归系数,减去其上一阶段的系数,就可以得到此教育阶段的边际回报系数。我们计算了不同教育阶段的边际回报系数,并且检验了边际回报是否显著。

2001年,外来劳动力高中或中专阶段的边际回报系数为 0.052而且显著。这意味着,高中或中专阶段的教育年数每增加一年所带来的工资收人增长的比例,比初中及以下阶段相应的比例高5.2个百分点。大专及以上阶段的边际回报为0.106而且显著,这意味着大专及以上阶段的教育年数每增加一年所带来的工资收人增长的比例,比高中或中专阶段高10.6个百分点。城市劳动力高中或中专阶段的边际回报系数不显著。大专及以上阶段的边际回报为0.036而且显著。这意味着,大专及以上阶段的教育年数每增加一年所带来的工资收人增长的比例,比高中或中专阶段高3.6个百分点。

2005年,外来劳动力高中或中专阶段的边际回报系数为0.0 80而且显著。这意味着,高中或中专阶段的教育年数每增加一年所带来的工资收人增长的比例,比初中及以下阶段相应的比例高8个百分点。大专及以上阶段的边际回报不显著。城市劳动力高中或中专阶段的边际回报系数不显著。大专及以上阶段的边际回报为0.050而且显著。这意味着,大专及以上阶段的教育年数每增加一年所带来的工资收人增长的比例,比高中或中专阶段高5个百分点。

对比两年的情况可以发现,对外来劳动力而言,2005年的情况与2001年既有相同点,也存在一些差异。相同点是,在这两年中,如果受过高中或中专教育,与仅受过初中及以下教育相比,工资回报都会显著提高。差异是,2001年如果受过大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育相比,工资回报显著提高;到2005年,如果受过大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育相比,工资回报没有显著变化。对城市劳动力而言,2005年的情况与2001年相同,那就是:城市劳动力如果受过高中或中专教育,与仅受过初中及以下教育相比,工资回报不会显著提高。如果接受过大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育相比,工资回报才会显著提高。

(三)16-40岁人力资本回报估计

正如很多研究所指出的,外来劳动力和城市劳动力的年龄结构有很大差异。与城市劳动力相比,外来劳动力大多比较年轻(刘建进,2006)。本章所使用的数据也证实了这一点。2001年,91%的外来劳动力的年龄在40岁以下,而城市劳动力的这一比例仅为47%, 2005年,外来劳动力的平均年龄有所提高,但仍有79%的外来劳动力的年龄在40岁以下,而城市劳动力的这一比例仅为43%。为了使两类劳动力的估计结果更具有可比性,我们有必要将年龄范围缩小到16-40岁,再来估计人力资本回报,并与16-60岁的结果进行对比。关注点集中在教育回报,有关其他变量的估计结果,在此不再多作说明。

对16-60岁劳动力的估计结果表明,有关教育回报的变量都是显著的。16-40岁劳动力的工资方程估计,呈现了与此有差异的结果。2001年的外来劳动力工资方程中,初中及以下、高中或中专和大专及以上这三个变量,都是显著的。但2001年的城市劳动力工资方程,以及2005年两类劳动力的工资方程中,初中及以下变量都不再显著。这种状况表明,在初中及以下阶段,受教育年数每增加一年,工资没有显著增长。

对劳动力教育年限回报系数及其 差 异 的 Chow检验表明,对于16-40岁的劳动力而言,教育回报在2001年和2005年这两年中都具有显著差异的是高中或中专阶段,外来劳动力在这一教育阶段的回报高于城市劳动力,两者差距从2001年的3.9个百分点,扩大到2005年的8.1个百分点。这与前面分析中揭示的16-60岁的劳动力的状况非常类似。唯一不同的是,2005年16-40岁的外来劳动力高中或中专阶段的教育回报比城市劳动力高出的比例,高于16-60岁的劳动力的这一比例。

最后再来看外来劳动力和城市劳动力内部不同教育阶段的回报比较。16-40岁的劳动力的情形与16-60岁劳动力的情形非常相似。2001年,对外来劳动力而言,如果受过高中或中专教育,与仅受过初中及以下教育相比,工资回报显著提高;如果受过大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育相比,工资回报也显著提高。到2005年,对外来劳动力而言,如果受过高中或中专教育,与仅受过初中及以下教育相比,工资回报显著提高;如果受过大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育相比,工资回报没有显著变化。城市劳动力的情况与此不同。不论是2001年还是2005年,城市劳动力如果受过高中或中专教育,与仅受过初中及以下教育相比,工资回报不会显著提高。如果接受过大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育相比,工资回报会显著提高。

16-40岁劳动力的估计结果与16-60岁劳动力的估计结果既有相同点,也有不同点。相同之处主要有两点。第一,教育回报在2001年和2005年这两年中都具有显著差异的是高中或中专阶段,而且是外来劳动力在这一教育阶段的回报高于城市劳动力,两者差距在2005年扩大。第二,外来劳动力和城市劳动力内部不同教育阶段的回报比较,在2001年和2005年的情况都是相同的。不同之处也主要有两点。一是对于16-40岁的劳动力来说,初中及以下变量在2001年城市劳动力、2005年的外来劳动力和城市劳动力的工资方程中都不再显著;而对于16-60岁的劳动力而言,这个变量在所有方程中都是显著的。二是2005年,16-40岁的外来劳动力高中或中专阶段的教育回报比城市劳动力高出的比例,高于16-60岁的劳动力的这一比例。

文章来源: 中国网 责任编辑: 苏向东
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