李雪瑩，張 磊，朱 喜

(上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030)

一、引言

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟(jì)快速增長、人民生活水平顯著提高。與此同時，收入差距也達(dá)到較高水平[1]。根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)估算，2021年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比為2.50。(1)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局：《2021年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》?；诮逃龑€人收入的重要作用，本文從教育回報城鄉(xiāng)差異的角度理解城鄉(xiāng)收入差距，強(qiáng)調(diào)城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育質(zhì)量和個人稟賦(2)個人稟賦在本文的定義是不隨時間變化也不受其他因素影響的個人先天能力。兩個維度的差距對受教育程度相同的城鄉(xiāng)居民教育回報差距的影響。

本文基于教育對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究有三個方面的貢獻(xiàn)。首先，現(xiàn)有研究通常認(rèn)為教育之所以會影響城鄉(xiāng)收入差距是因為城鄉(xiāng)居民受教育程度不同，(3)例如，史泰麗等(2008)發(fā)現(xiàn)受教育年限的差異可以解釋大約25%的2002年城鄉(xiāng)收入差距[2]。而忽略了城鄉(xiāng)學(xué)校質(zhì)量差距導(dǎo)致的同等教育程度個人實際人力資本的差距[3]。由于中國基礎(chǔ)教育由縣級政府提供，城鄉(xiāng)財政資源的巨大差異對城鄉(xiāng)學(xué)校投入，從而學(xué)校質(zhì)量和人力資本形成有著重要影響。受教育年限的差距只是教育影響城鄉(xiāng)收入差距的一個途徑。本文關(guān)注教育產(chǎn)生影響的另一個重要途徑，即城鄉(xiāng)教育質(zhì)量的差距。在擴(kuò)展的Mincer方程[4]中，本文首先以城鄉(xiāng)虛擬變量與學(xué)歷水平交互項的系數(shù)反映城鄉(xiāng)居民在相同受教育程度上教育回報的差距，進(jìn)而考察學(xué)校教育質(zhì)量差異對收入差距的貢獻(xiàn)。

其次，本文在估計教育質(zhì)量差距對城鄉(xiāng)教育回報差距的貢獻(xiàn)時，采用了效應(yīng)分解的研究思路。以往關(guān)于教育回報的研究，大多關(guān)注由個人稟賦無法觀測造成的遺漏變量偏差問題[5][6]。而我們通過理論分析和計量建模指出，城鄉(xiāng)虛擬變量與學(xué)歷水平交互項系數(shù)反映了教育質(zhì)量和個人稟賦差距對各學(xué)歷組城鄉(xiāng)居民教育回報差距的總體效應(yīng)。即個人稟賦在本文模型中不是遺漏變量，而是體現(xiàn)為交互項系數(shù)的一部分。因此，本文并不需要解決經(jīng)典的遺漏變量偏差問題，而是需要盡可能地分解出城鄉(xiāng)教育回報差距中來自教育質(zhì)量的那部分。本文一是通過衡量各學(xué)歷組城鄉(xiāng)居民的平均稟賦差距，間接研究教育質(zhì)量差距的貢獻(xiàn)；二是通過控制教育質(zhì)量，直接估計教育質(zhì)量均等化的作用。兩種方法都驗證了城鄉(xiāng)教育質(zhì)量差距對于教育回報差距的重要影響。

最后，我們構(gòu)造了一個在理論上和實踐中都很有意義的學(xué)校質(zhì)量的度量指標(biāo)。文獻(xiàn)中通常采用師生比來度量學(xué)校質(zhì)量[7][8]，但這一指標(biāo)對學(xué)生人力資本積累的作用有較大爭議。此外，中國教育部對城鄉(xiāng)學(xué)校師生比有統(tǒng)一的規(guī)定，所以實際數(shù)據(jù)中城鄉(xiāng)學(xué)校師生比差異非常微弱。教師的工作經(jīng)驗?zāi)鼙容^好地解釋學(xué)生學(xué)業(yè)成果的差異[9][10]。本文從中國教育管理的實踐出發(fā)，認(rèn)為教師職稱能夠綜合反映教師的教學(xué)經(jīng)驗和教學(xué)能力，因而采用生均高職稱教師數(shù)作為學(xué)校質(zhì)量的度量。在我們的回歸分析中，生均高職稱教師數(shù)對工資有顯著的正向影響，對城鄉(xiāng)教育回報差異也有著顯著影響，且其影響方向符合預(yù)期。

同時，本文也解決了由于戶籍轉(zhuǎn)變所造成的樣本自選擇偏差問題。分城鄉(xiāng)估計教育回報率的幾個研究均發(fā)現(xiàn)農(nóng)村教育回報率低于城市[11][12]，但他們都忽略了農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變戶籍所造成的樣本自選擇偏差。趙西亮(2017)考慮了由大學(xué)升學(xué)帶來的戶籍變化，發(fā)現(xiàn)在修正樣本選擇性偏差之后，農(nóng)村居民大學(xué)教育收益率略高于城市居民[13]。隨著城市化推進(jìn)，戶籍變化可能由其他因素造成，因此也會影響到其他教育程度的人群。本文按照居民12歲時(完成基礎(chǔ)教育的關(guān)鍵年齡)戶口性質(zhì)進(jìn)行城鄉(xiāng)劃分，避免了農(nóng)村居民通過多種途徑轉(zhuǎn)換戶口性質(zhì)而產(chǎn)生的樣本選擇偏差。

與本文最相關(guān)的國外研究關(guān)注教育質(zhì)量對種族收入差距的影響。De los et al.(2004)指出，學(xué)校質(zhì)量差距對收入差距的影響途徑是技能差距[14]。他們發(fā)現(xiàn)，白人學(xué)生通過增加一年教育提高的AFQT(4)AFQT為軍人資格測試。該測試得分用于確定是否有資格入伍。分?jǐn)?shù)要高于黑人學(xué)生。Neal(2006)總結(jié)了黑人和白人之間的技能差距自1980年代末以來居高不下的事實，指出了學(xué)校質(zhì)量、家庭背景等因素對這種差距形成的重要性，特別強(qiáng)調(diào)如果教育等公共政策不進(jìn)行改革， 這種差距將長期保持[15]。關(guān)于中國城鄉(xiāng)教育回報率差異的實證研究很少[16]，進(jìn)一步剖析差異的來源更加少見。陳斌開等(2010)對企業(yè)、消費者、政府和教育部門四個行為主體的理論模型分析表明，政府部門偏向城市的教育經(jīng)費投入政策會造成城鄉(xiāng)教育部門教育質(zhì)量的差異，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民人力資本投資回報差距，拉大城鄉(xiāng)人力資本投資水平和城鄉(xiāng)收入差距[17]。本文的實證研究與他們的理論模型互為補(bǔ)充。

二、研究框架和模型設(shè)定

(一)理論分析框架

根據(jù)文獻(xiàn)中對人力資本函數(shù)的廣泛研究[18]，我們假設(shè)中國城鄉(xiāng)居民的人力資本形成符合對數(shù)線性形式：

(1)

假設(shè)在勞動市場上個人的工資(W)由其人力資本決定:

(2)

公式(1)和(2)揭示出教育回報的城鄉(xiāng)差距的具體來源。給定受教育程度S、家庭教育投入F和其他因素X，可以得到

(3)

該式表明，相同學(xué)歷水平的城市和農(nóng)村居民，其人力資本或者工資水平會因?qū)?yīng)學(xué)歷水平上城鄉(xiāng)教育質(zhì)量和平均稟賦的差異存在差距。

(二)實證模型

1.城鄉(xiāng)教育回報差距：總體效應(yīng)?；诠?2)和(3)，估計如下工資方程：

(4)

模型(4)以非參數(shù)的函數(shù)形式估計同等學(xué)歷的城鄉(xiāng)居民教育回報的差距，不需要對教育投入與人力資本的關(guān)系(Qj(s))進(jìn)行具體的函數(shù)設(shè)定。小學(xué)及以下學(xué)歷的農(nóng)村居民是基準(zhǔn)組。交互項的系數(shù)bs代表了各學(xué)歷組(s)城鄉(xiāng)異質(zhì)的教育質(zhì)量和個人稟賦對城鄉(xiāng)教育回報差距的總體效應(yīng)：

(5)

我們施加的關(guān)鍵假定為：給定相同的公共教育質(zhì)量，學(xué)歷越高的個體稟賦越高。具體來說，如果人群中有ω份額的個體學(xué)歷水平為S以上，則這部分人的平均稟賦高于剩下的1-ω份額的群體[3][19]。這個假定的依據(jù)是人力資本投資理論[20]，即教育選擇由邊際成本和邊際收益的均衡點決定。在公共教育質(zhì)量相同的條件下，個人稟賦越高的人接受教育的邊際收益越高，所以他會進(jìn)行更多的人力資本投資，選擇更高的教育程度。

例如，在CHIP(2013)數(shù)據(jù)中，農(nóng)村居民完成大專及以上教育的比例(13%)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城市居民(45%)。根據(jù)前述假設(shè)，農(nóng)村居民只有稟賦位于最高13%的才會完成高等教育，而城市居民稟賦位于前45%的都會完成高等教育。如果兩者與生俱來的稟賦總體上沒有差異，對于同樣完成了高等教育的城鄉(xiāng)居民來說，城市居民的平均稟賦顯然低于農(nóng)村居民。相同學(xué)歷組的城鄉(xiāng)居民存在稟賦差距的原因，一方面可能是農(nóng)村更低的公共教育質(zhì)量，使得個人接受教育的邊際收益降低；另一方面可能是農(nóng)村居民在做教育決策時面臨更高的邊際成本， 如更低的家庭收入導(dǎo)致更高的教育機(jī)會成本。

我們進(jìn)一步假定個人稟賦的對數(shù)服從正態(tài)分布[21]。因為沒有充分的理由認(rèn)為城市和農(nóng)村居民的先天稟賦整體上存在顯著差異，我們假定兩者都服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，即Aij～Normal(0,1)。結(jié)合城鄉(xiāng)居民學(xué)歷水平分布，我們可以計算得到各學(xué)歷水平城鄉(xiāng)居民的期望(平均)稟賦，如圖1所示。在每個學(xué)歷水平上，城市居民的平均稟賦都顯著低于農(nóng)村居民。例如，學(xué)歷為大專及以上的城市居民的平均稟賦為0.874；而農(nóng)村居民中對應(yīng)群體的平均稟賦為1.630，城鄉(xiāng)的稟賦差距為-0.756。

資料來源：中國家庭收入調(diào)查(2013)注：樣本為16～60周歲全職工作樣本。城市居民(12歲時戶口為非農(nóng)業(yè)戶口)樣本4898個。農(nóng)村居民(12歲時戶口為農(nóng)業(yè)戶口)樣本12773個。圖中數(shù)字為對應(yīng)受教育程度的期望稟賦值圖1 城鄉(xiāng)居民的學(xué)歷分布及其期望稟賦(以12歲的戶口性質(zhì)劃分)

給定各學(xué)歷組城市居民的平均稟賦都顯著低于農(nóng)村居民，根據(jù)公式(5)可知，如果各階段的城鄉(xiāng)學(xué)校基礎(chǔ)教育質(zhì)量(對應(yīng)s=1,2,3)不存在顯著差距，則城市居民在基礎(chǔ)教育階段的教育回報應(yīng)低于農(nóng)村居民，即bs<0。如果實證估計發(fā)現(xiàn)bs大于或等于0，則證明城市基礎(chǔ)教育質(zhì)量優(yōu)于農(nóng)村，從而彌補(bǔ)了城市居民在平均稟賦方面的劣勢。進(jìn)一步，我們根據(jù)教育回報差距隨著學(xué)歷水平上升的變化趨勢，對各階段城鄉(xiāng)學(xué)校教育質(zhì)量的差異進(jìn)行推斷。

3. 教育質(zhì)量的貢獻(xiàn)：直接估計。在直接分析城鄉(xiāng)學(xué)校教育質(zhì)量差距對教育回報差距的影響時，我們使用各省份城鄉(xiāng)生均高職稱教師數(shù)(tratioi)來衡量各地區(qū)城鄉(xiāng)教育質(zhì)量(Qj(s))，并將其作為控制變量加入模型(4)中(如公式(6))：

(6)

三、數(shù)據(jù)和主要變量描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)主要來自中國家庭收入調(diào)查(CHIP)2013數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)覆蓋東、中、西部的15個省份，包含個體樣本64777個。本文使用了城鎮(zhèn)、農(nóng)村和外來務(wù)工人口的全部樣本。

本文關(guān)注由城鄉(xiāng)學(xué)校質(zhì)量差距帶來的教育回報差距，識別個人是在城市還是農(nóng)村接受基礎(chǔ)教育是分析的關(guān)鍵。由于出生時為農(nóng)業(yè)戶口的個人，可以通過接受高等教育、參加工作等途徑轉(zhuǎn)變?yōu)榉寝r(nóng)業(yè)戶口，如果依據(jù)當(dāng)前非農(nóng)戶口將這部分個人識別為在城市接受基礎(chǔ)教育的樣本，就會造成估計偏差。本文結(jié)合現(xiàn)在戶口性質(zhì)以及“農(nóng)轉(zhuǎn)非”信息，推斷出樣本12歲的戶口性質(zhì)，并以12歲時的戶口性質(zhì)劃分農(nóng)村居民和城市居民。因為12歲的戶口性質(zhì)可以體現(xiàn)居民上小學(xué)和初中的地點是城市還是農(nóng)村，所以本文有效地避免了農(nóng)村居民通過接受高等教育等方式轉(zhuǎn)換戶籍性質(zhì)而造成的樣本自選擇問題[22]。但農(nóng)村外來務(wù)工者子女可能會隨父母到城市上學(xué)，與城市學(xué)生接受同等質(zhì)量的學(xué)校教育。如果這種情況大量存在，依據(jù)12歲時的戶口性質(zhì)判斷居民接受基礎(chǔ)教育的地點也會產(chǎn)生偏差。由于本文包含的最年輕個體的出生年份是1998年，而外來務(wù)工者子女的義務(wù)教育問題到2006年才正式納入政府管理范疇。(5)參見 2006年《中華人民共和國義務(wù)教育法》。因此，跟隨父母到城市接受教育的情況對本文的估計影響不大。

本文對數(shù)據(jù)的其他處理過程如下：一是將樣本限制在有工資收入的16～60周歲的居民，并排除就業(yè)身份為雇主和家庭幫工的樣本；二是為了準(zhǔn)確計算小時工資，樣本僅包含全職工人，即每月工作時長超過96個小時的居民；(6)《勞動法》規(guī)定非全日制工作每周不得超過24小時。三是將小時工資進(jìn)行1%的縮尾處理，排除異常值；四是刪除了缺失主要變量的樣本；五是根據(jù)12歲戶口性質(zhì)劃分得到城市樣本4898個、農(nóng)村樣本12773個。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

從年齡上看，農(nóng)村居民比城市居民平均年輕大約2歲。從性別上看，城市居民中男性占57%，農(nóng)村為66%，這一差異可能來自城鄉(xiāng)女性就業(yè)身份和狀態(tài)的差異。城市居民的平均受教育年限比農(nóng)村居民高約3年；城市居民接受高等教育的比例遠(yuǎn)高于農(nóng)村居民，分別為45%和13%。城鄉(xiāng)居民自身的受教育程度均遠(yuǎn)高于其父輩；而后者也存在巨大的城鄉(xiāng)差距，城市居民父親的平均受教育年限高出農(nóng)村2.35年。此外，城市居民的兄弟姐妹個數(shù)更少。更高的父親受教育程度和更少的兄弟姐妹數(shù)，意味著城市居民通常會比農(nóng)村居民獲得更多的家庭投入。從工資水平來看，城市居民平均小時工資為17.49元，而農(nóng)村居民只有13.76元。在調(diào)查樣本中，約16%的農(nóng)村居民(1997個觀測值)在12歲之后經(jīng)歷了“農(nóng)轉(zhuǎn)非”。與未經(jīng)歷“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的農(nóng)村居民相比，“農(nóng)轉(zhuǎn)非”樣本的平均受教育程度和工資水平都更高。因此，忽略農(nóng)村原生居民通過接受高等教育等途徑轉(zhuǎn)變戶口性質(zhì)造成的樣本自選擇問題會高估城鄉(xiāng)教育回報差距。

四、教育質(zhì)量差距與城鄉(xiāng)教育回報差距：間接估計

我們對公式(4)進(jìn)行回歸，估計各學(xué)歷組城鄉(xiāng)居民的教育回報差距，并利用各學(xué)歷組城鄉(xiāng)居民的平均稟賦信息，間接估計教育質(zhì)量對教育回報差距的貢獻(xiàn)。下頁表2匯報了回歸結(jié)果。第(1)列只控制了受教育程度、受教育程度與12歲戶口性質(zhì)的交互項、性別、潛在工作經(jīng)驗及其平方。結(jié)果表明，初中學(xué)歷農(nóng)村居民的教育回報相比于小學(xué)及以下學(xué)歷農(nóng)村居民無顯著差異，而高中學(xué)歷、大專及以上學(xué)歷農(nóng)村居民的教育回報相比后者高出12.5%和46.8%。

表2 城鄉(xiāng)教育回報差距總體回歸結(jié)果

上頁表2交互項系數(shù)反映了在給定學(xué)歷水平上城鄉(xiāng)居民的教育回報差距。對于小學(xué)及以下學(xué)歷，城市居民的教育回報比農(nóng)村居民低12.8%(統(tǒng)計上不顯著)；初中學(xué)歷，城市居民比農(nóng)村居民低11.3%(1%水平顯著)；高中學(xué)歷，兩者差距很小且統(tǒng)計上不顯著；而對于大專及以上學(xué)歷，城市居民比農(nóng)村居民的教育回報高13.7%(1%水平顯著)。第(2)列進(jìn)一步控制了家庭教育投入的代理變量，包括父親的受教育程度和兄弟姐妹個數(shù)。此時，所有學(xué)歷組的城市居民相對農(nóng)村居民的教育回報均有所下降。表明家庭投入確實有助于提高給定教育程度的人力資本，從而影響教育回報。第(3)列進(jìn)一步加入了婚姻、民族和省份固定效應(yīng)，以控制家庭背景信息和各省之間工資水平和生活成本的差距等可能的干擾因素，我們將其作為主要回歸結(jié)果，分析個人稟賦和學(xué)校質(zhì)量對城鄉(xiāng)教育回報差距的作用。第(3)列結(jié)果表明，對于小學(xué)及以下和初中學(xué)歷，城市居民的教育回報比農(nóng)村居民分別低17.2%和9.8%，并且分別在10%和5%的水平顯著；高中學(xué)歷，兩者無顯著差異；對于大專及以上學(xué)歷，城市居民的教育回報比農(nóng)村居民高10.2%，在5%的水平顯著。根據(jù)我們在第二部分的分析，如果城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育質(zhì)量不存在差距，那么各教育階段的教育回報差距應(yīng)當(dāng)都小于零，與這里的結(jié)果顯然不符。因此，我們推斷城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育質(zhì)量應(yīng)當(dāng)存在顯著差異。

作為穩(wěn)健性檢驗，我們在表2第(4)至(7)列分別控制了現(xiàn)工作地點(城市或農(nóng)村)、行業(yè)和職業(yè)固定效應(yīng)，回歸結(jié)果與第(3)列沒有明顯差異。

基于第二部分的分析框架，我們根據(jù)稟賦分布假設(shè)和城鄉(xiāng)居民的學(xué)歷分布，計算出各學(xué)歷組城市和農(nóng)村居民的平均稟賦(表3第(1)和(2)列)。

表3第(3)列匯報城鄉(xiāng)平均稟賦的差距。在所有學(xué)歷水平上城市居民的平均稟賦均低于農(nóng)村居民，城鄉(xiāng)平均稟賦的差距從小學(xué)到高中階段逐漸擴(kuò)大。根據(jù)公式(5)，如果城鄉(xiāng)學(xué)校質(zhì)量相同，則城市居民的人力資本水平及教育回報將低于同等學(xué)歷的農(nóng)村居民，且兩者的差距會隨著平均稟賦差異擴(kuò)大而擴(kuò)大。

表3 不同學(xué)歷組城鄉(xiāng)居民的平均稟賦和教育回報差距

第(4)列城鄉(xiāng)教育回報的總體差距(表2第(3)列的結(jié)果)與這一預(yù)測并不一致：小學(xué)到高中階段，城鄉(xiāng)教育回報的差距逐步縮小，直至無差異；到了大學(xué)階段，城市教育回報甚至超過農(nóng)村。我們通過城鄉(xiāng)教育回報差距的變化趨勢推斷基礎(chǔ)教育階段城鄉(xiāng)教育質(zhì)量累積差異的變化趨勢：當(dāng)學(xué)歷為小學(xué)及以下時，城市居民的稟賦低于農(nóng)村居民0.82個標(biāo)準(zhǔn)差，但其在小學(xué)階段的學(xué)校質(zhì)量應(yīng)當(dāng)存在優(yōu)勢，兩者的總效應(yīng)導(dǎo)致城市居民的教育回報低于農(nóng)村居民17.2%；對于初中學(xué)歷的城市居民，雖然相比于小學(xué)及以下學(xué)歷，城鄉(xiāng)居民的稟賦差距擴(kuò)大了0.15個標(biāo)準(zhǔn)差，但是由于城市居民的學(xué)校質(zhì)量優(yōu)勢進(jìn)一步累積至初中，從而更大程度上彌補(bǔ)了其在稟賦上的劣勢，使得教育回報的差距并沒有隨著稟賦差距的擴(kuò)大而增加，反而使城鄉(xiāng)的教育回報差距縮小為9.8%；與之類似，完成高中學(xué)歷的城鄉(xiāng)居民的稟賦差距相較于初中擴(kuò)大了0.09個標(biāo)準(zhǔn)差，但是城市居民的教育回報卻和農(nóng)村居民無顯著差異，這說明城市居民高中的學(xué)校質(zhì)量也高于農(nóng)村居民。這一變化趨勢與我們對城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育質(zhì)量差距的認(rèn)知是一致的。由于城市和農(nóng)村居民可以在全國范圍內(nèi)選擇合適的高等院校，我們較難推斷大專及以上學(xué)歷城市居民比農(nóng)村居民的教育回報優(yōu)勢是來自兩者稟賦差距較高中階段的縮小還是高等教育階段學(xué)校質(zhì)量的優(yōu)勢。

總體而言，隨著學(xué)歷水平的提高，城市居民基礎(chǔ)教育階段學(xué)校質(zhì)量的優(yōu)勢不斷累積，彌補(bǔ)了城市居民在給定學(xué)歷水平上平均稟賦的劣勢，導(dǎo)致總體上城市居民相對于農(nóng)村居民的教育回報差距逐漸由負(fù)轉(zhuǎn)正。

在對不同年齡組群分別考察時我們發(fā)現(xiàn)，隨著時代發(fā)展，城鄉(xiāng)居民受教育程度不斷提高，但城市居民的提高幅度大于農(nóng)村居民。同時，對于較年輕的年齡組群，城市居民在初中、高中階段教育回報均顯著低于農(nóng)村居民，表明城市基礎(chǔ)教育的質(zhì)量優(yōu)勢在縮小，對稟賦差距的彌補(bǔ)作用在下降，這一點反映了政府推動城鄉(xiāng)教育質(zhì)量均等化的努力和成效。

五、基礎(chǔ)教育質(zhì)量均等化與城鄉(xiāng)教育回報差距：直接估計

研究首先構(gòu)造基礎(chǔ)教育各階段學(xué)校質(zhì)量的度量指標(biāo)，然后將其作為控制變量加入實證模型，以直接估計城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育質(zhì)量均等化對城鄉(xiāng)教育回報差距的貢獻(xiàn)。

以往研究使用師生比度量學(xué)校質(zhì)量。但由于城鄉(xiāng)中小學(xué)每班學(xué)生數(shù)和教師數(shù)是由教育部規(guī)定的，(7)“原則上普通中學(xué)每班學(xué)生45～50人，城市小學(xué)40～45人，農(nóng)村小學(xué)酌減；普通初中每班可配備教師2.7人；城市小學(xué)和縣鎮(zhèn)小學(xué)每班可配備教師1.8人?！苯倘薣2002]8號，教育部關(guān)于貫徹《國務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)中央編辦、教育部、財政部關(guān)于制定中小學(xué)教職工編制標(biāo)準(zhǔn)意見的通知》的實施意見。因此師生比并不能反映城鄉(xiāng)學(xué)校質(zhì)量差距。教師特征尤其是教師的工作經(jīng)驗?zāi)鼙容^好地解釋學(xué)生學(xué)業(yè)成果差異，而教師職稱是對教師學(xué)歷、教學(xué)經(jīng)驗的綜合評定指標(biāo)，因此本文使用生均高職稱教師數(shù)作為學(xué)校質(zhì)量的度量。(8)高職稱教師特指獲得中學(xué)高級職稱及以上的教師。教學(xué)質(zhì)量突出的小學(xué)教師有資格參評中學(xué)高級教師職稱。圖2展示了2003年以來生均高職稱教師數(shù)的變化趨勢?？梢钥吹剑青l(xiāng)學(xué)校質(zhì)量不斷提高，但城鄉(xiāng)差距仍然存在，初中和高中階段尤為明顯。

資料來源：中國教育統(tǒng)計年鑒圖2 城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育各階段生均高職稱教師數(shù)

因為學(xué)校質(zhì)量差距是不斷累積的，對最高學(xué)歷為S的居民所接受的學(xué)校質(zhì)量，我們以其每個教育階段s的學(xué)校質(zhì)量的總和來衡量。具體來說，對于出生年份為c、求學(xué)于p省份j地區(qū)(城市或農(nóng)村)、最高學(xué)歷為S的居民，使用其各教育階段s的生均高職稱教師數(shù)平均值的累計和，作為該居民接受的教育質(zhì)量的度量，如下式所示：

表4 學(xué)校質(zhì)量對城鄉(xiāng)教育回報的作用

其中，tratio為代表學(xué)校質(zhì)量的(累計)生均高職稱教師數(shù)；hrank teach表示高職稱教師數(shù)。由于我們無法得知城鄉(xiāng)居民在大專及以上階段的學(xué)校質(zhì)量，這部分居民的學(xué)校質(zhì)量為其累積至高中階段的學(xué)校質(zhì)量。由于CHIP(2013)數(shù)據(jù)沒有提供個體出生(上學(xué))時所在省份信息，本文只能將個體當(dāng)前工作的省份視為其上學(xué)時所在省份。我們無法排除勞動力在完成教育之后進(jìn)行跨省遷移，從而導(dǎo)致對學(xué)校質(zhì)量衡量產(chǎn)生的偏差。但根據(jù)Tombe 和Zhu(2019)的估計，2005年跨省遷移勞動力只占勞動力總數(shù)的7.2%[23]。據(jù)此，我們認(rèn)為勞動力跨省遷移對本文估計結(jié)果的影響是有限的。由于《中國教育統(tǒng)計年鑒》的教師職稱數(shù)據(jù)自2003年才開始公布，我們將樣本限制為出生于1989—1998年的年齡組群。

我們將學(xué)校質(zhì)量的衡量指標(biāo)作為控制變量，加入公式(6)所代表的實證模型。表4第(1)列未控制學(xué)校質(zhì)量，第(2)列控制了學(xué)校質(zhì)量。第(2)列的回歸結(jié)果表明，同等條件下，每百名學(xué)生擁有的高職稱教師數(shù)每提高1人，個體工資提高6.7%，在10%的水平上顯著。證實了學(xué)校質(zhì)量對于人力資本積累的作用。

回歸結(jié)果與理論預(yù)測非常一致。控制學(xué)校質(zhì)量后，在所有學(xué)歷水平，城市居民相對農(nóng)村居民的教育回報均有大幅下降。初中學(xué)歷組由-16.1%下降為-19.5%，下降了21%；高中學(xué)歷組下降得更多，由-15.2%下降為-24.4%，下降了61%；大專以上學(xué)歷組也呈現(xiàn)出下降趨勢。這些結(jié)果表明，城市居民在各學(xué)歷水平累積的基礎(chǔ)教育質(zhì)量優(yōu)勢，提高了其相對于農(nóng)村居民的教育回報。因此，在教育質(zhì)量被控制之后，城鄉(xiāng)各階段的教育回報差距出現(xiàn)下降，且其隨學(xué)歷變化的趨勢與平均稟賦差距變化趨勢相同。

六、結(jié)論

教育可以通過兩個途徑影響城鄉(xiāng)收入差距。一方面，城鄉(xiāng)居民受教育程度的差距會導(dǎo)致收入差距；另一方面，給定教育程度，由于學(xué)校質(zhì)量的差距，城鄉(xiāng)居民實際擁有的人力資本水平也會有差異，從而導(dǎo)致收入差距。本文關(guān)注后者，估計相同受教育程度城鄉(xiāng)居民的教育回報差距，并進(jìn)一步量化評估學(xué)校質(zhì)量對教育回報差距的貢獻(xiàn)。

本文使用CHIP(2013)調(diào)查數(shù)據(jù)，并依據(jù)12歲的戶口性質(zhì)劃分城鄉(xiāng)居民以避免戶口性質(zhì)變化帶來的樣本自選擇問題。本文發(fā)現(xiàn)城市居民相對于農(nóng)村居民的教育回報隨教育程度的提高逐漸由負(fù)轉(zhuǎn)正。城鄉(xiāng)教育回報差距主要源于城鄉(xiāng)居民學(xué)校質(zhì)量和先天稟賦的差異。由于城市居民的平均稟賦在每一受教育程度都低于農(nóng)村居民，且差距隨教育程度提高而擴(kuò)大，城鄉(xiāng)教育回報差距隨教育程度的變化趨勢表明城市學(xué)校質(zhì)量的優(yōu)勢在一定程度上彌補(bǔ)了給定受教育程度城市居民個人稟賦的劣勢。控制以生均高職稱教師數(shù)衡量的學(xué)校質(zhì)量的回歸結(jié)果表明，學(xué)校質(zhì)量對工資有顯著正向影響，也對城鄉(xiāng)教育回報差距有顯著影響。給定其他條件，如果農(nóng)村學(xué)校質(zhì)量被提升到與城市相同的水平，則具有初中和高中學(xué)歷農(nóng)村居民的教育回報將分別提高21%和61%，這將極大縮小與同等教育程度城市居民的收入差距。

本文的發(fā)現(xiàn)表明，改善農(nóng)村地區(qū)教育質(zhì)量，對提高農(nóng)村人口人力資本水平，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距具有非常重要的意義。根據(jù)第七次人口普查數(shù)據(jù)，2020年農(nóng)村人口依然占到36.11%，解決城鄉(xiāng)收入差距仍將是一個艱巨的長期問題。20世紀(jì)80年代義務(wù)教育法的實施，解決了農(nóng)村居民基礎(chǔ)教育投入的數(shù)量問題，顯著減少了城鄉(xiāng)居民人力資本水平的差距；但時至今日，城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育質(zhì)量的差距仍未得到徹底的改善。一方面，大量的留守兒童在投入較少、質(zhì)量較差的農(nóng)村學(xué)校就讀[24]，另一方面，即使政府開始將部分跟隨農(nóng)村父母流動到城市的兒童納入流入地的公共服務(wù)體系，(9)參見《國務(wù)院關(guān)于基礎(chǔ)教育改革與發(fā)展的決定》。但相關(guān)政策仍停留在義務(wù)教育階段入學(xué)機(jī)會層面。城市公立學(xué)校的入學(xué)門檻，使得隨遷兒童難以進(jìn)入和城市兒童同等質(zhì)量的學(xué)校學(xué)習(xí)，他們大部分仍然只能在質(zhì)量較低的公立學(xué)?；蛩搅⑥r(nóng)民工子弟學(xué)校就讀[25]。

因此，為充分發(fā)揮學(xué)校教育在農(nóng)村兒童人力資本積累中的作用，一方面，要改善農(nóng)村地區(qū)的辦學(xué)條件，提高留守兒童的學(xué)校質(zhì)量；另一方面要保證流動兒童平等的入學(xué)權(quán)利，使他們可以被流入地的高質(zhì)量學(xué)校接納。如果農(nóng)村兒童能享受到與城市兒童相同的學(xué)校質(zhì)量，那么在同等條件下，他們對教育回報的預(yù)期也相同，這樣無論出身城市還是農(nóng)村，天生稟賦越高的人選擇的受教育程度越高、收入也越高，從而大大降低城鄉(xiāng)出身對受教育程度和收入的影響，進(jìn)而提高整個社會人力資本積累和收入水平。