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靠教育深化保持增長源泉
中國網 china.com.cn  時間: 2007-08-03  發表評論>>

三 城鄉教育回報

根據投資邊際報酬遞減規律,隨著教育階段的提高,教育回報應該呈現下降的趨勢。對世界多國進行的研究的一些結論基本證明了這一點。Psacharopoulos ( 1985, 1994, 2002)的研究發現,教育回報率大體會隨著教育階段的提高而降低,初等教育的回報率最高,中等教育次之,高等教育回報可能高於中等教育,也可能低於中等教育。如果中國的教育回報也遵循這個規律,偏向於義務教育的教育資源投人策略就是合理的。但是,對中國教育回報的研究卻呈現與此相反的趨勢。例如,李實、李文彬(1994)的研究發現,從小學、初中、高中到大學,教育回報率不斷提高;另外兩項研究,也發現了類似的趨勢(Wei et al., 1999;李實、丁賽,2003)。按照這些研究結論,中國教育資源投人應該進行調整,增加對義務教育以上階段的投人。

中國教育回報呈現出這種與其他國家相反的趨勢,值得我們關注和思考,並考察其背後的原因。Benjamin等(2000)認為,中國的教育收益率之所以出現遞增趨勢,是由於接受高層次教育的人口比例較少。de Brauw and Rozelle (2006)的研究認為,農村勞動力小學以上教育的回報高於小學,與農村勞動力中受過較多教育的勞動力較少有關。總結起來,他們的觀點可以概括為:更高的教育階段教育回報高,是由於受過較多教育的人口較少。

如果這種觀點成立的話,由於農村和城市人口中接受過不同階段教育的人口比例很不相同,農村和城市人口各個教育階段的教育回報自然應該不同。應該根據農村和城市人口不同教育階段的回報狀況,調整教育資源的投人和配置。在教育資源有限的情況下,要實現教育資源效用最大化,必須把教育資源更多地配置到回報高的人群和教育階段。中國在教育投人上的這種偏向於城市人口的政策,是否符合教育資源效用最大化的原則呢?如果不符合的話,應該如何調整教育資源的配置?教育資源的投人方向應該做怎樣的改變,城鄉教育投人重點應該有哪些不同?這是本部分嘗試回答的問題。

本研究將利用中國社會科學院人口與勞動經濟研究所于2001年和2005年所做的兩次勞動力調查數據,估計城市中來自於農村的外來勞動力和城市本地勞動力在不同教育階段的教育回報。城市中來自於農村的外來勞動力,大都在農村完成他們的正規教育,因此,對這兩類勞動力教育回報的比較,能夠被看作是農村和城市勞動力的比較,可以為中國城鄉教育資源的配置提供一些思路。

之所以要使用2001年和2005年這兩年的數據,是因為這幾年間,中國的勞動力市場發生了較為劇烈的變化,勞動力市場發育水準不斷提高(蔡防、都陽、王美艷,2005)。勞動力市場發育水準的變化,必定會影響到教育回報。利用2001年和2005年兩年的數據,恰好能夠觀察這個變化。該調查數據的最大優勢是其中包含的關於受教育水準的數據非常詳盡。這為我們較為準確地估計不同教育階段的回報,提供了良好的條件,能夠克服已有很多研究中受教育年限不準確的弱點。

由於自我雇用者的工 資 結 構 比較特殊,與受雇于別人的勞動力很不相同,而本章的主要內容是研究教育回報與工資密切相關,因此,研究將只包括受雇于別人的勞動力,不包括自我雇用者。此外,調查中包括的外來勞動力,有的來自城鎮,有的來自農村。根據本章的研究目的,我們將只分析城市中來自於農村的外來勞動力。

(一)勞動力的教育和工資狀況

在估計勞動力的教育回報前,我們先來了解 一下勞動力的教育和工資狀況。表10一1給出了2001年與2005年16-60歲勞動力的受教育水準。我們把勞動力的受教育水準分為初中及以下、高中(或中專)和大專及以上三個階段進行考察。 外來勞動力在受教育方面的劣勢非常明顯。2001年外來勞動力中,78.34%的人僅受過初中及以下教育,19.92%的人受過高中或中專教育,受過大專及以上教育的比例不到2%。城市勞動力中,27.55%的人受過初中及以下教育,43.29%的人受過高中或中專教育,29. 17%的人受過大專及以上教育。外來勞動力受過高中或中專及以上教育的比例為21.65%,城市勞動力的這一比例為72.46%,兩者差距約為50個百分點。2005年,不論是外來勞動力還是城市勞動力,受過各類教育的勞動力比例與2001年相比沒有特別大的變化。外來勞動力中受過高中或中專及以上教育的比例為22.71%,城市勞動力的這一比例為75.85%,兩者差距約為53個百分點。與2001年相比, 2005年外來勞動力在受教育方面的劣勢進一步擴大。

 
    再來看工資。學者們普遍認為,小時工資是衡量工資水準較為準確的代理變數。這是因為,小時工資不受每天工作小時數和每月工作天數的影響。如果用日工資或月工資而不是小時工資作為工資的代理變數,可能就會帶來教育回報低估的問題(de Brauw andRozelle.2006)。本章使用的調查數據中的資訊使我們能夠得到較為準確的小時工資。為了便於將對小時工資與受教育水準的分析結合起來,表10-2按勞動力受教育水準,給出了2001年與2005年16-60歲外來和城市勞動力的小時工資。為了便於與2001年的結果進行比較,我們利用城市居民消費價格指數,把2005年的工資換算為按2001年價格計算的水準。
    2001年,分受教育水準看,這三類受教育水準的外來勞動力的工資,都低於同等受教育水準的城市勞動力。把所有勞動力合在一起看,外來勞動力的小時平均工資為2.91元,城市勞動力為5.66元,後者比前者高95%。與2001年相比,2005年各類勞動力的小時工資水準都提高了。但這三類受教育水準的外來勞動力的工資,依然都低於城市勞動力。把所有勞動力合在一起看,外來勞動力的小時平均工資提高到3.78元,城市勞動力提高到6.77元,後者比前者高79%。也就是説,2001一2005年間,外來勞動力與城市勞動力的小時工資差距縮小了。
 
    對受教育水準和小時工資 的 分 析 表明,外來勞動力和城市勞動力的受教育水準,存在較為明顯的差距。2005年與2001年相比,這種差距不僅沒有縮小,反而還有擴大的趨勢。與受教育水準不同,2005年與2001年相比,兩類勞動力的小時工資差距縮小。勞動力的受教育水準與小時工資呈現的趨勢正好相反。

為了能夠更加清楚地揭示受教育水準與小時工資之間的關係,需要估計工資方程。我們根據明塞爾工資方程的估計方法,分別估計2001年與2005年外來勞動力和城市勞動力的工資方程,並比較兩類勞動力不同教育階段的人力資本回報。本章將估計兩種工資方程模型,第一種模型中只包括受教育水準、工作經驗、健康、培訓、性別和婚姻狀況,以及城市虛擬變數;第二種模型中除了包括以上變數外,還將放人行業、所有制和職業變數。在估計方程前,首先對方程中將要使用的變數進行解釋。

工資方程的因變數是小時工資的自然對數 。 方程右邊的自變數首先是三個關於受教育年限的變數,分別是初中及以下教育年限、高中(或中專)教育年限和大專及以上教育年限。這三個變數分別指接受初中及以下教育的年數、接受高中(或中專)教育的年數和接受大專及以上教育的年數。方程中還放人了工作經驗及其平 方 項 。 用年齡減去6(學齡前時期),再減去受教育年限,作為工作經驗的代理指標。除了教育外,健康狀況也被認為是反映人力資本水準的重要指標。調查詢問了人們對健康狀況的自我評價,分別是很差、較差、一般、較好和很好。我們把很差和較差兩項合併為差,較好和很好兩項合併為好,在方程中放人了健康狀況一般和健康狀況好兩個虛擬變數(健康狀況差為參照組)。對健康狀況的自我評價是反映健康狀況的較為主觀的指標。方程中還放人了身高2值,作為反映健康狀況的較為客觀的指標。此外,我們在方程中還放人受過培訓虛擬變數(未受過培訓為參照組)、女性虛擬變數(男性為參照組)和有配偶(無配偶為參照組)。

以農林牧漁水利業為參照組,行業虛擬變數包括製造業等1 3個行業。以黨政機關和事業單位為參照組,所有制虛擬變數包括國有獨資及控股企業、集體獨資及控股企業、私營獨資和控股企業以及民辦企事業和個體企業、外資獨資及合資企業共4個。以工人為參照組,職業虛擬變數為行政管理及專業技術人員。以上海市為參照組,城市虛擬變數包括武漢、瀋陽、福州和西安。

(二)16-60歲勞動力工資回報

到現在為止,我們一直在討論16-60歲的勞動力的情況。因此,我們首先估計處於這一年齡段的勞動力的工資方程。為簡便起見,此處我們不給出詳細的估計結果,而是報告估計的主要發現。我們對2001年和2005年的外來勞動力和城市勞動力,都分別估計了兩個模型。如前面提到的那樣,第一個模型中不包括行業、所有制和職業虛擬變數,第二個模型中包括這些變數。結果顯示,在這兩年中,不論是外來勞動力還是城市勞動力,包括了行業、所有制和職業虛擬變數的模型的R2(即解釋系數),都有了大幅度提高。以2001年外來勞動力為例,包括了行業、所有制和職業虛擬變數的模型的R2,比未包括這些變數的模型的R2 提高了10個百分點,方程的解釋力大大提高。我們認為,包括了行業、所有制和職業虛擬變數的模型,能夠更好地解釋工資的影響因素。以下將主要解釋包括了行業、所有制和職業虛擬變數的四個模型。

估計結果中,我們最關注的當然是教育回報。方程中的其他變數的情況,在此不一一説明。在方程中,關於教育變數,我們放入的是初中及以下、高中或中專和大專及以上這三個階段接受教育的年數。關於教育變數的系數的含義,有必要特別説明。舉例來説, 2001年外來勞動力初中及以下的系數為0.024,説明在初中及以下這個教育階段上,受教育年數每增加1年,工資增長2.4%;高中或中專的系數為0.076,説明在高中或中專這個教育階段上,受教育年數每增加1年,工資增長7.6%;大專及以上的系數為0.1821,説明在大專及以上這個教育階段上,受教育年數每增加一年,工資增長18.2%。這四個模型中,有關教育回報的變數都是顯著的。這種狀況表明,在其他條件相同的情況下,不論是外來勞動力還是城市勞動力,在這三個教育階段上,受教育年數每增加一年,工資都會有顯著的增長。

但是,僅僅了解到這一點遠遠不夠。我們很希望知道,在每個教育階段上,外來勞動力和城市勞動力的回報是否存在差異。單從系數大小上看,兩類勞動力的回報顯然是不同的,這在2001年和2005年都是如此。例如,2001年,外來勞動力在大專及以上教育階段,受教育年數每增加一年,工資增長18.2%;城市勞動力的這一比例為7.5%,前者遠大於後者。到2005年,外來勞動力的這一比例為5.6%;城市勞動力的這一比例為9.1%,前者小于後者。但是,僅僅根據回歸系數的大小,我們不能斷定外來勞動力和城市勞動力的回報孰高孰低。要想比較兩類勞動力的受教育回報高低,還必須進行Chow檢驗。

Chow檢驗結果表明,2001年,初中及以下階段的教育年限回報,在外來勞動力和城市勞動力之間沒有顯著性差異;在高中或中專和大專及以上階段,教育年限回報在外來勞動力和城市勞動力之間具有顯著性差異。外來勞動力在這兩個教育階段的回報顯著高於城市勞動力。到2005年,情況發生了一些變化。初中及以下階段的教育年限回報,在外來勞動力和城市勞動力之間依然沒有顯著差異;在高中或中專階段,教育年限回報在外來勞動力和城市勞動力之間具有顯著差異;在大專及以上階段,教育年限回報在外來勞動力和城市勞動力之間不具有顯著差異。總的來看,教育回報在2001年和2005年這兩年中都具有顯著差異的是高中或中專階段,外來勞動力在這一教育階段的回報高於城市勞動力,兩者差距從2001年的3.7個百分點,擴大到2005年的6.1個百分點。

以上是外來勞動力和城市勞動力不同教育階段的回報比較。除此之外,外來勞動力和城市勞動力內部不同教育階段的回報比較,也是值得關注的。不同教育階段的回報比較,可以用邊際回報衡量。邊際回報就是某一教育階段與其上一教育階段回報的差異。某一教育階段的年限回歸系數,減去其上一階段的系數,就可以得到此教育階段的邊際回報系數。我們計算了不同教育階段的邊際回報系數,並且檢驗了邊際回報是否顯著。

2001年,外來勞動力高中或中專階段的邊際回報系數為 0.052而且顯著。這意味著,高中或中專階段的教育年數每增加一年所帶來的工資收人增長的比例,比初中及以下階段相應的比例高5.2個百分點。大專及以上階段的邊際回報為0.106而且顯著,這意味著大專及以上階段的教育年數每增加一年所帶來的工資收人增長的比例,比高中或中專階段高10.6個百分點。城市勞動力高中或中專階段的邊際回報系數不顯著。大專及以上階段的邊際回報為0.036而且顯著。這意味著,大專及以上階段的教育年數每增加一年所帶來的工資收人增長的比例,比高中或中專階段高3.6個百分點。

2005年,外來勞動力高中或中專階段的邊際回報系數為0.0 80而且顯著。這意味著,高中或中專階段的教育年數每增加一年所帶來的工資收人增長的比例,比初中及以下階段相應的比例高8個百分點。大專及以上階段的邊際回報不顯著。城市勞動力高中或中專階段的邊際回報系數不顯著。大專及以上階段的邊際回報為0.050而且顯著。這意味著,大專及以上階段的教育年數每增加一年所帶來的工資收人增長的比例,比高中或中專階段高5個百分點。

對比兩年的情況可以發現,對外來勞動力而言,2005年的情況與2001年既有相同點,也存在一些差異。相同點是,在這兩年中,如果受過高中或中專教育,與僅受過初中及以下教育相比,工資回報都會顯著提高。差異是,2001年如果受過大專及以上教育,與僅受過高中或中專教育相比,工資回報顯著提高;到2005年,如果受過大專及以上教育,與僅受過高中或中專教育相比,工資回報沒有顯著變化。對城市勞動力而言,2005年的情況與2001年相同,那就是:城市勞動力如果受過高中或中專教育,與僅受過初中及以下教育相比,工資回報不會顯著提高。如果接受過大專及以上教育,與僅受過高中或中專教育相比,工資回報才會顯著提高。

(三)16-40歲人力資本回報估計

正如很多研究所指出的,外來勞動力和城市勞動力的年齡結構有很大差異。與城市勞動力相比,外來勞動力大多比較年輕(劉建進,2006)。本章所使用的數據也證實了這一點。2001年,91%的外來勞動力的年齡在40歲以下,而城市勞動力的這一比例僅為47%, 2005年,外來勞動力的平均年齡有所提高,但仍有79%的外來勞動力的年齡在40歲以下,而城市勞動力的這一比例僅為43%。為了使兩類勞動力的估計結果更具有可比性,我們有必要將年齡範圍縮小到16-40歲,再來估計人力資本回報,並與16-60歲的結果進行對比。關注點集中在教育回報,有關其他變數的估計結果,在此不再多作説明。

對16-60歲勞動力的估計結果表明,有關教育回報的變數都是顯著的。16-40歲勞動力的工資方程估計,呈現了與此有差異的結果。2001年的外來勞動力工資方程中,初中及以下、高中或中專和大專及以上這三個變數,都是顯著的。但2001年的城市勞動力工資方程,以及2005年兩類勞動力的工資方程中,初中及以下變數都不再顯著。這種狀況表明,在初中及以下階段,受教育年數每增加一年,工資沒有顯著增長。

對勞動力教育年限回報系數及其 差 異 的 Chow檢驗表明,對於16-40歲的勞動力而言,教育回報在2001年和2005年這兩年中都具有顯著差異的是高中或中專階段,外來勞動力在這一教育階段的回報高於城市勞動力,兩者差距從2001年的3.9個百分點,擴大到2005年的8.1個百分點。這與前面分析中揭示的16-60歲的勞動力的狀況非常類似。唯一不同的是,2005年16-40歲的外來勞動力高中或中專階段的教育回報比城市勞動力高出的比例,高於16-60歲的勞動力的這一比例。

最後再來看外來勞動力和城市勞動力內部不同教育階段的回報比較。16-40歲的勞動力的情形與16-60歲勞動力的情形非常相似。2001年,對外來勞動力而言,如果受過高中或中專教育,與僅受過初中及以下教育相比,工資回報顯著提高;如果受過大專及以上教育,與僅受過高中或中專教育相比,工資回報也顯著提高。到2005年,對外來勞動力而言,如果受過高中或中專教育,與僅受過初中及以下教育相比,工資回報顯著提高;如果受過大專及以上教育,與僅受過高中或中專教育相比,工資回報沒有顯著變化。城市勞動力的情況與此不同。不論是2001年還是2005年,城市勞動力如果受過高中或中專教育,與僅受過初中及以下教育相比,工資回報不會顯著提高。如果接受過大專及以上教育,與僅受過高中或中專教育相比,工資回報會顯著提高。

16-40歲勞動力的估計結果與16-60歲勞動力的估計結果既有相同點,也有不同點。相同之處主要有兩點。第一,教育回報在2001年和2005年這兩年中都具有顯著差異的是高中或中專階段,而且是外來勞動力在這一教育階段的回報高於城市勞動力,兩者差距在2005年擴大。第二,外來勞動力和城市勞動力內部不同教育階段的回報比較,在2001年和2005年的情況都是相同的。不同之處也主要有兩點。一是對於16-40歲的勞動力來説,初中及以下變數在2001年城市勞動力、2005年的外來勞動力和城市勞動力的工資方程中都不再顯著;而對於16-60歲的勞動力而言,這個變數在所有方程中都是顯著的。二是2005年,16-40歲的外來勞動力高中或中專階段的教育回報比城市勞動力高出的比例,高於16-60歲的勞動力的這一比例。

文章來源: 中國網 責任編輯: 蘇向東
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