胡玉梅 祁震 張國建

（1復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433 2東莞證券，上海 201204 3 東北財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，大連 116025）

一、引言

伴隨著老齡化問題越來越嚴(yán)重，我國由人口紅利時期逐漸步入人力資本紅利階段。相關(guān)研究表明，通過加大義務(wù)教育階段的公共支出力度，能夠提高低收入階層的高等教育參與率，從而緩解代際內(nèi)收入不平等并增強(qiáng)代際間收入流動性（楊娟等，2015），并且高校擴(kuò)招使得教育分配更加公平從而降低收入不平等（徐舒，2010；李郁芳和艾興勇，2015）。盡管所持觀點(diǎn)仍有所爭議，但是教育回報問題引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)家乃至政府高層部門的廣泛關(guān)注，始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)問題之一?，F(xiàn)有國內(nèi)外文獻(xiàn)對教育收益率的研究主要基于傳統(tǒng)的明瑟工資方程及其各種衍生出來的擴(kuò)展形式，主要探討了教育年限、工作經(jīng)驗和個人能力對教育的影響（（Mincer，1974；張曉云和杜麗群，2017）。但是人力資本的形成還會受到家庭、文化和習(xí)俗等社會制度的影響，尤其是在中國這樣一個具有悠久歷史和文化傳承的國度，這種非正式社會制度的影響不容忽視。

目前，國內(nèi)外關(guān)于我國教育回報問題的相關(guān)文獻(xiàn)也十分豐富，部分研究探討了教育回報與社會收入差距的關(guān)系。作為一種重要的人力資本積累方式，教育對社會收入差距的影響最先被人們所關(guān)注。很多研究都形成了這樣一個共識，即個人接受教育程度的不同會帶來社會分化，繼而會擴(kuò)大收入差距，加劇社會不平等（Perotti，1996；Sylwester，2002）。改革開放以來，我國的居民收入差距呈現(xiàn)出迅速擴(kuò)大繼而緩慢縮小的趨勢，但是依然未能消除。以城鄉(xiāng)收入差距為例，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值由2008年的3.3倍緩慢下降至2017年的2.4倍。張車偉（2006）將收入差距拉大的原因歸結(jié)為兩點(diǎn)：非市場因素和市場本身因素。其中，非市場因素是指政策、法規(guī)的缺失或不健全帶來的收入差距拉大，尤其體現(xiàn)在習(xí)俗、文化、方言、戶籍等非正式的社會制度方面。隨著收入不平等程度的加劇，現(xiàn)有研究也大多從這些方面進(jìn)行展開，研究居民收入差距產(chǎn)生的不同決定因素（Ravallion and Chen，2007；Sicular et al．，2007；萬海遠(yuǎn)和李實，2013）。而市場本身因素是指勞動力資源的有效配置必然使得擁有高人力資本的人獲得高收入，擁有低人力資本的人獲得低收入。從這個角度而言，人力資本不平等（主要是指受教育程度的不平等）是收入差距拉大的重要原因。

我國地緣遼闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度與市場健全程度在東中西部地區(qū)存在很大差異，中西部的市場化程度相比于東部要低得多。市場化程度低意味著勞動力資源的配置效率較低，從而教育回報不完全取決于市場。因此在市場化不健全的中國，除了教育本身的不平等之外，教育回報的不平等也是我國收入差距拉大的重要原因（王海港等，2007）。關(guān)鍵問題是哪些因素會影響教育回報？在市場不那么完善的地方，教育回報還取決于哪些因素？

與社會資本有關(guān)的非正式制度會對人類的行為和福祉產(chǎn)生顯著的影響（陸銘和李爽，2008），在中國的社會網(wǎng)絡(luò)中，尤其體現(xiàn)在人情關(guān)系上。中國自古以來就是一個傳統(tǒng)的關(guān)系型社會（Yang，1994；Bian，1997），尤其以“禮儀之邦”著稱于世，以送禮等形式存在的人情關(guān)系在經(jīng)濟(jì)活動中占有重要的地位（周廣肅等，2014）。禮儀文化在中國文化傳承中廣泛而深遠(yuǎn)地影響和制約著中國人的行為活動，在社會網(wǎng)絡(luò)中發(fā)揮著重要作用，以送禮行為作為中國式人情關(guān)系的代表最為合適不過。通過前文的脈絡(luò)梳理，可以知道非正式存在的社會制度會影響收入差距，而教育回報差距也會造成收入不平等。那么，在中國這種關(guān)系型社會的大背景下，以人情關(guān)系存在的非正式社會制度是否會影響教育回報？已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，教育回報率在一定程度上受到了市場化改革進(jìn)程（Sabirianova et al.，2004）和勞動力市場完善程度（王海港等，2007）的影響，本文進(jìn)一步指出，以人情關(guān)系存在的非正式社會制度在不完善的市場化制度背景下對教育回報產(chǎn)生重要影響。

通過使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年和2012年的微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS和非線性面板門限計量方法，本文著重研究了人情關(guān)系對于教育回報（每增加一年教育帶來的收入提高的百分比）的均值影響及其門限效應(yīng)。具體行文結(jié)構(gòu)如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述和研究假說；第三部分介紹數(shù)據(jù)、變量和模型設(shè)定；第四部分是主要的回歸結(jié)果及分析，考察人情關(guān)系對教育回報的總體影響、門限效應(yīng)及其異質(zhì)性分析；第六部分為結(jié)論和啟示。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

現(xiàn)有的文獻(xiàn)分別關(guān)于中國式人情社會和教育回報率的研究都十分豐富，關(guān)于二者的相關(guān)研究大致可分為以下三類：

第一類文獻(xiàn)主要是與我國教育回報相關(guān)的研究。這類文獻(xiàn)大多基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，王美艷（2009）利用兩次勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了城市中分別來自農(nóng)村和城市的外來勞動力和本地勞動力在不同教育階段的教育回報。研究結(jié)果表明，農(nóng)村勞動力在高中或是中專階段的教育回報率顯著高于城市勞動力，而對于城市勞動力而言，接受大專及以上的教育才是顯著提高工資水平的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)。簡必希和寧光杰（2013）根據(jù)中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）1997年和2006年的微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSM的方法克服了估計中存在的選擇性偏誤和個體異質(zhì)性，從而比較了中國前后十年高中和大學(xué)的教育收益率，發(fā)現(xiàn)十年間各階段教育的平均收益率都得到顯著提高，而高中的年收益率均高于大學(xué)的年收益率?？偨Y(jié)來說，這類文獻(xiàn)主要從不同學(xué)歷、不同社會階層、不同社會和家庭環(huán)境和不同時間段等方面解釋了教育回報率呈現(xiàn)出差異性的原因。

第二類研究主要是關(guān)于社會資本理論的，即認(rèn)為人情關(guān)系作為一種社會資本，會影響個體的就業(yè)與收入。這種非正式制度的存在有其必然合理性，這一類研究開始的比較早，目前的理論和實證都較為成熟。Granovetter（1973）認(rèn)為社會資本對求職的成功率具有重要影響。他研究了個人的社會資本在就業(yè)過程中所起的作用，發(fā)現(xiàn)“弱關(guān)系”（即一般親戚朋友）為其提供重要求職信息，并能夠在其獲取職業(yè)地位中發(fā)揮關(guān)鍵性作用。這是因為通過“弱關(guān)系”得到的信息相比于“強(qiáng)關(guān)系”（即親密的親戚朋友），往往重復(fù)率較低，因此更為重要。周曄馨（2012）使用CHIPS2002年的數(shù)據(jù)，研究了社會資本不平等對收入不平等的影響，并將影響渠道劃分為兩類，即資本欠缺以及回報欠缺。通過進(jìn)一步完善社會資本的度量方法，作者發(fā)現(xiàn)低收入農(nóng)戶的社會資本擁有量和回報率均低于高收入農(nóng)戶，因此社會資本是拉大農(nóng)戶收入差距的重要因素。

現(xiàn)有研究大多發(fā)現(xiàn)以人情關(guān)系存在的非正式社會制度，也是一種社會資本，能夠?qū)κ杖胨胶途蜆I(yè)產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用的同時，也會產(chǎn)生負(fù)向作用，比如會拉大居民收入差距。而主要體現(xiàn)為教育不平等的人力資本不平等，也會影響居民收入差距，因此，分析人情關(guān)系存在的非正式制度對教育回報的影響就顯得尤為重要。鑒于此，本文提出以下研究假設(shè)。

研究假設(shè)1：中國式人情社會下，以人情關(guān)系存在的非正式社會制度會促進(jìn)教育回報的提升。

第三類研究則是基于第一類研究的拓展，發(fā)現(xiàn)教育回報具有區(qū)域差異性，并認(rèn)為市場化程度是教育回報差異的重要原因。這一類研究還處于初步階段，由于中國的區(qū)域差異性較為明顯，這就提供了較好的研究資料，因此這類文章往往是基于國內(nèi)的相關(guān)研究。Sabirianova等（2004）使用一些國家層面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸，發(fā)現(xiàn)各國教育回報率的上升一定程度上是受到了市場化改革以及經(jīng)濟(jì)波動情況的影響，改革的速度以及宏觀經(jīng)濟(jì)波動情況能夠有效地解釋各國教育回報率的變動進(jìn)程。王海港等（2007）利用中科院課題“中國城鄉(xiāng)居民收入分配”的調(diào)查數(shù)據(jù)，使用分層線性模型的計量方法，發(fā)現(xiàn)我國不同區(qū)域的城鎮(zhèn)居民教育回報存在很大差異，并且勞動力市場的完善與發(fā)展有助于提高教育回報率，從而可以在一定程度上解釋區(qū)域間教育回報的差異。這一類文獻(xiàn)從市場化以及勞動力流動等視角解釋了教育回報率呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性的原因，而尚未從非正式制度視角進(jìn)行解讀。鑒于中國特有的地理環(huán)境因素和制度環(huán)境，本文提出以下研究假設(shè)：

研究假設(shè)2：中國式人情社會下，以人情關(guān)系存在的非正式社會制度對教育回報的影響可能存在地區(qū)異質(zhì)性特征，即在中東西部存在三種不同表現(xiàn)形式。

基于現(xiàn)有的國內(nèi)外研究而言，很少有文獻(xiàn)探討人情關(guān)系與教育回報兩者之間的關(guān)系，尤其是在中國的社會制度背景下進(jìn)行分析，本文是對上述三類研究的進(jìn)一步深化。相比于第一類研究，本文從非正式社會制度的視角研究了送禮這種人情關(guān)系對教育回報的影響，補(bǔ)充了這方面研究的不足；相比于第二類研究，本文不僅回答了人情關(guān)系對就業(yè)和收入的影響，還回答了教育在這一影響過程中的作用；相比于第三類研究，本文提供了市場化程度對教育回報的影響機(jī)制，即存在非市場性因素（人情關(guān)系）影響教育回報。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)，是中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2010年和2012年的微觀數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)由北京大學(xué)的中國社會科學(xué)調(diào)查中心收集并發(fā)布，屬于全國范圍內(nèi)的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，包括村居問卷、家庭問卷和個人問卷三種。本文主要使用的是個人問卷，該問卷的調(diào)查目的是了解個體的家庭環(huán)境、受教育情況、職業(yè)與經(jīng)濟(jì)狀況等信息，這就提供了研究人情社會對教育回報影響所需要的數(shù)據(jù)。

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計

1. 被解釋變量

本文使用的被解釋變量是退休之前居民的收入水平的對數(shù)[定義“收入對數(shù)”= ln(收入+1)]。為了更精準(zhǔn)地獲得收入數(shù)據(jù)，最大限度地減少缺失值，該調(diào)查采用“逼問法”獲得了收入?yún)^(qū)間，本文采用該區(qū)間的均值作為收入值。

2. 關(guān)鍵解釋變量

（1）教育年限。在CFPS的個人問卷中設(shè)有這樣的問題：“到目前為止，您已完成（畢業(yè)）的最高學(xué)歷是什么”，根據(jù)受訪者對該問題的回答，設(shè)置變量“教育年限”。如果受訪者的回答是文盲，則賦值為1；如果受訪者的回答是小學(xué)，則賦值為5；如果受訪者的回答是初中，則賦值為8；以此類推，高中為11；大專為13；本科為15；碩士為18；博士為21。

（2）禮金對數(shù)。本文主要使用“禮金對數(shù)”作為其擁有的社會資本的一個代理變量，禮金對數(shù)=ln(禮金+1)。在CFPS的個人問卷中設(shè)有這樣的問題：“去年所有贈送出去的禮物/禮金合計折合現(xiàn)金人民幣多少錢（元）”。

（3）禮金（大于均值=1）。設(shè)置變量“禮金（大于均值=1）”，作為其擁有的社會資本（或人情關(guān)系程度）的另一個代理變量，當(dāng)變量“禮金對數(shù)”大于均值時，取值為1，否則取值為0。

3. 控制變量

（1）12歲時的戶口（農(nóng)業(yè)戶口=1）。高考前的戶口狀況（12歲時的戶口狀況是課題組能夠獲得數(shù)據(jù)的、距離高考時間最近的高考前戶口狀況）代表了個體此時的學(xué)習(xí)環(huán)境以及其家庭背景，因此會同時影響其受教育年限和未來的收入水平。在CFPS的個人問卷中設(shè)有這樣的問題：“您12歲時的戶口狀況”，如受訪者回答是農(nóng)業(yè)戶口，則該虛擬變量取值為1；如受訪者回答是城市戶口，則該虛擬變量取值為0。

（2）不健康程度。本文采用自評健康這一衡量健康的綜合性指標(biāo)，來衡量健康水平。在CFPS的個人問卷中設(shè)有這樣的問題：“您認(rèn)為自己的健康狀況如何”，根據(jù)受訪者對該問題的回答，課題組設(shè)置變量“不健康程度”，取值1-5，1表示受訪者的回答是健康，2表示其回答是一般，3表示比較不健康，4表示不健康，5表示非常不健康。

（3）城市等級。一般認(rèn)為，一線城市的收入高于二線城市，而二線城市的收入高于三線城市。設(shè)置變量“城市等級”，當(dāng)受訪者現(xiàn)在的居住地是一線城市時，取值為1；當(dāng)受訪者現(xiàn)在的居住地是二線城市時，取值為2；當(dāng)受訪者現(xiàn)在的居住地是三線城市或者更落后的城市時，取值為3。

（4）東中西部。一般認(rèn)為，東部的收入高于中部，而中部的收入高于西部。設(shè)置兩個虛擬變量：（a）“東部”：當(dāng)受訪者現(xiàn)在的居住地是東部時，取值為1；否則取值為0。（b）“西部”：當(dāng)受訪者現(xiàn)在的居住地是西部時，取值為1；否則取值為0。

遵循文獻(xiàn)傳統(tǒng)，本文將控制可能影響教育、人情關(guān)系或收入的個人特征，包括城鄉(xiāng)分類（城市=1）、性別、年齡、兄弟姐妹數(shù)、婚姻狀態(tài)（已婚=1）以及是否黨員（是=1）。這些變量的定義和測量簡單明了，限于篇幅未能一一說明。

4. 變量的描述性統(tǒng)計

表1報告了收入大于0、年齡小于60歲并且不再上學(xué)的成人所有相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計（按東、中、西地區(qū)分組）。從中可以看出，收入和教育年限都滿足：東部>中部>西部。而中部的禮金支出最多，禮金大于全樣本時禮金均值的概率也最高，其次是東部，最后是西部。總體而言，在中部和西部，收入中用于送禮的部分更多。

表1 各變量按照東中西部分組的描述性統(tǒng)計

（三）模型設(shè)定

現(xiàn)有國內(nèi)外文獻(xiàn)在教育回報的研究中，因其使用的便利性，大多基于明瑟工資方程進(jìn)行相應(yīng)的擴(kuò)展。為了與傳統(tǒng)文獻(xiàn)表示一致，一般化的明瑟工資方程可以表示如下：

其中，lnYi是個體i收入的自然對數(shù)；Ei表示受教育年限；βi是個體i的教育收益率，表示在控制其它個體特征的情況下，教育經(jīng)歷每增加一年，其教育收益率平均增加100(eβi- 1)個百分點(diǎn) ；Xi是個體i可觀察的影響收入的個體特征向量， gi( Xi)是一系列個體特征的函數(shù)，一般包含工作年限以及工作年限的二次項；Ui是隨機(jī)干擾項。

為了檢驗人情社會下的教育回報，即禮金支出對教育回報的影響，課題組在傳統(tǒng)明瑟工資方程的基礎(chǔ)上繼續(xù)拓展，通過引入禮金與教育年限的交叉項，回歸方程如下所示：

其中， lninci表示個體i收入的自然對數(shù)；gifti表示“禮金（大于均值=1）”虛擬變量；eduyi表示教育年限；Xi為一系列與教育回報相關(guān)的控制變量，包括所在城市的城鄉(xiāng)分類、性別、12歲時的戶口狀態(tài)、年齡、兄弟姐妹數(shù)、婚姻狀態(tài)、不健康程度、是否黨員（是=1）、所在城市的等級分類以及區(qū)域分類；α, β, γ為變量系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項。教育帶來的收入效應(yīng)為 ：?lninci/?eduyi=β2+β3gifti，即β3度量了禮金對教育回報的影響。

同時，由于禮金是連續(xù)型變量，上文按照禮金金額是否大于均值來劃分兩個子樣本的方法存在主觀性，這樣得到的結(jié)果可能不可靠。因此，Hansen（1999）提出了非線性面板門限技術(shù)，以嚴(yán)謹(jǐn)?shù)木W(wǎng)格搜索法來估計門限值，并對門限值的準(zhǔn)確性進(jìn)行假設(shè)檢驗。（2）式中是采用交互項的形式考察了禮金支出對教育回報的影響，而考慮到門限回歸的優(yōu)勢，本文將禮金支出作為門限變量，從而考察教育程度是否會隨著禮金支出而影響收入水平，從而進(jìn)一步驗證人情關(guān)系是否會影響教育回報。

其中，α是門限值，模型的門限效應(yīng)個數(shù)取決于門限值的個數(shù)，如（3）式是單一門限面板模型，I(g)為示性函數(shù)，Xi的含義與回歸方程（2）中的Xi一致，εit為服從零均值、方差 σ2的獨(dú)立同分布形式。門限回歸的基本思想是，如果禮金對教育回報有影響，那么一定存在α，使得 β1≠β2。具體的，在回歸方程（3）中，主要關(guān)心禮金支出較少時（禮金支出的金額≤α）的教育回報β1和禮金支出較多時（禮金支出的金額>α）的教育回報β2是否相等，以及其相對大小關(guān)系。

值得注意的是，在CFPS公開數(shù)據(jù)中，CFPS（2010年）數(shù)據(jù)和CFPS（2012年）數(shù)據(jù)存在無法精確匹配的問題，即無法根據(jù)個體id進(jìn)行完美匹配，只能根據(jù)個體的非時變信息（如教育年限、12歲時的戶口、所在城市、性別、年齡和兄弟姐妹數(shù)等）進(jìn)行匹配。而門限回歸需要面板數(shù)據(jù)才能實現(xiàn)，因此在門限回歸中，本文匹配了2010年和2012年的數(shù)據(jù)，而在回歸方程（2）的OLS回歸中，僅使用了2010年的CFPS數(shù)據(jù)，以保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。

四、實證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文使用CFPS（2010年）的數(shù)據(jù)，進(jìn)行了方程（1）的回歸，回歸結(jié)果在表2的（1）-（4）列給出。第（1）列只加入受教育年限，結(jié)果顯示受教育程度會顯著地提高收入水平。這與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論是一致的，即通過提高受教育水平能夠顯著促進(jìn)人力資本積累，提高收入水平。第（2）列只加入禮金虛擬變量，結(jié)果顯示支出較多的禮金也會顯著地增加收入。這是總體的回歸結(jié)果，表明禮金支出會提高收入水平，但是是否通過教育程度得以實現(xiàn)？接下來，第（3）列同時加入“教育年限”和“禮金（大于均值=1）”，第（4）列進(jìn)一步加入了“禮金（大于均值=1）”與“教育年限”的交叉項。由第（4）列可知，交叉項顯著，這說明禮金支出越多，教育回報越高。比較（3）、（4）兩列可知，當(dāng)加入了交叉項之后，在第三列非常顯著的變量“禮金（大于均值=1）”不再顯著，系數(shù)也變小很多，而交叉項十分顯著，這說明，禮金對收入的影響主要是通過教育實現(xiàn)的，即受教育年限越久，禮金對收入的影響越大，研究假設(shè)1得到基本驗證。

檢驗人情社會對教育回報影響的另一種辦法是按照支付禮金的金額，將樣本分為幾個子樣本，分別用收入的對數(shù)對受教育年限進(jìn)行回歸。具體地，按照禮金金額是否大于均值，課題組將樣本分為兩個子樣本，即“送禮”組和“不送禮”組，回歸結(jié)果見表2的（5）、（6）兩列。比較（5）、（6）兩列中教育年限的系數(shù)可知，“送禮”時的教育回報為9.9%，明顯大于“不送禮”時的教育回報（7.05%）。

從回歸中控制變量的估計結(jié)果來看，大部分變量都是統(tǒng)計顯著的，系數(shù)的符號也符合理論預(yù)期。城市戶口相對于農(nóng)村戶口收入水平較高，男性相對女性收入水平較高，健康程度也是與收入水平正相關(guān)的，年齡與收入水平的關(guān)系不顯著。大城市的受訪者收入水平相對較高，東中部地區(qū)由于大多具有沿?；蚴瞧皆鹊乩砦恢脙?yōu)勢，相對于西部地區(qū)的受訪者收入水平也較高。

表2 全樣本時，禮金對教育回報的影響

（二）門限效應(yīng)分析

本文采用CFPS（2010年和2012年）的數(shù)據(jù)，進(jìn)行了方程（2）的門限回歸。門限回歸的第一步是決定需要幾個門限，回歸結(jié)果見表3。比較單一門限回歸、雙重門限回歸和三重門限回歸的p值，可知三種門限數(shù)目在5%的置信區(qū)間下都是統(tǒng)計顯著的，并且單一門限回歸和雙重門限回歸在1%置信區(qū)間統(tǒng)計顯著。

表3 門限效果的自抽樣檢驗

第二步，需要決定具體的門限值，結(jié)果見表4。雙重門限模型估計的門限值的95%置信區(qū)間很窄，這說明雙重門限的門限值估計是相對準(zhǔn)確的，而單一門限和三重門限的門限置信區(qū)間都較寬，故單一和三重門限的門限值估計不可信。雙重門限模型估計的門限值為500（元）和8000（元）。

表4 門限估計值和置信區(qū)間

另一種檢驗門限值的估計效果的方法是看似然比函數(shù)（LR），結(jié)果如圖1-圖4。由于雙重門限的兩個門限值的似然比函數(shù)在虛線以下的部分較窄，故也說明雙重門限門限值的估計相對準(zhǔn)確。

圖1：單一門限門限值的LR函數(shù)

圖2：雙重門限第一個門限值的LR函數(shù)

圖3：雙重門限第二個門限值的LR函數(shù)

圖4：三重門限第三個門限值的LR函數(shù)

最后，門限回歸的系數(shù)估計結(jié)果見表5，由于只有雙重門限回歸能較為準(zhǔn)確地估計門限值，故只有雙重門限回歸的系數(shù)估計結(jié)果是可信的。由第（2）列可知，禮金支出小于500元的個體的教育回報（增加一年教育帶來的收入提高百分比）為3.8%，禮金支出介于500元和8000元之間的個體的教育回報為7.1%，禮金支出大于8000元的個體的教育回報為8.8%。這說明，禮金支出越多，教育的回報越高。因此，門限回歸的結(jié)果與上面交叉項以及分樣本的回歸結(jié)果是一致的：受教育程度對于收入的影響，隨著禮金支出的不同而不同，即禮金支出會顯著影響教育回報，具體來說，禮金支出越多，教育回報越高。對比表2和表5的回歸結(jié)果，可知，門限回歸的結(jié)果與分樣本、加入交互項的回歸結(jié)果完全一致，均發(fā)現(xiàn)禮金支出會提高教育回報，這說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 門限回歸的系數(shù)估計結(jié)果

（三）地區(qū)異質(zhì)性分析

由于東部地區(qū)無論在制度環(huán)境和地理位置上，還是在本身的人力資本積累和市場化程度方面都強(qiáng)于中西部地區(qū)（李文釗和蔡長昆，2012；陳志勇和陳思霞；2014），因此檢驗禮金對教育回報影響的地區(qū)差異性，就顯得尤為重要。

為了驗證研究假設(shè)2，本文將樣本按照東、中、西部劃分為三部分，分別進(jìn)行方程（2）的回歸，回歸結(jié)果見表6。比較（1）、（3）、（5）列可知，無論是在東部、中部還是在西部，受教育年限和禮金虛擬變量都會顯著地影響個體的收入。比較第（2）列和第（4）列可知，只有在東部和中部，是否支付禮金會影響教育回報，并且無論從交互項的顯著性還是系數(shù)大小來看，禮金在中部地區(qū)對教育回報的影響（在1%的置信水平上顯著，系數(shù)為0.0459）遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其在東部對教育回報的影響（在10%的置信水平上顯著，系數(shù)為0.0161）。換言之，在東部地區(qū)和中部地區(qū)，禮金支出更多的是改善高教育水平個體的收入，對于受教育水平較低的個體，禮金支出對其收入影響的程度較低。并且，相比于東部，禮金支出對高教育水平個體收入改善的程度在中部更為明顯。

這是比較符合經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺的，背后的原因可能在于：（1）東部地區(qū)是市場經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)，因此教育回報更多地由市場決定，較少受到人情因素的影響，而中部的市場化程度則較低，因此人情關(guān)系會在較大程度上影響教育回報；（2）東部和中部的勞動力市場化程度較高，如果個體所擁有的人力資本不夠，僅靠送禮也無法很好地提高其收入水平。更進(jìn)一步地分析，可能是由于制度環(huán)境等的差異造成勞動力市場的多重二元分割格局，制約了人力資本在某些行業(yè)、職業(yè)中的影響力度，而且這種現(xiàn)象在中西部地區(qū)可能更加明顯。并且，由此衍生的收入不平等和就業(yè)歧視現(xiàn)象會進(jìn)一步加劇教育回報的地區(qū)差異。

由第（6）列可知，雖然教育年限與“禮金（大于均值=1）”的交互項不顯著，但是禮金支出會直接顯著地影響收入，這說明在西部，禮金不是通過教育來起作用的，即無論受教育程度如何，禮金都會絕對地提高個體的收入水平。這說明，西部地區(qū)個體的收入水平受人情關(guān)系的影響更大，送禮所發(fā)揮的作用完全不依賴于受教育程度，即使個體所擁有的人力資本不夠但是擁有良好的社會關(guān)系，依然可以通過付出較少的努力獲得高收入。換言之，在西部，人力資本和人情關(guān)系都能發(fā)揮作用，即可以提高個體收入，并且人力資本和人情關(guān)系是相互獨(dú)立地發(fā)揮作用的。人情關(guān)系脫離人力資本的影響，單獨(dú)對個體收入產(chǎn)生直接影響，可能說明，西部的勞動力市場非常不完善，存在“有錢好辦事”的不公平現(xiàn)象。

表6 禮金對教育回報的影響：區(qū)分東部、中部和西部（加入交互項）

注：括號內(nèi)是t統(tǒng)計量，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

另一種檢驗人情社會對教育回報影響的辦法是按照支出的禮金金額是否大于均值，將樣本分為兩個子樣本，即“送禮”組和“不送禮”組，回歸結(jié)果見表7。由（1）（2）兩列可知，“送禮”時東部的教育回報為7.98%，“不送禮”時東部的教育回報為5.74%，兩者相差2.24%，即送禮在東部能提高教育回報2.24%；比較（3）（4）兩列可知，“送禮”在中部能夠使教育回報提高6.11%；比較（5）（6）兩列可知，在西部，對于“送禮”的人和“不送禮”的人，其教育回報差不多?？偠灾?，東部由于市場經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，教育回報率幾乎不受人情關(guān)系的左右，人情關(guān)系在中部主要影響高教育水平的人的教育回報，而人情關(guān)系在西部影響所有人的收入，不依賴于教育水平，該結(jié)論與加入交互項時的結(jié)論一致。

表7 禮金對教育回報的影響：區(qū)分東部、中部和西部（分樣本）

注：括號內(nèi)是t統(tǒng)計量，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

五、結(jié)論與啟示

中國式人情社會下，以送禮行為存在的非正式制度是否會影響教育回報？本文基于這一研究視角進(jìn)行了實證分析，并對其具體效應(yīng)進(jìn)行了解答。本文基于擴(kuò)展的明瑟工資方程，利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS和非線性面板門限計量方法，著重研究了人情關(guān)系對于教育回報（每增加一年教育帶來的收入提高的百分比）的均值影響及其門限效應(yīng)。本文的研究主要發(fā)現(xiàn)了以下幾點(diǎn)有趣的經(jīng)驗事實：首先，人情關(guān)系會增加教育的回報，平均來說，“送禮”時的教育回報（9.9%）大于“不送禮”時的教育回報（7.05%）。這說明在中國這個傳統(tǒng)的關(guān)系型社會，人情關(guān)系會影響到教育回報；其次，面板門限分析的結(jié)果表明，禮金支出小于500元的個體的教育回報（增加一年教育帶來的收入提高百分比）為3.8%，禮金支出介于500元和8000元之間的個體的教育回報為7.1%，禮金支出大于8000元的個體的教育回報為8.8%；最后，人情關(guān)系的這種影響在東中西部存在地區(qū)異質(zhì)性，主要呈現(xiàn)為三種形態(tài)。東部的教育回報率幾乎不受人情關(guān)系的左右，人情關(guān)系在中部主要影響高教育水平的人的教育回報，而人情關(guān)系在西部影響所有人的收入，不依賴于教育水平。

本文基于以上經(jīng)驗研究結(jié)果，得到以下幾點(diǎn)政策啟示。

首先，基準(zhǔn)回歸和門限面板的結(jié)果表明，中國式的人情社會下，以送禮方式表現(xiàn)的人情關(guān)系總體而言會促進(jìn)教育回報的提升，其經(jīng)濟(jì)學(xué)的直覺不難理解，這種非正式社會制度有其存在的意義和價值，不能否認(rèn)其對教育回報的促進(jìn)作用。送禮這樣的一種行為，能夠促進(jìn)人與人彼此之間的聯(lián)系，拉近彼此之間的距離，尤其表現(xiàn)在師生關(guān)系或是教師群體中，這樣的一種行為對教育回報顯然會起到促進(jìn)作用。但是，不一定意味著就必須鼓勵送禮這樣的一種行為，畢竟這只是非正式社會制度的一類表現(xiàn)。中國人比較注重社會網(wǎng)絡(luò)和人情關(guān)系，或者說更加注重感情，例如與人為善、禮尚往來等都是中國社會的傳統(tǒng)道德價值觀，而這些也都在教會我們?nèi)绾闻c人相處，加強(qiáng)溝通和交流，從而營造一個和諧美好的社會環(huán)境。反映在政策層面，我們應(yīng)該更加重視和諧社會建設(shè)，積極在全社會倡導(dǎo)“愛國守法、明禮誠信、團(tuán)結(jié)友善、勤儉自強(qiáng)、敬業(yè)奉獻(xiàn)”的理念，注重對中國社會傳統(tǒng)道德價值觀念中積極向上的精華部分的傳承和發(fā)揚(yáng)，從而能夠更加有效地緩解社會矛盾，促進(jìn)人與人之間良好社會關(guān)系的建立。

其次，東部地區(qū)由于具有物質(zhì)地理特征和市場潛力的先天優(yōu)勢，成熟、良好的制度環(huán)境能夠為市場機(jī)制的基礎(chǔ)性資源配置提供良好保障，弱化和消除不合理非正式制度因素的干擾，從而更好發(fā)揮市場在人力資源流動和配置中的作用，反而使得人情關(guān)系對教育回報發(fā)揮的效用更加有限。反映在政策層面，一方面，我們更應(yīng)該充分發(fā)揮東部地區(qū)的引領(lǐng)優(yōu)勢，在全社會倡導(dǎo)機(jī)會公平和教育公平，繼續(xù)提高優(yōu)質(zhì)教育資源的有效供給和均等分布；另一方面，也應(yīng)該減少其它非正式社會制度比如戶籍身份、方言、宗教信仰等對教育回報造成的影響，加強(qiáng)不同地區(qū)之間的社會認(rèn)同，提高外來移民的歸屬感和幸福感，促進(jìn)勞動力在城鄉(xiāng)和省際間的自由流動和有效配置。尤其是東部地區(qū)大城市間更應(yīng)該促進(jìn)高、低技能勞動力的互補(bǔ)和匹配，從而更好發(fā)揮人力資本外部性和技能互補(bǔ)性在城市間和城市內(nèi)部的促進(jìn)作用。

最后，由于不同地區(qū)的教育回報受到人情關(guān)系影響的程度和方式是不同的，因此不同地區(qū)應(yīng)有針對性地制定勞動力市場管理政策，特別是通過提高我國中西部地區(qū)的教育水平從而帶動我國整體教育回報和教育質(zhì)量的提升。具體而言，比如在中部，“送禮”會影響教育回報，特別是影響高教育水平的人。因此，一方面，應(yīng)使得中部地區(qū)健全市場機(jī)制，在人才引進(jìn)方面不應(yīng)該盲目，更多考慮是否與當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢相匹配，這樣才能因地制宜地提高教育回報。另一方面，高水平和高學(xué)歷人才引進(jìn)應(yīng)該強(qiáng)調(diào)公平公正、公開透明。而在西部，“送禮”影響所有人的收入而不影響教育回報，因此，政策導(dǎo)向一方面應(yīng)是增強(qiáng)制度環(huán)境的透明性、構(gòu)建有效的防范機(jī)制，杜絕腐敗等不良社會現(xiàn)象的發(fā)生，減少權(quán)力尋租的可能空間；另一方面，進(jìn)一步深化體制改革，提高勞動力市場化程度，改善復(fù)雜的人情社會關(guān)系對教育回報造成的結(jié)構(gòu)性扭曲。