教育與收入不平等：中國的經(jīng)驗研究

1、教育與收入不平等：中國的經(jīng)驗研究摘要教育對收入不平等有著重要的影響。多數(shù)研究認(rèn)為，教育水平的提高會降低收入不平等程度，教育不平等會加劇收入不平等程度。本文采用中國1982-2000年的數(shù)據(jù)對中國的經(jīng)驗研究表明，教育與收入不平等之間不僅存在密切關(guān)系，而且這種關(guān)系比較穩(wěn)定；教育的不平等會加劇收入的不平等；盡管不能拒絕平均受教育年限和收入不平等程度之間的倒U型關(guān)系，但現(xiàn)階段中國正處于倒U型曲線頂點左側(cè)，平均受教育年限的增加不是降低而是提高了收入的不平等程度。這個結(jié)果與中國勞動力市場兩重屬性下工資壓縮效應(yīng)表現(xiàn)較弱有關(guān)。上述結(jié)論對收入分配政策和教育政策的制定和調(diào)整具有重要的啟示意義。關(guān)鍵詞教育 收入不平

2、等 工資壓縮效應(yīng)一、 引言收入分配問題是社會各界長期以來廣為關(guān)注的重大問題之一。按照庫茲涅茨倒U型假說，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，收入不平等程度先上升后下降。在個人收入中，工資收入占據(jù)最主要的部分，而工資收入又和個人受教育程度密切相關(guān)。因此，教育對收入不平等應(yīng)該有重要影響。決策者往往把增加教育支出作為降低收入不平等程度的一個政策工具。然而，理論研究表明，教育和收入不平等之間的關(guān)系常常是不確定的。例如，舒爾茨（Schultz，1960）、貝克爾（Becker，1975）和明瑟（Mincer，1974）關(guān)于收入分配的人力資本模型認(rèn)為，人口總體中的平均受教育程度和教育分布狀況都會影響收入分配狀況。通常教育不平

3、等與收入不平等之間存在正相關(guān)關(guān)系，而平均受教育程度的提高對收入不平等的影響可能是正向的，也可能是負向的，這取決于教育收益率的演變。奈特和薩伯特(Knight & Sabot，1983)強調(diào)，在二元經(jīng)濟中由教育的“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”（composition effect）和“工資壓縮效應(yīng)”（wage compression effect） 結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指在教育收益率保持不變的情況下，勞動力的學(xué)歷構(gòu)成變化對收入不平等程度的影響；工資壓縮效應(yīng)是指在勞動力學(xué)歷構(gòu)成不變的情況下，勞動力的供求發(fā)生變化，導(dǎo)致教育收益率發(fā)生變化，進而對收入不平等程度的影響。產(chǎn)生的人力資本積累對收入分配的復(fù)雜影響。他們認(rèn)為，教育

4、的擴展會對經(jīng)濟產(chǎn)生兩種不同效應(yīng)。一方面，教育擴展使高學(xué)歷群體規(guī)模相對擴大，這種結(jié)構(gòu)效應(yīng)起初會擴大收入不平等程度，但后來將降低收入不平等程度；另一方面，由高學(xué)歷勞動力供給的相對增加而產(chǎn)生的工資壓縮效應(yīng)會減少教育的未來收益，從而降低收入不平等程度。由此可見，教育的擴展對收入分配的效應(yīng)在理論上是不確定的。自從庫茲涅茨(Kuznets，1955)提出“隨著勞動者受教育越來越多，資本主義國家的收入分配將會越來越平等”之后，很多經(jīng)驗研究都考察過教育與收入不平等之間的關(guān)系。最初的研究大都表明發(fā)達國家的教育與收入不平等之間存在密切的關(guān)系（Psacharopoulos & Woodhall，1985；R

5、am，1989）。貝克爾和契斯威克（Becker & Chiswick，1966）的研究表明，美國各地區(qū)的收入不平等與教育不平等正相關(guān)，與平均受教育程度負相關(guān)。契斯威克（Chiswick，1971）用9個國家的截面數(shù)據(jù)研究表明，收入不平等隨教育不平等程度的提高而增加。廷伯根(Tinbergen，1972)用美國、加拿大和荷蘭的數(shù)據(jù)所作的研究也發(fā)現(xiàn)，教育水平與教育的不均等對收入分配有相當(dāng)重要的影響，平均受教育程度增加和教育不平等程度的減小有助于改善收入分配狀況。后來的研究大都建立在相對較多國家數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上。溫內(nèi)加登(Winegarden，1979)用32個國家數(shù)據(jù)的分析表明，平均受教育程

6、度越高，收入分配越趨于平等；而教育的不平等程度越大，收入分配的不平等程度也越大。帕克(Park，1996)用59個國家的數(shù)據(jù)也得出了類似的結(jié)論。拉姆（Ram，1984，1989）和薩卡羅布羅斯（Psacharopoulos，1977）在略微不同的設(shè)定和數(shù)據(jù)下的研究發(fā)現(xiàn)，平均受教育程度和教育不平等對收入不平等的影響在統(tǒng)計上是不顯著的。賴德勝（1997）用49個國家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，教育擴展與收入分配不平等程度之間存在庫茲涅茨倒U型關(guān)系。格利高里奧和李（Gregorio & Lee，2002）在一套相對完整的100多個國家的時序截面數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上的研究發(fā)現(xiàn)，教育因素（如較高的平均受教育程度和相對

7、平等的教育分布，政府教育支出等）在改變收入分配狀況方面發(fā)揮著重要作用。同時，也證實了庫茲涅茨倒U型關(guān)系的存在。總之，多數(shù)研究認(rèn)為，教育程度的提高會降低收入不平等程度，而教育程度的不平等會加劇收入的不平等。作為一個發(fā)展中的大國，中國的收入分配問題一直受到廣泛關(guān)注。理論界在收入分配差異方面的研究較多，但由于數(shù)據(jù)難以取得等方面的原因，對教育與收入分配之間關(guān)系的研究相對較少。然而，20世紀(jì)90年代中期以來，在我國教育快速發(fā)展，特別是義務(wù)教育后的教育迅速擴張，而同時伴隨著收入分配差距擴大的情況下，研究教育與收入不平等之間的關(guān)系具有重大的現(xiàn)實意義，它直接關(guān)系到我國收入分配政策和教育政策的有效設(shè)計、實施與修

8、正。本文經(jīng)過大量統(tǒng)計數(shù)據(jù)的再處理，獲得1982-2000年的相關(guān)指標(biāo)的時間序列數(shù)據(jù)，運用這些數(shù)據(jù)對中國教育與收入不平等之間的關(guān)系進行經(jīng)驗分析，并與國外的研究結(jié)論進行對照，以揭示其內(nèi)在規(guī)律和政策啟示意義。文章其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是模型和數(shù)據(jù)說明；第三部分給出估計結(jié)果，并進行了成因分析；最后是結(jié)論和啟示。二、模型和數(shù)據(jù)說明（一）模型說明多數(shù)研究一般從平均受教育年限及其離散程度兩方面來分析教育對收入不平等的影響。我們從貝克爾和契斯威克（Becker & Chiswick，1966）提出的人力資本理論模型出發(fā)說明這一影響，即用雙對數(shù)模型形式來解釋一個接受過S年教育的典型個人的收入水

9、平： （1）式中為第j年教育的收益率，反映除教育之外其它影響收入的因素。上述模型可近似為： （2）對式（2）求方差，得到： （3）變量上帶一橫線表示該變量的均值。從式（3）可以看出，在其他變量保持不變的情況下，教育不平等（）的增加無疑會導(dǎo)致更大程度上的收入不平等。如果收益率（）和受教育年限（）之間獨立，受教育年限的增加將導(dǎo)致收入不平等程度的提高；如果教育收益率和受教育年限之間的協(xié)方差為負，那么受教育年限的增加可能會降低收入不平等程度。例如，假設(shè)存在這樣一個經(jīng)濟：個人能力和工資收入正相關(guān)，教育門檻較低，起初所有人的受教育年限都比較低，且差距不大。在這種情況下，隨著教育的擴展，收入分配會變得更加不

10、平等。這種情形常見于教育不發(fā)達的發(fā)展中國家。但是后來，隨著越來越多的人接受越來越多的教育，教育收益率將下降，收入不平等程度也將降低。在式（3）的基礎(chǔ)上，考慮到庫茲涅茨的倒U型假說和政府公共教育經(jīng)費支出的影響。我們建立的一般模型為：為了消除異方差，這里對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值取自然對數(shù)。 （4）式中，基尼系數(shù)G用來測度收入分配不平等程度；表示平均受教育年限；表示總體受教育的離散程度，用它說明教育的不平等程度；表示人均GDP；表示政府的教育投入力度，一般用公共教育經(jīng)費支出占上一年GDP的比重表示。（二）數(shù)據(jù)說明我們采用1982-2000年的時間序列數(shù)據(jù)來研究中國的教育和收入不平等之間的關(guān)系。為了消除價格

11、因素的影響，所有收入數(shù)據(jù)都按1982年價格計算。人均GDP和公共教育經(jīng)費支出占上一年GDP的比重這兩個指標(biāo)可以從中國統(tǒng)計年鑒上獲得原始數(shù)據(jù)，再經(jīng)過價格縮減后得到。其他一些指標(biāo)則需要通過復(fù)雜的間接推算，具體處理如下：1基尼系數(shù)的計算。在中國，現(xiàn)行的居民家庭收支抽樣調(diào)查是分別按城鎮(zhèn)和農(nóng)村進行的，因此只能先分別測算城鎮(zhèn)和農(nóng)村的基尼系數(shù)，然后用Sundrum（1990）提出的城鄉(xiāng)分解法測算全國的基尼系數(shù)。城鄉(xiāng)分解法的計算公式為：。式中，、和分別表示全國居民、城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入分配的基尼系數(shù),、分別表示城鎮(zhèn)人口和農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎兀?、和分別表示全國居民、城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均收入。考慮到基礎(chǔ)數(shù)

12、據(jù)的完整性、實際經(jīng)濟意義以及和農(nóng)村對應(yīng)等問題，收入指標(biāo)選取城鎮(zhèn)居民人均生活費收入，原始的抽樣資料是按收入水平由低到高分為最低、低、中等偏下、中等、中等偏上、高、最高七組，比重分別為0.1、0.1、0.2、0.2、0.2、0.1、0.1。農(nóng)村的收入指標(biāo)選取與城鎮(zhèn)相近的人均純收入指標(biāo)，數(shù)據(jù)同樣是不等分組。但與城鎮(zhèn)不同，計算時各組平均值取其組中值。由于農(nóng)村分組資料的組限在1985年和1995年前后有變動，必須對附近年份的測算結(jié)果做出調(diào)整。為保證計算結(jié)果的準(zhǔn)確性，盡可能采用較詳細的分組數(shù)據(jù)進行計算和調(diào)整。全國居民、城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均收入根據(jù)抽樣分組數(shù)據(jù)計算；人口比重根據(jù)年中人口數(shù)(年初和年末人口

13、的算術(shù)平均值)計算得到。2平均受教育年限的計算。平均受教育年限是用人口受正規(guī)教育年限之和除以人口總數(shù)，其結(jié)果對人口普查的依賴性很強。平均受教育年限是由各層次受教育人口加權(quán)平均后構(gòu)造的統(tǒng)計指標(biāo)，如果統(tǒng)計口徑和權(quán)重系數(shù)不同，那么得到的計算結(jié)果就會存在差異。國外研究多采用15歲及15歲以上人口受教育年限的構(gòu)成資料來計算平均受教育年限。在中國，由于缺乏相關(guān)的統(tǒng)計資料，只能利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)，并輔之適當(dāng)?shù)墓浪恪?9932000年的數(shù)據(jù)是根據(jù)全國人口變動抽樣調(diào)查和人口普查得到的6歲及6歲以上人口的受教育年限構(gòu)成資料計算的；19821993年的數(shù)據(jù)是根據(jù)1982年人口普查和全國有關(guān)年份各級學(xué)校的畢業(yè)生數(shù)推算得到的

14、。受教育年限用年表示，文盲、半文盲為1年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中和中專為12年，大學(xué)（包括大專、本科和研究生）為16年。3.教育不平等程度的計算。通常反映教育不平等程度的指標(biāo)有兩個：受教育年限的標(biāo)準(zhǔn)差和受教育年限的基尼系數(shù)。前者反映教育的絕對不平等程度，后者反映教育的相對不平等程度。本文采用前一指標(biāo)進行計算。三、估計結(jié)果與成因分析(一) 估計結(jié)果根據(jù)上述數(shù)據(jù)，用EVIEWS軟件對教育與收入不平等之間的關(guān)系模型進行估計，結(jié)果見表1。表1 收入不平等程度的回歸方程基尼系數(shù)解釋變量1.41.5-0.320（-3.663）-0.813（-3.625）-0.386（-3.596）

15、-2.179（-3.152）-2.160（-2.956）0.068（3.226）0.060(3.086)0.062（2.842）0.070（3.748）0.069（3.225）0.063（14.889）0.223(2.900)0.034*（1.242）0.091（2.850）0.093（2.437）-0.012*（-2.087）0.038*（1.047）0.514（2.788）0. 511（2.669）-0.039（-2.617）-0.039（-2.526）-0. 344*（-0.139）0.9260.9390.9270.9470.9430.9141.2310.9581.571.57注：為調(diào)整

16、后的擬合優(yōu)度，括號內(nèi)為檢驗值，標(biāo)*號的表示在5%顯著性水平下不顯著，標(biāo)*號的表示在5%水平下不顯著但在10%水平下顯著。在表1中，方程1.1是不帶收入變量的線性方程。變量和系數(shù)的t檢驗在5%水平下顯著；，這說明，與很多國家一樣，中國的平均受教育程度和教育不平等程度是影響收入分配的重要因素。方程1.2是不帶收入變量的非線性方程，是為了檢驗在中國是否存在教育擴展對收入不平等變動影響的倒U型關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，平均受教育年限的平方的系數(shù)在5%的顯著性水平下不顯著，只在10%的顯著性水平下顯著。也就是說，在中國，不能顯著拒絕平均受教育年限與收入不平等程度之間的倒U型非線性關(guān)系。在教育不平等程度保持不變情況

17、下，當(dāng)平均受教育年限達到9.3年這可以通過一階導(dǎo)數(shù)求極值得到，即2.23（2×0.012）9.3，倘若再考慮到近20年來中國的教育不平等程度穩(wěn)中有降這一事實，這一數(shù)值會稍低于9.3。 左右的時候，方程1.2中的收入不平等程度達到最大。根據(jù)2000年人口普查數(shù)據(jù)計算，我國平均受教育年限為7.7年，顯然，位于倒U型曲線頂點的左側(cè)。此時的方程形式可能更符合線性形式，而不是倒U型的非線性形式，但也不顯著地拒絕非線性形式。最后需要指出的是，無論是方程1.1還是方程1.2的檢驗值都不高，說明方程中遺漏了其他重要的解釋變量。方程1.3和1.4是在方程1.1基礎(chǔ)上增加了收入變量，只不過方程1.3采用

18、了線性形式，而方程1.4是二次非線性形式 倒U型的非線性形式有很多種，這里采取常見的拋物線形式。從檢驗結(jié)果看，方程1.4顯然優(yōu)于方程1.3，說明庫茲涅茨（1955）提出的收入分配與經(jīng)濟發(fā)展之間的倒U型假說在中國是成立的。在教育狀況保持不變的情況下，當(dāng)人均達到728元 通過一階導(dǎo)數(shù)求極值，即0.514（2×0.039）6.590，再求反對數(shù)，得到728。 時，收入不平等程度最大。2000年，我國按1982年價格計算的人均為2333元，大于臨界值，這說明在教育狀況保持不變的情況下，隨著收入的增加，收入的不平等程度在下降。然而，從前面的分析看，隨著教育的擴展，收入的不平等程度在上升。很顯然

19、，目前教育擴張對收入不平等程度的影響要大于收入增加對收入不平等的影響，導(dǎo)致中國當(dāng)前收入的基尼系數(shù)上升。這也從側(cè)面進一步印證了教育是影響中國收入分配狀況的重要因素。方程1.5是在方程1.4的基礎(chǔ)上增加政府的教育投入指標(biāo)得到的。從結(jié)果看，公共教育經(jīng)費支出占上一年GDP比重的系數(shù)符號為負，但在統(tǒng)計上不顯著；與方程1.4相比，擬合優(yōu)度有所下降，檢驗值沒有變化。這說明，在中國，政府的教育投入會減小收入不平等程度，但這種平等化效應(yīng)在統(tǒng)計上并不顯著。我們認(rèn)為其可能原因有二：1.中國教育投入規(guī)模相對較小。世界銀行1998/99年世界發(fā)展報告顯示，1995年中國公共教育支出占GNP的比重為2.3%，遠低于同期世

20、界平均水平的5.2%和高收入國家平均水平的5.5%。2.投入分布不夠合理。2000年我國義務(wù)教育的學(xué)生數(shù)超過1.9億，非義務(wù)教育學(xué)生數(shù)為2247萬，而當(dāng)年國家財政性教育經(jīng)費用于義務(wù)教育的比重為62.3%，其中預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費用于義務(wù)教育的比重為59.0%，義務(wù)教育投入力度要小于非義務(wù)教育。從教育投入的生均經(jīng)費看，我國義務(wù)教育遠遠低于非義務(wù)教育，而農(nóng)村義務(wù)教育的生均經(jīng)費更低。同是義務(wù)教育，2000年城鎮(zhèn)小學(xué)財政性生均經(jīng)費和預(yù)算內(nèi)生均經(jīng)費分別比農(nóng)村小學(xué)高33.65%和18.65%；城鎮(zhèn)初中財政性生均經(jīng)費和預(yù)算內(nèi)生均經(jīng)費分別比農(nóng)村初中高65.99%和46.56%?？v向看，小學(xué)、初中、高中和大學(xué)財政性生

21、均經(jīng)費之比為1:1.37:2.53:14.65。顯然，同樣的資金，投向義務(wù)教育比投向非義務(wù)教育的公平化效果要好得多，尤其是在現(xiàn)階段。綜合考慮以上所有方程，教育不平等程度的系數(shù)均在0.6左右，而除去回歸效果不好的方程1.2和1.3之外，平均受教育年限的系數(shù)變化也不大。說明教育與收入不平等之間的關(guān)系估計具有魯棒性(robustness)。也就是說，在中國，教育與收入不平等之間不僅存在著密切關(guān)系，而且這種關(guān)系比較穩(wěn)定。根據(jù)比較理想的方程1.4計算，平均受教育年限每提高一年，收入的基尼系數(shù)上升0.09，這與前面多數(shù)研究文獻中得出的“隨著平均受教育年限的提高，收入的基尼系數(shù)下降”的結(jié)論截然相反；教育不平

22、等程度每下降1個單位，收入的基尼系數(shù)下降0.07，這與前面多數(shù)研究文獻得出的“教育不平等程度下降，收入的基尼系數(shù)下降”的結(jié)論相吻合。(二) 成因分析奈特和薩伯特(1983)強調(diào)在二元經(jīng)濟中由教育的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和工資壓縮效應(yīng)產(chǎn)生的人力資本積累對收入分配的復(fù)雜影響。中國作為一個典型的二元經(jīng)濟國家，教育與收入不平等之間的上述關(guān)系也是教育擴展的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與工資壓縮效應(yīng)相互作用的結(jié)果。1結(jié)構(gòu)效應(yīng)在現(xiàn)代經(jīng)濟中，教育是一種需要個人支付成本的準(zhǔn)公用品。個人教育成本的籌措來源可以是父母、親戚朋友的贈與、社會和政府的贊助等，但這些資金來源帶有一定程度的配給性，還必須尋找其他的資金來源，這其中最主要的是從資本市場上借貸。

23、但由于種種原因，教育借款者所面臨的資本市場是不完全的。這種不完全提高了教育借款者的借款利率和教育成本，使教育的供給嚴(yán)重滯后于社會對教育的需求。教育供求的失衡將導(dǎo)致受教育者與未受教育者之間，或者說受過較多教育者與受過較少教育者之間的工資收入存在較大差距。對于一個國民教育水平比較低的國家，隨著教育的擴展、平均受教育年限的提高，收入分配不平等程度先上升后下降。當(dāng)前，中國的教育仍處于初級階段，教育水平較低，高學(xué)歷人才匱乏，2003年中國教育與人力資源報告顯示，2000年中國25-64歲人口平均受教育7.97年，受過高等教育的人口比例僅為5%，遠低于同期美國的12.74年和35%，日本的12.55年和3

24、1%，英國的12.46年和25%，德國的12.34年和23%，韓國的11.48年和23%。教育擴展的結(jié)構(gòu)效應(yīng)也就表現(xiàn)為收入不平等程度的擴大。2工資壓縮效應(yīng)隨著教育的擴展，勞動力隊伍將隨著教育水平的提高而更加技能化。通過競爭性市場，技能工人供給的增加必將相對降低技能較好、報酬較高工人的工資；同時，低技能工人供給的下降必將提高技能較低、報酬較低工人的工資(Ahluwalia, 1976)。這就是所謂的工資壓縮效應(yīng)，其作用在于減少教育收益率，降低收入的不平等程度。在人口眾多的中國，勞動力市場具有兩重屬性，一方面有技能的勞動力稀缺，另一方面低技能勞動力又由于低學(xué)歷人口基數(shù)龐大而呈現(xiàn)無限供給的態(tài)勢。再加

25、上地區(qū)勞動力市場分割、高級人才市場缺位等，結(jié)果隨著教育的擴展，高技能勞動力和低技能勞動力的工資都呈現(xiàn)一定的“剛性”。因此，在現(xiàn)階段的中國，工資壓縮效應(yīng)即教育的擴展對收入不平等程度的平等化效應(yīng)表現(xiàn)不明顯。綜上所述，在中國，教育的結(jié)構(gòu)效應(yīng)擴大了收入的不平等程度，而工資壓縮效應(yīng)對收入不平等程度幾乎沒有影響。所以，當(dāng)前平均受教育年限和收入不平等程度之間的關(guān)系就表現(xiàn)為正相關(guān)。教育不平等程度與收入不平等程度之間正相關(guān)關(guān)系的原因也顯而易見，這里不再贅述。四、結(jié)論與啟示教育是影響收入分配的重要因素。采用中國1982-2000年的時間序列數(shù)據(jù)，考察中國的教育與收入分配不平等之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)：1在中國，教育與收入不

26、平等之間不僅存在著密切的關(guān)系，而且這種關(guān)系比較穩(wěn)定。因而，在中國的長期經(jīng)濟發(fā)展過程中，不能不重視教育對收入分配不平等的調(diào)節(jié)作用。2在中國，不能拒絕平均受教育年限和收入不平等程度之間存在著倒U型關(guān)系，即前一階段，隨著平均受教育年限的提高，收入不平等程度擴大；后一階段，隨著平均受教育年限的提高，收入不平等程度縮小。目前，整體教育水平落后的中國正處于前一階段，平均受教育年限和收入不平等程度之間就更顯著地表現(xiàn)為線性正相關(guān)關(guān)系，即平均受教育年限的增加會提高收入不平等程度。這與國外多數(shù)研究的結(jié)論明顯不同。這個結(jié)論提示我們要歷史地、客觀地、階段性地理解提高全民教育水平的作用。3與國外多數(shù)研究的結(jié)論相同，中國

27、教育的不平等程度和收入不平等程度正相關(guān)。4在中國，由于教育投入份額較低以及投入分布不夠合理等原因，當(dāng)前政府教育投入的平等化效應(yīng)不太明顯?；谡_判斷的決策才可能避免效率下降和公平失衡，才會有利于教育和經(jīng)濟的健康發(fā)展和社會安定。上述結(jié)論對當(dāng)前和未來的收入分配政策與教育政策的制定和調(diào)整具有重要的啟示意義。第一，通過教育縮小收入差距、促進經(jīng)濟增長趨同是一個漫長而復(fù)雜的過程，但只要在不同的階段采取適宜的政策，就能發(fā)揮教育在緩解和縮小收入差距上的重要作用。第二，當(dāng)前，政府必須提高公共教育經(jīng)費支出占GDP的比重，增加教育投入；必須調(diào)整教育投入流向，把有限的投入更多地用于基礎(chǔ)教育，特別是落后地區(qū)和低收入群體

28、的基礎(chǔ)教育；必須對低收入群體采取適當(dāng)?shù)膬A斜政策，增加他們的受教育機會和改善教育條件，通過平民化教育提高他們的選擇能力，進而改變命運，擺脫貧困；必須發(fā)展高級人才市場，打破地區(qū)勞動力市場分割，進一步完善勞動力市場體系，最終通過教育的平等化效應(yīng)達到縮小收入差距的預(yù)期目的；第三，現(xiàn)階段擴大高等教育規(guī)模并不利于我國居民收入差距的減小，但將來平均受教育年限越過臨界點之后，高等教育規(guī)模的擴大必將起到降低收入分配不平等程度的作用。參考文獻：1. Ahluwalia, M.S. (1976), “Income distribution and development: some stylized facts,”

29、 American Economic Review, Papers and Proceedings, 66: 128-135.2. Atkinson, A. (1997), “Bringing income distribution in from the cold,” Economic Journal, 107: 297-321.3. Becker G.S. and B. R. Chiswick (1966), “Education and the distribution of earnings,” American Economic Review, 56: 358-369.4. Beck

30、er, G.S. (1975). Human capital: a theoretical and empirical analysis with special reference to education, Second Edition, New York: National Bureau of Economic Research.5. Chiswick, B.R. (1971), “Earnings inequality and economic development,” Quarterly Journal of Economics, 85: 21-39.6. Cowell, F. A

31、.(1999), Estimation of inequaliy indices, Handbook on Income Inequality Measurement, edited by J. Silber. London: Kluwer Academic Publishers.7. 陳宗勝. 關(guān)于總體基尼系數(shù)估算方法的一個建議對李實研究員答復(fù)的再評論J，經(jīng)濟研究M，2002年第5期。8. Gregorio, J.D & Lee，J.W.(2002), “Education and income distribution: new evidence from cross-countr

32、y data, ” Review of Income and Wealth，48:395-416.9.教育部課題組.中國教育與人力資源報告DB/OL, :/ /chinese/zhuanti/279743.htm.10. 金雙華. 財政教育支出政策與收入分配J，財貿(mào)經(jīng)濟M，2003年第1期。11. Knight, J.B. and R. H. Sabot (1983), “Educational expansion and the Kuznets effect,” American Economic Review, 73: 1132-1136.12. Kuznets, S.

33、 (1955), “Economic growth and income inequality,” American Economic Review, 45: 1-28.13.賴德勝.教育擴展與收入不平等J，經(jīng)濟研究M，1997年第10期。14. Mincer, J. (1974). Schooling, experience and earnings. Cambridge: National Bureau of Economic Research15. Park, K.H. (1996). Educational expansion and educational inequality on

34、 income distribution, Economics of Education Review, 15:51-58.16. Psacharopoulos, G. (1977), “Unequal access to education and income distribution: an international comparison,” De Economist, 125: 383-392.17. Psacharopoulos, G. and M. Woodhall (1985), Education for development, New York: Oxford Unive

35、rsity Press.18. Ram, R.(1984), “Population increase, economic growth, educational inequality, and income distribution: some recent evidence,” Journal of Development Economics, 14: 419-428.19. Ram, R.(1989), “Can educational expansion reduce income inequality in less-developed countries?” Economics o

36、f Education Review 8: 185-189.20. Schultz, T.W. (1960). Capital formation by education. Journal of Political Economy, 68(12): 571-583.21. Sundrum，R.M.，1990. Income distribution in less development countries. London and New York: Routledge.22. Tinbergen, J. (1972). The impact of education on income d

37、istribution. Review of Income and Wealth, 16(2): 221-34.23. Winegarden, C. R. (1979). Schooling and income distribution: Evidence from international data. Economica, 46:83-87.Education and Income Inequality: A Empirical Study in ChinaBai xue-mei Lv guang-ming(Statistics Department, Dongbei University of Finance & Economics，Dalain, 116025)Abstract: Education has great influence on income inequality. Most researchers believe that a higher level of educatio