周春平

教育是人力資本的重要組成部分。人力資本是體現(xiàn)在勞動(dòng)者身上的一種特殊資本，包括知識(shí)、技能、健康等。人力資本主要通過(guò)教育投資獲得，即個(gè)體的知識(shí)、技能主要來(lái)自對(duì)教育的投資。貝克爾指出[1]，人力資本投資包括學(xué)校正規(guī)教育、在職培訓(xùn)、醫(yī)療保健、遷移，以及收集價(jià)格與收入信息等多種形式。教育投資不僅有利于個(gè)體的職業(yè)發(fā)展，個(gè)體所受的教育程度越高，其就業(yè)的可能性與職業(yè)選擇空間也越大[2]；而且教育投資還與個(gè)體的工資收入成正比，個(gè)體所受的教育程度越高，工資收入水平也越高[3]。但在不同國(guó)家，教育投資的收益率并不相同，發(fā)展中國(guó)家一般高于發(fā)達(dá)國(guó)家[4]，其可能的原因在于教育投資的邊際報(bào)酬是遞減的。

教育作為殘疾人的人力資本重要組成部分，對(duì)殘疾人參與勞動(dòng)力市場(chǎng)、增加收入同樣具有重要意義。但由于殘疾人的身體狀況以及人們對(duì)殘疾人的偏見，使得殘疾人在勞動(dòng)力市場(chǎng)中往往處于劣勢(shì)地位。Acemoglu和Angrist的研究結(jié)果表明[5]，雇主對(duì)殘疾人的歧視是殘疾人就業(yè)率較低的重要原因。解堊的研究同樣發(fā)現(xiàn)[6]，工資歧視將會(huì)導(dǎo)致殘疾人離開勞動(dòng)力市場(chǎng)，使殘疾人就業(yè)率下降了1.4%。紀(jì)雯雯、賴德勝等的研究則表明[7,8]，人口學(xué)特征是影響殘疾人勞動(dòng)參與的最主要因素，康復(fù)服務(wù)對(duì)不同類別的殘疾人作用并不相同，家庭經(jīng)濟(jì)因素對(duì)殘疾人勞動(dòng)參與的負(fù)面影響較小。由此可見，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從人口學(xué)特征、殘疾狀況、康復(fù)服務(wù)、就業(yè)歧視等因素研究殘疾人在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的參與決策，而忽視作為人力資本重要組成部分的教育對(duì)殘疾人勞動(dòng)參與以及收入水平的影響。本文擬通過(guò)大樣本數(shù)據(jù)實(shí)證分析教育在多大程度上提高了殘疾人的就業(yè)機(jī)會(huì)與收入水平，這不僅對(duì)微觀層面上殘疾人個(gè)體的教育投資決策，而且對(duì)宏觀層面上政府制定特殊教育政策都具有一定的參考價(jià)值。

1.模型與數(shù)據(jù)來(lái)源

為了估計(jì)教育對(duì)殘疾人就業(yè)與收入的影響，本文分別構(gòu)建用就業(yè)和收入作為被解釋變量的兩個(gè)模型，并將核心變量受教育水平分別引入標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)方程與明瑟收入方程[9]：

方程（1）為就業(yè)方程，其中，Emp表示就業(yè)狀況，Edu表示受教育程度，X為控制變量，α為核心變量受教育程度的就業(yè)彈性，β為其他待估計(jì)參數(shù)，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。方程（2）為收入方程，其中，Wage表示工資收入水平，Edu表示受教育程度，X為控制變量，α為核心變量受教育程度的收入彈性，β為其他待估計(jì)參數(shù)，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了消除異方差的影響而又不改變變量的趨勢(shì)，我們對(duì)方程（2）中的被解釋變量Wage取自然對(duì)數(shù)。

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于北京師范大學(xué)中國(guó)收入分配研究院開展的中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）2013年數(shù)據(jù)。CHIP2013數(shù)據(jù)是一個(gè)按東、中、西分層抽樣方式建立的全國(guó)范圍勞動(dòng)力市場(chǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，覆蓋了從15個(gè)省份126城市234個(gè)縣區(qū)抽取的64777個(gè)樣本。在CHIP2013數(shù)據(jù)中，有一項(xiàng)關(guān)于樣本是否有殘疾的調(diào)查：“（1）沒(méi)有；（2）有，但不影響正常工作、學(xué)習(xí)和生活；（3）有，且影響正常工作、學(xué)習(xí)和生活”。（根據(jù)CHIP問(wèn)卷提供的解釋，這里的殘疾是指包括程度不同的肢體殘缺、感知覺障礙、精神情緒異常、智能缺陷等。對(duì)正常工作、學(xué)習(xí)和日常生活是否產(chǎn)生功能性障礙，由被調(diào)查對(duì)象根據(jù)自身狀況自我評(píng)價(jià)。）我們分別剔除了所有回答“沒(méi)有”殘疾以及該選項(xiàng)為空缺的樣本，最終一共獲得802個(gè)殘疾人樣本。其中，城市581人，占72.44%，農(nóng)村221人，占27.56%；男性703人，占87.66%，女性99人，占12.34%。

關(guān)于本文所關(guān)注的核心變量殘疾人的受教育程度，CHIP2013問(wèn)卷中提供了兩個(gè)問(wèn)題，一個(gè)是“受正規(guī)教育的年限：______”，另一個(gè)是“您所完成的最高學(xué)歷是：（1）未上過(guò)學(xué)（包括識(shí)字班等非正規(guī)的教育）；（2）小學(xué)；（3）初中；（4）高中；（5）職高/技校；（6）中專；（7）大專；（8）大學(xué)本科；（9）研究生”。本文將用前一個(gè)變量“受教育年限”作為核心變量進(jìn)入回歸模型，而將后一個(gè)變量“最高學(xué)歷”留作模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

對(duì)于被解釋變量就業(yè)狀況的衡量，CHIP2013問(wèn)卷中有一個(gè)問(wèn)題：“您2013年末的就業(yè)/在學(xué)情況是：（1）就業(yè)（包括離退休后再就業(yè)）；（2）機(jī)關(guān)事業(yè)單位離退休人員；（3）企業(yè)及其他單位退休人員；（4）在校學(xué)生；（5）失業(yè)/待業(yè)；（6）家務(wù)勞動(dòng)者；（7）在產(chǎn)假或哺乳假的婦女；（8）在長(zhǎng)病假；（9）其他不工作、不上學(xué)的成員?！睂?duì)于該問(wèn)題的回答，我們首先剔除選擇第4、6、7、8項(xiàng)的樣本，然后將選擇第1、2、3項(xiàng)的樣本定義為“就業(yè)”，選擇第5、9項(xiàng)的樣本定義為“未就業(yè)”，由此，殘疾人就業(yè)狀況轉(zhuǎn)換為“二分”變量。表1是對(duì)變量所做的描述性統(tǒng)計(jì)。

接著，我們對(duì)802個(gè)樣本按照受教育年限進(jìn)行分組，分別考察不同受教育年限殘疾人的就業(yè)狀況與工資收入水平，如表2所示。從表2可以看出，殘疾人受教育程度越高，獲取就業(yè)機(jī)會(huì)的概率越高，工資收入也隨之上升。再?gòu)淖兞恐g的相關(guān)系數(shù)來(lái)看，受教育年限與就業(yè)狀況、工資收入之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.2136、0.2860，為低度相關(guān)，并且在統(tǒng)計(jì)學(xué)上均是顯著的（P＜.000）。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 受教育年限與就業(yè)、年工資收入變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.估計(jì)結(jié)果與分析

2.1 教育對(duì)殘疾人就業(yè)的影響

我們首先根據(jù)就業(yè)方程估計(jì)教育對(duì)殘疾人就業(yè)的影響，估計(jì)結(jié)果如表3所示。模型1是對(duì)全部樣本所做的估計(jì)，核心變量為受教育年限，參考已有文獻(xiàn)以及數(shù)據(jù)的可獲得性，控制變量選擇性別、戶籍、健康狀況、殘疾程度等。模型2、3是對(duì)農(nóng)村、城鎮(zhèn)殘疾人樣本進(jìn)行的分層回歸。由于就業(yè)狀況被重新定義為“二分”變量，因此，采用logit模型進(jìn)行估計(jì)。

在模型1中，關(guān)鍵變量受教育年限的回歸系數(shù)為0.078，并且在1%的水平上顯著，這表明，受教育程度對(duì)殘疾人的就業(yè)有顯著的正向影響，受教育年限提高1年，殘疾人獲得就業(yè)機(jī)會(huì)的概率將提高0.078%。從前述描述性統(tǒng)計(jì)來(lái)看，我們將殘疾人受教育年限分為6年以下、6—9年、9—12年、12年以上四個(gè)組，各組的就業(yè)率分別為53.53%、64.04%、70.06%、73.50%。由此可見，隨著受教育程度的提高，殘疾人的就業(yè)率也隨之提高。

模型1中，各控制變量均達(dá)到5%以上水平顯著，這表明，殘疾人就業(yè)存在明顯的性別歧視，女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)獲得就業(yè)機(jī)會(huì)的可能性要小于男性。健康水平的提高則有助于提高殘疾人的就業(yè)機(jī)會(huì)，殘疾等級(jí)的提高則會(huì)顯著降低殘疾人就業(yè)機(jī)會(huì)的獲取。針對(duì)農(nóng)村、城鎮(zhèn)殘疾人樣本進(jìn)行的分層回歸結(jié)果表明，盡管模型2中的控制變量性別不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但本研究所關(guān)注的核心變量受教育年限在模型2、3中均能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此，教育對(duì)殘疾人的就業(yè)有顯著的正向影響。

表3 教育對(duì)殘疾人就業(yè)的影響（被解釋變量：就業(yè)狀況）

2.2 教育對(duì)殘疾人工資收入的影響

接著，我們根據(jù)收入方程估計(jì)教育對(duì)殘疾人工資收入的影響，估計(jì)結(jié)果如表4所示。模型4是對(duì)全部樣本所做的分析，核心變量為受教育年限，控制變量選擇性別、戶籍、健康狀況、殘疾程度等。從變量的描述性統(tǒng)計(jì)來(lái)看，殘疾人的收入水平存在較大差異，年工資收入最大值為250000元，最小值僅為500元，因此，可能存在異常樣本點(diǎn)。為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果是否穩(wěn)健可靠，我們對(duì)殘疾人收入水平5%的最大值和5%的最小值進(jìn)行替換處理，替換方法是用相鄰的變量值替代，經(jīng)過(guò)對(duì)異常樣本點(diǎn)處理后的估計(jì)結(jié)果如模型5所示。模型6、7是對(duì)農(nóng)村、城鎮(zhèn)殘疾人樣本所做的分層估計(jì)。由于收入水平為連續(xù)型變量，因此模型4—7均采用OLS方法進(jìn)行估計(jì)。

表4 教育對(duì)殘疾人收入的影響（被解釋變量：對(duì)數(shù)工資收入）

續(xù)表

在模型4中，關(guān)鍵變量受教育年限的回歸系數(shù)為正，并且在1%的水平上顯著，這表明，受教育年限對(duì)殘疾人的收入有顯著的正向影響。模型4、5中核心變量受教育年限的回歸系數(shù)分別為0.0591、0.0586，兩者相差不大，并且均達(dá)到0.1%的水平上顯著。這意味著，受教育年限提高1年，殘疾人收入水平將提高0.06%。從前述描述性統(tǒng)計(jì)來(lái)看，我們將殘疾人受教育年限分為6年以下、6—9年、9—12年、12年以上四個(gè)組進(jìn)行考察，各組的收入水平分別為17234.13元、20921.85元、22054.42元、35913.02元。由此可見，隨著受教育年限的提高，殘疾人的收入水平也隨之提高。對(duì)農(nóng)村、城鎮(zhèn)樣本的分層回歸結(jié)果顯示，盡管部分控制變量不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但本文所關(guān)注的核心變量受教育年限在模型6、7中均能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

2.3 模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證本研究結(jié)果的穩(wěn)健性，我們?cè)儆谩白罡邔W(xué)歷”替代“受教育年限”作為解釋變量進(jìn)行估計(jì)，被解釋變量仍然為就業(yè)狀況、工資收入，模型中的各控制變量均保持不變，結(jié)果如表5所示。模型8—10中的被解釋變量為就業(yè)狀況，估計(jì)方法采用logit模型。模型8是對(duì)全部殘疾人樣本所做的估計(jì)，模型9、10是對(duì)農(nóng)村與城鎮(zhèn)樣本進(jìn)行的分層估計(jì)。結(jié)果表明，核心變量最高學(xué)歷在模型8—10中均能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，模型8中核心變量最高學(xué)歷的估計(jì)系數(shù)為0.248。這意味著，最高學(xué)歷提高1個(gè)級(jí)別，殘疾人獲得就業(yè)機(jī)會(huì)的概率將提高0.248%。

表5 模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

模型11—13中的被解釋變量為對(duì)數(shù)工資收入，估計(jì)方法采用OLS模型。模型11是對(duì)全部樣本所做的估計(jì)，模型12、13是對(duì)農(nóng)村與城鎮(zhèn)樣本進(jìn)行的分層估計(jì)。結(jié)果表明，核心變量最高學(xué)歷在模型11—13中同樣均能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，模型11中核心變量最高學(xué)歷的估計(jì)系數(shù)為0.124。這意味著，最高學(xué)歷提高1個(gè)級(jí)別，殘疾人收入水平將提高0.124%。因此，本文的實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

3.結(jié)論與政策含義

教育可以提高殘疾人的人力資本，幫助殘疾人獲得就業(yè)機(jī)會(huì)，提高殘疾人的收入水平?；贑HIP2013數(shù)據(jù)802個(gè)殘疾人樣本的回歸結(jié)果表明，教育作為一種重要的人力資本，對(duì)殘疾人的就業(yè)、收入均有顯著的正向影響，受教育年限提高1年，殘疾人獲得就業(yè)機(jī)會(huì)的概率將提高0.078%，年工資收入將提高0.06%。

本研究的政策含義是，政府應(yīng)逐步縮小殘疾人與非殘疾人的教育差距，提高殘疾人的人力資本，保障殘疾人進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的機(jī)會(huì)公平，提高殘疾人獲得就業(yè)機(jī)會(huì)的能力。然而，根據(jù)CHIP2013數(shù)據(jù)全部樣本的比較分析發(fā)現(xiàn)，殘疾人平均受教育年限僅為7.07年，平均學(xué)歷僅為小學(xué)畢業(yè)，總體就業(yè)率僅為63.59%；而非殘疾人平均受教育年限為8.81年，平均學(xué)歷為初中畢業(yè)，總體就業(yè)率達(dá)92.98%。因此，首先要堅(jiān)決貫徹落實(shí)《義務(wù)教育法》《殘疾人教育條例》等法律法規(guī)，保障殘疾人受教育的基本權(quán)利；同時(shí)，加大對(duì)殘疾人群體的教育投入，大力實(shí)施殘疾人教育補(bǔ)貼制度，使更多的殘疾人獲得教育機(jī)會(huì)；加快發(fā)展殘疾人高中階段及后期教育，尤其是中等職業(yè)教育和高等職業(yè)教育，不斷提高殘疾人的受教育水平。

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