贫穷 教育 犯罪率_教育对犯罪率的影响研究

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中国人口科学 2011 年第 3 期

教育对犯罪率的影响研究
陈
【摘

刚

李

树

要】在理论上， 教育同时具有犯罪预防效应和犯罪扩张效应， 因此，

教育对犯罪率的净影响是不确定的， 同时， 不同层次的教育对犯罪率的影响也 研究发

现， 总体 并非是单调的。文章以中国 2000～2008 年的地区数据为样本， 的教育扩张显著降低了中国的犯罪率， 这主要受益于小学、 初中和高中教育， 且其犯罪预防效应随着教育层次的提高而递增；但大学教育不仅未能降低中 国的犯罪率， 反而还显著促增了诈骗一类的高技能型犯罪。 【关键词】教育 【作 者】陈 刚 济学院， 教授。 犯罪 劳动力市场 过度教育 西南政法大学经 西南政法大学经济学院， 讲师； 树 李

一、引

言

在过去 30 年里在高经济增长的带动和推进下， 中国经济社会在许多方面都取得了显著 发展。但是， 中国经济现在依然面临着诸多的结构性矛盾， 一些潜在的社会矛盾和社会冲突 变得越来越尖锐。这些社会矛盾和社会冲突日趋激化的一个重要表现就是， 中国的犯罪率 中国公安机关立案的每万人财产犯罪数和暴 在转轨时期急剧的恶化了。据统计数据显示， 力犯罪数在过去的 30 年里均大幅度地增加了， 每万人总犯罪数由 1978 年的 5.57 起增加到 了 2009 年的 41.81 起， 增长了 7.5 倍， 年均增长率高达 6.7% ①。特别是在 2000 年以后， 无论 。 是每万人财产犯罪数还是暴力犯罪数都有一个明显的跳跃式增长 （见图） 针对中国一些典型城市的犯罪分子的个人特征统计显示， 犯罪分子的受教育程度普遍 偏低， 绝大多数犯罪分子只接受过初中及以下教育。例如， 世纪 90 年代天津市的青少年 20 （14 ～ 25 岁）犯 罪 分 子 中 ， 有 小 学 文 化 程 度 的 占 31 . 6 % ～ 38 . 4 % ， 中 文 化 程 度 的 占 具 初 46.1%～49.8%， 高中文化程度的占 7.8%～11.1%， 大学以上文化程度的仅占 0.6%～1.6% （张 2004） 2002 年， 。 在天津市的外来犯罪分子和本地犯罪分子中， 具有大学学历的犯罪分 宝义，
① 根据相关统计年鉴上对犯罪的统计分类标准， 本文将盗窃、 诈骗、 抢劫定义为财产犯罪， 将抢劫、 杀 人、 伤害和强奸定义为暴力犯罪。 中国的财产犯罪率与总犯罪率在 1989 和 1992 年出现了较大的波 动， 这是因为 1989 年公安机关调整了立案不实的情况； 1992 年提高了盗窃案的立案标准。如果忽 略这两次调整而导致的波动， 中国的犯罪率从 20 世纪 80 年代中期到 20 世纪末几乎一直保持着稳 定上升的趋势。 102

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子分别仅占 2.5%和 2.9%， 具有高中 而 学历的犯罪者只占 6.9%和 17.1%， 天津市同 期 的 常住人口中具有大学 学历和高中学历的人口分别占 9.5% 和 21.7% （张宝义， 2007） 。 那么， 提高居民的受教育机会和 受教育水平是否可以有效的预防犯 罪？可能大多数人对这个问题的直觉 性判断是肯定的。但是， 发展教育是 否真的能够降低中国的犯罪率是一 个需要进一步审慎研究的课题， 主要
图 整理。 年鉴》 1978 ～ 2009 年中国的犯罪率变化趋势 资料来源： 作者根据历年 《中国法律年鉴》 《中国统计 和

而且基于西方国家数据样本的经 原因是： ） （1 教育对犯罪的净影响不仅在理论上是不确定的， 验研究也未能达成一致性结论。 （2） 中国在 2000 年后的新一轮犯罪高峰期恰恰是教育事业 但这些教育发展政 快速发展的一个时期， 其中最重要的就是 1999 年开始的高校扩招政策， 策 （至少是高等教育的发展） 现在看来似乎并不具有显著的预防犯罪的作用。 ） （3 中国现阶段 存在的劳动力市场分割和过度教育 （主要是高等教育） 问题也可能对教育与犯罪率间的关系 现有理论认为， 提高人们的合法收益是教育能够预防犯罪的重要渠道， 但是 带来冲击。例如， 中国现在依然存在的劳动力市场分割和过度教育问题已给教育的合法收益率的增长产生 2009 ， 教育是否能够有效的预防犯罪显然需要更谨慎地去判断。 了负面冲击 （何亦名， ） 因此， 现有研究文献认为， 教育可能通过以下的 4 种渠道减少了犯罪。 （1） 教育提高了人们的 人力资本和合法工资收益， 进而提高了准备和实施犯罪的机会成本及犯罪分子被关押的机 会成本 （Lochner， 2004） （2） 。 接受教育还相应地挤出了人们可用于从事犯罪活动的时间资源 1994） 这可被视作是教育的 ， “隔离效应” （3） 。 教育提高了人们的道德标准， 增加 （Witte 等， 了犯罪的心理成本 （Fajnzylber 等， 2002） （4） 。 教育还改变了人们的时间偏好和风险厌恶程 度， 进而提高了人们赋予的在犯罪后所受到的惩罚的权重 （Lochner， 2010） 。当然， 教育对犯 罪的净影响是不确定的， 因为教育虽然具有犯罪预防效应， 但其同时还具有犯罪扩张效应。 首先， 如果说教育提高了人们的人力资本水平和合法工资收益， 那么教育也可能提高了人 1975） 特别是对于诸如伪造、 ， 诈骗、 （公款） 盗用 等高 们的犯罪生产率和犯罪收益 （Ehrlich， 技能型犯罪来说更是如此 （Lochner， 2004） 其次， 。 教育还提高了犯罪分子在实施犯罪后的逃 避拘捕和逃避惩罚的能力 （Ehrlich， 1975） 进而降低了犯罪成本。最后， ， 接受教育虽然挤出 了人们可用于从事 犯 罪 活 动 的 时 间 资 源 ， 是 学 校 教 育 还 具 有 集 中 效 应” 即学校教育 但 “ ， 可能因为增加了青少年间的社会互动，并由此引发更多的学生间的冲突和群体性犯罪， 进 而导致犯罪率 （特别是暴力犯罪率） （Jacob 等， 上升 2003） 。
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在经验研究方面， 早期基于美国微观和宏观数据的研究都并没有发现教育降低犯罪率 1975； Witte 等， 1994） 。有研究文献注意了教育在犯罪率决定方程中的内生 的证据 （Ehrlich， 性， 并采用工具变量法重新估计了教育对犯罪率的影响。其中， Lochner 等 （2004） 以美国各 州的义务教育法的变革作为教育的工具变量， 研究发现教育降低了犯罪率； Lochner 2004） （ 采取类似的策略检验了教育对分类犯罪率的影响， 研究发现， 教育显著降低了绝大多数类 欺诈、 盗用等高技能型的 “白领犯罪” 。同上述基于美 型的犯罪率， 但却可能增加诸如伪造、 国数据的研究相对应， Buonanno 等 （2008）和 Machin 等 （2010）分别针对西班牙和英国的研 （2009） 针对意大利的研究发现， 高中教育显著地 究都发现教育降低了犯罪率。Buonanno 等 降低了犯罪率， 但大学教育不仅未能降低总犯罪率， 反而还提高了欺诈等高技能犯罪。在中 2007） ， 国虽然针对犯罪分子个人特征的统计发现犯罪分子的受教育水平普遍偏低 （张宝义， 但却没有文献系统研究过教育对中国犯罪率的影响。本文将采用 2000～2008 年中国各省 的经验数据， 系统研究教育对犯罪率的影响。

二、变量和数据描述
本文接下来将采用 2000～2008 年中国 30 个省份的经验数据 ①，系统考察教育对犯罪 率的影响。在此之前， 我们将详细地介绍计量分析中用到的变量和数据。 首先， 是对被解释变量犯罪率的度量。本文是以每万人中人民检察院批准逮捕的刑事 犯罪嫌疑人数和每万人中人民检察院提起公诉的刑事犯罪嫌疑人数这两个指标来度量中 国的犯罪率。其次， 是对核心解释变量教育的度量。在本文中， 我们将教育划分为小学、 初 高中和大学及以上 4 个层次， 并以劳动力的平均受教育年限来度量各层次的教育水平。 中、 具体来说， 首先将小学教育年限设定为 6 年， 初中和高中均为 3 年， 大学及以上为 4 年。然 得 后， 将小学教育年限 6 年乘以具有小学及以上受教育程度的劳动力占劳动力总数的比例， 到劳均的小学受教育年限； 并按同样的方法得到劳均的初中、 高中和大学受教育年限。最 后， 对劳均的小学、 初中、 高中和大学受教育年限加总， 得到劳动力的平均受教育年限， 并以 此来度量教育的发展水平。最后， 我们还在回归方程中纳入了其他一些影响犯罪率的控制 变量， 以避免回归方程的遗漏变量偏误问题 （见表 1） 。 本文所用的基础数据中， 各地区人民检察院批准逮捕和提起公诉的刑事犯罪嫌疑人数 摘自相应年份的 《中国检察年鉴》 各地区劳动力的受教育程度构成摘自相应年份的 ； 《中国
② 各地区的 20%城镇中等收入和中低收入家庭的人均可支配收入摘自各地 劳动统计年鉴》 ；

区统计年鉴； 其他未特别说明的数据均来自 《中国统计年鉴》 。
① 西藏、 香港、 澳门和台湾的相关数据缺失严重或不可得而未被纳入本文的研究样本。 ②《中国劳动统计年鉴》 上没有 2001 年各地区劳动力受教育程度的统计， 本文选择以 2000 和 2002 年 的平均值来替代。 104

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表1 变 量 定 义 犯罪率 教育 非法工资 合法工资 人口密度 失业率 城镇化率 劳动力参与率 “严打” 行动 变量定义 最大值 2.73 2.94 10.27 9.89 9.22 8.00 6.50 89.09 80.18 1.00 最小值 1.10 1.06 5.78 8.35 7.62 1.97 0.80 15.23 63.46 0.00 标准差 0.35 0.39 0.85 0.32 0.32 1.24 0.73 17.51 3.61 0.42

每万人中被批准逮捕的犯罪嫌疑人数 （对数 ） 每万人中被提起公诉的犯罪嫌疑人数 （对数 ） 劳动力平均受教育年限 城镇 20%中等收入组居民人均可支配收入 （对数 ） 城镇 20%低收入组居民人均可支配收入 （对数 ） 人口密度 （人 / 平方公里 （对数 ） ） 城镇登记失业率 ） （% 非农业人口占总人口的百分比 ） （% 15～64 岁人口占总人口的百分比 ） （% 2001 年 4 月至 2002 年底的 “严打” 行动

三、计量分析
（一） OLS 估计结果 下面将利用上述数据来检验教育对中国犯罪率的影响。先暂时不考虑教育变量的内生 结果如表 2 所示。表 2 数据显示， 当不控制地区变量和年份变量时 性， 采用 OLS 估计方程， （模型 1 和模型 4） 教育变量的估计系数并不显著， ， 但在逐次控制住地区变量 ①和年份变 结果似乎说明教育不仅未能降低， 反而提高了中国的 量后， 教育变量的估计系数显著为正。 犯罪率。 然而， 简单接受表 2 中的估计结果显然过于草率。因为在犯罪率决定方程中， 教育变量 2004） 。首先， 回归方程中被遗漏的因素可能导致教育 是一个明显的内生变量 （Lochner 等， 由于没能在回归方程中控制住人们的时间偏好对犯罪率的影响， 结果 变量的内生性。例如， 就会导致教育变量与随机扰动项是相关的。因为对于那些具有较低时间偏好的人来说， 由 于他们赋予犯罪后所受到的惩罚的权重较低， 因此可能会从事更多的犯罪活动； 同时， 由于 他们赋予接受教育所增加的未来收益的权重较低， 还会减少教育投资。其次， 犯罪率与教育 之间还可能存在反向的因果关系。例如， 在犯罪率较严重的时期， 政府可能会增加用于阻止 和惩罚犯罪的资源投入， 但这也可能相应地挤出了用于发展公共教育的资源， 进而降低了 教育变量的内生性将会使参数的 OLS 估计量有偏 人们的受教育机会和受教育水平。显然， 且非一致的。 （二） 2SLS 估计结果 解决内生解释变量问题的有效策略是寻找作为教育这个内生变量的有效工具变量， 然 后采用二阶段最小二乘法 （2SLS 来估计犯罪率决定方程。本文以 2006 年在各地开始实施 ）
① 为了节约自由度， 我们是按照八大 经 济 区 来 设 置 的 地 区 变 量 ， 非 为 每 个 地 区 都 设 置 1 个 虚 拟 而 变量。 105

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表2 模型 1 教育 非法工资 合法工资 人口密度 失业率 城镇化率 中青年人口比率 “严打” 行动 常数项 地区变量 年份变量 軍 R2 观测值 0.036 （0.036 ） 0.429** （0.166 ） 0.086 （0.169 ） - 0.038** （0.018 ） - 0.038 （0.024 ） 0.007*** （0.002 ） - 0.016** （0.007 ） 0.076* （0.043 ） - 1.794 否 否 0.401 270
**

OLS 估计结果 每万人中被提起公诉的犯罪嫌疑人数 模型 4 - 0.014 （0.035 ） 0.523*** （0.162 ） 0.166 （0.165 ） - 0.052*** （0.018 ） - 0.006 （0.024 ） 0.008*** （0.002 ） 0.002 （0.007 ） 0.101** （0.042 ） - 4.179 否 否 0.544 270
***

每万人中被批准逮捕的犯罪嫌疑人数 模型 2 0.129*** （0.031 ） 0.142 （0.144 ） 0.230
*

模型 3 0.075** （0.030 ） 1.253*** （0.194 ） - 0.144 （0.131 ） - 0.035* （0.018 ） - 0.026 （0.021 ） 0.003* （0.001 ） - 0.013* （0.008 ） - 0.121** （0.052 ） - 7.188 是 是 0.717 270
***

模型 5 0.071** （0.029 ） 0.394*** （0.133 ） 0.252
*

模型 6 0.029 （0.028 ） 1.255*** （0.183 ） - 0.025 （0.124 ） - 0.045*** （0.017 ） - 0.003 （0.020 ） 0.003** （0.001 ） - 0.011 （0.007 ） - 0.034 （0.049 ） - 8.040*** （0.911 ） 是 是 0.797 270

（0.135 ） - 0.037* （0.021 ） - 0.075
***

（0.124 ） - 0.047** （0.019 ） - 0.040
**

（0.022 ） 0.004*** （0.001 ） - 0.009 （0.008 ） 0.044 （0.034 ） - 1.278 是 否 0.641 270
*

（0.020 ） 0.004*** （0.001 ） - 0.009 （0.008 ） 0.070** （0.031 ） - 3.302 是 否 0.754 270
***

（0.774 ）

（0.667 ）

（0.965 ）

（0.752 ）

（0.616 ）

注： **、 分别表示在 0.1、 *、 *** 0.05 和 0.01 水平上显著； 括号中的数值是估计系数的标准差。下同。

的义务教育学杂费减免政策和滞后 5 年的出生率作为教育的工具变量 ①， 并采用 2SLS 重新 当未在回归方程中纳入地区 估计了犯罪率决定方程， 结果如表 3 所示 ②。从表 3 可以看出， 和年份变量时 （模型 1 和模型 3） Sargan 检验 P 值未能拒绝工具变量与随机扰动项相关的 ， 原假设； 但当我们在回归方程中控制住地区和年份变量后 （模型 2 和模型 4） Sargan 检验 P ，
① 各地区义务教育学杂费减免政策的赋值情况是这样的。首先为各地区的农村义务教育学杂费减免 政策赋值， 即如果某地区在当年实行了农村义务教育学杂费减免政策， 就在当年及之后年份给其赋 值为 1； 反之， 则赋值为 0。然后再为各地区城市义务教育学杂费减免政策赋值， 即如果某地区是在 2008 年春实施的城市义务教育学杂费减免政策， 则该地区 2008 年及之后赋值为 1， 2008 年之前赋值为 0； 如果某地区是在 2008 年秋实施的城市义务教育学杂费减免政策， 则该地区在 2008 年赋值是 0.5， 2008 年之后赋值是 1， 2008 年之前赋值是 0。最后将各地区的农村义务教育学杂费减免政策和城市 义务教育学杂费减免政策的赋值加总， 就得到了各地区义务教育学杂费减免政策总的赋值情况。 ② 由于篇幅限制， 本文省略了一阶段回归结果。 106

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值拒绝了工具变量与随机项相关的原假设， 说明此时以义务教育学杂费减免政策和滞后 5 年的生育率作为劳动力平均受教育年限的工具变量满足有效工具变量的第二个条件。
表3 2SLS 二阶段估计结果 每万人中被提起公诉的犯罪嫌疑人数 模型 3 - 0.187 （0.214 ） 0.607*** （0.195 ） 0.045 （0.224 ） - 0.012 （0.051 ） - 0.033 （0.041 ） 0.012** （0.005 ） 0.018 （0.020 ） 0.126** （0.052 ） - 3.945 （0.823 ）
***

每万人中被批准逮捕的犯罪嫌疑人数 模型 1 教育 非法工资 合法工资 人口密度 失业率 城镇化率 中青年人口比率 “严打” 行动 常数项 地区变量 年份变量 Sargan 检验 P 值 Uncentered R2 观测值 - 0.150 （0.221 ） 0.519*** （0.202 ） - 0.044 （0.232 ） 0.004 （0.053 ） - 0.067 （0.042 ） 0.011** （0.005 ） 0.001 （0.021 ）
* 0.103（0.054 ）

模型 2
* - 1.749（0.927 ）

模型 4
* - 1.417（0.745 ）

3.697*** （1.437 ）
* - 1.433（0.820 ）

3.192*** （1.153 ） - 1.047 （0.658 ） 0.249 （0.160 ） - 0.094 （0.080 ） 0.036** （0.017 ） 0.021 （0.029 ） 0.024 （0.161 ） - 10.528*** （3.208 ） 是 是 0.41 0.92 270

0.336（0.199 ）
*

- 0.141 （0.100 ） 0.044** （0.021 ） 0.027 （0.036 ） - 0.048 （0.201 ） - 10.328 （3.996 ）
***

- 1.542（0.850 ）
*

否 否 0.00 0.98 270

是 是 0.45 0.86 270

否 否 0.00 0.98 270

表 3 中的模型 2 和模型 4 的估计结果显示， 教育变量的估计系数显著为负， 说明增加 劳动力的平均受教育年限显著降低了犯罪率， 意味着通过发展教育的确可能是一项有效降 低中国犯罪率的政策。同时， 估计结果还说明劳动力的平均受教育年限每增加 1 年， 大约可 以令中国的犯罪率降低 1.4～1.8 个百分点， 这个比例远低于美国 （Lochner 等， 2004） 和英国 （Machin 等， 2010） 等西方国家 ①。可能的原因解释有两个： 一是中国的教育质量要落后于西 方国家， 而更高质量的教育可能会具有更好的预防犯罪的作用 （Lochner， 2010） 二是中国当 ； 前存在的劳动力市场分割和过度教育问题降低了教育的合法收益率， 进而弱化了教育的犯 罪预防效应。分割的劳动力市场和过度教育问题， 将会对中国的教育收益率的增长产生负 面冲击。有证据表明， 中国的教育收益率在 2000 年以后的增长速度明显趋缓， 其中， 高等教 育的收益率甚至出现了下降的趋势 （何亦名， 2009） 。教育的合法收益率的下降， 其结果就弱 化了教育的犯罪预防效应， 因为教育通过提高劳动者获得合法工作的机会及合法工资率， 进而是犯罪的机会成本使其能够成为预防犯罪的重要渠道， 甚至可能是最重要的渠道。 （三） 不同层次的教育对犯罪率的影响 考虑到不同层次的教育的合法收益率是不一样的， 而且不同层次的教育对人们的道德
① Lochner 等 （2004）针 对 美 国 的 研 究发现， 居民平均受教育年限每增加 1 年将使犯罪率降低 11%； Machin 等 （2010） 针对英国的研究也发现， 居民平均受教育年限每增加 1 年甚至可以令男性犯罪率 降低 30%。 107

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标准和时间偏好的影响也有可能会存在差异， 因而， 不同层次的教育对犯罪率的影响可能 在现有的文献中也存在类似的观点。例如， Lochner 2004） （ 曾经指 就并非是单调的。实际上， 出， 教育不仅提高了合法工资收益， 而且同时也提高了犯罪的收益， 因此， 教育可能降低盗 窃、 抢劫等低技能型犯罪， 也可能提高诈骗等高技能型犯罪； Buonanno 等 （2009） 也指出， 在 教育水平较低的阶段， 教育能够降低犯罪率； 而在教育水平较高的阶段， 教育则可能提高技 “白领犯罪” 。本文采用 2SLS 分别估计小学、 初中、 高中和大学及以上教育层次对犯 能型的 罪率的影响， 结果如表 4 所示。 结果显示， 劳动力平均小学、 初中和高中受教育年限均显著降低了中国的犯罪率， 同时， 劳动力平均小学受教育年限每增加 1 年可以降低犯罪 其犯罪预防效应依次递增。其中， 率 2.4～3.0 个百分点， 初中教育年限每增加 1 年可以降低犯罪率 4.0～5.0 个百分点， 高中 教育年限每增加 1 年则可以降低犯罪率 5.4～6.5 个百分点。但是， 劳动力平均大学受教育
表4 小学 模型 1 教育 非法工资 合法工资 人口密度 失业率 城镇化率 中青年人口比率 “严打” 行动 常数项 地区变量 年份变量 Sargan 检验 P 值 Uncentered R2 观测值 - 2.994** （1.456 ） 2.31*** （0.823 ） - 0.523 （0.491 ） 0.142 （0.100 ） - 0.067 （0.079 ） 0.015** （0.007 ） 0.028 （0.034 ） - 0.156 （0.187 ） - 1.468 （4.475 ） 是 是 0.52 0.88 270 不同层次的教育对犯罪率影响的 2SLS 估计结果 每万人中被提起公诉的犯罪嫌疑人数 小学 模型 5 - 2.43*** 2.07*** - 0.310 0.093 - 0.034 0.013** 0.022 - 0.064 - 3.338 是 是 0.48 0.93 270 初中 模型 6 - 3.993* 2.403** - 1.041 0.453 - 0.106 0.044* 0.028 - 0.020 - 8.75*** 是 是 0.34 0.90 270 高中 模型 7 - 5.363** 4.57*** - 1.748* 0.285* - 0.135 （0.093 ） 0.074** （0.035 ） 0.052 （0.039 ） - 0.147 - 26.4*** 是 是 0.91 0.91 270 大学 模型 8 37.082 - 25.216 11.920 - 1.363 0.807 （8.295 ） - 0.291 （3.008 ） - 0.136 （1.288 ） 1.030 131.292 是 是 0.75 - 2.18 270 初中 模型 2 - 4.954 2.730** - 1.432 0.591 - 0.157 0.054* 0.036 - 0.103 - 8.135* 是 是 0.38 0.82 270 高中 模型 3 - 6.544** 5.347** - 2.274** 0.376* - 0.190 0.089** 0.064 - 0.258 - 29.64** 是 是 0.96 0.85 270 大学 模型 4 40.784 - 27.803 12.963 - 1.476 0.862 （9.09 ） - 0.320 （3.29 ） - 0.149 （1.41 ） 1.050 145.978 是 是 0.72 - 3.20 270

每万人中被批准逮捕的犯罪嫌疑人数

（3.167 ） （3.299 （415.0 ） ） （1.198 ） （2.144 （296.7 ） ） （0.966 ） （1.162 （133.9 ） ） （0.397 ） （0.210 ） （14.82 ） （0.122 ） （0.116 ） （0.032 ） （0.043 ） （0.045 ） （0.049 ）

（1.182 ） （2.521 ） （0.668 ） （0.954 ） （0.398 ） （0.769 ） （0.081 ） （0.316 ） （0.064 ） （0.097 ） （0.006 ） （0.026 ） （0.028 ） （0.036 ） （0.152 ） （0.177 ） （3.632 ） （3.321 ）

（2.662 （378.6 ） ） （1.730 （270.7 ） ） （0.938 （122.2 ） ） （0.170 ） （13.52 ）

（0.223 ） （0.214 ） （11.9 ） （4.172 （11.86 ） ） （1560 ）

（0.173 ） （10.89 ） （9.570 （1423 ） ）

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教育对犯罪率的影响研究

年限却不具有显著的犯罪预防效应。主要原因可能是， 教育在提高人们获得合法工作的机 会和合法工资收益而具有犯罪预防效应的同时，还可能提高犯罪生产率和犯罪收益 （Ehrlich， 1975） 从而具有犯罪扩张效应。对于大学这类高层次教育来说， ， 其犯罪预防效应 和犯罪扩张效应可能相互抵消。在中国， 大学教育的合法收益率的停滞和下降， 一方面抑制 了大学教育的通过提高劳动者的合法收益而产生的犯罪预防效应； 另一方面； 还可能造成 “非法” 劳动力市 那些无法在合法劳动力市场上实现预期教育回报率的高学历人员转而在 场上就业以获取预期的回报率， 并由此增加了教育的犯罪扩张效应， 特别是诈骗一类的高 技能犯罪， 因为具有较高人力资本水平的高学历者从事高技能型犯罪可能更具有比较优势 （Lochner， 2004） 。据统计资料显示， 中国的每万人诈骗犯罪数和诈骗犯罪占犯罪总数的比 率这两个指标自 1981 年以来均持续上升， 特别是在 2005 年以后， 其增长速度明显更快了， 年 均增长速度高达 11.8%。同时， 中国的诈骗等高技能型犯罪上升的宏观教育背景恰恰是中 “ 劳动力市场上的 “知识失业” 和大学毕业生失业现 国在 1999 年实施高校扩招之后， 合法” （赖德胜、 田永坡， 2005） 。现在看来， 上述经验性事实可能并非是巧合。 象变得越来越严重 ① 为了进一步检验中国的大学教育对诈骗等高技能型犯罪的影响， 笔者在一些地方统计 年鉴上收集了 2000～2008 年上海、 江苏、 河南、 安徽和重庆等 5 个省 （直辖市） 的公安机关 立案的每万人诈骗犯罪数和诈骗犯罪占总犯罪数的百分比两个变量， 然后用其对劳动力平 均受大学教育年限及其他解释变量进行了 2SLS 估计。结果显示， 在样本容量改变之后， 劳 动力平均受大学教育年限对犯罪率的影响依然是不显著的，这同先前的估计结果是相类似的； 但劳动力平均受大学教育年限却在 0.1 的显著性水平上提高了诈骗犯罪占总犯罪数的百分 比。 结果意味着， 中国当前的大学教育的确可能促增了诈骗一类的高技能型犯罪。 主要原因 正如前文中指出的那样， 可能是因为中国当前存在的过度的大学教育及分割的劳动力市场 已经抑制和阻碍了大学教育的合法收益率的增长， 其结果是一些受过高等教育的劳动力无 法在合法劳动力市场上获得预期的教育回报率， 这将促使他们转而在非法劳动力市场上实 上 现就业以获 取 预 期 的 教 育 回 报 率 ， 进 而 促 增 了 诈 骗 等 高 技 能 型 犯 罪 。 述 观 点 也 得 到 并 调查结果显示， 过大的就 “ 了针对 2004～2007 年广东省高学历人员犯罪的调查报告的支持，
② 业压力是高学历人员犯罪的主要原因， 犯罪手段的技术化则是高学历犯罪的主要特点” 。

五、结

语

本文采用中国 2000～2008 年各地区的经验数据， 系统研究了教育对中国犯罪率的影响。 研究发现， 从总体上看， 发展教育的确能够显著降低中国的犯罪率， 但不同层次的教育对犯
① 赖德胜、 田永坡 （2005） 发现， 伴随高等教育规模的扩张， 大学毕业生的就业难度日益增加。从公布 的高校毕业生就业率来看， 1996～2004 年分别为 93.7%、 97.1%、 76.8%、 79.3%、 82.0%、 90.0%、 80.0%、 70%和 73%， 总体呈下降趋势。 ②《广东省高学历人员犯罪问题调研报告》 （http： //www.gd.jcy.gov.cn/） 。 109

中国人口科学 2011 年第 3 期

罪率的影响有明显的差异。具体来说， 小学、 初中和高中教育显著地降低了中国的犯罪率， 而且， 其犯罪预防效应随着教育层次的提高而递增。但是， 大学教育不仅未能降低中国的总 犯罪率， 反而还显著促增了诈骗一类的高技能型犯罪。 本研究说明， 发展教育同样是一项有效的犯罪预防政策， 而且与刑事政策相比， 通过发 预防犯罪的教育发展政策对于不同 展教育来预防犯罪还将会具有更高的社会收益。同时， 初中和高中教育， 大 层次的教育来说应该是有所区别的， 政策的瞄准重点是大力发展小学、 学教育则应由之前注重规模的扩张向质量的提高转变。如果发展教育与弱化和取缔劳动力 市场上的分割壁垒等政策一起联动， 则还可以更进一步的促进和提高教育 （包括大学教育） 的犯罪预防效应。

参考文献：
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（责任编辑： 犁 朱 ）
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Chinese Journal of Population Science A bimonthly

No.３ June １， ２０１１

ABSTRACTS
The Effect of Labor Migration on Urban Employment in China Ma Zhongdong Wang Jianping·2· In this paper, we hypothesize that urban to rural return migration reduces the number of unemployed labor migrants and hence lowers the overall level of unemployment in urban areas. Based on the 2005 China's One Percent Population Survey, we study both factors and regional models of unemployment in urban China in a multivariate framework. Regression results show that the odds of unemployment were much less for rural migrants than urban residents, higher for city than town residents, higher for females than males, much higher for young adults than older age groups, and much more so for fresh than older graduates from colleges and universities. As for the level of unemployment of urban residents, rural migrants, and the overall level of urban unemployment, they were all high in traditionally industrial regions, where state own enterprises were the most important source of employment, but all were low in the Eastern Provinces, where private firms became an important source of the urban employment. Mixed patterns of a high level of unemployment among urban residents and a low level among rural migrants were found in the Pearl River Delta, where joint venture corporations account for a majority of employment, as well as in mega cities such as Beijing, Shanghai and Tianjin. Research on Initial Distribution Welfare Coefficient of Industrial Level Mu Huaizhong Ding Zinan· · 16

This paper presents welfare coefficient index of the initial distribution and industrial welfare coefficient model by the level of industry. Results show that an industry at a higher level enjoys a higher level of industry welfare. The relative total welfare increases faster when the industrial structure becomes more reasonable. As a result of an unbalanced industrial structure, welfare coefficients of tertiary industries are at present lower than those of the second industry, and hence social relative total welfare is rising slowly. The analysis of the welfare effects suggests that welfare increase dominated by the tertiary industry be the best path to improve the total social welfare. Improving industrial structure with the welfare coefficient standard is the goal of economic development. The Impact of Pension and Inequality on Health of Older Adults in China Li Shi Yang Sui· · 26

Using 2002 and 2007 CHIPs data, this paper investigates the impact of pension on elderly health. Self- rated health of the elderly had been getting improved with the increasing pension and the effect of pension is getting more important, especially to the elderly who live alone. The effect of increasing inequality and urban poverty also show negative effect on the elderly health. Rural-Urban Segmentation, Wage Diversity and Unequal Opportunities of Employment in Urban Labor Market Zhang Zhaoshi Qian Xueya· · 34 Based on the data from the Urban- Household Survey in five provinces in China, this paper estimates the degree of Rural- Urban Segmentation and describes the relationship between the degree of segmentation and the level of economic development. From the perspective of income, results show a lower degree of segmentation intra- provincially among higher- end than lower- end sectors and inter- provincially a higher degree of segmentation in more developed provinces than less developed ones. From the perspective of employment opportunities, results show a large segmentation between the rural and urban sectors and its relationship with the level of development is significantly positive. Lineage Populations and Socio-economic Changes since the Middle Qing Dynasty： A Case Study of Non-Malthusian Fertility Pattern Che Qun Cao Shuji· · 42 This paper reveals the existence of modern fertility patterns in ancient China, reflected in the Que Family Tree and Shicang instruments. This study indicates that the Que's family adjusted their fertility rationally according to social- economic conditions to maintain their living standard above a certain level, suggesting the coexistence of the so- called "binge" fertility with the rational choice of fertility of the Que's clan.

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中国人口科学 2011 年第 3 期

A Comparative Analysis of the Mode of Technology Innovation between China and India: From the Perspective of International Human Capital Flows Li Ping Xu jiayun· · 54 By introducing human capital flows into the function of enterprises innovation, this paper examines factors of innovation in China and India, with an emphasis on the role of international human capital flows. Results showed that technology innovation in China mainly depended on R&D investment and international technology diffusion represented by FDI technology spillovers, whereas India relied little on international technology diffusion but more on innovation brought by international human capital flows, domestic demand and government support. As for the effect of international human capital flows on technology innovation, India is more competitive than China. Although China has made some achievements in the mode of technological innovation, the developing potential of China has not been realized as it has in India, where innovation mode relied on the migration of international talents. Public Participating in Management and China Reduction Action： Empirical An Analysis Based on the Provincial Panel Data Zhang Yi Lu Xianxiang· · 64 This paper analyzes the collective action predicament of public and enterprises in the carbon reduction and "government failure" in the management of carbon reduction. We calculate and sort provincial panel data of carbon dioxide emission during 1997- 2008. The results show that public participation into the environment protection in the form of complaint facilitates the reduction in carbon emissions intensity and per capita emissions. The carbon reduction effect is limited from a management mechanism jointly by the government and the public. Results also show a positive effect of household size on carbon emissions but an "inverted- U" relationship between the educational level of the public and carbon emissions. A Factors Analysis for Rural Residential Energy Consumption： Based on a Rural Household Survey of 9 Provinces Zhang Nini and Others· · 73 Based on the data from a representative household survey in rural China in 2005, this paper explores factors affecting patterns of residential energy consumption in the rural areas. For the choice of clean energy, we find that household income is the primary factor. Other factors include education and engagement in private or family enterprise. The clean energy was found more prevalently in the eastern region than other regions, more useful for air conditioning than heating, and more suitable for concrete structured than wooden framed houses. Service Quality of Elderly Homecare in Community： SERVQUAL-based Structural Model A Zhang Xiaoyi Liu Bangcheng· · 83 Based on the qualitative analysis of Shanghai's elderly homecare in community, this paper tries to construct a quality assessment model of elderly home care in accordance with SERVQUAL model and theory. The results demonstrate that the quality of this service can appropriately be constructed as a two- tier structure of service with four dimensions of assistance in cleanliness, meal, medical care, and recreation/rehabilitation, from which the quality can be measured and assessed more precisely. We found that homecare for the elderly in Shanghai has entered into the right truck with considerable service capacity, stability and reliability, and responsiveness. Still, there is large room for improvement in personalized service and the quality of the health care team. The Impact of Income Inequality on Subjective Well-being： Evidence from Chinese General Social Survey Data Wang Peng· · 93 Based on data from the Chinese General Social Survey, we analyze the impact of income inequality on people's Subjective Well- Being (SWB). We found that there is an "inverted- U" association between income inequality and SWB. The critical point in Gini coefficient is found at 0.4, which means that SWB increases with inequality when the coefficient is less than 0.40 but decreases with inequality when for it is larger than 0.4. The decrease in SWB with increasing inequality is greater for urban residents, the non- agricultural class and the better educated. SWB was also low for those with lower than expected income. Deterring Crime： What Education Policy Do We Need Chen Gang Li Shu· · 102

Theoretically, education exerts both deterring and enhancing effect on crime. Its overall effect on crime rate is uncertain. Based on provincial data during 2000- 2008 in China, we find that education expansion generally decreased the crime rate. At the level of primary school, middle school and high school, the deterring effect is found significant and stronger at a higher level. College education, however, did not help much to lower the crime rate because of its association with the increasing high- tech crime.

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  本文关键词：教育对犯罪率的影响研究，由笔耕文化传播整理发布。