【摘要】本文的目的是通過對中國教育個人收益率研究的文獻回顧，揭示教育與收入、收入分配及勞動力市場之間的關系及其政策含義。首先說明了教育個人收益率研究的意義與方法，然后依次概述了中國教育收益率的基本特征、從制度和技術角度對教育收益率估計值的解釋、計量方法的改進對估算教育收益率的影響、轉型期中國教育收益率的特點以及教育收益率的變化特征對收入不平等的影響，最后做了簡單的評述。

【關鍵詞】教育收益率 明瑟收入函數 勞動力市場 收入

【英文題目】 Research on Returns to Education in China: A Review of Literatures and Implications

中國教育個人收益率研究：一個文獻綜述及其政策含義

本文的目的是通過對中國教育個人收益率研究的文獻回顧，揭示教育與收入、收入分配及勞動力市場之間的關系。自從人力資本理論以來，對教育與收入關系的研究文獻汗牛充棟，對中國的研究自從上個世紀80年代以來亦是如此，并有多個視角，而基于人力資本理論的教育個人收益率的研究占據了一個重要位置。本文以下的內容首先說明了教育個人收益率研究的意義與方法，然后依次概述了中國教育收益率的基本特征、從制度和技術角度對教育收益率估計值的解釋、計量方法的改進對估算教育收益率的影響、與轉型期有關的中國教育收益率的特點以及教育收益率的變化特征對收入不平等的影響，最后做了簡單的評述。

一、教育個人收益率研究的意義與方法

教育收益率研究的是教育作為一項個人（以及家庭）和社會（政府公共支出）投資的收益率的大小，可以分為個人收益率與社會收益率，本文主要關注的是前者。自從上個世紀50、60年代的人力資本理論以來，對教育收益率的研究就非常重要。由于人力資本理論確立了把教育看作一項投資的基本理論模型，因而成為估算教育收益率的理論基礎。一般認為，對教育收益率的研究有如下意義： 首先，教育收益率是評價教育生產力的一個有用的指數，它試圖回答的是：社會和個體是否應該在教育上投入資源？也就是說，教育收益率既可以作為評價一個國家或地區投入到教育中資源的判斷標準，提供資源配置效率的信息，又可以激勵個人和政府投資于教育。如通過比較教育的收益率與物質資本投資的收益率，就可以判斷一個國家或地區在教育上投資的多寡；再如根據大部分研究發現的教育收益率較高的值，這樣可以激勵個人和政府把更多的資源投資于教育。 其次，通過對不同群體、不同教育水平收益率的研究，可以判斷教育內部資源分配的合理性，包括男性和女性、農村和城鎮、以及各級各類教育上資源分配的合理性問題。 第三，在教育上的支出作為一項投資，要求取得相應的收益，而收益的高低能夠反映出教育投資對收入分配的作用、以及勞動力配置效率的高低。因此，了解人力資本投資收益率有助于分析檢討收入政策、教育政策與就業政策的得失。 第四，對教育收益率的研究還有著重要的政策意義（Psacharopoulos等，2002）。這一領域的研究可用于指導教育體制和財政改革的宏觀政策制定，這方面的例子如英國和澳大利亞的高等教育財政改革。此外，具有創新的應用領域是用來評估一些特殊的項目。這方面的例子如印度尼西亞的“學校建設”項目、印度的“黑板”項目、以及埃塞俄比亞的“主要部門投資”項目。同時，根據教育收益率的研究，政府在公共政策設計上即要激勵個體提高人力資本上的投資，又要注意保證和資助低收入家庭的投資。 最后，研究教育收益率對于象中國這樣的轉型國家又有著特殊的意義。眾多的研究者將教育收益率作為判斷中國勞動力市場建設和經濟轉型程度的一個指標。如Appleton等（2002）通過對不同群體的教育收益率的比較以判斷中國城鎮地區是否已形成了競爭性的勞動力市場；賴德勝（2001）認為用教育收益率可以判斷勞動力市場體制分割狀況；Zhao & Zhou（2001）則認為教育收益率的研究提供了考察轉型期間資源配置以及認識社會制度改革程度的一個工具。 對教育個人收益率的研究依賴微觀數據。根據已有的文獻，研究教育收益率的方法主要有兩種：明瑟收入函數（Mincerian earnings equation，稱為明瑟收益率）和基于精確法（Elaborate Method）的內部收益率。此外，根據農村家庭的特點，研究農村教育收益率的學者又發展了一種方法：生產函數法（Jamison & Gaag， 1987）。由于精確法的應用依賴于教育成本與收益的準確數據，而現實中這些數據又難以獲得或難以估算，此外，生產函數法是應用于以家庭為生產單位的農村地區的特殊方法，因而，應用精確法和生產函數法研究中國教育收益率的文獻還很有限，絕大部分研究應用了明瑟收入函數。本文以下的內容也以這種方法的介紹和文獻研究為主。 明瑟收入函數是由經濟學家明瑟（Mincer， 1974）根據人力資本理論推導出的研究收入決定的函數，該模型包括兩個基本的變量：教育和工作經歷及其平方，實證模型中教育變量的系數就是教育的個人收益率（明瑟收益率），其含義為多接受一年教育（不考慮教育水平）可引起的收入增加的比率。如果把基本收入函數中的連續變量——學校教育年限（S）分成一系列教育水平虛擬變量，就可以根據這些虛擬變量系數的比較確定不同水平教育的收益率。由此可見，明瑟收入函數其實是一個研究收入決定的模型，因而，研究者通常根據自己的研究目的，在模型中加入其他變量，如性別、地區、部門等。該函數包含了兩個基本的經濟概念：（1）它是一個勞動力定價模型或享樂主義(hedonic)工資方程，揭示了教育和工作經歷這些具有生產力特性的要素在勞動力市場上的報酬；（2）它代表了教育的收益率，可以與市場利率進行比較，從而決定人力資本的最佳投資水平（Heckman， et al， 2003）。 對明瑟函數有眾多的評論，如Psacharopoulos， 1994; Schultz， 1988; Strauss & Thomas， 1995; Card， 1999；賴德勝，2001；Heckman， et al， 2003；等等。雖然后來的學者對此種方法多有批評，然而，由于這種方法簡單容易，成為研究者使用最多的方法（Psacharopoulos， 1994）。

二、中國教育個人收益率的基本特征 從所能看到的文獻來看，最早的對中國教育收益率的研究應該是Jamison & Gaag在1987年發表的文章。初期的研究樣本數量及所覆蓋的區域都很有限，往往僅是某個城市或縣的樣本。而且在這些模型中，往往假設樣本是同質的，模型比較簡單。在后來的研究中，樣本量覆蓋范圍不斷擴大直至全國性的樣本，模型中也加入了更多的控制變量，并且考慮了樣本的異質性，如按樣本的不同屬性分別計算了其收益率，并進行比較。這些屬性除去性別外，還包括了不同時間、地區、城鎮樣本工作單位屬性、就業屬性、時間、年齡等。下面概況了研究的主要結果。 1. 城鎮與農村的比較 由于中國勞動力市場明顯的二元體制，對教育收益率的研究區分了農村與城鎮。對這兩類樣本是根據戶口屬性來定義的，而不管其在城鎮還是農村工作。從計算的結果看，在城鎮地區，最低的值為0.75%（邵利玲，1994），最高值為11.5%（Zhang & Zhao， 2002），應用1995年以前數據的絕大部分研究計算的收益率在6％以下；在農村，最低值為0.7%（Gregory & Meng， 1995; Li & Urmanbetova， 2002），最高值為6.4%（Brauw， et al， 2002），絕大部分研究的收益率在5％以下。 可以看出，農村個體的教育收益率要明顯的低于城鎮居民，這從同時含有農村和城鎮居民樣本的研究中可以更加明顯的看出這一點。如李實和李文彬（1994）用1988年全國數據的估計表明，城市個體收益率比農村個體高出近2個百分點，而在最近的一項研究中（李春玲，2003），2001年兩者的差距達到了7個百分點，說明這一差距有隨時間逐漸擴大的趨勢。 城鎮和農村的教育收益率差異的另一個特點是，在教育和工作經歷這兩個變量對收入決定的解釋力上，農村的模型要明顯低于城鎮模型。大部分的研究發現農村雇傭勞動者總收入差異中不足10％是由教育和工作經歷這兩個因素造成的，而城鎮樣本大多在20％以上。這一結果再次驗證了中國勞動力市場的二元體制特征，以及農村勞動力市場的發育程度遠遠落后于城鎮勞動力市場。 2. 收益遞減還是遞增？ 根據新古典經濟理論中投資邊際報酬遞減規律，教育投資也應表現出相似的特點。事實上，對世界其他國家的研究也驗證了這一規律（Psacharopoulos， 1994），即隨著教育水平的提高，教育收益率表現出下降的趨勢。然而，對中國的研究出現了相反的結果。一個證據是，眾多研究發現教育收益率從高到低依次是高等教育、中等教育和初等教育（李實和李文彬，1994；Wei， et al， 1999; 邵利玲，1994；Xie & Hannum， 1996；等）。另一個證據是把樣本按某一教育程度作為分界點，分別估計在這一點之上和之下個體的教育收益率，結果發現分界點之上的個體的收益率要高于之下的個體。如Brauw & Rozelle（2002）以及Maurer-Fazio & Dinh（2002）的研究都發現，小學或高中以上個體的教育年數的系數都高于小學或高中以下個體的系數；諸建芳等（1995）的研究表明，代表著中低等教育的基礎教育收益率為1.8％，代表著中高等教育的專業教育的收益率為3.0％；Li（2003）的研究也發現，中國的教育收益率盡管平均水平比較低，然而大學教育的收益卻要高于高中以前教育的收益率。Benjamin等人（2000）認為，在中國，教育收益率之所以出現遞增，是由接受高層次教育（高等教育）的個體比例較少造成的，其后果是，由于高層次的教育僅有少數人獲得，而教育收益率又遞增，這樣會加大收入差距。同時，收益遞增的原因可能與中國政府在高層次教育、尤其是高等教育上對個人的大量補貼有關。 3. 隨時間的變化趨勢 在城鎮地區，教育收益率隨時間表現出明顯提高的趨勢。如Zhao & Zhou(2001)的研究估算的1978年的收益率為2.8%，相應的應用80年代中后期的數據計算的值達到4％，而90年代后的研究到5％以上；Zhang & Zhao（2002）應用了1988－1999年各年的全國數據更明顯的表現出這一規律，如1988、1994和1999年這三年的收益率分別為4.7%、7.8%和11.5%。此外，城鎮教育收益率隨時間的增長還表現為這樣一個特點：在1993－94年是變化最大的時期，93年以前的教育收益率緩慢增長，到94年迅速提高，之后又緩慢增長。在農村地區，由于收益率的值較低，隨時間的提高趨勢比較平緩，變化程度遠遠低于城鎮地區。 4. 教育收益率的性別差異 在眾多的研究中，男性的教育收益率要低于女性，唯一的例外是Maurer-Fazio & Dinh(2002)的研究結果。而且兩者的差異隨著時間的推移有擴大的趨勢，如于學軍（2000）的研究發現，1986年男女收益率的差異為2個百分點，而到1994年這一差距擴大到3個百分點以上。Zhang & Zhao（2002）的研究表明，隨著時間的推移，男女教育收益率的差距先是略有減小，后又在逐漸擴大，這一差異從1988年的2.9%，到1992最低的2.4%，再到1999年差距最大的5.8%。女性較高的收益率為傾向于女性教育投資的政策提供了一定的依據。 文獻中對教育收益率性別差異的解釋有多種，一種解釋認為女性職工上學的機會成本低于男性，從而只考慮機會成本而不考慮直接成本的明瑟收益率會使女性比男性高（賴德勝，2001）。另一種解釋則基于兩者勞動時間參與上的差距，即女性的勞動參與率要低于男性，而在勞動力市場上的女性的能力要高于呆在家庭中的女性，而男性就沒有表現這一特征，從計量方法上講，在估計明瑟收益率時，忽略能力因素會高估教育收益率（見下文的解釋），因而女性的收益率會高于男性（Zhang & Zhao， 2002）。還有一種解釋是女性樣本中高一級教育水平的個體收入與低一級教育水平的之間的相對差距要高于男性（杜育紅、孫志軍，2003）。 5. 不同部門的教育收益率 在現實中，不同經濟部門勞動力市場中收入的決定因素不同，這會造成教育收益率的差異。幾乎所有的研究發現，在不同所有制結構部門中，一般是國有部門和公共部門的教育收益率都要低于私人部門。由于國有部門和公共部門的勞動力資源配置的市場化程度要低于私人部門，因而，市場化程度高的部門的教育收益率要高于市場化程度低的部門。這反映了不同部門中對教育回報的差異，也反映了教育的生產力效應發揮的程度上的差異（杜育紅、孫志軍，2003）。 6. 個體的其他屬性對教育收益率的影響 文獻中關注的個體屬性除去上面提到的性別外，還有年齡、工齡、戶口、找到工作的方式、就業屬性等。研究發現，年青人和工齡較短的個體的收益率高于年長者和工齡較長的個體（Maurer-Fazio， 1999; Li & Luo， 2002; Zhang & Zhao， 2002），通過競爭的方式（市場）找到工作的個體教育收益率高于通過（政府）“安排”的方式的個體（Meng，1995；Maurer-Fazio & Dinh， 2002）。若按戶口和就業經歷劃分，那些一直有工作（未“下崗”）的個體的收益率最高，其次是下崗后又找到工作的個體，最低的是下崗后仍未有正式工作的個體；城鎮居民的教育收益率要高于城鎮中農民工的收益率，另外，下過崗又找到工作的個體現在的收益率高于下崗前的收益率（Maurer-Fazio & Dinh， 2002；Appleton， et al. 2002）。對于戶口因素對教育收益率的影響也有相反的例證，如Appleton等人（2002）根據對1999年全國的城市中的數據研究發現，城市中兩類群體（城鎮居民和農民工）的教育收益率已經相差不大（前者為6％，后者為5.6%），并由此判斷中國城市的已經初步形成了競爭性的勞動力市場。 7. 地區差異 中國教育收益率的地區差距也比較明顯，有的研究發現東部地區的教育收益率最低，而西部的最高，也有的研究發現中部地區的最高。但是總體的特點是西部地區的教育收益率起碼不低于東部地區，這為加強向西部地區的教育投資的政策提供了堅實的證據。 8. 國際比較 中國的教育收益率在世界處于一個什么樣的位置？根據Psacharopoulos等人(2002)的研究，90年代中后期世界平均的明瑟教育收益率為9.7%，其中亞洲國家的平均水平為9.9%，OECD國家為7.5%。以此比較來看，中國城鎮地區的教育收益率在90年代中后期以前的要低于世界及亞洲國家和發展中國家的平均水平，并且時間越往前，收益率越低；到2000年前后，這一數值開始接近并超過了世界及其他地區的平均水平。中國農村地區的教育收益率則一直低于世界平均水平。

三、對較低的教育收益率的解釋：制度因素與生產技術條件 如上述，應用90年代中后期以前的數據對教育收益率的研究都得到了比較低的值，尤其在農村更是如此，甚至有研究認為教育在中國農村中的作用是微乎其微的（Zhao， 1997）。我們還不能懷疑數據的可靠性，因為，大部分研究使用了國家統計局協助下的在全國范圍內進行的抽樣調查數據。這些結果的一個隱含的政策意義就是，中國以往的教育投資的低水平是合理的，而且維持這樣低水平的投資水平也是合理的，應該把更多的資源投入到收益率更高的部門去。事實真是如此嗎？ 近些年來，許多研究者從兩個視角專門對這一現象進行了解釋，一個視角是基于對勞動力市場的一些制度特征的分析，另一個是從計量方法上做出的解釋。這一部分主要討論前者。 制度因素對教育收益率的影響主要表現在勞動分配體制和勞動力市場分割體制。勞動分配效率的低下和由于體制分割造成的勞動力市場的非競爭性和非流動性都會對勞動者的生產力產生負面影響，這樣，受過教育的個體的生產力無法充分發揮，或者是其所得報酬低于所創造的邊際產品的價值，必然會降低教育的收益率。 從這一角度出發，早期的一些研究側重于從理論上的解釋，并沒有實證檢驗。如Knight & Song（1991）認為較低的教育私人收益率與剛性的工資體制有關。李實和李文彬（1994）把較低的收益率歸結為城市的工資體制。鄔劍軍和潘春燕（1998）的理論分析也認為，中國城鎮的企業工資體制是基本不反映勞動者教育程度的差別的，這是中國個人教育投資回報率嚴重偏低的主要原因。賴德勝（2001）的研究強調的是勞動力市場分割體制造成的諸多問題。他認為，勞動力初始配置的行政化和非競爭性、勞動力的非流動性都會抑制配置能力和生產能力的發揮，從而都會造成教育收益率的低下。 另外的一些研究則對制度因素的影響進行了實證檢驗。Fleisher & Wang(2002)通過比較中國企業中的生產工人和技術管理人員的邊際產品價值與實際所得報酬，發現技術管理人員的邊際產品價值要遠遠高于生產工人，而兩者的實際所得報酬則相差不大，由于技術管理人員的教育水平較高，而生產工人的較低，這樣，較高教育水平與較低教育水平的個體的邊際產品價值之間的比例要高于兩者所得報酬或收入的比例，同時，勞動力市場上還存在著體制分割與限制勞動力流動的政策，這些都解釋了較低的教育收益率。 如前述，文獻中對中國農村教育收益率的估計值更低，這引起了更多的研究者的興趣。 Zhao（1997）認為，傳統的估計方法由于忽視了城鄉勞動力市場分割（即由政府政策造成的對勞動力流動的限制）這一體制因素，因而低估了教育的收益率，特別是由于中國在城鄉之間存在著持久的收入差距，如果教育有助于農村個體克服進入城市勞動力市場的障礙，在明瑟收入函數中就不會捕捉到農村居民的教育水平的這一影響。以此為出發點，Zhao通過把勞動力市場分割因素引入到模型中，研究了在農業就業和非農就業的農村勞動力的收入，并估計了教育的收益率（稱為“遷移”收益率），結果發現，1979年的教育的遷移收益率為8.3%，而1985年的為4.3%，這一結果要遠遠高于同期其他研究結果。 李實和李文彬（1994）從農村要素市場的特點進行了分析，他們認為由于農民幾乎無法自主決定在大部分土地上種什么作物甚至種幾樣作物，多數出售的產品以低于市場出清的價格，通過國家控制的銷售系統進入市場，土地、化肥和勞動力投入通常是由行政手段而不是由市場決定的，所以，正式教育在確定投入－產出最佳結合方面作用不大。 關于教育在農村中的作用，Schultz(1964)早就指出，在傳統農業中，農民沒有應用技術的經濟激勵，許多農業技術會丟失，對農村勞動者的教育水平就沒有什么要求，教育的作用是微乎其微的。Rosenzweig(1995)進一步指出，教育投資并不是萬能的，其收益率依賴于技術革新以及市場和政治體制的改革。筆者把這一理論應用到解釋中國西部農村中教育的作用，認為傳統的農業生產技術占主導地位是造成家庭生產函數中教育的系數為負值的主要原因（孫志軍，2002）。 上述解釋對教育與農業生產之間的關系是合適的，然而，大多數教育收益率的估計采用從事非農勞務性活動的農村個體。對城鎮居民和城鎮農民工教育收益率的比較已經說明在勞動力市場上的二元體制是造成農村工資收入者較低教育收益率的原因。一些研究進一步從雇傭了許多農村個體的鄉鎮企業的生產技術水平和農村勞動力市場上的供求不平衡提出了解釋。Li & Urmanbetova(2002)通過對農村鄉鎮企業為主的勞動力市場上工資的決定及教育的收益的研究認為，在這樣一個勞動力市場上，由于鄉鎮企業數量較少以及經濟規模較小，勞動力相對過剩，因而在勞動力市場上形成了買方市場。這樣，勞動者在與雇傭單位確定工資報酬上就存在著劣勢，工人很難按其邊際生產力取得相應的報酬，在農村中的企業中，教育在工資結構中基本上是不起作用的。然而，即使勞動力市場的供求不平衡是真實的，如果受過較高教育的勞動力生產力更高的話，他們也能得到較高的工資。這樣，較低的教育收益率還暗含了其他解釋。這其中農村企業的生產技術水平原始與落后就是一個因素，在這些企業中，教育根本就是不重要的，相反，工作經驗可能是一個決定工資的重要因素。 從上述研究中可以看出，中國教育收益率的低下不是由于教育投資本身的原因造成的，而是由于教育的生產力效應的發揮所需的制度和技術條件的限制而造成的。這種解釋其實植根于這樣一個假設，即作為一項資產的人力資本，如同物質資產一樣，其回報需要有相應的激勵機制，在受到充分的保護時，人力資本的收益率才能真實的反映出來，也即教育的作用才能得到充分發揮。 教育收益率的提高相應的會帶來教育生產力效應的發揮，因而上述解釋的政策意義就是，建立完善的勞動力市場，將會提高教育的收益率，進而提高教育的生產力效應。而對于農村地區，提升農業生產和鄉鎮企業的生產的技術條件也會起到相應的效果。

四、計量方法對估算教育收益率的影響 計量方法對估算明瑟收益率的影響主要是指測量方法的缺陷造成的估計的值偏離真實值。其依據是，由于基本的明瑟收入函數是用OLS估計的，這樣，從計量經濟學的角度看，由于解釋變量的復雜性和樣本的選擇問題而造成的偏差（bias）都會削弱這一估計方法的有效性，這會使得估計的教育收益率與真實值有較大的差距。對中國的研究絕大部分使用了該方法，這樣，OLS估計本身的問題和較低的估計值使得一些研究者從計量方法上考察對教育收益率估計中可能存在的問題。一些研究者認為，中國的教育收益率之所以出現較低的值，可能是方法上的原因造成的。 計量方法對明瑟收益率的影響主要有三類，第一類是與樣本選擇有關的樣本偏差問題，第二類是與明瑟收入函數自身的缺點有關，第三類是變量的測量誤差。 1. 樣本偏差 樣本偏差包括樣本缺乏代表性以及截取樣本（Censored Sample）問題。沒有代表性的樣本會使收入和教育之間的測量關系變得更為模糊（Brauw & Rozelle， 2002）。這在許多文獻中都出現了這一問題，如一些研究的樣本僅限于經濟中某個部門（如，Meng， 1996; Gregory & Meng， 1995; Ho et al.， 2001），這顯然是沒有代表性的。Becker (1964)曾警告說，如果僅僅是用一特定的樣本估計教育的收益率，其值將會是比較低的。 截取樣本主要是指一些樣本的被解釋變量的信息無法被觀測到，這部分樣本在估計時被簡單的排除在外。比如我們研究城鎮個體的教育收益率，我們知道的是那些有工作個體的實際工資，但是不知道沒有工作的個體的工資（“保留工資”）。這一問題更多的體現在農村教育收益率的估計上。由于農村個體的生產活動方式有多種選擇，他/她們的“保留工資”更難以觀測到，而大部分研究使用的是僅有工資收入（或勞務收入）的樣本。在這兩個例子中，因變量（工資收入）是被截取的：沒有這部分樣本的因變量的信息。樣本選擇偏差會使估計模型是有偏的。而且，截取樣本偏差更可能高估教育的收益率。這一點也成為解釋女性教育收益率高于男性的原因。針對這一問題，研究者通常采用Heckman（1979）提出的標準步驟來糾正這一偏差。 2. 明瑟收入函數的缺點 明瑟收入函數自身的缺點有多種，這些缺點多是忽略了模型中的一些變量及它們之間的關系。這些變量主要包括能力因素和學校質量因素。在估計模型中忽略能力因素而造成的有偏估計稱為能力偏差（ability bias）。一般認為，個體的能力往往是天生的，天生能力的差異會導致個體受教育水平的不同，兩者的關系是，能力越強，則教育水平越高，因而傳統的方法從理論上會高估教育的收益率。忽略學校質量因素對個體教育水平的影響也會造成有偏的估計。這里的關系是，學校質量與個體教育水平是正相關關系，也就是說，那些進入質量比較高的學校的個體的教育水平要高于質量低的學校的個體，因而，忽略學校質量因素也會高估教育的收益率。此外，傳統的明瑟收入函數還忽略了教育與收入之間的非線性關系。如果某級教育（如初中）后的收益率高于該級教育以前的收益率，那么結果會被低估。 克服能力偏差的影響的方法是在模型中直接加入能力的代理變量（Proxy Variable）或在計量模型上用工具變量法（IV），這些變量通常是些家庭背景變量，如父母教育、兄弟姐妹的教育等。 3. 測量誤差 測量誤差會低估教育的收益率。它首先表現在對因變量的測量上。傳統的明瑟收入函數中的因變量是指個體的收入，然而，它卻未指明收入的衡量單位。一般認為，對收入的衡量根據時間單位可分為小時工資率、日工資、月收入和年收入。由于精確度不同，因而采用不同的衡量單位會得到不同估計結果。特別是一些研究認為，教育程度低的人比教育程度高的人每天以小時計的工作的時間可能更長，這樣，相對于小時工資率而言，因變量中采用日工資、月收入或年收入都會低估教育收益率，原因是小時工資不會受個體每天或每月中決定工作多少小時的影響。此外，由于中國的經驗比較復雜，個體的收入由于有多種來源，如正式收入、非正式收入、實物等，這都會對測量個體收入的精確性產生影響，從而會影響教育收益率的估計值。 測量誤差的另一個方面表現在教育變量的測量上。在多數研究使用的數據中，教育年數是根據個體報告的教育程度結合中國的學制進行估計的，而并沒有準確的報告受過多少年教育的數據，這樣由于相同教育程度的個體，教育年限可能會不同，因而就會產生測量誤差問題。文獻中還沒有一個很好的辦法來準確的解決這一問題。 4. 研究結果 究竟上述各類測量偏差對估計教育收益率的真實值產生了什么樣的影響，近幾年來的一些文獻對此做了實證檢驗。 前面提到，對樣本選擇偏差問題的解決主要是用Heckman提供的標準步驟，即首先用probit模型估計一個勞動參與方程，然后計算出逆Mills比率，最后將這一比率納入到收入方程中。Zhang等人（2002）把這一方法應用到估計農村個體的收入方程中，結果發現，教育的系數變得不顯著且為負值，不過他們的模型中還加入了教育年限的平方。朱農（2003）的研究方法與此相類似，但是結果卻有很大的差異，他的研究結果表明，教育年限在參與方程和收入方程中都取得比較高的值。 Brauw & Rozelle（2002）對標準的明瑟函數做了一些修改，他們首先在收入方程中使用了Mills比率，因變量采用小時工資率，結果得到了一個比較高的教育收益率（6.4%），這一結果在所有應用農村樣本估算的教育收益率中值是最高的。為了進行對比，他們還分別采用其他一些研究使用的方法對數據進行了重新估計，并與他們的方法進行了比較，結果發現前者的教育收益率平均為3.8%，而后者平均為6％，這為計量方法對教育收益率的影響提供了堅實的證據。此外，Brauw & Rozelle還選擇了35歲以下的樣本，把學校質量因素和能力的代理變量納入收入方程（能力偏差），結果發現，沒有這些變量的方程中教育的系數要比有這些變量的系數高1個百分點，說明能力偏差可能有微弱的影響。此外，為了考察教育與收入的非線性關系，他們還把樣本分成小學程度以上和以下兩類，結果發現小學程度以下樣本的教育收益率要低于小學以下。在Maurer-Fazio & Dinh(2002)研究中也發現了相似的結果，說明若忽略教育與收入的非線性關系，會低估教育的收益率。 Li & Luo（2002）的研究重點考察了測量誤差和能力偏差的影響，并對兩者的效應做了對比。他們應用的方法是工具變量法，結果發現，用OLS估計的明瑟收益率要顯著的低于用工具變量估計的收益率，之所以會這樣，原因在于測量誤差（會低估收益率）的影響要大于能力偏差（會高估收益率）的影響。在Li（2003）的研究中，以年收入為因變量的教育收益率比以小時為因變量的約低1個百分點左右。然而，在Li & Urmanbetova（2002）研究中，卻沒有發現以上這些偏差對估計農村教育收益率顯著的影響。這說明，對計量方法對教育收益率的研究的影響還有待于更深入的研究。盡管如此，從以上研究來看，測量誤差的存在可能是導致中國農村教育收益率比較低的一個重要原因。

五、經濟轉型與教育收益率 從事經濟轉型與教育收益之間關系研究的學者關注的問題是，隨著中國從計劃經濟向市場經濟的轉變，教育與收入之間的關系會發生怎樣的變化？或者教育的收益率是否會提高？這種變化的內在機制是什么？ 對這一關系研究的基本假設來自于Nee（1989，1991，1996）的市場轉型理論，Nee指出，經濟轉型過程基本的變化既包括了更多的社會財富從再分配者（政府）向生產者的轉移，也包括機會結構和激勵機制的變化，同時，不斷強大的私營和混合經濟部門與企業家創造了新的機會結構，在這個結構中，經濟活動逐漸的通過市場機制調節，政府的控制則逐漸弱化。在教育與收入關系上，這一理論一個流行的假設是，市場改革越深入，人力資本（教育和經驗）就越重要，同樣，越直接地參與市場經濟，人力資本也就越重要（Bian & Logan， 1996）。Xie & Hannum（1996）以及Zhao & Zhou（2001）根據轉型理論和人力資本理論把這一假設概況成以下四個有待驗證的基本假設： 假設1：在轉型過程中，由于市場機制更直接有利于“直接生產者而不是再分配者”，生產力高的人將得到更高的回報，而教育是生產力最好的指標之一，這樣，經濟轉型將提高教育的回報率。 假設2：市場轉型理論預言，象政治資本等這些非市場因素相對于人力資本在收入決定中的作用會下降。如果兩者是相互依存的話，人力資本和政治資本都會隨時間的變化對經濟報酬有著持久和顯著的影響。 假設3：市場轉型理論認為，那些更為市場化的職業和組織中的教育收益率將會提高。 假設4：在非國有經濟部門中的教育收益率要高于國有經濟部門，并且國有經濟部門中的教育收益率也會提高。 經濟轉型一方面是一個制度不斷變化的過程，另一方面也是經濟增長的過程，基于此，許多研究者應用時間序列數據對上述假設進行了實證檢驗。 Xie & Hannum（1996）的研究首先發現了相反的情況。通過建立地區異質性模型，他們比較了不同經濟發展水平的各地區的教育收益率，結果發現在經濟增長較快的城市里，并沒有發現較高的教育收益率，對此的解釋是中國城市地區還缺乏真正的勞動力市場。然而，他們數據的年份是1988年，因而這一結論推論到以后還有一定的限制。事實上，就如上文中對教育收益率隨時間的變化特點的描述中那樣，此后的多數研究都驗證了轉型理論的基本假設。 Meng（1995）的研究就認為，隨著經濟的不斷發展和技術變革，教育在決定生產力方面的作用會越來越明顯，因而決定工資差異方面的作用也越來越大。Wei等人（1999）研究結果支持了市場化改革程度較深的地區的收益率越高，教育與收入的關系越強的假設。Zhao & Zhou（2001）詳細的分析了制度變遷與教育收益率之間的關系，認為，在改革期間，教育收益率確實在穩步的提高，特別是在市場機制作用更強的非國有經濟部門教育的收益率更高。Li(2003)把樣本分為三類，分別是1980年以前參加工作者、1980－87年參加工作者、1988－95年參加工作者，結果發現這三類樣本的收益率依次遞增，說明了中國轉型過程中教育收益率在不斷的提高。 應用農村樣本的研究在一定程度上也證實了轉型理論的假設。Li & Zhang(1998)的研究說明了制度特點對教育收益率的影響。他們應用1978年和1990年兩個省農村的數據，分析了農村改革前生產隊制度下與改革后的農村教育收益率的差異，結果發現，改革后的教育收益率要高于生產隊制度下的收益率，對此他們的解釋是，由于1977年和1990年樣本地區的農業生產技術條件相似，其他社會經濟條件背景也相似，因而，教育收益率提高主要是由于制度改革而不是技術革新造成的。Yang（2000）的研究認為，在農村改革過程中，教育在勞動力的重新配置中扮演了重要的角色，家庭中教育程度高的成員能把更多的勞動力和資本投入到非農活動，更善于把握政策變化帶來的機會，而且可以應用更多的技能以充分發揮教育的生產力效應，這些都對家庭收入的增加起到積極的作用。Zhang等人（2002）也認為，在農村勞動力市場上，教育的回報隨時間的推移逐漸提高，一般是在改革的初期，教育對農村家庭收入的作用可能影響不大，而隨著改革的深入，這種作用會逐漸提高。 然而，對此也有不同的看法，如Li（2001）以及 Li & Urmanbetova（2002）就認為經濟轉型的對教育與收入關系影響最大是城鎮地區，而在農村，由于競爭性的勞動力市場沒有形成，轉型過程對農村教育收益率的影響并不大。農村教育收益率低于城鎮的現實也表明，制度變革對農村中教育對收入的作用影響程度可能要低于城鎮地區?？磥碇袊霓r民不僅在其他方面，而且在教育投資的收益上也要低于城鎮居民。

六、教育收益率與收入不平等 對教育收益率的研究實質是揭示教育對收入的作用。如上述，中國的教育收益率還有許多與世界其他國家不同的地方。一個方面是教育收益率的遞增現象還比較明顯。而相應的是中國人口的總體教育水平比較低，特別是較高層次教育（大學）的人口比例更少，那么，這對收入差異又會產生什么影響呢？一個基本的假設是，如果教育收益率是正的或遞增，那么，如果高層次教育僅由少數人獲得，教育獲得水平的不平等程度會提高，這樣就會導致收入不平等程度的提高。近年來的幾項研究關注了這一問題。 利用1988－99年中國六個省的城市居民的個體數據，Park等人（2002）研究了中國城市職工工資的不平等程度及其影響因素。他們首先發現這期間中國城鎮職工的收入不平等程度呈上升的趨勢，教育的收益率在不斷提高，而且初中教育收益率有所下降，而中專、特別是大學教育的收益率提高幅度最大，也超過了前者（也參見Zhang等人， 2002）。隨后，他們通過建立一個分解影響收入不平等因素的模型，在該模型中，包括了同時把教育數量和教育收益率兩個變量引入模型中，結果發現教育收益率對收入總不平等的貢獻超過了10個百分點，僅次于地區差距的貢獻。也即是說，教育收益率的提高加大了城市居民的收入不平等。 在農村地區是否也是如此呢？利用華北和東北地區農村的家庭調查數據，Benjamin等人（2000）研究了農村教育收益率與收入不平等之間的關系。他們的研究首先建立在這樣一個基本判斷之上：農村村莊內的收入的不平等對總不平等的貢獻要高于村與村之間的不平等的貢獻；教育的收益率是正的，在教育收益率上村與村之間有顯著的差異；村內教育水平的不平等與村平均教育水平負相關。通過把教育水平和教育不平等（以村Gini系數表示）及交互作用項引入到收入不平等模型中，結果發現，教育對降低不平等的作用很低，教育水平的分布與教育的收益存在著正的交互作用，即教育收益率越高，教育水平的不平等程度也越高。這樣，教育收益率越高的話，收入不平等的程度也越高。而且，如果村的平均教育水平越低的話，收入不平等的程度也越高。 以上結果似乎說明，教育收益率的正值及其隨時間提高的趨勢“幫助”了中國收入的不平等程度的提高，究其原因，可能是由于較高教育水平的個體比例較少的原故，因而，政府通過加大在教育上的投資，使更多的人能夠接受更高水平的教育，不僅會提高他們的收入，而且還會降低收入不平等的程度。

七、結論 對中國教育收益率的研究不僅揭示了教育與收入及收入分配之間關系的變化特點，而且從方法上進一步豐富了教育收益率研究和經濟學理論，如計量方法、教育與收入關系的變化特點等等。綜上述，主要得出了如下基本結論： 1. 根據1997年以前的數據估算的中國城鎮教育收益率還低于世界和亞洲平均水平，之后的研究結果已經接近或開始超過這一水平，說明中國城鎮勞動力市場化改革的程度在逐漸完善。 2. 相比之下，農村的教育收益率還比較低，低于城鎮約3-4個百分點，特別是近年來有擴大的趨勢。對這一現象的解釋是勞動力市場分割以及農村生產技術條件的落后造成的。農村教育收益率的低下有可能會對農村居民的教育需求產生負面的影響，對于這一結論，還需進一步的實證檢驗。 3. 在中國，發現了教育收益率的遞增現象，由于這一現象有可能是由于經濟發展上的結構性扭曲和教育投資體制上的扭曲造成的，它將引起收入差距的進一步擴大，因而需要政策上足夠的重視。 4. 在教育收益率估算的其他方面，女性的教育收益率要高于男性，西部地區的教育收益率要高于東部地區，收益率隨時間的變化逐漸提高。 5. 制度因素仍舊影響著中國居民教育投資的回報，市場機制在90年代中期以前勞動力資源配置中起的比較弱的作用解釋了這一時期中國教育收益率的低下。 6. 研究表明，中國轉型期的教育收益率逐漸提高，這種變化的內在機制主要歸因于面向市場化改革的制度變遷。一些研究還發現，中國教育收益率的上述特點還可能加大了收入不平等。

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