18教育回报与城乡教育资源配置

发布时间：2016-10-15 17:17

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王美艳；高于城市劳动力,两者差距从2001年的3.9个百；表8；16～40岁劳动力工资方程估计结果；2001；2005；外来劳动力；(1)(2)；初中及以下高中或中专大专及以上工作经验工作经验平；职业城市常数项观察值个数；城市劳动力(3)(4)；0.066(1.61)0.080(5.81)；333；外来劳动力；(5)(6)；0.021(1.32)0.143(

王美艳　　

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。这与表6中揭示的16～60岁的劳动力的状况非常类似。惟一不同的是,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。

　　表8

16～40岁劳动力工资方程估计结果

2001

2005

外来劳动力

(1)(2)

初中及以下高中或中专大专及以上工作经验工作经验平方健康状况一般健康状况好身高Z值受过培训女性有配偶行业所有制

职业城市常数项观察值个数

城市劳动力(3)(4)

0.066(1.61)0.080(5.81)

333

外来劳动力

(5)(6)

0.021(1.32)0.143(7.50)(4.38)()

333

城市劳动力

(7)(8)

0.072(1.33)0.066(3.88)

333

0.052(4.59)3330.107(5.77)(4.83)(5.20)

333

0.041(3.63)3330.085(4.92)(4.26)(3.95)

333

0.045(1.08)0.046(3.31)(8.75)1.)

333

0.020(1.30)0.127(6.88)(1.90)(3.333

0.030(0.65)0.046(2.77)3330.093

333

0.246

333

0.189

333

0.131(16.35)0.022(2.33)

33333

0.086

333

0.160

333

0.063

0.14395)035(.)

(8.04)3330.034(2.62)333-0.001(3.03)333-0.010(0.07)0.002(0.02)0.069(2.71)333-0.053(0.90)-0.093(1.87)30.085(1.96)33

0.057

333

0.045

333

0.3

0.070

333

-0.001(4.02)333-.-0.(1.16)0.074(2.45)(2.20)(3.00)

-0.001.)(0.04)-0.007(0.04)0.044(1.50)0.124(2.22)(2.65)

-()0.(0.11)0.043(0.59)0.068(3.22)(2.69)

333

10.010(0.14)0.055(0.78)0.059(2.92)(2.05)

333

-(4.63)3330.171(0.57)0.206(0.70)0.080(2.46)

-.001(3.16)3330.169(0.57)0.196(0.67)0.077(2.51)

-0.001(2.85)3330.110(0.80)0.110(0.83)0.075(2.86)

333

0.128

0.093

333

0.070

-0.005(0.06)-0.077(1.27)-0.025(0.43)

0.049(0.65)-0.049(0.83)-0.067(1.14)

-0.044(0.69)-0.104(2.07)

-0.158

333

-0.137

333

-0.057(1.38)0.001(0.03)

-0.061(1.50)-0.001(0.04)

-0.016(0.27)

-0.022(0.37)

0.086(1.86)3

否否

否是0.566(2.14)33

8740.34

是是是是0.875(2.96)333

8070.44

否否否是0.919(2.45)33

15390.39

是是是是1.043(2.58)33

14830.46

否否否是0.610(1.84)3

7730.29

是是是是1.199(2.14)33

7470.39

否否否是1.062(2.07)33

10230.49

是是是是1.871(4.23)333

9780.56

　　说明:333是指在1%水平上显著,33是指在5%水平上显著,3是指在10%水平上显著;括号内为t值的绝对值;“是”是指该变量包括在模型中,“否”是指未包括在模型中。

　　表916～40岁劳动力教育年限回报系数及其差异检验

2001

城市劳动力0.0450.0460.086

2005

城市劳动力0.0300.0460.093

我们现在再来看外来劳动力和城市劳动力内部

F值0.0410.760.74

初中及以下高中或中专大专及以上

外来劳动力0.0410.0850.189外来劳动力0.010.0203.220.1275.220.063

F值

不同教育阶段的回报比较(表10)。与表7对比可以

发现,16～40岁的劳动力

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　　教育回报与城乡教育资源配置

的情形与16～60岁的情形非常相似。2001年,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者相比,工资回报显著提高;劳动力如果受过大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育者相比,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者相比,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者相比,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。

表10

16～40岁劳动力不同教育阶段边际回报及其显著性检验

回报系数

2001年

外来劳动力

边际回报系数

-0.0440.103-t值-2.042.--.52

回报系数

0.0450.00..0.093

城市劳动力

边际回报系数

-0.001.040-0.0160.048

t值-0.022.27-0.312.18

2005年

初中及以下高中或中专大专及以上初中及以下高中或中专大专及以上

0.0410.0850.1890.0200.127.　　

说明:检验,,为最低教育阶段,因此,初中及以下的边际回报系,,表中未列出,也不进行讨论。

　　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和2005两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年增大;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:第一,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;第二,2005

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。

五主要结论和政策建议

本文主要得出三点结论。第一,不论是外来劳动力还是城市劳动力,在初中及以下、高中或中专和大专及以上这三个教育阶段,受教育年数每增加一年,工资都会有显著的增长。这一结论的政策含义就是:让每个人都接受更多的教育。要让每个人接受更多的教育,就要增加教育投入。教育投入包括国家投入和家庭投入两部分。如果假定家庭对子女的教育投资偏向在短期内不变,那么,要想提高所有人的受教育年数,必须加大国家对教育的投入。

在分析16～40岁的较为年轻的劳动力时我们发现,2005年不论是外来劳动力还是城市劳动力,初中及以下变量不再显著。也就是说,仅仅接受初中教育,对劳动力工资提高的边际作用已经不大,劳动力必须接受更高水平的教育。目前,中国的教育投入主要偏向于九年义务教育阶段。尽管城市和农村人口在义务教育阶段的投入依然存在较大差距(国家教育督导团,2006),但是,城市和农村人口的义务教育经费

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王美艳

都以法律的形式得到保证。而九年义务教育以上的更高阶段的教育经费,则尚未以法律的形式确定下来,保证性自然就差得多。今后,国家应该对义务教育以上阶段的教育加大投入。当然,九年制义务教育是接受更高教育的前提。只有保证了义务教育,才可能接受更多的教育。

第二,外来劳动力和城市劳动力在高中或中专阶段的教育回报具有显著差异,前者高于后者。当我们考察较为年轻的16～40岁劳动力时发现,前者高出后者的幅度更大。从中不难看出,在高中或中专阶段,外来劳动力的教育年数增加一年,对工资提高的作用较城市劳动力大得多。如果能让外来劳动力更多地接受高中或中专教育,无疑将大大缩小两类劳动力的工资差距。

尽管中国早已普及了九年制义务教育,但是,这种制度仍然不能保证所有的人都能完成九年义务教育,尤其是在贫困地区(Tsang,1996;BrownandPark,2002)。我们的数据发现,2005年,外来劳动力中仍有28%未完成初中教育,而城市劳动力中仅有4%未完成。来自农村的外来劳动力在接受教育上的这种弱势状况,一方面与家庭贫困有关,另一方面与对农村教育投入相对较少也密不可分。今后中国政府不仅要继续把九年制义务教育这项工作进一步抓好,)的投入,使农村劳动力接受更多的教育。()中专教育,,。

第三,2005,与仅受过初中及以下教育者相比,工资回报显著提高;,与仅受过高中或中专教育相比,工资回报没有显著变化。城市劳动力如果接受高中或中专教育,与仅受过初中及以下教育相比,工资回报没有显著提高;只有接受大专及以上教育,与仅受过高中或中专教育相比,回报才会显著提高。这表明,对外来劳动力而言,接受高中或中专教育,是显著提高工资的重要转折点;对城市劳动力而言,只有接受大专及以上教育,才是显著提高工资的重要转折点。

对外来劳动力而言,首要的是要让更多的人接受高中或中专教育,这将使得外来劳动力的工资显著提高。由于大专及以上教育的回报与高中或中专教育相比没有显著差异,在扩大可用于农村教育的资源的同时,应该逐步提高高中或中专教育在农村教育发展中的优先地位。根据我们的数据,2005年外来劳动力中接受过高中或中专教育的比例还较低(19%),提高的空间很大。高中或中专教育的成本低于大专及以上教育,家庭也容易承受。如果政府按照此方向进行调整,最终将有利于教育效果的提高。此外,外来劳动力大专及以上教育回报相对高中或中专教育没有显著差异,也与城市劳动力市场上的职业分割,即对外来劳动力的歧视有关系,因此,消除这种对劳动力教育回报的制度性障碍,也是至关重要的。

对于城市劳动力而言,仅仅接受高中或中专教育,对工资提高的作用不再重要。城市劳动力必须接受大专及以上的教育,才会显著提高工资水平。城市劳动力中,将近一半(48%)的人受过高中或中专教育。如何让更多高中或中专毕业生接受大专及以上的教育,是应该着力加以解决的问题。2002年,中国高等教育的毛入学率达到15%。按照国际标准,中国已经进入高等教育大众化阶段。结合上面的分析,城市高等教育大众化的发展趋势,符合资源配置效用最大化原则。

九年制义务教育的普及取得了显著的成效,它对于中国教育和经济的发展功不可没。但是,目前我们已经面临着教育发展的转折点。在教育资源有限的情况下,让更多的农村人口接受高中或中专教育,让更多的城市人口接受大专及以上教育,对于提高城乡整体人力资本存量、提高劳动力工资的边际作用将会十分显著,并进而达到教育资源的效用最大化。

对本文得出的政策建议难免会产生这样的困惑:长期如此,外来劳动力和城市劳动力的教育水平差

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　　教育回报与城乡教育资源配置

距会有进一步加大的可能。面对目前城乡教育差距较大的状况,我们的最终目标当然是提高全民的受教育水平,缩小城乡差距。但是,城乡教育差距是客观存在的,这种差距在短时间内不可能消除。若要实现提高全民受教育水平、缩小城乡教育差距的目标,首要的是使农村和城市人口的受教育水平都不断提高。在此基础上,通过加大对农村教育资源的投入力度,逐步缩小城乡教育差距。另外值得指出的是,教育投入的来源是多方面的。近年来,政府投入在教育支出中的比例呈现不断降低的趋势,其他来源的投入所占比例不断上升(Hannumetal.,2008)。除了不断加大政府对教育的投入外,也要整合所有其他可能的资源,将其投入到教育中。

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王美艳　　

　　附表1

16～60岁劳动力工资方程估计结果

2001

2005

外来劳动力城市劳动力外来劳动力城市劳动力

受教育年限0.0640.0460.1020.0570.0660.0500.1100.066

(7.49)333(5.67)333(25.85)333(12.01)333(7.71)333(6.38)333(21.61)333(12.39)333

工作经验0.0250.017-0.0020.0000.0080.011-0.014-0.006

3333333

(0.49)(0.04)(1.18)(1.62)(1.13)(3.35)(2.31)(2.48)

工作经验平方-0.000-0.0000.0000.000-0.000-0.0000.0000.000

(0.46)(1.41)(2.82)333(1.93)3(1.91)3(2.33)33(2.41)33(3.11)333

健康状况一般-0.304-0.1110.1450.1380.2280.1900.1750.175

33333333

(1.51)(0.67)(0.87)(0.64)(3.31)(3.33)(1.96)(1.88)3

健康状况好-0.320-0.1290.2060.1860.2110.1890.3230.310

(1.61)(0.79)(0.81)(0.64)(4.73)333(4.51)333(3.71)333(3.37)333

身高Z值0.0850.0540.0810.0650.0920.0910.0680.053

3333333333333333333

(2.95)(1.91)(5.54)(4.61)(3.40)(3.55)(3.67)(3.12)333

受过培训0.1460.1400.1620.1130.0400.080-0.101-0.052

(0.53)(1.12)(1.22)(2.45)33(2.51)33(5.87)333(4.18)333(2.18)33

女性-0.152-0.126-0.073-0.102-0.059-0.026-0.142-0.140

33333333333333

(1.14)(0.(3.03)(2.59)(2.52)(3.61)97)(4.16)333

有配偶0.0360.0190.0510..109.0720.042

(0.60)(0.33)(1.)(1.15)(1.66)3(05)(1)3

行业否是否否是所有制否是否是职业否是否是城市是是是是常数项03690.8140.6121.3130.6141.393

333333333333

(2.(3.)(4.62)(6.94)(2.19)(2.63)(5.03)(5.84)333

观察值个数895324431211004969258924572

　　说明:是指在1%水平上显著,是指在5%水平上显著,是指在10%水平上显著;括号内为t值的绝对值;“是”是指该变量包括在模型中,“否”是指未包括在模型中,下同。

附表2

16～40岁劳动力工资方程估计结果

20012005

外来劳动力城市劳动力外来劳动力城市劳动力0.0840.0640.1120.0700.0890.0660.1140.073(8.79)333(6.96)333(18.27)333(8.92)333(8.26)333(6.64)333(14.62)333(8.54)3330.0480.0390.0150.0130.0370.0300.0200.024

333333333333

(1.47)(1.46)(4.33)(3.34)(1.66)(2.65)(2.19)(1.85)3

-0.001-0.001-0.000-0.000-0.001-0.001-0.001-0.001

(0.87)(0.81)(1.61)(2.98)333(2.44)33(2.06)33(1.73)3(2.25)33

-0.2250.018-0.0040.0150.1100.1160.094-0.020(0.99)(0.10)(0.05)(0.21)(0.39)(0.42)(0.74)(0.16)-0.2200.0200.0490.0610.1370.1410.089-0.012(0.98)(0.12)(0.65)(0.84)(0.49)(0.52)(0.74)(0.10)0.0800.0470.0630.0560.0890.0870.0720.067

333333333333333333

(1.57)(2.63)(2.97)(2.72)(2.74)(2.81)(2.77)(2.66)333

0.1410.1330.0970.0730.0030.055-0.042-0.052

(0.04)(0.72)(0.65)(0.88)(2.36)33(2.35)33(2.81)333(2.12)33

-0.155-0.136-0.078-0.078-0.062-0.035-0.106-0.094

3333333333

(1.00)(0.57)(2.91)(2.62)(1.90)(1.91)(2.11)(1.86)3

-0.017-0.0220.0130.0070.027-0.0340.1110.101(0.26)(0.35)(0.36)(0.20)(0.45)(0.57)(2.39)33(2.34)33否是否是否是否是否是否是否是否是否是否是否是否是是是是是是是是是0.3150.7190.4640.7840.2971.0680.6721.504

333333333333

(1.20)(0.95)(2.34)(3.69)(4.37)(2.08)(3.79)(7.64)333874807153914837737471023978受教育年限工作经验工作经验平方健康状况一般健康状况好身高Z值受过培训女性有配偶行业

所有制职业城市常数项观察值个数2(截稿:2008年10月　责任编辑:杜亚平)

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