方宇惟

一、文獻(xiàn)回顧

非農(nóng)就業(yè)就是在農(nóng)業(yè)部門以外的部門就業(yè)并領(lǐng)取工資。在傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)分隔的中國，戶口與就業(yè)緊密相連，農(nóng)村戶口的農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，城市戶口的居民居住在城市，從事工業(yè)生產(chǎn)和三產(chǎn)服務(wù)。然而隨著城鄉(xiāng)聯(lián)系的強(qiáng)化，對中國就業(yè)人口結(jié)構(gòu)再做這樣的理解是不符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)踐的。越來越多的農(nóng)民涌向城市，也有越來越多的工廠進(jìn)駐農(nóng)村，越來越多的農(nóng)民像工人一樣，工資成為了他們家庭收入的重大來源。

與此相關(guān)的是關(guān)于非農(nóng)就業(yè)內(nèi)部的工資收入不平等問題。長久以來，收入差異不僅僅是一個(gè)經(jīng)濟(jì)學(xué)問題，同時(shí)也是一個(gè)社會(huì)問題，不僅不同國家、不同地域之間存在收入差異，相同國家、相同地域的不同部門間也存在收入差異，即使是來自相同地域、相同部門和相同生產(chǎn)崗位的勞動(dòng)者，其收入也表現(xiàn)出極大的差異性。如果把勞動(dòng)者自身素質(zhì)以外的因素看做是引起個(gè)體收入差異的隨機(jī)因素，那么，勞動(dòng)者本身的素質(zhì)就應(yīng)該能夠解釋收入差異的大部分。然而，實(shí)證研究的結(jié)果并非如此。

明瑟在1970年代提出了一個(gè)至今仍被廣泛使用的工資方程，該方程在度量工資收入和教育回報(bào)領(lǐng)域的研究非常普遍。與本文主題相關(guān)的研究教育對中國工資的貢獻(xiàn)率的文獻(xiàn)也可謂汗牛充棟，研究結(jié)果也各異。如李曉飛（2010）的研究結(jié)果印證了農(nóng)村教育回報(bào)率上升的趨勢，徐舒（2010）則認(rèn)為教育的回報(bào)擴(kuò)大了工資收入的不平等，而何亦名（2009）則認(rèn)為高等教育的收益率呈現(xiàn)上升趨勢，同時(shí)在勞動(dòng)力市場上出現(xiàn)了高學(xué)歷對低學(xué)歷的替代現(xiàn)象。在對教育收益率的估算上，除了羅楚亮（2007）等少量研究得到教育收益率隨著教育程度的提高而下降之外，其他大部分的研究認(rèn)為教育收益率隨著教育程度的提高而上升。

如果說工資差異隨著教育收益率的提高而提高，那么工資收入不平等的問題也就隨之而來。但是，如果觀測到了數(shù)據(jù)表現(xiàn)出來的非農(nóng)工資收入不平等問題，是否就能簡單地認(rèn)為這就是因?yàn)榻逃找媛实奶岣邘淼哪兀窟@樣的判斷顯然是比較武斷的。首先，教育收益率的提高并不直接帶來工資收入不平等的擴(kuò)大，這和經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等的關(guān)系類似，但是更加復(fù)雜。在經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等問題上，庫茲涅茨在1950年代提出了倒U假說，然而在教育率的提高與工資收入不平等方面，并沒有類似的猜想。教育收益率的提高在不同教育層次和不同個(gè)體上都有差別，而這種差別很有可能是由個(gè)體特征決定的，因此，教育收益率在不同教育層次和不同個(gè)體上的不同表現(xiàn)，很有可能是一個(gè)自選擇的過程。其次，明瑟方程的總體解釋力度是比較低的，在本文的數(shù)據(jù)擬合中，在沒有控制變量的情況下僅有10%。因此能夠推斷，僅有教育和經(jīng)驗(yàn)的明瑟方程并不能很好地解釋工資來源，因而教育收益率以及經(jīng)驗(yàn)對工資的貢獻(xiàn)率也有待進(jìn)一步驗(yàn)證。20世紀(jì)后期，Juhn、Murphy和Pierce提出了對工資不平等的JMP分解方法，這種方法認(rèn)為殘差能夠解釋工資收入的大部分。其中，殘差被分解為不可觀測的技能以及對不可觀測技能的回報(bào)。JMP得出的結(jié)論是工資不平等主要來自于對不可觀測技能的回報(bào)的提高。Lemieux在JMP方法的基礎(chǔ)上考察了工資不平等的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，即對技能要求的提高和技能回報(bào)的提高是一種引起殘差工資不平等增加的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，即DFL方法。Machado和Mata基于邊際工資分布重新構(gòu)造了度量工資不平等的變量，他們分別構(gòu)造了代表工人特征變化的變量和代表特征回報(bào)變化的變量，即MM方法。

本文對工資不平等的研究跟隨MM方法的思路，構(gòu)造了代表不平等程度的變量，不同的是，本文并不是基于殘差進(jìn)行構(gòu)造，而是對總體數(shù)據(jù)，包括對解釋變量和被解釋變量都進(jìn)行相同思路的轉(zhuǎn)換，然后使用轉(zhuǎn)換后的變量進(jìn)行回歸，希望得出一種比較直接的判定教育對工資收入不平等影響程度的方法。

二、數(shù)據(jù)來源及非農(nóng)就業(yè)工資收入不平等

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國健康與營養(yǎng)調(diào)查CHNS（China Health and Nutrition Survey）的中國家庭入戶調(diào)查數(shù)據(jù)（刪除了沒有工資收入以及工資收入為負(fù)的觀測）。勞動(dòng)者年收入都以2009年的CPI進(jìn)行了調(diào)整（見表1）。數(shù)據(jù)樣本既包括城市樣本，也包括農(nóng)村樣本，因?yàn)椴粌H城市勞動(dòng)者，而且越來越多的農(nóng)村勞動(dòng)者也成為非農(nóng)就業(yè)者。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)民工調(diào)查檢測數(shù)據(jù)顯示，2011年全國農(nóng)民工總量達(dá)25278萬人，因此綜合考察城市戶口和農(nóng)村戶口的勞動(dòng)者工資收入會(huì)更有意義。

數(shù)據(jù)中的工資不平等信息見表2。從基尼系數(shù)來看，1990年代之前工資不平等有下降的趨勢，這可能是因?yàn)閺?980年代前期開始的改革開放和有限的自由市場開放使得人們有更多就業(yè)機(jī)會(huì)，各部門的工資也處于比較平穩(wěn)的起步階段，因此人們的工資收入也趨向于平等。1990年代初期有一個(gè)工資不平等的擴(kuò)大，然后在整個(gè)1990年代都比較穩(wěn)定。工資不平等程度的巨大變化出現(xiàn)在2004年到2006年再到2009年間，基尼系數(shù)從0.373增加到了0.491，再增加到了0.512。這種特征也同樣表現(xiàn)在工資方差和由高分位與低分位之比衡量的總體不平等程度上。但是，總體不平等差距的擴(kuò)大，主要源于低工資組內(nèi)不平等差距的擴(kuò)大。

表1 1989年～2009年數(shù)據(jù)信息

表2 各年工資收入不平等程度表現(xiàn)

三、基本的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ图捌鋽?shù)據(jù)擬合

明瑟方程（如下）或者是加入更多控制變量的擴(kuò)展的明瑟方程是研究工資收入最為著名的經(jīng)驗(yàn)性模型。

被解釋變量為工資自然對數(shù)，解釋變量分別為：教育年限、經(jīng)驗(yàn)以及經(jīng)驗(yàn)的平方?；貧w結(jié)果見表3，教育回報(bào)率在2.1%～7%，與其他文獻(xiàn)結(jié)果比較，處于比較低的水平。用如此低的教育回報(bào)率來解釋工資不平等程度并不十分令人信服。

本文構(gòu)建了一個(gè)相對差距即個(gè)體變量對樣本均值的離差與樣本均值之比來度量個(gè)體對平均值的偏離：

工資相對差距（工資差/工資均值）it=αit+教育年限相對差距（教育年限離差/平均教育年限）itβ1+工作經(jīng)驗(yàn)相對差距（工作經(jīng)驗(yàn)/平均工作經(jīng)驗(yàn)）itβ2+工作經(jīng)驗(yàn)相對差距平方項(xiàng)（工作經(jīng)驗(yàn)/平均工作經(jīng)驗(yàn)）it2β3+μit

下標(biāo)i表示個(gè)體，t表示時(shí)間，μit為白噪音，μit～N（0，σu2）。均值為樣本均值離差模型估計(jì)結(jié)果見表4。首先，離差模型總體解釋力與未經(jīng)過變換前的模型解釋力度類似。其次，在沒有控制時(shí)間時(shí)，教育年限相對差距每提高1個(gè)百分點(diǎn)，就能引起工資相對差距提高115～117個(gè)百分點(diǎn)，效應(yīng)非常明顯。固定效應(yīng)估計(jì)的教育年限相對差距對工資相對差距的影響更大，達(dá)到189個(gè)百分點(diǎn)。工作經(jīng)驗(yàn)相對差距每提高1個(gè)百分點(diǎn)，能夠引起工資相對差距提高約15個(gè)百分點(diǎn)。在控制時(shí)間以后，教育年限相對差距每提高1個(gè)百分點(diǎn)，就能引起工資相對差距提高55～58個(gè)百分點(diǎn)。工作經(jīng)驗(yàn)相對差距每提高1個(gè)百分點(diǎn)，能夠引起工資相對差距提高約3.6～3.9個(gè)百分點(diǎn)。從結(jié)果看，教育年限相對差距對工資相對差距的影響力在不同估計(jì)方式下差異較大?？赡苁且?yàn)椋旱谝?，固定效?yīng)模型是組內(nèi)估計(jì)量，并沒有運(yùn)用到組間信息，因此其估計(jì)的系數(shù)可能會(huì)比運(yùn)用到離散程度更高的組間估計(jì)量更大，但是其總體解釋力會(huì)降低。第二，工資不平等程度在不同的部門和不同的地區(qū)之間的表現(xiàn)和趨勢不相同。因此，對這些不同部門和不同地區(qū)的數(shù)據(jù)給予相同的權(quán)重進(jìn)行簡單的回歸得到的結(jié)果可能并不準(zhǔn)確。第三，不同收入組別的人群中，工資不平等的表現(xiàn)和趨勢不相同，因此不區(qū)分收入組別的簡單回歸也可能得到不一致的結(jié)果，對這一問題的解決方案是使用分位數(shù)回歸。

表3 明瑟方程估計(jì)系數(shù)比較

表4 相對離差模型的估計(jì)系數(shù)比較

四、分位數(shù)模型及其結(jié)果

傳統(tǒng)的回歸模型都是對數(shù)據(jù)平均效應(yīng)的回歸，并不區(qū)分?jǐn)?shù)據(jù)不同分布點(diǎn)上可能存在的不同的邊際效應(yīng)。在本數(shù)據(jù)中，低工資組對平均工資的偏離差距并不大，但高工資組中對平均工資偏離的差距就比較大。

從結(jié)果看，控制時(shí)間和地區(qū)變量后（表5的Panel A），教育收益率隨著工資的增加而遞減，從十分位的3.3%減少到九十分位的1.3%，而之前的混合最小二乘回歸的估計(jì)系數(shù)為2.1%，也就是說混合最小二乘估計(jì)傾向于低估低工資組的教育收益率，同時(shí)高估高工資組的教育收益率。

如果教育收益率在高工資組更高、低工資組更低，那么教育收益率就傾向于擴(kuò)大組間工資差異，但是卻傾向于擴(kuò)大高工資組的組內(nèi)差異，而縮小低工資組的組內(nèi)差異。相反的，如果教育收益率在高工資組要低于低工資組，那么可能會(huì)傾向于縮小組間工資差異，也就是說低工資組的成員可以預(yù)期通過接受更多的教育來提高自己的工資收入。但是，低工資組內(nèi)部的工資差異會(huì)擴(kuò)大，高工資組內(nèi)的組內(nèi)差距會(huì)縮小。結(jié)合數(shù)據(jù)集中工資差異的表現(xiàn)（見表2），總體的工資不平等程度主要來自于低工資組內(nèi)的工資不平等，高工資組和低工資組的組間不平等在較長時(shí)間內(nèi)都維持較高水平上的不變，在2004年以后兩者的差距才擴(kuò)大。

表5 分位數(shù)回歸下明瑟方程估計(jì)系數(shù)

表5的Panel B為離差模型系數(shù)，控制時(shí)間和地區(qū)后，教育相對離差對工資相對離差的解釋力度在十分位上為0.177，九十分位為0.395。即隨著工資對平均工資的偏離越大，教育對平均教育程度的偏離對工資的這種偏離的解釋力度也就越高。也就是說，在兩個(gè)極端分布上，可以判斷那些工資太低和工資太高的個(gè)體，很有可能是因?yàn)樗麄兊慕逃潭忍突蛘咛?。這樣的結(jié)論是比較符合社會(huì)經(jīng)濟(jì)實(shí)踐的。考慮到本數(shù)據(jù)的基本特征是工資相對差異的分布不均衡，低工資組對平均工資的偏離差距并不大，但是在高工資組這種對平均工資偏離的差距比較大，因此，教育的偏離能解釋的工資的偏離部分似乎更能解釋高工資組的工資差距。這可能是因?yàn)?，雖然低工資組中的教育收益率要高于高工資組中的教育收益率，但是低工資組中的教育相對差距較小，而高工資組中的教育相對差距較大。因此在解釋工資的相對差異上，低工資組的工資相對差異并不能由低工資組有限的教育相對差異來解釋，而在高工資組，教育相對差異的解釋力度會(huì)更大。

五、結(jié) 語

本文主要研究了兩個(gè)問題：一是教育收益率在不同人群中是否有差異，二是教育差距是否能夠解釋非農(nóng)就業(yè)工資收入不平等。

從數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果看，教育收益率在不同工資組中確實(shí)存在差異。低工資組人群的教育收益率要高于高工資組中的教育收益率。因此，通過對低工資組人群的教育投入，能夠?qū)s小組間不平等起到一定的作用。但是，低工資組中較高的教育收益率也可能傾向于擴(kuò)大組內(nèi)工資不平等程度。同時(shí)，低工資組中的經(jīng)驗(yàn)貢獻(xiàn)度也高于高工資組中的經(jīng)驗(yàn)貢獻(xiàn)度。

離差模型的回歸結(jié)果顯示，雖然低工資組中的教育收益率要高于高工資組中的教育收益率，但是低工資組中的教育相對差距也比較小，而高工資組中的教育相對差距比較大。因此在解釋工資的相對差異上，低工資組的工資相對差異并不能由低工資組有限的教育相對差異來解釋；而在高工資組，教育相對差異的解釋力度會(huì)更大。綜上所述，本文得出以下結(jié)論：

第一，教育越多越好可能具有一定的誤導(dǎo)性。教育收益率在高工資組并不很大。因此，如果是已經(jīng)接受了比較好的高等教育，為了得到更高的工資收入，繼續(xù)深造可能并不是一個(gè)很好的選擇，因?yàn)榇藭r(shí)教育的邊際收益率已經(jīng)趨于下降。而除了教育和經(jīng)驗(yàn)，還存在很多其他的因素能夠給這部分人群帶來更高的收入，譬如個(gè)人習(xí)慣、待人處事的方法等。

第二，對低收入組的職業(yè)培訓(xùn)、技能培訓(xùn)確實(shí)能夠在很大程度上提高這部分人的工資，因?yàn)榻逃诘褪杖虢M中的邊際收益率比較大。同時(shí)也對縮小組間收入差距起到了非常積極的作用。但是，這種培訓(xùn)更要注重在低收入組中的公平獲得性，因?yàn)榈褪杖虢M中不平等的教育傾向于擴(kuò)大其組內(nèi)的收入不平等差距。

第三，關(guān)于工資收入的不平等程度，僅僅使用教育的不平等和工作經(jīng)驗(yàn)的差異來解釋是很不充分的，特別是在低收入組，兩者的解釋力度都很低。在高收入組，雖然兩者都有一定的解釋力，但是也偏低。

總的來說，本文最重要的結(jié)論是：雖然教育能夠提高低收入群體的工資收入，但是教育差距并不能很好地解釋收入不平等的擴(kuò)大。