教育擴(kuò)張與收入差距

趙國(guó)昌，朱 州

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 教育與管理研究院， 成都 610074)

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)收入差距問題在社會(huì)和學(xué)術(shù)界引起了廣泛關(guān)注。收入差距過大會(huì)帶來(lái)社會(huì)不穩(wěn)定[1]、消費(fèi)不足[2]等問題。因此，弄清楚我國(guó)收入差距的變化趨勢(shì)及其背后原因非常重要。改革開放以來(lái)，我國(guó)收入差距經(jīng)歷了兩個(gè)階段。第一個(gè)階段是改革開放前三十年(1978-2008年)，是收入差距持續(xù)擴(kuò)大階段，我國(guó)由一個(gè)收入差距較小的國(guó)家迅速成為一個(gè)收入差距比較大的國(guó)家[3]；第二個(gè)階段(2008年至今)雖然收入差距仍然比較大，但呈現(xiàn)總體縮小的趨勢(shì)?！吨袊?guó)住戶調(diào)查年鑒2020》的數(shù)據(jù)顯示：我國(guó)居民人均可支配收入的基尼系數(shù)從2008年的0.491下降到2019年的0.465。以往關(guān)于收入差距的研究多集中于前一個(gè)階段[3-7]，而對(duì)后一個(gè)階段關(guān)注較少。在我國(guó)收入差距持續(xù)擴(kuò)大三十年的背景下，找出過去十幾年導(dǎo)致收入差距縮小的因素不僅可以理解收入差距變化的趨勢(shì)，也有助于找出縮小收入差距的政策工具。

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)出現(xiàn)了兩個(gè)顯著特點(diǎn)，第一個(gè)顯著的特點(diǎn)是受過高中階段教育(1)高中階段教育包括普通高中、職高、中專、技校等。為了簡(jiǎn)便，后文統(tǒng)一稱為“高中”。和高等教育的勞動(dòng)者比例迅速提高。2000年人口普查和2015年1%人口調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)就業(yè)人口中受過大學(xué)和高中教育的比例分別從2000年的4.7%、12.7%上升到了2015的14.6%、16.9%。這主要得益于我國(guó)實(shí)行的教育擴(kuò)張政策，比如1999年開始實(shí)行的大學(xué)擴(kuò)招以及高中、中等職業(yè)教育擴(kuò)張政策。那么，教育擴(kuò)張是否是近年來(lái)收入差距總體縮小的原因？教育擴(kuò)張是否可以成為縮小收入差距的政策工具？理論上，教育擴(kuò)張并不必然導(dǎo)致收入差距的縮小，其對(duì)收入差距的影響主要取決于教育回報(bào)率和受教育程度分布的變動(dòng)[8-9]。從教育回報(bào)率的角度來(lái)看，當(dāng)需求不變時(shí)，教育擴(kuò)張?jiān)斐筛呒寄芄と说目焖僭黾涌赡軙?huì)降低教育回報(bào)率，從而降低收入不平等；而如果出現(xiàn)長(zhǎng)期的技能偏向型技術(shù)進(jìn)步則會(huì)擴(kuò)大收入差距[10]。從受教育程度分布的角度來(lái)說，根據(jù)教育機(jī)會(huì)不平等的最大化保持理論(Maximally Maintained Inequality，簡(jiǎn)稱MMI)[11]，只有當(dāng)優(yōu)勢(shì)階層的入學(xué)率達(dá)到飽和以后，教育機(jī)會(huì)的擴(kuò)張才有助于提高中下階層的教育機(jī)會(huì)、縮小教育不平等，進(jìn)而降低收入不平等。在優(yōu)勢(shì)階層的入學(xué)率達(dá)到飽和點(diǎn)(2)Raftery和Hout(1993)[11]認(rèn)為飽和點(diǎn)數(shù)值為接近或者達(dá)到百分之百，也就是說優(yōu)勢(shì)階層孩子的升學(xué)需求全部得到滿足。在實(shí)踐中，是否達(dá)到飽和點(diǎn)，還是通過孩子家庭出生與孩子教育獲得之間的相關(guān)性這一間接方式來(lái)判斷。之前，擴(kuò)張的教育機(jī)會(huì)比以往更加集中于經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位中上家庭，從而擴(kuò)大教育不平等和收入差距。由于我國(guó)已經(jīng)在全國(guó)實(shí)施九年義務(wù)教育，因此，教育的不平等主要體現(xiàn)為高中和高等教育的不平等。如果高中和高等教育機(jī)會(huì)達(dá)到MMI理論所說的飽和點(diǎn)，教育擴(kuò)張就有助于縮小教育不平等。近年來(lái)我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)第二個(gè)顯著特點(diǎn)出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)制度層面。相對(duì)于20世紀(jì)90年代經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型初期，近年來(lái)我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程有所放緩[12-13]。具體表現(xiàn)為較高的宏觀稅負(fù)、持續(xù)寬松的財(cái)政和貨幣政策導(dǎo)致政府手中掌握社會(huì)資源的比例上升，會(huì)削弱市場(chǎng)配置資源的能力。尤其以2008年“四萬(wàn)億刺激計(jì)劃”為代表的寬松財(cái)政和貨幣政策，可能會(huì)扭曲要素市場(chǎng)，影響非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，使得市場(chǎng)化改革進(jìn)程放緩；由于我國(guó)政府的大規(guī)模刺激性投資多集中于基建等偏低技能型領(lǐng)域，低技能工人的相對(duì)需求增加，從而降低教育回報(bào)率；非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展受到影響也不利于要素回報(bào)率的提高[14]。實(shí)際上，不少學(xué)者認(rèn)為我國(guó)教育回報(bào)率在20世紀(jì)90年代出現(xiàn)持續(xù)上升的勢(shì)頭[4-5]，市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型所帶來(lái)的勞動(dòng)力市場(chǎng)化、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及分配方式的轉(zhuǎn)變是重要原因，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，也造成了收入差距的擴(kuò)大；而近年來(lái)我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程放緩很可能會(huì)導(dǎo)致教育回報(bào)率的下降[14]，從而有助于縮小收入差距。

那么近年來(lái)我國(guó)的教育回報(bào)率和教育不平等是如何變化的呢？從2005年左右開始，我國(guó)的教育回報(bào)率呈現(xiàn)出新特點(diǎn)：持續(xù)上升的趨勢(shì)停滯了，并出現(xiàn)下降趨勢(shì)[15-16]。這種變化的原因既包括教育擴(kuò)張本身對(duì)勞動(dòng)力供求關(guān)系方面的影響，也包括市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型放緩這種制度上的原因[14]。教育回報(bào)率的這種變化，意味著同期的教育擴(kuò)張有助于縮小收入差距。當(dāng)前我國(guó)教育不平等體現(xiàn)為高中和高等教育的不平等，尤其是后者?，F(xiàn)有研究一致發(fā)現(xiàn)高校擴(kuò)招導(dǎo)致高等教育不平等持續(xù)增加[17-18]——這在高等教育資源比較匱乏的省份更為顯著[19]，從而進(jìn)一步擴(kuò)大了收入差距。基于以上分析，我們提出如下兩個(gè)假說。假說1：如果教育回報(bào)率的變動(dòng)對(duì)收入差距的影響更大，則教育擴(kuò)張會(huì)縮小收入差距；假說2：如果教育不平等的影響更大，則教育擴(kuò)張會(huì)擴(kuò)大收入差距。本文將驗(yàn)證以上兩個(gè)假說。

在研究方法上，分解一直是研究收入分配的主流方法。早期的研究大都使用Gini系數(shù)、Theil指數(shù)等不平等指標(biāo)描述收入分配狀況的變動(dòng)趨勢(shì)或區(qū)域差異，并在不同地區(qū)、不同人群間對(duì)這些不平等指標(biāo)進(jìn)行“組內(nèi)”“組間”的分解[20-21]。之后大量研究采用基于回歸的分解方法[22-23]。此類研究中，Oaxaca-Blinder(簡(jiǎn)稱“OB”)[24-25]分解由于簡(jiǎn)單易用，并且結(jié)論極具政策含義從而得到了最為廣泛的應(yīng)用。簡(jiǎn)單來(lái)說，OB分解可以將組間均值的差異在各個(gè)解釋變量上進(jìn)行分解，并進(jìn)一步分解為要素構(gòu)成效應(yīng)和要素報(bào)酬效應(yīng)。但傳統(tǒng)OB方法基于線性回歸的估計(jì)結(jié)果，只能對(duì)組間均值進(jìn)行分解。而基于再中心化影響函數(shù)(RIF)[26]的回歸方法，可用來(lái)估計(jì)解釋變量的改變對(duì)因變量任何分布統(tǒng)計(jì)量的影響，這有助弄清楚教育擴(kuò)張對(duì)各個(gè)收入群體的影響。將RIF回歸與OB分解相結(jié)合，可以對(duì)任何的分布統(tǒng)計(jì)量(比如Gini系數(shù)、Theil指數(shù)等)進(jìn)行OB分解(簡(jiǎn)稱RIF-OB)[27]。因此近些年來(lái)，這種方法也得到了大量的應(yīng)用[28-29]。本文也是用RIF-OB分解估計(jì)2005-2015年教育擴(kuò)張對(duì)收入差距的影響，并用無(wú)條件分位數(shù)回歸方法[26]估計(jì)同期我國(guó)高中和高等教育的擴(kuò)張對(duì)不同收入群體的影響。

與本文最為接近的研究有徐舒(2010)[28]、Yang & Gao(2018)[30]。這兩篇文章分別發(fā)現(xiàn)在1991-2006年和2002-2013年這兩個(gè)時(shí)期，由于教育回報(bào)率的上升，教育擴(kuò)張擴(kuò)大了收入差距。他們的工作非常重要，但近年來(lái)我國(guó)教育回報(bào)率出現(xiàn)了新特點(diǎn)：自1990年以來(lái)我國(guó)教育回報(bào)率持續(xù)上升的勢(shì)頭從2005年左右開始出現(xiàn)停滯，甚至呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)。教育回報(bào)率的這一變化有助于縮小收入差距。另一方面，近年來(lái)我國(guó)高中和高等教育大幅擴(kuò)張，高等教育勞動(dòng)力的比例顯著上升，高中教育勞動(dòng)力占比也小幅上升。因此，這一時(shí)期的數(shù)據(jù)也特別適合研究教育擴(kuò)張對(duì)收入差距的影響。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文用的是中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)。由于本文要研究教育擴(kuò)張對(duì)收入差距的影響，因此需要所用數(shù)據(jù)年份之間有足夠長(zhǎng)的時(shí)間間隔，以保證兩個(gè)年份之間教育水平有較大幅度的增長(zhǎng)。2003年數(shù)據(jù)只有城鎮(zhèn)樣本，不具有全國(guó)代表性，因此，本文使用2005和2015年CGSS數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。兩年共計(jì)21 340個(gè)觀測(cè)。我們首先剔除非勞動(dòng)力樣本：16歲以下或者60歲以上共4666人；家庭主婦、學(xué)生、自愿失業(yè)者等4485人。另外，本文還刪除了598個(gè)教育程度為成人大專和成人本科的個(gè)人(3)刪除成人學(xué)歷樣本是因?yàn)樵趧趧?dòng)市場(chǎng)上成人學(xué)歷和全日制學(xué)歷存在差異。本文也嘗試過將成人學(xué)歷樣本分別劃分到高中、大學(xué)類別，估計(jì)結(jié)果基本一致。，戶口或者學(xué)歷信息缺失的38個(gè)觀測(cè)，收入為0或者缺失的914個(gè)人。最后考慮到極端值可能造成對(duì)收入不平等指標(biāo)估計(jì)的嚴(yán)重偏誤[31]，根據(jù)OECD(2013)的做法，我們也刪掉了收入最高和最低的1%的觀測(cè)。最終樣本量為10 459。2005年的收入用CPI調(diào)整為2015年價(jià)格水平(4)與大多數(shù)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)一樣，CGSS數(shù)據(jù)中的年收入是指上一年度的，實(shí)際上調(diào)整的時(shí)候也是用上一年的CPI指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。為了便于讀者理解，在文中不刻意區(qū)分。。

(一)我國(guó)收入變動(dòng)趨勢(shì)

圖1(a)給出了2005和2015年我國(guó)勞動(dòng)力的收入分布的變動(dòng)趨勢(shì)。可以看出，相比于2005年，2015年我國(guó)收入分布整體右移，并向中等收入集中。低收入群體比例大幅下降，收入不平等程度有所下降。圖1(b)給出了2005到2015年各收入分位點(diǎn)的變化?？梢钥闯?005到2015年除了極低收入群體(P5分位點(diǎn))，我國(guó)各個(gè)群體都有較大幅度的收入增長(zhǎng)；中、低收入群體經(jīng)歷了更大幅度的收入增長(zhǎng)，比如P10、P25、P50收入增長(zhǎng)比例在130%左右；而高收入群體增長(zhǎng)幅度相對(duì)要小些，比如P90、P95收入增長(zhǎng)比例在110%左右。

圖1 2005-2015年收入分布的變化注：圖1的概率密度和其他描述統(tǒng)計(jì)量都采用抽樣權(quán)重加權(quán)計(jì)算。

(二)勞動(dòng)力受教育水平的變化

表1報(bào)告了描述統(tǒng)計(jì)量。首先，我國(guó)勞動(dòng)力收入的基尼系數(shù)從2005年的0.523下降到2015年的0.486?；嵯禂?shù)減少了0.037，減少幅度相當(dāng)于2005年基尼系數(shù)的7%；同期Theil指數(shù)與基尼系數(shù)的變化趨勢(shì)一致。這些結(jié)果都表明這十年來(lái)整體收入差距在縮小。其次，可以發(fā)現(xiàn)對(duì)數(shù)收入90-50和90-10分位差在下降，但是對(duì)數(shù)收入50-10分位差在增加。這說明從2005年到2015年，中等收入居民的收入增加幅度最大，低收入群體次之，高收入群體增長(zhǎng)幅度最小。表1也表明從2005到2015年我國(guó)勞動(dòng)力中高等教育學(xué)歷比例迅速上升，大專及以上比例從6%上升到19%。勞動(dòng)力中高中樣本比例小幅上升，從20%上升到23%。

三、計(jì)量模型

(一)RIF回歸

Firpo et al.(2009，2018)[26-27]發(fā)展了一種RIF回歸方法。與傳統(tǒng)回歸相比，這種方法可以研究自變量分布的變化對(duì)任何因變量分布統(tǒng)計(jì)量的影響。其基本思路是先對(duì)變量Y的分布函數(shù)F(Y)的任何一種統(tǒng)計(jì)量v(FY)(比如方差、分位數(shù)、Gini系數(shù)等)定義影響函數(shù)(influence function)[32]：

其中，F(xiàn)ε=(1-ε)FY+εδy，0≤ε≤1，δy服從Y=y時(shí)概率為1的單點(diǎn)分布。影響函數(shù)用于測(cè)量任何一個(gè)觀測(cè)值對(duì)統(tǒng)計(jì)量v(F)的影響程度。進(jìn)一步定義再中心化函數(shù)：

RIF(y;v,FY)=IF(y;v,FY)+v(FY)

利用迭代期望原理可得到:

(1)

通過RIF函數(shù)，因變量Y的邊緣分布(無(wú)條件分布)的一般統(tǒng)計(jì)量v(FY)成為解釋變量X的線性函數(shù)；其中β表示自變量的均值增加一個(gè)單位對(duì)統(tǒng)計(jì)量v(FY)的邊際影響。在具體估計(jì)時(shí)，先計(jì)算出v(FY)的RIF(6)本文所使用的不平等指標(biāo)的RIF具體見Rios-Avila(2020)[33]。，再用RIF對(duì)解釋變量x做條件均值回歸就可得到一致估計(jì)量β。當(dāng)v(FY)是變量Y無(wú)條件分布的分位點(diǎn)時(shí)，這個(gè)時(shí)候可以估計(jì)出自變量對(duì)無(wú)條件分位點(diǎn)的影響，并稱其為無(wú)條件分位數(shù)回歸。

(二)RIF-OB分解

傳統(tǒng)的OB分解基于線性回歸，對(duì)組間均值差異進(jìn)行分解[24-25]，而RIF-OB分解[27]可以對(duì)任意統(tǒng)計(jì)量的組間差異進(jìn)行分解。以本文的研究問題為例，將2005-2015年我國(guó)居民收入差距的總體變化記為Δv，根據(jù)方程(1)兩年之間的差異可以進(jìn)行如下分解：

Δv=v(Fy2015)-v(Fy2005)

=(E[x2015])′β2015-(E[x2005])′β2005

(2)

(3)

表1描述統(tǒng)計(jì)

本文使用Rios-Avila(2020)[33]的Stata程序研究教育擴(kuò)張對(duì)我國(guó)居民收入的Gini系數(shù)和Theil指數(shù)以及高、中、低分位點(diǎn)的對(duì)數(shù)收入差距等指標(biāo)的影響，并在機(jī)制分析中采用無(wú)條件分位數(shù)回歸來(lái)估計(jì)出教育擴(kuò)張對(duì)收入無(wú)條件分布分位點(diǎn)的影響。本文選擇的影響收入的因素主要包括學(xué)歷、年齡及平方項(xiàng)、性別和戶口。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)RIF-OB分解結(jié)果

表2匯報(bào)了對(duì)各收入不平等指標(biāo)的RIF-OB分解結(jié)果(7)一般描述的教育回報(bào)率都是指條件均值回報(bào)率，雖然條件分位數(shù)回歸與無(wú)條件分位數(shù)回歸是有差別的，但條件均值回報(bào)率與無(wú)條件均值回報(bào)率是相等的。。前兩列是基尼系數(shù)和Theil指數(shù)，用以反映整體收入分布不平等的變化。后三列是對(duì)數(shù)收入90-10、90-50和50-10分位差，用來(lái)刻畫低收入(10分位點(diǎn))、中等收入(50分位點(diǎn))和高收入(90分位點(diǎn))這幾個(gè)特定收入群體之間收入差距的變動(dòng)情況。

表2RIF-OB分解結(jié)果

表2的第一欄報(bào)告的是針對(duì)教育年限變量的RIF-OB總體分解的結(jié)果，第二、三欄分別報(bào)告的是要素構(gòu)成效應(yīng)、要素報(bào)酬效應(yīng)的結(jié)果。從前兩列的結(jié)果可以看到：首先，從2005到2015年，基尼系數(shù)和Theil指數(shù)分別下降了0.03、0.06，即不平等程度大約下降了7.7%～12.8%。其次，從總體分解的結(jié)果來(lái)看，要素構(gòu)成效應(yīng)擴(kuò)大了收入差距，使基尼系數(shù)上升了0.04；而要素報(bào)酬效應(yīng)縮小了收入差距，使基尼系數(shù)下降了0.08。具體到高中和高等教育方面，這兩者的擴(kuò)張?jiān)诳傮w上都縮小了整體收入差距，高中和高等教育的擴(kuò)張?jiān)诳傮w上使基尼系數(shù)下降了0.02左右，兩者總效應(yīng)約占基尼系數(shù)下降幅度的50%。分要素構(gòu)成效應(yīng)和要素報(bào)酬效應(yīng)來(lái)看，高等教育擴(kuò)張的要素報(bào)酬效應(yīng)縮小了收入差距，而其構(gòu)成效應(yīng)則擴(kuò)大了收入差距；高中教育的要素報(bào)酬效應(yīng)和構(gòu)成效應(yīng)都縮小了收入差距。對(duì)Theil指數(shù)的分解結(jié)果也與基尼系數(shù)的結(jié)果基本一致。

表2后三列給出了高、中、低收入群體間收入差距的變動(dòng)情況。第三、四列結(jié)果顯示 2005-2015年間，對(duì)數(shù)收入90-10、90-50分位數(shù)差的變動(dòng)狀況與整體收入差距的變動(dòng)情況一致，即高—低、高—中收入之間的相對(duì)差距都在縮小。第五列的結(jié)果表明同期我國(guó)中—低收入群體之間的收入差距在擴(kuò)大。這與總體收入差距變動(dòng)趨勢(shì)不同，尤其值得扶貧政策的關(guān)注。教育擴(kuò)張對(duì)高—低、高—中、中—低收入差距變動(dòng)中所起作用與對(duì)整體收入差距的影響類似：教育擴(kuò)張的要素構(gòu)成效應(yīng)擴(kuò)大了收入差距，其要素報(bào)酬效應(yīng)縮小了收入差距。

(二)教育擴(kuò)張的要素報(bào)酬效應(yīng)分析

前面的分解分析表明：2005-2015年間，高中和高等教育擴(kuò)張?jiān)谝貓?bào)酬效應(yīng)上都縮小了收入差距。但收入差距的縮小是因?yàn)榻逃龜U(kuò)張降低了高收入群體的教育回報(bào)率，還是提高了中、低收入群體教育回報(bào)率呢？這需要比較這兩個(gè)時(shí)期收入分布不同位置處的教育回報(bào)率。表3給出了2005和2015年教育回報(bào)率的無(wú)條件分位數(shù)回歸的結(jié)果。

表3對(duì)數(shù)收入RIF無(wú)條件分位數(shù)回歸結(jié)果

從表3可以看出無(wú)論是2005年還是2015年，高等教育對(duì)收入高分位點(diǎn)促進(jìn)作用都高于對(duì)收入中、低收入點(diǎn)的促進(jìn)作用。這主要是因?yàn)楦叩冉逃鳛閮?yōu)質(zhì)人力資本資源，高收入人群是高等教育的主要受益群體，而中、低收入群體主要通過一般均衡效應(yīng)受到間接影響。但是從2005到2015年，高等教育對(duì)低分位點(diǎn)收入的促進(jìn)作用大幅提高——從0.16上升到了0.71；而高等教育對(duì)高收入分位點(diǎn)群體的收入促進(jìn)作用有較大比例下降——從2.06下降到了1.35；對(duì)中等分位點(diǎn)收入的促進(jìn)作用基本保持不變。這可能是因?yàn)楦叩冉逃龜U(kuò)招導(dǎo)致高等教育的稀缺性下降，從而使高等教育讓個(gè)人獲得高收入的能力下降。之所以高等教育對(duì)低收入分位點(diǎn)群體的收入促進(jìn)作用提升，一方面是因?yàn)閿U(kuò)張的教育機(jī)會(huì)有一定比例輻射到低收入階層家庭的孩子，從而有助于提高低分位點(diǎn)收入；另一方面可能是因?yàn)橐绯鲂?yīng)——更多高技能勞動(dòng)者催生了對(duì)更多低技能服務(wù)的需求，從而提高了低收入者的收入。當(dāng)然，高等教育擴(kuò)張也可能通過供給渠道——新進(jìn)就業(yè)者隊(duì)列中低技能的供給相對(duì)減少，從而會(huì)提高低收入者的收入。

同期高中教育對(duì)低收入群體的收入促進(jìn)作用大幅提高，從0.21上升到了0.85。這主要由于相比高等教育，高中教育擴(kuò)張可以更多地輻射到低收入家庭的孩子，從而提高了對(duì)低收入分位點(diǎn)的促進(jìn)作用。同時(shí)，由于大學(xué)擴(kuò)招帶來(lái)的學(xué)歷擠壓，高中學(xué)歷擴(kuò)張對(duì)中、高收入分位點(diǎn)群體的收入促進(jìn)作用則在下降。

圖2報(bào)告了高中和高等教育回報(bào)率在P5-P95等多個(gè)分位點(diǎn)的無(wú)條件分位數(shù)回歸的估計(jì)結(jié)果。從圖中可以明顯看出，從2005到2015年高中和高等教育對(duì)我國(guó)高收入分位點(diǎn)的收入促進(jìn)作用都大幅下降，而對(duì)中低收入尤其是低收入群體的收入促進(jìn)作用大幅上升。高中和高等教育的擴(kuò)張因此縮小收入差距。圖2也表明，高中和高等教育在收入中、高分位點(diǎn)的回報(bào)率的下降幅度要明顯高于在低分位點(diǎn)的回報(bào)率的上升幅度。所以整體上無(wú)條件均值回歸是下降的，這與前面文獻(xiàn)關(guān)于近年來(lái)教育回報(bào)率下降的發(fā)現(xiàn)相一致。可以說近年來(lái)教育回報(bào)率的下降，主要是因?yàn)橐揽拷逃@得高收入能力下降了(8)本文也嘗試過基于受教育年限測(cè)量的RIF-OB分解，估計(jì)結(jié)果與表2基本一致。。

圖2 高中和高等教育的RIF分位數(shù)回歸結(jié)果

總的來(lái)說，通過表3和圖2的分析可以看出，教育擴(kuò)張通過要素報(bào)酬效應(yīng)縮小收入差距主要是通過降低高中和高等教育在高收入分位點(diǎn)的回報(bào)率實(shí)現(xiàn)的，當(dāng)然也同時(shí)提高了在低收入分位點(diǎn)的回報(bào)率。

(三)教育擴(kuò)張的要素構(gòu)成效應(yīng)分析

前面的分解結(jié)果發(fā)現(xiàn)教育的要素構(gòu)成效應(yīng)會(huì)擴(kuò)大收入差距：雖然高中教育擴(kuò)張的要素構(gòu)成效應(yīng)縮小了收入差距，但高等教育擴(kuò)張的要素構(gòu)成效應(yīng)擴(kuò)大了收入差距，并且其擴(kuò)大效應(yīng)大于高中教育的縮小效應(yīng)。這說明我國(guó)的高中教育已經(jīng)達(dá)到了MMI理論所說的飽和點(diǎn)，高中教育擴(kuò)張有助于繼續(xù)縮小教育不平等。而我國(guó)的高等教育還沒有達(dá)到飽和點(diǎn)，高等教育擴(kuò)張還會(huì)加劇教育的不平等。如果在數(shù)據(jù)中可以看到相對(duì)于2005年，2015年我國(guó)的高中教育代際傳遞出現(xiàn)下降，高等教育的代際傳遞出現(xiàn)上升，則可以印證這一點(diǎn)。由于教育類別是有序分類變量，本文將采用有序Probit模型來(lái)估計(jì)2005到2015年教育代際傳遞變動(dòng)。

回歸結(jié)果如表4所示。表4結(jié)果確實(shí)印證了前面的判斷：與父親學(xué)歷為初中及以下的孩子相比，父親學(xué)歷為高中的孩子，其上高中的概率優(yōu)勢(shì)從2005年的0.09下降為2015年的0.05；即高中學(xué)歷上的教育代際傳遞下降了。而2015年我國(guó)大學(xué)的教育代際傳遞大幅上升：父親學(xué)歷為大學(xué)，其子女上大學(xué)的概率優(yōu)勢(shì)從0.03大幅上升到0.15。母親的教育代際傳遞系數(shù)變動(dòng)與父親一致。表4的回歸結(jié)果表明，從2005到2015年，我國(guó)的高中教育達(dá)到了MMI理論所說的飽和點(diǎn)，高中教育擴(kuò)張使得高中教育的不平等下降了。而我國(guó)高等教育則還未達(dá)到MMI理論所說的飽和點(diǎn)，高等教育擴(kuò)張使得大學(xué)教育不平等上升了。這也與以往的研究一致。大量探究高等教育機(jī)會(huì)平等的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)張后高等教育不平等增加了[17-18]，高等教育資源比以往更加集中分布于家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位中上的家庭[34]。

表42005與2015年教育代際傳遞比較：有序Probit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)

前面的分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國(guó)的高等教育在整體上仍然沒有達(dá)到MMI理論所說的飽和點(diǎn)。由于我國(guó)高等教育的入學(xué)機(jī)會(huì)在各個(gè)省份之間存在較大的異質(zhì)性，那么在高等教育資源豐富的省份是否已經(jīng)達(dá)到了MMI理論所說的飽和點(diǎn)呢？當(dāng)優(yōu)質(zhì)家庭的高等教育需求獲得滿足以后，教育擴(kuò)張會(huì)更多輻射到經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位中下家庭的孩子，從而縮小高等教育差距。為此，我們按照高校擴(kuò)招前高等教育資源的豐富度對(duì)全國(guó)31個(gè)省份進(jìn)行排名。根據(jù)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)排名前十、第十到第二十、后十一個(gè)省、直轄市分別定義為高等教育資源豐富、中等、匱乏三個(gè)檔次(9)采用其他的劃分方式，比如將入學(xué)機(jī)會(huì)大小很接近的都劃為同一組，也分成豐富、中等、匱乏三組，估計(jì)結(jié)果類似。，然后分樣本進(jìn)行RIF-OB分解。估計(jì)結(jié)果如表5所示。

整體而言，表5與前面的結(jié)果一致：教育擴(kuò)張導(dǎo)致了高等教育不平等的上升。但對(duì)比高等教育資源豐富、中等和匱乏三種省份的分解結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在高等教育資源豐富的省份，教育擴(kuò)張導(dǎo)致的高等教育不平

表5省份異質(zhì)性分析

等的顯著性略低。在表5第2列對(duì)Theil指數(shù)的分解中尤其如此：大專及以上的要素構(gòu)成效應(yīng)系數(shù)已經(jīng)變得不顯著。這說明在我國(guó)高等教育資源豐富的省份，高等教育可能開始接近或達(dá)到MMI理論所說的飽和點(diǎn)。

總之，分省份來(lái)看，在我國(guó)當(dāng)前階段，高等教育擴(kuò)張仍然在擴(kuò)大高等教育的不平等，但在高等教育資源豐富的省份，高等教育已經(jīng)接近MMI理論所說的飽和點(diǎn)。

五、結(jié)論

本文用2005和2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)和RIF-OB分解方法研究了當(dāng)前轉(zhuǎn)型時(shí)期教育擴(kuò)張對(duì)收入差距的影響，并對(duì)這種影響在要素構(gòu)成效應(yīng)(component effect)和要素報(bào)酬效應(yīng)(structural effect)上進(jìn)行了分解。研究結(jié)果支持假說1：教育回報(bào)率的變動(dòng)對(duì)收入差距影響更大，教育擴(kuò)張確實(shí)是過去十余年收入差距總體縮小的重要原因——教育擴(kuò)張大約可以解釋收入差距下降的50%。具體而言，教育擴(kuò)張的要素構(gòu)成效應(yīng)擴(kuò)大了收入不平等——雖然教育擴(kuò)張降低了高中教育的不平等，但加劇了高等教育的不平等。通過分析高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)的省際差異，發(fā)現(xiàn)在我國(guó)高等教育資源豐富的省份，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)已接近達(dá)到MMI理論的飽和點(diǎn)，高等教育擴(kuò)張將有助于改善高等教育的不平等。相信未來(lái)隨著我國(guó)高等教育毛入學(xué)率進(jìn)一步的提高，這種構(gòu)成效應(yīng)對(duì)收入不平等的作用會(huì)有所減弱。而教育的要素報(bào)酬效應(yīng)，不論是高中還是大學(xué)，都降低了收入不平等。這主要是因?yàn)榻陙?lái)我國(guó)教育回報(bào)率呈現(xiàn)了下降趨勢(shì)，從而有助于縮小收入不平等。具體而言，無(wú)條件分位數(shù)回歸的結(jié)果表明，2005-2015年間高中和高等教育在收入高分位處的回報(bào)率大幅下降。

教育回報(bào)率的變化首先是因?yàn)閯趧?dòng)力市場(chǎng)供需的結(jié)構(gòu)性變化和近年來(lái)我國(guó)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的特點(diǎn)共同決定的：教育擴(kuò)張所造成高教育程度勞動(dòng)力供給相對(duì)增加，政府配置的資源比重上升和基建類的低技能需求型投資導(dǎo)致的市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型變慢都是背后的原因[14]。其次，發(fā)達(dá)國(guó)家的教育回報(bào)率普遍低于發(fā)展中國(guó)家[35]，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，教育回報(bào)率下降是一個(gè)自然的結(jié)果。當(dāng)然，未來(lái)我國(guó)教育回報(bào)率是否繼續(xù)下降還有待觀測(cè)。如果技能偏向型技術(shù)進(jìn)步到來(lái)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)進(jìn)展迅速，則教育回報(bào)率的下降趨勢(shì)只是暫時(shí)的；如果教育的持續(xù)擴(kuò)張與人口老齡化帶來(lái)的低技能工人的供給減少，很可能會(huì)造成教育回報(bào)率的進(jìn)一步下降。

本文有三個(gè)方面的貢獻(xiàn)。第一，本文發(fā)現(xiàn)高中和高等教育擴(kuò)張是近年來(lái)收入差距縮小的重要因素。針對(duì)近年來(lái)頗具爭(zhēng)議的高校擴(kuò)招政策，本文提供了來(lái)自社會(huì)公平視角的評(píng)價(jià)——1999年開始的高校擴(kuò)招政策有助于降低收入不平等；高中教育普及和高校擴(kuò)招未來(lái)很可能成為我國(guó)縮小收入差距的重要政策工具。實(shí)際上，在2005到2015年這十年期間，大量的年齡較大群體(比如2005年30歲及以上群體)，其教育水平是沒有任何變化的。受到教育擴(kuò)張影響的勞動(dòng)力占比是非常小的。但隨著年輕的80、90、00后逐漸成為未來(lái)勞動(dòng)力市場(chǎng)的主力，受到教育擴(kuò)張影響的勞動(dòng)力群體將會(huì)大幅提高，教育擴(kuò)張對(duì)收入差距的影響作用也將進(jìn)一步提升。第二，本文發(fā)現(xiàn)當(dāng)前轉(zhuǎn)型時(shí)期教育回報(bào)率呈現(xiàn)的下降趨勢(shì)是教育擴(kuò)張會(huì)縮小收入差距的主要原因。本文結(jié)果更新了以往關(guān)于教育擴(kuò)張會(huì)擴(kuò)大收入差距的認(rèn)知。以往文獻(xiàn)利用轉(zhuǎn)型初期(1990年到2005年左右)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)張會(huì)擴(kuò)大我國(guó)收入差距，主要是因?yàn)檫@一時(shí)期我國(guó)教育回報(bào)率持續(xù)上升。而我國(guó)當(dāng)前正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的新階段：教育擴(kuò)張帶來(lái)的教育供求關(guān)系的變化以及市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型放緩這一經(jīng)濟(jì)制度層面的原因，使得我國(guó)教育回報(bào)率持續(xù)上升的趨勢(shì)停止并開始下降。本文抓住了當(dāng)前轉(zhuǎn)型階段我國(guó)教育回報(bào)率變動(dòng)新特點(diǎn)，豐富了我國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期的經(jīng)濟(jì)理論。第三，本研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)的高中教育已經(jīng)邁過了MMI理論的飽和點(diǎn)，高中教育擴(kuò)張有助于降低教育不平等，而高等教育還沒有邁過MMI理論的飽和點(diǎn)，高等教育擴(kuò)張仍會(huì)擴(kuò)大教育不平等。不過未來(lái)隨著我國(guó)高等教育入學(xué)率的提高，教育擴(kuò)張終會(huì)縮小教育不平等。這豐富了我國(guó)教育不平等的文獻(xiàn)。

本文的研究結(jié)果表明我國(guó)的高等教育擴(kuò)張和正在實(shí)施的高中階段教育普及政策很可能成為縮小收入差距的重要政策工具。但是隨著教育的進(jìn)一步擴(kuò)張，我們不僅要關(guān)注不同學(xué)歷群體之間的收入差距變動(dòng)，還應(yīng)該關(guān)注大學(xué)和高中學(xué)歷內(nèi)部的收入差距。當(dāng)然，本文僅僅是從數(shù)量的角度，考慮了教育擴(kuò)張對(duì)高等教育機(jī)會(huì)不平等影響，沒有考察近年來(lái)熱議的優(yōu)質(zhì)高等教育不平等問題，這也是接下來(lái)研究的方向。

最后，經(jīng)過30多年高速增長(zhǎng)后，近年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的新時(shí)期。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從高速增長(zhǎng)向高質(zhì)量增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變，同時(shí)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型相對(duì)20世紀(jì)90年代有所放緩。及時(shí)弄清楚這些當(dāng)前轉(zhuǎn)型時(shí)期的新特點(diǎn)及背后的原因，有助于豐富我國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期的經(jīng)濟(jì)理論，對(duì)于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。