人力資本回報(bào)與城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)

羅楚亮,汪 鯨

(1.中國(guó)人民大學(xué) 勞動(dòng)人事學(xué)院， 北京 100872；2.北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京 100875)

一、 引 言

收入不平等問(wèn)題在我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和發(fā)展過(guò)程中一直受到較多關(guān)注。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的基尼系數(shù)，近十年我國(guó)居民人均可支配收入基尼系數(shù)一直接近0.47。一些研究使用住戶調(diào)查數(shù)據(jù)也證實(shí)了我國(guó)收入差距處于中高位徘徊狀態(tài)[1-2]。一國(guó)收入不平等會(huì)帶來(lái)社會(huì)穩(wěn)定性風(fēng)險(xiǎn)，李實(shí)[3]指出過(guò)去我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展雖然使得貧富差距拉大，但高速發(fā)展使得中低收入群體也分享到了發(fā)展成果，而未來(lái)隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)趨向中低速增長(zhǎng)，如果收入差距過(guò)大則容易出現(xiàn)社會(huì)矛盾和沖突，比如發(fā)達(dá)國(guó)家陸續(xù)出現(xiàn)的對(duì)社會(huì)財(cái)富分配不公的抗議。相關(guān)研究指出收入分配惡化與中等收入陷阱有密切關(guān)系，因此改善收入差距過(guò)大問(wèn)題對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與可持續(xù)發(fā)展具有重要影響[4]7。關(guān)于縮小收入差距的目標(biāo)歷年來(lái)一直都是政策要點(diǎn)。黨的十九屆四中全會(huì)審議通過(guò)了《中共中央關(guān)于堅(jiān)持和完善中國(guó)特色社會(huì)主義制度、推進(jìn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問(wèn)題的決定》，指出要“增加低收入者收入，擴(kuò)大中等收入群體，調(diào)節(jié)過(guò)高收入”。十四五規(guī)劃中也提出“著力提高低收入群體收入，擴(kuò)大中等收入群體”“合理調(diào)節(jié)過(guò)高收入”“改善收入和財(cái)富分配格局”。因此研究我國(guó)收入差距的分布特征及其影響因素，對(duì)于改善我國(guó)收入分配、維持社會(huì)穩(wěn)定、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要意義。

大多數(shù)關(guān)于我國(guó)收入差距問(wèn)題的研究都集中于分析城鄉(xiāng)收入差距，因?yàn)槲覈?guó)城鄉(xiāng)之間存在嚴(yán)重分割現(xiàn)象，城鄉(xiāng)在收入、生活水平上存在明顯差距，而且城鄉(xiāng)組間收入差距在總體不平等中一直都占有重要比重[2][5]36[6]43[7]。以往研究主要從三個(gè)方面對(duì)影響城鄉(xiāng)收入差距的因素進(jìn)行分析：一是宏觀政策，比如研究重工業(yè)導(dǎo)向的發(fā)展戰(zhàn)略、國(guó)內(nèi)貿(mào)易和開(kāi)放政策、西部大開(kāi)發(fā)、惠農(nóng)政策等對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響[2]61[5]36；二是城鎮(zhèn)化，隨著農(nóng)村人口不斷遷往城市，城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的人口結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)率發(fā)生了變化，進(jìn)而帶來(lái)城鄉(xiāng)收入差距變化[6]52[8-9]；三是人力資本，人力資本因素對(duì)收入決定具有重要作用，我國(guó)長(zhǎng)期存在城鄉(xiāng)人力資本水平差距過(guò)大、農(nóng)村年輕勞動(dòng)力較少、勞動(dòng)人口學(xué)歷普遍偏低現(xiàn)象，這跟農(nóng)村教育投資低、教育質(zhì)量較差有關(guān)[5]37[10]77。

人力資本對(duì)個(gè)人收入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響，人力資本的優(yōu)化(主要指教育水平或質(zhì)量的提高)不僅可以提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，使勞動(dòng)力技能滿足產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的需要，更能促進(jìn)創(chuàng)新，進(jìn)一步促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而且人力資本優(yōu)化相對(duì)于直接的政策補(bǔ)貼對(duì)于提高勞動(dòng)者收入具有長(zhǎng)期的效果，相對(duì)于政策層面的改進(jìn)具有較少的制度和實(shí)踐上的制約，因此通過(guò)人力資本優(yōu)化路徑緩解城鄉(xiāng)收入不平等具有重要意義[4]7[11]。因此本文在分析城鄉(xiāng)收入差距的影響因素時(shí)著重考慮了教育的作用。此外，近些年隨著人口流動(dòng)增加和人口老齡化趨勢(shì)，城鄉(xiāng)收入差距的特征及人力資本因素的作用可能會(huì)出現(xiàn)新變化，比如人口結(jié)構(gòu)可能會(huì)對(duì)收入差距產(chǎn)生比以往更重要的影響，發(fā)現(xiàn)這些新的變動(dòng)特征及其規(guī)律有助于更有針對(duì)性地調(diào)節(jié)收入差距?；诖?，本文使用CHIP2013年和2018年的數(shù)據(jù)，在測(cè)算總體、城鄉(xiāng)組間組內(nèi)不平等指標(biāo)的基礎(chǔ)上，分析人力資本特別是教育對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

本文其余部分內(nèi)容安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分對(duì)所用數(shù)據(jù)及其城鄉(xiāng)收入分布特征進(jìn)行基本描述；第四部分對(duì)不平等指數(shù)進(jìn)行了城鄉(xiāng)人群組分解；第五部分在收入函數(shù)的基礎(chǔ)上，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行分解分析；最后是全文的總結(jié)。

二、 文獻(xiàn)綜述

研究人力資本影響收入差距的文獻(xiàn)主要集中于分析人群教育水平和教育分布對(duì)收入差距的影響，前者一般用教育機(jī)會(huì)或平均受教育水平衡量，后者主要用教育不平等指標(biāo)衡量。

大量研究實(shí)證檢驗(yàn)了教育對(duì)收入差距的影響。Park[12]使用59個(gè)國(guó)家的橫截面數(shù)據(jù)對(duì)教育與收入不平等之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力擁有更高的教育水平有降低收入不平等的作用，勞動(dòng)力的教育不平等程度越高，收入不平等程度也越高。Gregorio和Lee[13]使用1960—1990年的跨國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，也發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)論：更高的教育水平和更公平的教育分布對(duì)收入不平等的下降有顯著作用。對(duì)于一國(guó)內(nèi)部的收入差距問(wèn)題，早期的研究顯示美國(guó)跨州的收入不平等跟教育不平等呈正相關(guān)，與平均教育水平呈負(fù)相關(guān)[14]。Mahmud和Akita[15]使用孟加拉國(guó)國(guó)民家庭收入與支出調(diào)查2005—2010年的數(shù)據(jù)，考察了教育在收入不平等中的作用，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)間教育稟賦的差異是影響城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵因素，但是總體來(lái)看組間差距僅占總體不平等的2.3%，90%以上的收入不平等來(lái)自城鄉(xiāng)和教育組內(nèi)。但Ram[16]的研究顯示教育水平和不平等程度對(duì)收入差距沒(méi)有顯著影響。

國(guó)內(nèi)也有大量研究分析了教育對(duì)收入差距的影響，得出的結(jié)論并不一致。楊俊等[17]使用我國(guó)1996—2004年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了教育不平等與收入不平等之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)教育不平等的下降并沒(méi)有改善收入不平等，但收入不平等降低會(huì)顯著改善教育不平等。石大千和張哲誠(chéng)[18]通過(guò)中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)(CGSS)，得到中國(guó)27省2003年、2005年、2006年、2008年、2010—2013 共計(jì) 8 年的面板數(shù)據(jù)。研究表明，教育機(jī)會(huì)不平等顯著擴(kuò)大了收入差距，教育努力不平等顯著縮小了收入差距。柳光強(qiáng)和楊芷晴[10]78使用2006—2015年29個(gè)省份10年的數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)農(nóng)村的教育與收入差距關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，用平均受教育年限來(lái)衡量教育擴(kuò)展，用教育基尼系數(shù)來(lái)衡量教育分化，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村基礎(chǔ)教育擴(kuò)展有利于縮小地區(qū)收入差距，但其效應(yīng)逐漸減弱，而教育分化與收入差距之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。許永洪等[19]利用1997—2016年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)展與收入差距之間的關(guān)系符合正U形關(guān)系，現(xiàn)階段教育不均與收入差距之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，即教育不均的改善并沒(méi)有起到減緩收入差距的作用。

也有部分文獻(xiàn)研究教育對(duì)城鄉(xiāng)之間收入差距的影響。Su和Heshmati[20]使用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查2000年、2004年、2006年和2009年4輪的數(shù)據(jù)對(duì)影響城鄉(xiāng)收入差距的因素進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)職業(yè)和教育是城鄉(xiāng)收入差距的主要貢獻(xiàn)因素，如果要縮小收入差距，城鄉(xiāng)之間的教育質(zhì)量和教育機(jī)會(huì)差距必須縮小。陳斌開(kāi)等[5]37基于中國(guó)收入分配課題組(chip)2002年的數(shù)據(jù)，用O-B(Oaxaca-Blinder)分解方法對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進(jìn)行分解，發(fā)現(xiàn)教育水平差異是城鄉(xiāng)收入差距最重要的影響因素，其貢獻(xiàn)程度達(dá)到34.69%，教育回報(bào)差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)為9.23%。李丹和裴育[21]使用各統(tǒng)計(jì)年鑒和中經(jīng)網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)，研究了1997—2015年間城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)教育差距的擴(kuò)大將顯著加劇城鄉(xiāng)收入差距。

本文關(guān)注近期我國(guó)總體、城鄉(xiāng)組間和組內(nèi)不平等程度的變動(dòng)特征，并從人力資本視角對(duì)其進(jìn)行解釋，以期通過(guò)人力資本優(yōu)化路徑來(lái)改善收入不平等狀況，這對(duì)于我國(guó)實(shí)現(xiàn)共享、均衡和可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。具體來(lái)說(shuō)，本文將從以下兩方面展開(kāi)研究：第一，測(cè)算2013年和2018年我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，包括組內(nèi)、組間和總體收入差距，并描述城鄉(xiāng)收入分布特征；第二，實(shí)證檢驗(yàn)人力資本因素，特別是教育對(duì)收入差距的影響，并分析其在不同收入分位點(diǎn)上的邊際效應(yīng)差異。

三、 數(shù)據(jù)描述與收入分布總體特征

本文數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)居民收入分配課題組(CHIP)2013年和2018年的全國(guó)住戶調(diào)查。被調(diào)查戶來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局住戶調(diào)查的樣本框，收入信息通過(guò)被調(diào)查戶的收支日記賬匯總得到，本文的收入指的是家庭人均可支配收入。根據(jù)住戶的居住地特征，兩次調(diào)查都包括了城鎮(zhèn)、農(nóng)村和流動(dòng)人口三類人群，并且這三類人群所覆蓋的省份也是相同的。2013年的城鎮(zhèn)(包括流動(dòng)人口)和農(nóng)村個(gè)體數(shù)量分別為22435個(gè)和38997個(gè)，包括6778戶城鎮(zhèn)家庭，780戶流動(dòng)人口家庭和10454戶農(nóng)村家庭。2018年的城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本數(shù)量分別為35940個(gè)和34491個(gè)，城鎮(zhèn)、流動(dòng)人口和農(nóng)村住戶分別為9204戶、2171戶和9076戶。本文按照常住地原則將流動(dòng)人口歸入城鎮(zhèn)樣本。兩個(gè)年份的住戶調(diào)查都包括東中西部不同區(qū)域的15個(gè)省份，但2018年新增了內(nèi)蒙古以代替了2013年的新疆。本文根據(jù)全國(guó)東中西部城鄉(xiāng)人群的總體結(jié)構(gòu)對(duì)樣本進(jìn)行事后加權(quán)。

城鄉(xiāng)居民收入分布的基本特征分別如圖1和表1所示。圖1展示了城鄉(xiāng)收入對(duì)數(shù)的核密度分布情況。兩個(gè)年份中城市的收入分布均在農(nóng)村的右側(cè)，并且相對(duì)更加集中，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民收入水平相對(duì)更高且內(nèi)部差距更小。2018年農(nóng)村收入分布核密度峰值則更為接近城鎮(zhèn)分布。表1計(jì)算了兩個(gè)年份分城鄉(xiāng)的收入均值、城鄉(xiāng)收入比率和基尼系數(shù)等。是否包含流動(dòng)人口對(duì)城鄉(xiāng)居民收入比率(1)按照《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2013年和2018年城鄉(xiāng)人均收入比率分別為2.81和2.69，略有下降。的變動(dòng)趨勢(shì)具有相反的影響。當(dāng)城鎮(zhèn)包含流動(dòng)人口時(shí)，城鎮(zhèn)人均收入增長(zhǎng)40.97%，大于農(nóng)村人均收入增長(zhǎng)幅度，因而兩年間城鄉(xiāng)收入比率從2.70上升到2.84。如果城鎮(zhèn)中不包含流動(dòng)人口，城鄉(xiāng)人均收入差距則有所縮小，從2013年的2.90下降至2.84。是否包含流動(dòng)人口對(duì)2018年城鎮(zhèn)居民收入的影響不明顯，這也說(shuō)明流動(dòng)人口與城鎮(zhèn)居民收入均值更為趨同。

從城鄉(xiāng)內(nèi)部收入差距來(lái)看，城鎮(zhèn)與農(nóng)村內(nèi)部的基尼系數(shù)在2013年與2018年都有所上升，但農(nóng)村內(nèi)部的基尼系數(shù)在兩個(gè)年份中都要高于城鎮(zhèn)內(nèi)部。城鎮(zhèn)中如果包含流動(dòng)人口，兩個(gè)年份的基尼系數(shù)比較穩(wěn)定，基尼系數(shù)增幅為0.0056，這一幅度要低于農(nóng)村基尼系數(shù)的上升幅度，后者為0.0158。但如果城鎮(zhèn)樣本中不包含流動(dòng)人口，則城鎮(zhèn)內(nèi)部收入基尼系數(shù)上升0.0446，要高于農(nóng)村增幅。

圖1 對(duì)數(shù)收入的核密度分布圖

表1 城鄉(xiāng)可支配收入水平與不平等程度

將城鎮(zhèn)與農(nóng)村內(nèi)部居民收入分別從低到高五等份分組，表2給出了各收入組的城鄉(xiāng)人均收入比率。從中可以看出，城鄉(xiāng)收入比率隨著收入組上升而呈現(xiàn)出遞減傾向。如在2013年中，城鄉(xiāng)人均收入比率從最低20%人群的3.33依次遞減至最高20%人群的2.52，類似情形也出現(xiàn)在2018年。無(wú)論是否包含流動(dòng)人口，都不改變這一特征。從兩個(gè)年份不同收入組中城鄉(xiāng)收入比率的變動(dòng)來(lái)看，低收入組中城鄉(xiāng)收入比率有所上升，而高收入組中上升幅度不明顯。具體來(lái)看，最低收入分組兩年間的城鄉(xiāng)差距增長(zhǎng)幅度最大，為28.23%，其次為中高和高收入分組，增長(zhǎng)幅度分別為4.81%和4.37%。

表2 分收入組的城鄉(xiāng)收入差距

類似地，圖2描繪了不同收入分位點(diǎn)上的城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)。隨著收入分位點(diǎn)上升，城鄉(xiāng)收入比率表現(xiàn)出明顯的下降傾向，這一特征與表2類似。從圖2中也可以看出，2018年的城鄉(xiāng)差距在各分位點(diǎn)上是高于2013年的，尤其是兩端人口，這與表2的結(jié)論也是一致的，意味著提高農(nóng)村低收入群體的收入對(duì)于改善城鄉(xiāng)收入差距具有重要作用。2013年當(dāng)城鎮(zhèn)不含流動(dòng)人口相比于城鎮(zhèn)包含流動(dòng)人口各分組的城鄉(xiāng)差距更大，說(shuō)明流動(dòng)人口可能在城市中收入偏低，但2018年這種情況有所改善。

圖2 不同收入分位點(diǎn)上的城鄉(xiāng)收入差距

四、 不平等指數(shù)的城鄉(xiāng)人群組分解

本文采用兩類指標(biāo)對(duì)組內(nèi)、組間和整體不平等程度進(jìn)行測(cè)量，一類是基尼系數(shù)，另一類是廣義熵(GE)指數(shù)。不同人群組間基尼系數(shù)的分解方式如下所示[22]：

(1)

GE指數(shù)的分解如(2)式所示：

(2)

其中GEwhole、GEk、GEbetween分別代表整體、k組內(nèi)和組間GE指數(shù)，μk和μ分別為人群組k和全部人群的平均收入水平，θ取0、1分別為通常的MLD指數(shù)和泰爾指數(shù)。表3和表4分別給出了Gini系數(shù)和GE指數(shù)的城鄉(xiāng)分解結(jié)果。

表3 基尼系數(shù)的城鄉(xiāng)分解

從表3可以看到，兩年間總體不平等指數(shù)變動(dòng)不大，組間和組內(nèi)不平等指數(shù)分別有輕微下降和上升趨勢(shì)。2013年組間不平等對(duì)總體不平等的貢獻(xiàn)略大，2018年轉(zhuǎn)為組內(nèi)不平等的貢獻(xiàn)大于組間不平等。關(guān)于組間收入差距近些年下降的原因，李實(shí)(2020)指出一是農(nóng)村人口流入城市后收入高于其務(wù)農(nóng)收入，且農(nóng)民工工資增速較快；二是農(nóng)村扶貧力度的加大和各項(xiàng)惠農(nóng)公共政策(農(nóng)業(yè)稅學(xué)雜費(fèi)減免、新農(nóng)合、新農(nóng)保等)，但其分析的是2001—2013年間的數(shù)據(jù)，對(duì)比本文數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)上述理由依舊成立，2013年和2018年流動(dòng)人口的人均收入分別為20598.52元和37381.63元，遠(yuǎn)高于農(nóng)村人均收入(分別為9851.70元和13232.51元)，流動(dòng)人口收入兩年間增長(zhǎng)了81.48%，遠(yuǎn)高于城市和農(nóng)村，農(nóng)村人均收入增長(zhǎng)幅度超過(guò)城市(不包括流動(dòng)人口)，而關(guān)于城鄉(xiāng)組內(nèi)不平等上升可能跟財(cái)產(chǎn)性收入占比增大有關(guān)[4]。

表4 MLD指數(shù)、Theil指數(shù)的城鄉(xiāng)分解

兩年間城鎮(zhèn)的基尼系數(shù)上升幅度不大，農(nóng)村的基尼系數(shù)相對(duì)上升更多，為0.02個(gè)點(diǎn)，表明城鄉(xiāng)內(nèi)部不平等程度的差距也在擴(kuò)大。2013年城鎮(zhèn)人口占比超過(guò)了50%，2018年進(jìn)一步上升為61%。城鎮(zhèn)收入2013年占比為76.21%，2018年進(jìn)一步上升為82%。人口和收入占比的上升使得城鎮(zhèn)對(duì)全國(guó)Gini系數(shù)的貢獻(xiàn)從2013年的33.39%上升到了2018年的40.98%，農(nóng)村的貢獻(xiàn)從2013年的不到10%，進(jìn)一步下降到2018年的6.6%。

MLD指數(shù)和Theil指數(shù)的分解結(jié)果與Gini系數(shù)類似，兩年間總體不平等指數(shù)變化不大，但兩年組內(nèi)不平等的貢獻(xiàn)都是組間的兩倍以上，且組內(nèi)不平等的貢獻(xiàn)隨時(shí)間推移有上升趨勢(shì)。城鄉(xiāng)比較來(lái)看，農(nóng)村內(nèi)部GE指數(shù)大于城鎮(zhèn)，且農(nóng)村內(nèi)部GE指數(shù)增長(zhǎng)幅度大于城鎮(zhèn)。相比于農(nóng)村，城鎮(zhèn)對(duì)全國(guó)GE的貢獻(xiàn)份額在增大。

五、 基于回歸的城鄉(xiāng)收入差距分解分析

(一) 收入函數(shù)與G·Fields分解

為了討論城鄉(xiāng)因素在收入決定中的差異性，本部分將估計(jì)包含城鄉(xiāng)差異的收入函數(shù)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行G·Fields分解。收入函數(shù)的基本設(shè)定形式為：

方程1：

lnY=α+θ×Urb+β×X+μ

(3)

方程2：

lnY=α+θ×Urb+β×X+δ×(Urb×X)+μ

(4)

其中l(wèi)nY代表對(duì)數(shù)收入，Urb為城鎮(zhèn)變量，X為影響收入的人口特征，包括戶主年齡、戶主受教育程度、家庭勞動(dòng)年齡人口(16—65歲)所占比重、平均受教育年限、性別結(jié)構(gòu)、健康人口比率，以及65歲以上成員比率、家庭人口規(guī)模和地區(qū)因素，其中著重考察教育對(duì)收入差距的影響，μ為誤差項(xiàng)。由此所得到的估計(jì)系數(shù)θ衡量的是在控制影響收入的其他因素的情形下，城鄉(xiāng)差異對(duì)居民收入所具有的影響。方程1和方程2的差異在于，前者限定城鄉(xiāng)特征以外的各變量對(duì)收入的邊際影響是相同的，而后者則假定這些變量的作用存在城鄉(xiāng)之間的差異性。

在收入函數(shù)估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，根據(jù)G·Fields分解可以得到某個(gè)因素對(duì)總體不平等的解釋程度：

(5)

回歸中用到的變量及其在不同人群中的均值可見(jiàn)表5。從表5中可以看到，城鎮(zhèn)家庭人均收入對(duì)數(shù)要高于農(nóng)村，城鎮(zhèn)戶主年齡低于農(nóng)村。城鄉(xiāng)樣本中，教育程度存在明顯的差異。從戶主受教育程度來(lái)看，2013年城鎮(zhèn)樣本中戶主接受過(guò)大學(xué)教育的比重為23.7%，而農(nóng)村中僅為1.1%。農(nóng)村樣本中戶主受教育程度為初中的比重從2013年的48.5%上升至2018年的50.2%，而城鎮(zhèn)中這一比率則略有下降。這種變化差異一方面表明城鎮(zhèn)居民受教育程度具有更大幅度的改善，另一方面與人口流動(dòng)有關(guān)，即由具有相對(duì)較高文化程度的農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)地區(qū)流動(dòng)所致。勞動(dòng)年齡平均受教育年限也存在明顯差異，城鎮(zhèn)中高于10年，而農(nóng)村中不到8年，城市勞動(dòng)年齡人口平均教育年限比農(nóng)村高出將近3年。勞動(dòng)年齡人口中，農(nóng)村樣本中的男性比重更高，2013年比城鎮(zhèn)樣本高出2.5個(gè)百分點(diǎn)，2018年上升至2.7個(gè)百分點(diǎn)。從年齡結(jié)構(gòu)來(lái)看，無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，16—65歲成員比率都有所下降，而農(nóng)村65歲以上成員比率上升更為明顯，2018年上升至10.6%，比城鎮(zhèn)高出將近2個(gè)百分點(diǎn)。這也表明農(nóng)村地區(qū)的老齡化進(jìn)程更為快速。城鎮(zhèn)勞動(dòng)年齡人口中健康人口的比率高于農(nóng)村，2013年比農(nóng)村高出1.1個(gè)百分點(diǎn)，2018年該指標(biāo)有所下降，但農(nóng)村降幅更大，從0.920下降至0.904，城鄉(xiāng)間相差2.6個(gè)百分點(diǎn)。表5反映了農(nóng)村年輕勞動(dòng)力偏少、教育程度偏低和勞動(dòng)力健康水平較差的人力資本劣勢(shì)。

表5 變量均值

從表6的估計(jì)結(jié)果可以看出，城鎮(zhèn)變量的估計(jì)系數(shù)從2013年的0.627上升至2018年的0.718。這意味著，在其他特征相同的情形下，城鎮(zhèn)居民相對(duì)于農(nóng)村居民人均收入在2013年高出87%，2018年則上升至105%。(2)根據(jù)exp(β)-1推算得到，即exp(0.627)-1=0.87、exp(0.718)-1=1.05。由此可見(jiàn)，城鄉(xiāng)特征對(duì)于居民收入均值仍具有重要的影響?；诜匠?的估計(jì)結(jié)果，也就是考慮到城鎮(zhèn)變量與其他變量的交互項(xiàng)，可以看到城鎮(zhèn)變量的估計(jì)系數(shù)大幅度下降。如2013年，城鎮(zhèn)估計(jì)系數(shù)從0.627下降至0.213，2018年從0.718下降至0.487。這意味著，收入決定因素的回報(bào)特征在城鄉(xiāng)之間的差異性是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距的重要因素。

從戶主教育程度的估計(jì)系數(shù)來(lái)看，2018年相對(duì)于2013年教育回報(bào)率有所上升，表現(xiàn)為相應(yīng)變量的系數(shù)估計(jì)值都有不同程度的增加。在帶有交互項(xiàng)的回歸結(jié)果中，2013年城鎮(zhèn)變量與戶主教育程度交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，表明城鎮(zhèn)教育回報(bào)率要高于農(nóng)村。不過(guò)，2018年這種差異主要表現(xiàn)在高等教育。在2018年估計(jì)結(jié)果中，戶主高中、初中教育與城鎮(zhèn)變量的交互項(xiàng)已經(jīng)不顯著，意味著高中和初中教育程度人群中，教育回報(bào)的城鄉(xiāng)差異不明顯。

家庭人口特征對(duì)家庭人均收入的影響也存在比較明顯的城鄉(xiāng)差異。城鎮(zhèn)與男性比率和勞動(dòng)年齡人口比率的交乘項(xiàng)對(duì)家庭人均收入都具有顯著為正的影響，表明勞動(dòng)能力強(qiáng)的人群在城鎮(zhèn)中可能獲得更高的回報(bào)。城鎮(zhèn)與65歲以上成員比率的交乘項(xiàng)影響也是顯著為正的，這可能與養(yǎng)老金體制相關(guān)，即城鎮(zhèn)老年人更有可能獲得養(yǎng)老金，從而家庭人均收入水平更高。城鎮(zhèn)與勞動(dòng)年齡人口健康比率交乘項(xiàng)為負(fù)，但其系數(shù)大小略小于勞動(dòng)年齡人口健康比率的系數(shù)，可以看出健康對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的收入影響遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)。

地區(qū)變量的估計(jì)結(jié)果中，以中部地區(qū)作為參照組，西部地區(qū)的收入水平總體較低，而東部地區(qū)相對(duì)更高。不同地區(qū)之間仍然存在顯著的收入差距。

表6 全部人群收入函數(shù)估計(jì)結(jié)果

基于表6的回歸結(jié)果，表7給出了針對(duì)收入對(duì)數(shù)方差的G·Fields分解。從方程1的分解結(jié)果來(lái)看，城鎮(zhèn)因素對(duì)于收入不均等的解釋份額在20%左右，是所有可觀測(cè)解釋特征中的最主要因素。其次為教育變量，對(duì)收入不均等的解釋份額約為12%。考慮了城鄉(xiāng)變量的交互效應(yīng)后，2013年解釋變量中對(duì)總體不平等貢獻(xiàn)最大的是城鎮(zhèn)與家庭結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)，貢獻(xiàn)份額為15.26%，其次是教育；2018年貢獻(xiàn)份額最大的是城鎮(zhèn)，為15.22%，其次是教育。如果城鄉(xiāng)差異中考慮各解釋變量的城鄉(xiāng)系數(shù)差異，那么城鄉(xiāng)差異對(duì)總體不平等的解釋程度兩年分別為18.79%和22.86%，這與方程1中城鄉(xiāng)變量的貢獻(xiàn)份額類似。

表7 收入不均等的G·Fields分解(%)

(二) 基于分位數(shù)回歸的分解分析

由于不同收入分位點(diǎn)上收入的影響因素可能具有不同的表現(xiàn)特征，本文基于Firpo等[23-24]提出的無(wú)條件分位回歸，分析相應(yīng)解釋變量在因變量不同分位點(diǎn)上的邊際效應(yīng)差異。收入分布分位點(diǎn)處的再中心化影響函數(shù)為：

(6)

其中qτ滿足P(Y≤qτ)=τ，0<τ<1，P(.)為概率分布，若Y≤qτ，I(.)取1，否則為0；fΥ為Y的邊際密度函數(shù)。如果E(RIF(Y;qτ)|X)=Xβ，則qτ(Y)=E(X)βτ，βτ的含義為解釋變量對(duì)分位點(diǎn)τ處收入水平的邊際效應(yīng)。

根據(jù)O-B(Oaxaca-Blinder)分解思路，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入分布τ分位點(diǎn)qτ(lnY)之間的差距可以分解為：

qτ(lnYU)-qτ(lnYR)=(XU-XR)βU+(βU-βR)XR

(7)

其中下標(biāo)U代表城鎮(zhèn)，R代表農(nóng)村，通過(guò)農(nóng)村的解釋變量和城鎮(zhèn)的系數(shù)構(gòu)造反事實(shí)參照組，上式右邊第一項(xiàng)代表稟賦效應(yīng)，第二項(xiàng)代表系數(shù)(歧視)效應(yīng)。

為了討論城鄉(xiāng)差距對(duì)于收入分布差距的影響，本部分考慮了兩種形式的無(wú)條件分位數(shù)回歸。一種是在全部人群的基礎(chǔ)上進(jìn)行分位數(shù)回歸，著重考慮城鎮(zhèn)變量在收入分布不同分位點(diǎn)上的邊際效應(yīng)，另一種是根據(jù)城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部收入函數(shù)的無(wú)條件分位回歸結(jié)果，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村相同分位點(diǎn)之間的收入決定因素差異進(jìn)行分解分析。

對(duì)于全部人群的收入分布分位數(shù)回歸，本文只著重討論城鎮(zhèn)變量在不同分位點(diǎn)上估計(jì)系數(shù)的分布特征。為了比較，我們把自變量?jī)H包含城鎮(zhèn)變量的方程命名為方程0，(3)即收入回歸方程的基本形式為InY=α+θ×Urb。基于方程0、方程1和方程2進(jìn)行分位回歸，收入分布各分位點(diǎn)上城鎮(zhèn)變量的系數(shù)分布如圖3所示?？梢钥吹?，無(wú)論方程中是否加入控制變量，各分位點(diǎn)上城鎮(zhèn)變量的系數(shù)總體上呈遞減傾向，即收入分布低分位點(diǎn)城鎮(zhèn)變量的估計(jì)系數(shù)相對(duì)較高，說(shuō)明城鄉(xiāng)分割對(duì)低收入人群造成了更為不利的影響。比較2013年和2018年的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)變量在收入分布不同分位點(diǎn)的邊際效應(yīng)在2013年通常具有更為明顯的倒U形特征，轉(zhuǎn)折點(diǎn)也出現(xiàn)在更為接近于中間分位點(diǎn)的位置；而2018年城鎮(zhèn)變量在收入分布不同分位點(diǎn)的邊際效應(yīng)的倒U形特征相對(duì)弱化，表現(xiàn)出更強(qiáng)的遞減特征。此外，在收入分布的低分位點(diǎn)，城鎮(zhèn)變量的邊際效應(yīng)在2018年的估計(jì)結(jié)果要高于2013年，在控制影響收入的其他因素時(shí)這一特征表現(xiàn)得更為明顯。值得注意的是，從政策環(huán)境來(lái)看，2013年到2018年期間，針對(duì)農(nóng)村低收入人群的各種補(bǔ)貼、救助等轉(zhuǎn)移支付力度被大大加強(qiáng)，但圖3表明，城鄉(xiāng)分割對(duì)于農(nóng)村低收入人群的不利影響并沒(méi)有得到有效緩解。

圖3 Urb在各分位點(diǎn)的估計(jì)系數(shù)(邊際效應(yīng))

表8給出了分城鄉(xiāng)的收入函數(shù)估計(jì)結(jié)果，包括基于均值回歸的OLS估計(jì)與10%、50%和90%分位點(diǎn)的分位回歸。本文著重關(guān)注教育回報(bào)的估計(jì)結(jié)果。從不同分位點(diǎn)教育回報(bào)的分布特征來(lái)看，在2013年的估計(jì)結(jié)果中，城鎮(zhèn)人群中戶主受教育程度的回報(bào)通常都要高于農(nóng)村人群。在城鎮(zhèn)估計(jì)結(jié)果中，高等教育的回報(bào)隨著收入分位點(diǎn)的上升而遞增，而高中和初中的回報(bào)則有遞減傾向；在農(nóng)村低收入分位點(diǎn)上，戶主教育程度都不具有顯著的邊際回報(bào)。除了戶主為大學(xué)教育以外，城鎮(zhèn)戶主教育程度在各分位點(diǎn)上的邊際回報(bào)都要高于農(nóng)村。2018年的估計(jì)結(jié)果大體類似。值得注意的是，農(nóng)村收入分布90%分位點(diǎn)上戶主大學(xué)教育的邊際回報(bào)要高于城鎮(zhèn)。而2018年估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)村收入分布低分位點(diǎn)上，教育的邊際效應(yīng)也有明顯的改善。家庭勞動(dòng)年齡人口平均教育年限反映了家庭勞動(dòng)力人力資本的平均水平。在城鎮(zhèn)估計(jì)結(jié)果中，這一變量在不同收入分布分位點(diǎn)的邊際效應(yīng)沒(méi)有明顯差異，而農(nóng)村中則表現(xiàn)出輕微的遞增傾向。這些特征意味著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在一定程度上改善了農(nóng)村教育的回報(bào)特征，尤其是收入分布的高分位點(diǎn)。

根據(jù)城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部收入函數(shù)的分位回歸結(jié)果，對(duì)收入分布10%、50%和90%分位點(diǎn)的城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行O-B分解，相應(yīng)分解結(jié)果可見(jiàn)表9。從2013年的結(jié)果來(lái)看，稟賦效應(yīng)占了40%左右，說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距的40%可以由方程中的解釋變量特征差異來(lái)解釋。系數(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)份額在各分位點(diǎn)上都大于稟賦效應(yīng)，意味著城鄉(xiāng)收入決定機(jī)制存在較大差別。2018年各分位點(diǎn)稟賦效應(yīng)進(jìn)一步下降。從各因素貢獻(xiàn)大小來(lái)看，2013年稟賦效應(yīng)中貢獻(xiàn)份額最大的是教育因素，接近22%，且隨著收入分位點(diǎn)的上升，教育的稟賦效應(yīng)越大。系數(shù)效應(yīng)中貢獻(xiàn)份額最大的是家庭結(jié)構(gòu)，也呈現(xiàn)出隨著收入分位點(diǎn)上升而增大的規(guī)律。2018年的結(jié)果與2013年相似，但從不同收入分位點(diǎn)結(jié)果來(lái)看，2018年中間收入群體的教育稟賦效應(yīng)和家庭結(jié)構(gòu)系數(shù)效應(yīng)貢獻(xiàn)份額是最大的，表明城鄉(xiāng)中間收入群體的收入差距受教育和家庭結(jié)構(gòu)差異的影響最大。

表8 分城鄉(xiāng)收入函數(shù)回歸結(jié)果

表9 各分位點(diǎn)的Oaxaca-Blinder分解

圖4進(jìn)一步對(duì)各分位點(diǎn)進(jìn)行細(xì)化，描繪了各分位點(diǎn)上稟賦效應(yīng)的變化，結(jié)論與上述分析一致，2013年的稟賦效應(yīng)整體比較平穩(wěn)，2018年的稟賦效應(yīng)有所下降，且中間分位點(diǎn)的稟賦效應(yīng)對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)最大，之后隨著收入分位點(diǎn)的上升，稟賦效應(yīng)有所下降。圖5和圖6描繪了不同收入分位點(diǎn)上教育的稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)變化，總體上隨著收入分位點(diǎn)的上升，教育的稟賦效應(yīng)在增大。2018年中間群體的教育稟賦效應(yīng)最大，與2013年相比有了較大幅度的增長(zhǎng)，說(shuō)明提高農(nóng)村中間收入分位點(diǎn)群體的教育水平對(duì)于縮小該部分人群的城鄉(xiāng)收入差距會(huì)起到非常有效的作用。系數(shù)效應(yīng)隨著收入分位點(diǎn)的上升而下降，說(shuō)明相對(duì)于高收入群體，低收入群體城鄉(xiāng)教育收益率差異對(duì)其城鄉(xiāng)收入差距貢獻(xiàn)更大。由于低收入群體的城鄉(xiāng)收入差距也是相對(duì)較大的，這意味著若低收入群體能進(jìn)入城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)獲得更高的教育收益率，不僅有助于提高其收入，也能有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距。2018年的系數(shù)效應(yīng)整體有所上升，在15%分位點(diǎn)以上，系數(shù)效應(yīng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)轉(zhuǎn)為負(fù)，說(shuō)明在較高收入分位點(diǎn)群體中，農(nóng)村的教育回報(bào)率大于城鎮(zhèn)。

圖4 各分位點(diǎn)城鄉(xiāng)差距的稟賦效應(yīng)(%)

圖5 各分位點(diǎn)城鄉(xiāng)差距的教育稟賦效應(yīng)

圖6 各分位點(diǎn)城鄉(xiāng)差距的教育系數(shù)效應(yīng)

六、 總 結(jié)

本文使用中國(guó)收入分配課題組(CHIP)2013年和2018年的數(shù)據(jù)，分析了兩年城鄉(xiāng)居民收入差距變動(dòng)特征及其人力資本成因。從城鄉(xiāng)居民收入分布特征來(lái)看，城鎮(zhèn)收入遠(yuǎn)高于農(nóng)村且內(nèi)部差距更小，2013年城鎮(zhèn)居民人均收入是農(nóng)村居民的2.7倍，2018年進(jìn)一步上升為2.8倍左右。城鄉(xiāng)收入差距隨著收入分位點(diǎn)的上升而下降，即低收入群體的城鄉(xiāng)收入差距較大，且低收入組兩年間的城鄉(xiāng)收入比率上升幅度較大。農(nóng)村內(nèi)部收入不平等程度大于城鎮(zhèn)，且兩年增幅大于城鎮(zhèn)。流動(dòng)人口的收入兩年間有所上升，2018年與城鎮(zhèn)居民收入均值趨同。

從收入分配角度看，總體不平等指數(shù)兩年變化不大，這是因?yàn)槌青l(xiāng)組內(nèi)和組間不平等分別具有不同的變動(dòng)趨勢(shì)，組間差距有所下降，但組內(nèi)差距有所上升。2018年組內(nèi)不平等對(duì)總體不平等的貢獻(xiàn)已經(jīng)超過(guò)組間不平等。由于城鎮(zhèn)化導(dǎo)致城鎮(zhèn)人口和收入占比上升，城鎮(zhèn)對(duì)全國(guó)不平等指數(shù)的貢獻(xiàn)大于農(nóng)村，且兩年間有所增長(zhǎng)。

從總體收入函數(shù)及其分解來(lái)看，在其他特征相同的情況下，城鎮(zhèn)居民人均收入顯著高于農(nóng)村居民，城鄉(xiāng)特征對(duì)于居民收入均值具有重要的影響，收入回報(bào)特征在城鄉(xiāng)之間的差異也是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距的重要因素。城鎮(zhèn)和教育變量是總體收入不平等的主要貢獻(xiàn)因素。基于分位數(shù)回歸的分解結(jié)果表明，各分位點(diǎn)上城鎮(zhèn)變量的系數(shù)總體上呈遞減傾向，即城鄉(xiāng)分割對(duì)低收入分位點(diǎn)人群造成了更為不利的影響，且這種不利影響兩年有所增長(zhǎng)。農(nóng)村高收入分位點(diǎn)上的教育回報(bào)則有所改善。2013年城鄉(xiāng)組間收入差距的稟賦效應(yīng)占了近40%，2018年其解釋份額有所下降，而且中間收入分位點(diǎn)群體的總體稟賦效應(yīng)較大。教育是稟賦效應(yīng)的主要貢獻(xiàn)因素，隨著收入分位點(diǎn)的上升其稟賦效應(yīng)越大，相比于2013年，2018年中間收入分位點(diǎn)群體的教育稟賦作用是最大的。系數(shù)效應(yīng)隨著收入分位點(diǎn)的上升而下降，說(shuō)明相對(duì)于高收入群體，低收入群體城鄉(xiāng)教育收益率差異對(duì)其城鄉(xiāng)收入差距貢獻(xiàn)更大。

本文的結(jié)論強(qiáng)調(diào)了提高農(nóng)村居民教育和人力資本水平的重要性。農(nóng)村居民整體收入水平偏低，內(nèi)部不平等程度高，存在人口老齡化、年輕勞動(dòng)力偏少、教育程度偏低等人力資本劣勢(shì)。根據(jù)本文結(jié)論，提高農(nóng)村居民教育水平可以有效緩解城鄉(xiāng)收入差距，可能的機(jī)制如下：根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距的O-B分解結(jié)果，教育稟賦效應(yīng)隨著收入分位點(diǎn)的上升而增大，這意味著提高農(nóng)村中高收入群體的教育水平能更有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距。特別地，2018年中間收入群體的總體稟賦效應(yīng)和教育稟賦效應(yīng)是最大的，因此農(nóng)村中間收入群體也許是政策的著力點(diǎn)。此外，從教育的系數(shù)效應(yīng)來(lái)看，農(nóng)村中高收入群體的教育收益率高于城市，意味著農(nóng)村教育投資可以獲得更大的收入回報(bào)。

本文還為通過(guò)促進(jìn)人口城鄉(xiāng)流動(dòng)來(lái)縮小城鄉(xiāng)收入差距提供了經(jīng)驗(yàn)支持[25-26]。一方面，本文發(fā)現(xiàn)低收入群體的城鄉(xiāng)收入差距及其增長(zhǎng)幅度相對(duì)比較大，而該部分人群受城鄉(xiāng)分割的影響也是最大的，如果允許該部分群體進(jìn)城，則其收入可以得到很大的提高。另外，由于城鄉(xiāng)教育收益率差異是構(gòu)成低收入群體收入差距的重要因素，進(jìn)城后該部分群體也可以通過(guò)更高的教育回報(bào)獲得更高的收入。另一方面，提高農(nóng)村居民的教育水平也可以通過(guò)人口流動(dòng)來(lái)實(shí)現(xiàn)。若中高收入群體能進(jìn)城接受更好的教育，也將有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。本文的結(jié)論驗(yàn)證了教育通過(guò)人力資本機(jī)制對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了重要影響，通過(guò)投資農(nóng)村教育或者破除城鄉(xiāng)人口流動(dòng)障礙，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)居民教育水平和收益率差異，是緩解城鄉(xiāng)收入不平等的有效手段。