我國城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差距研究
——基于C H N S2011數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

王 瀟

（華東師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200241）

我國城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差距研究
——基于C H N S2011數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

王 瀟

（華東師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200241）

以明瑟收入模型為基礎(chǔ)，利用CHNS2011年截面數(shù)據(jù)，分別以受教育年限為解釋變量和文化水平為虛擬變量對我國城鄉(xiāng)教育回報(bào)率進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，我國教育回報(bào)率城鄉(xiāng)之間存在著顯著的差距。當(dāng)以受教育年限為解釋變量進(jìn)行回歸時，標(biāo)準(zhǔn)的明瑟收入模型和擴(kuò)展的明瑟收入模型得到的教育回報(bào)率城鄉(xiāng)差距分別為4.88%和4.62%，這表明性別、地區(qū)和職位等控制變量的不同會導(dǎo)致城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的不同；當(dāng)以文化水平為虛擬變量進(jìn)行回歸時，城鄉(xiāng)教育回報(bào)率在中等教育、高等教育兩個階段存在顯著的結(jié)構(gòu)性差異。根據(jù)實(shí)證結(jié)論，提出具體對策建議。

城鄉(xiāng)教育回報(bào)率；明瑟收入模型；CHNS

一、引言

教育是立國之本，在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中具有先導(dǎo)性、基礎(chǔ)性和全局性地位。改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的騰飛，教育也取得了迅速的發(fā)展，到2009年底，全國普及九年義務(wù)教育人口覆蓋率達(dá)99.7%，普及九年義務(wù)教育的縣數(shù)占全國縣數(shù)的99.5%。雖然教育的發(fā)展擴(kuò)大了人們的受教育機(jī)會，但教育不平等問題仍然存在，主要表現(xiàn)為階層差異、地區(qū)差異、性別差異、民族差異和城鄉(xiāng)差異，而其中教育的城鄉(xiāng)差異最為明顯。

教育回報(bào)率，是教育的收入回報(bào)率的簡稱，是指每增加一年或者一個階段的教育帶來收入提高的百分比。教育對于個人收入分配有著重要影響，教育回報(bào)率之間的差異也是造成目前城鄉(xiāng)收入分配差距擴(kuò)大的一個重要原因。明瑟（Mincer，1974）發(fā)現(xiàn)，美國1959年收入不平等的33%可由教育和工作經(jīng)歷來加以解釋，薩卡洛布（Psacharopoulos，1985）對 60 多個國家教育收益率的估算也表明，在發(fā)展中國家的低層級教育，其收益率一般都在15%以上，遠(yuǎn)高于物力資本投資的收益率，由此可見教育是城鄉(xiāng)收入差距非常重要的影響因素。中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有明顯的二元化特征，而且轉(zhuǎn)軌時期勞動力市場發(fā)育不健全，城鄉(xiāng)收入差距也逐漸擴(kuò)大，尤其是20世紀(jì)90年代中期以來，個人收入差距被迅速拉大，目前中國已經(jīng)成為世界上收入差距比較嚴(yán)重的國家之一，這一問題正在對經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展構(gòu)成傷害。收入差距的過分拉大給社會穩(wěn)定帶來巨大的壓力，最終將會影響到經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。

二、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)80年代以來，中國的教育回報(bào)率問題一直是學(xué)者們研究的重點(diǎn)。在眾多研究文獻(xiàn)中，大致分為三類：第一類是專門研究我國農(nóng)村的教育回報(bào)率。姚輪輪、張莉琴（2013）利用CHNS數(shù)據(jù)，應(yīng)用明瑟方程分析了農(nóng)村居民受教育水平對其收入的影響，研究表明2009年農(nóng)村居民的平均教育回報(bào)率為3.28%，比2004年的2.18%有明顯增長。趙力濤（2006）發(fā)現(xiàn)到1996年，農(nóng)村教育收益率已經(jīng)有了相當(dāng)?shù)奶岣?，這一提高的主要原因是農(nóng)村地區(qū)快速的非農(nóng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，由于非農(nóng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在全國范圍內(nèi)的不均衡，教育收益率的水平在不同地區(qū)之間差別較大。

第二類是專門研究我國城鎮(zhèn)居民的教育回報(bào)率。鐘甫寧、劉華（2007）利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）資料，考察中國城鎮(zhèn)教育回報(bào)率的變化趨勢，重點(diǎn)研究不同教育水平的收入結(jié)構(gòu)和教育回報(bào)率結(jié)構(gòu)的變化趨勢，研究發(fā)現(xiàn)：在收入和教育回報(bào)率總體上升的同時，不同教育水平之間的收入差距和教育回報(bào)率差距呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢。李實(shí)、丁賽（2003）利用抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)對1990—1999年期間我國城鎮(zhèn)的個人教育收益率的動態(tài)變化進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)估計(jì)，從中發(fā)現(xiàn)個人教育收益率是逐年上升的，而且個人教育收益率是遞增的。通過估計(jì)教育對個人收入增長的直接效應(yīng)，揭示了教育對收入增長的影響作用在很大程度上是通過就業(yè)途徑的選擇來實(shí)現(xiàn)的。

第三類是研究我國城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差距問題。李潤平、劉文革（2012）利用CHNS數(shù)據(jù)，分別分析了2004年和2006年分學(xué)歷層次城鄉(xiāng)不同教育階段的回報(bào)率。結(jié)果表明，從2004年到2006年，城市勞動者的初等教育和中等教育的回報(bào)率都是顯著降低的，而高等教育的回報(bào)則顯著上升，農(nóng)村勞動者的初等教育回報(bào)率顯著降低，中等教育的回報(bào)率顯著上升。但是作者應(yīng)用月工資來衡量收入，忽略了補(bǔ)貼獎金對收入的影響，在一定程度上縮小了城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差距。張興祥（2012）利用CHIP2002數(shù)據(jù)，以明瑟方程為基礎(chǔ)，有效地考察了城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差異。研究表明，在收入差異和教育回報(bào)率差異的共同作用下，我國城鄉(xiāng)之間可能形成教育——收入的“馬太效應(yīng)”。該研究比較成熟，本文的研究思路大體上和與張興祥類似，但在數(shù)據(jù)庫和擴(kuò)展的明瑟收入模型中的控制變量有所差異。

總的來說，對我國城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差異的研究更有現(xiàn)實(shí)意義，鑒于已有文獻(xiàn)中應(yīng)用CHNS數(shù)據(jù)庫來研究此問題的文獻(xiàn)很少，所以本文應(yīng)用CHNS2011年的截面數(shù)據(jù)，以明瑟收入模型為基礎(chǔ)，研究我國教育收益率的城鄉(xiāng)差距問題。基本思路如下，第三部分對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述，第四部分以明瑟收入模型為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證分析，第五部分得出結(jié)論。

三、數(shù)據(jù)描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本文說使用的數(shù)據(jù)來自美國北卡大學(xué)和中國預(yù)防醫(yī)學(xué)科學(xué)院聯(lián)合執(zhí)行的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（The China Health and Nutrition Survey ，CHNS）。CHNS 始于1989年，截至2014年已經(jīng)收集了9輪的數(shù)據(jù)，即1989年、1991年、1993年、1997 年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年。本文主要利用的是CHNS2011年的截面數(shù)據(jù)估計(jì)我國的城鄉(xiāng)教育回報(bào)率。

本研究選用的樣本數(shù)據(jù)年齡在16歲-65歲之間（包括16歲和65歲），通過年齡的篩選，剔除了在校學(xué)生、家務(wù)勞動者、退休人員和無勞動能力者。由于該調(diào)查數(shù)據(jù)的限制，這里的城鎮(zhèn)居民僅僅指的是有城市戶口的城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民指的是擁有農(nóng)村戶口的農(nóng)村居民。

（二）數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)特征

本文利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（China Health and Nutrition survey,CHNS）2011 年的截面數(shù)據(jù)估計(jì)我國的城鄉(xiāng)教育回報(bào)率。在進(jìn)行實(shí)證分析前，本文將對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。表1列出了城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本的收入、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)等變量的統(tǒng)計(jì)性描述。由表1可知，城鎮(zhèn)樣本的平均月工資收入為3187.51元，比農(nóng)村樣本的月工資收入均值2340.65元高36.18%。城鎮(zhèn)樣本的年收入均值為46984.66元，比農(nóng)村的33644.98元高出39.65%，年工作時間農(nóng)村居民要高于城鎮(zhèn)居民，最終城鎮(zhèn)的平均小時收入為22.24元，比農(nóng)村居民的14.62元高出52.12%。

表1 城鄉(xiāng)樣本各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）估計(jì)方法

本文采用明瑟收入模型（Mincer,1974）來估計(jì)教育回報(bào)率。標(biāo)準(zhǔn)的明瑟收入模型為：

其中，LnY為小時收入的對數(shù)；SCH是受教育年限；EXP是工作經(jīng)驗(yàn)（工齡），用年齡減去受教育年限再減去法定入學(xué)年齡（6歲）來表示，即EXP=AGESCH-6；引入工作經(jīng)驗(yàn)的平方項(xiàng)EXP2以捕捉其與收入之間的非線性關(guān)系；α1為教育回報(bào)率，其經(jīng)濟(jì)含義為，在相同工作經(jīng)驗(yàn)的條件下，多接受一年教育的就業(yè)者收入相對于未接受該年教育的就業(yè)者收入的變化率；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

具體來說，明瑟收入模型中的收入采用的小時收入的自然對數(shù)，它的好處在于，一方面收入的對數(shù)形式接近于正態(tài)分布，并且由此計(jì)算而得的系數(shù)也便于解釋；另一方面，小時收入為一年的總收入除以總工作小時，能有效地控制工作時間對收入水平的影響，同時本文的年收入為工資（包括補(bǔ)助）收入和年度獎金之和。在CHNS數(shù)據(jù)庫中關(guān)于教育信息的記錄有兩個來源，即受過幾年正規(guī)的學(xué)校教育和最高教育程度。其中最高教育水平的教育年限是按照小學(xué)為6年，初中為9年，高中為12年，中等技術(shù)學(xué)校和職業(yè)學(xué)校為13.5年，大專和大學(xué)為15.5年，碩士為19年的方法折算而得的。本文主要考慮到并不是所有人都接受了各階段的完整教育，所以本文主要采用受過正規(guī)學(xué)校教育的年限數(shù)據(jù)來度量受教育年限。工作經(jīng)驗(yàn)通常在計(jì)算個人實(shí)際工作年限時要考慮工作間歇期或失業(yè)等因素的影響，但此類信息并沒有在CHNS數(shù)據(jù)庫中被記錄，所以本文的研究中，用實(shí)際年齡減去受教育年限再減去法定入學(xué)年齡(一般按6歲計(jì))來表示勞動力市場上的工作經(jīng)驗(yàn)。

在使用明瑟收入模型估計(jì)教育回報(bào)率時，方程右邊的變量主要包括兩類：一類為人力資本變量，通常為教育、工作經(jīng)驗(yàn)等；另一類是和人力資本變量有關(guān)同時也和收入有關(guān)的變量，這類變量一般也被稱為控制變量，包括能力、性別、地區(qū)、職業(yè)等。為了降低某些不確定因素的影響，本文將引入性別、地區(qū)、職業(yè)等虛擬變量作為控制變量①，得到擴(kuò)展的明瑟收入模型：

X包括性別變量，地區(qū)變量和職業(yè)變量等，這些變量均為虛擬變量。其中，性別變量以男性為參照組，地區(qū)以東部沿海各?、跒閰⒄战M，職業(yè)變量根據(jù)CHNS數(shù)據(jù)庫的記錄分為專業(yè)技術(shù)人員、管理人員、（非）技術(shù)/熟練工人、軍官/警察和服務(wù)行業(yè)人員③。

考慮到現(xiàn)實(shí)情況中，收入更大程度地受到教育層次的影響，為了更好的理解教育回報(bào)率的變化情況，本文在以受教育年限作為變量進(jìn)行回歸以后，再次用表示教育層次的虛擬變量進(jìn)行回歸。教育層次分為，中等教育和高等教育，這里以小學(xué)為參照組。其標(biāo)準(zhǔn)的明瑟收入方程式和擴(kuò)展的明瑟收入方程式如下：

其中，MIDDLE指最高教育水平是否為義務(wù)教育的虛擬變量，中等教育包括初中、高中和中等職業(yè)技術(shù)學(xué)校；HIGH指最高教育水平是否為高等教育的虛擬變量，高等教育包括大專、本科、研究生；其它變量均與（1）、（2）式相同。δ1、δ2分別表示其他條件相同時，中等教育水平、高等教育水平的小時收入比小學(xué)教育水平高出的百分比。由此得到的教育回報(bào)率為每增加一個教育層次的回報(bào)率，而不是每增加一年教育的回報(bào)率。

（二）估計(jì)結(jié)果

1.以受教育年限作為變量的回歸分析。本文用OLS對方程式（1）、（2）進(jìn)行回歸估計(jì)，具體的回歸結(jié)果如表2所示。OLS1a和OLS1b為方程（1）分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本的回歸結(jié)果；OLS2a和OLS2b為方程（2）分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本的回歸結(jié)果；表3為城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的比較結(jié)果。

由表2和表3可知，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的教育回報(bào)率均通過了顯著性檢驗(yàn)，標(biāo)準(zhǔn)的明瑟收入模型中，城鎮(zhèn)教育回報(bào)率為5.97%，農(nóng)村教育回報(bào)率為1.09%，城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差距為4.88%。在擴(kuò)展的明瑟收入模型中，城鎮(zhèn)的教育回報(bào)率為5.63%，農(nóng)村的教育回報(bào)率為1.01%，城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差距為4.62%。這一結(jié)果表明，擴(kuò)展的明瑟收入模型得到的教育回報(bào)率要小于標(biāo)準(zhǔn)的明瑟收入模型得到的教育回報(bào)率，這是因?yàn)樵跀U(kuò)展的明瑟收入模型中引入的除教育年限和經(jīng)驗(yàn)之外的其他變量在一定程度上均同教育年限呈現(xiàn)出正相關(guān)性，在一定程度稀釋了教育對收入的影響。同時，擴(kuò)展的明瑟收入模型中，城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差距有所縮小，這表明性別、地區(qū)和職位等控制變量的不同會導(dǎo)致城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的不同。城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本經(jīng)驗(yàn)的平方均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，其中城鎮(zhèn)經(jīng)驗(yàn)的平方為正向作用，這表明隨著經(jīng)驗(yàn)的增加，收入會一直增加；而農(nóng)村樣本經(jīng)驗(yàn)的平方為負(fù)向的作用，這說明隨著經(jīng)驗(yàn)的增加，收入將有所增長，到達(dá)一定時點(diǎn)后經(jīng)驗(yàn)的增加不再帶來收入的增長，更多的表現(xiàn)為隨著年齡的增大而收入有所減少。在5%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本的性別變量均是顯著的，并且呈現(xiàn)正值，這表明在其他條件相同的條件下，城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的男性職工相對于女性職工的小時收入都要高些。

表2 以受教育年限為變量O LS回歸結(jié)果

表3 城鄉(xiāng)教育回報(bào)率比較

2.以文化水平作為虛擬變量的回歸結(jié)果分。以文化水平作為虛擬變量進(jìn)行回歸后的結(jié)果如表4所示，表5為城鄉(xiāng)兩階段的教育回報(bào)率的比較結(jié)果。標(biāo)準(zhǔn)的明瑟收入模型中，城鎮(zhèn)樣本中等教育階段的回報(bào)率為69.54%，高等教育階段的回報(bào)率為36.37%；農(nóng)村樣本中等教育階段的回報(bào)率為24.29%，高等教育階段的回報(bào)率為19.7%，中等教育階段的城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差距為45.05%，高于高等教育階段的城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差距。擴(kuò)展的明瑟收入模型中，城鎮(zhèn)樣本中等教育階段的回報(bào)率為66.52%，高于高等教育階段的回報(bào)率29.72%；農(nóng)村樣本中等教育階段的回報(bào)率未23.18%，高于高等教育階段的回報(bào)率，中等教育階段的城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差距為43.34%，也是遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于高等教育階段的城鄉(xiāng)教育回報(bào)率?？傮w來看，城鎮(zhèn)樣本中等、高等階段的教育回報(bào)率均高于農(nóng)村樣本。加入性別、地區(qū)、職業(yè)等控制變量后，城鄉(xiāng)樣本的中等教育回報(bào)率的差距縮小了，而高等教育回報(bào)率反而擴(kuò)大了。

五、結(jié)論與對策建議

（一）主要結(jié)論

本文以明瑟收入模型為基礎(chǔ)，利用CHNS2011年的截面數(shù)據(jù)考察了城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差異。其結(jié)果表明，無論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，每增加一年教育年限或提高一個檔次的文化水平，總會使收入得到顯著的提高。以受教育年限為解釋變量時，標(biāo)準(zhǔn)的明瑟收入模型中城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差距為4.88%，加入了性別、地區(qū)和職業(yè)等控制變量后的擴(kuò)展的明瑟收入模型中城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差距有所縮小，變?yōu)?.62%。這表明城鄉(xiāng)樣本的教育回報(bào)率差距中，有一部分是由于樣本選擇的職業(yè)、性別和地區(qū)等因素導(dǎo)致的以文化水平為虛擬變量的回歸結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)教育回報(bào)率在中等教育、高等教育兩個階段存在顯著的結(jié)構(gòu)性差異。在加入了職業(yè)、性別和地區(qū)等控制變量后，城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差距有所縮小，但是該差距依然顯著存在，可能會導(dǎo)致城鄉(xiāng)發(fā)展失衡。

表4 以文化水平為虛擬變量O LS回歸結(jié)果

表5 城鄉(xiāng)兩階段教育回報(bào)率比較

（二）對策建議

1.增加對農(nóng)村地區(qū)的教育投入力度，加強(qiáng)教育信貸市場的建設(shè)。我國城鄉(xiāng)發(fā)展的不平衡，一個舉足輕重的原因就是城鄉(xiāng)教育投入力度不平衡。教育是一種公共產(chǎn)品，由于政策原因造成的資源扭曲配置導(dǎo)致了市場失靈，拉大了城鄉(xiāng)收入水平差距。收入作為家庭用于教育的主要財(cái)政來源，在缺乏政府的公共投資和借貸限制條件下，農(nóng)村低收入家庭受到的教育水平也往往很低。提高農(nóng)村勞動力的素質(zhì)技能主要通過使其接受更高更好的教育，一般來講，受到的教育水平越低，在勞動力市場的競爭力越弱，收入水平越低。因此，政府機(jī)構(gòu)應(yīng)該增加對農(nóng)村地區(qū)的教育投入力度，特別是加大對低收入家庭的救濟(jì)補(bǔ)貼力度，完善最低收入保障體系的建設(shè)，為低收入家庭提供更多的教育公共性投入。同時，應(yīng)努力加強(qiáng)教育信貸市場的建設(shè)，完善為低收入家庭的子女接受教育提供資金獲取的可能途徑。

2.提高農(nóng)村地區(qū)的義務(wù)教育水平至高中階段。雖然義務(wù)教育法于1986年就已經(jīng)頒布了，但是由于教育經(jīng)費(fèi)的投入力度不足和家庭經(jīng)濟(jì)狀況的限制，農(nóng)村地區(qū)的義務(wù)教育沒有得到很好的落實(shí)。根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果，從初等教育、中等教育到高等教育，教育的回報(bào)率是逐步提高到，當(dāng)勞動者的平均受教育水平達(dá)到高中階段以上時，收入差距有了縮小的可能。因此，國家應(yīng)該加大對農(nóng)村地區(qū)的教育投入力度，并逐漸提高農(nóng)村地區(qū)的義務(wù)教育水平至高中階段及以上水平。在具體分配九年義務(wù)教育以上的教育資源時，應(yīng)該讓更多的人接受高中教育或職業(yè)技術(shù)教育，在這樣的政策下，中等師范教育培育的老師可以滿足農(nóng)村小學(xué)及初中的教師需求，職業(yè)技術(shù)教育培養(yǎng)的人才可以滿足東南沿海城市的“技工荒”。

3.健全勞動力市場，降低城鎮(zhèn)勞動力進(jìn)入壁壘。大城市一般具有更好的工作機(jī)會和薪資待遇，但是戶籍管理制度和畢業(yè)院校條件等制度嚴(yán)重阻礙了農(nóng)村地區(qū)的勞動力流入大城市尋求更好的發(fā)展。政府應(yīng)該采取一定措施逐步取消人才進(jìn)入壁壘，建立健全的勞動力市場，提供勞動力自由流動的制度環(huán)境，打破地區(qū)勞動力市場的人為或行政分割，提供公平有效的競爭環(huán)境，有效地通過市場機(jī)制改善收入不平等的狀況。

注釋：

①能力變量由于沒有被CHNS數(shù)據(jù)庫記錄而忽略。

②根據(jù)CHNS2011年的數(shù)據(jù)記錄，東部沿海各省為遼寧，江蘇、山東、廣西、北京和上海6個省份（自治區(qū)）。

③CHNS數(shù)據(jù)庫中對職業(yè)的分類一共有12類，為了避免過多虛擬變量對回歸造成的過于混雜的結(jié)果，本文選擇了其中具有代表性的6類。

（責(zé)任編輯：朱 斌）

Empirical Analysis of Return Rate Difference Between Rural and Urban Education——Based on the Data of CHNS(2011)

WANG Xiao
(School of Business,East China Normal University,Shanghai 200241,China)

On the basis of Mincer's Earning Function,using cross-section data CHNS2011,we made empirical analysis on urban and rural education returns to our country respectively by the year of the education as the explained variable and education level as the virtual variables.The empirical results show that there exists a significant gap between urban and rural education returns in our country.Specifically,when with the fixed number of year of the education for the explanatory variable regression,the standard model and the extension of Mincer's Earning Function get the gap between urban and rural education returns are 4.88%and 4.62%,indicating that control variables such as gender,regional,and different positions will affect urban and rural education returns.When education level as the virtual variable regression,the return shows that the urban and rural education in the middle education and higher education have a significant structural difference.

return rates of rural and urban education;Mincer's earning function;CHNS

G527

A

123（2014）03-0069-06

2014-05-15

王 瀟（1991-），女，湖北襄陽人，華東師范大學(xué)商學(xué)院，碩士研究生。研究方向：世界經(jīng)濟(jì)。

國家社科基金教育科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“收入差距與中國的教育回報(bào)率：基于需求角度的分析”（NO.CFA130155）。