孫晨冬

一、引言

自中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，高等教育的各項(xiàng)指標(biāo)急速向好攀升，高等教育事業(yè)蓬勃發(fā)展。1999年6月，以高校擴(kuò)招為主要手段的教育拓展政策正式推行，自此之后，中國(guó)的高等教育進(jìn)入了黃金發(fā)展時(shí)期，其規(guī)模不斷迅速擴(kuò)張。2018年，中國(guó)高校升學(xué)率上升至45.9%，高等教育招生規(guī)模相較擴(kuò)招政策實(shí)施前增長(zhǎng)了近七倍，毛升學(xué)率增長(zhǎng)了35.92%。簡(jiǎn)必希等(2013)認(rèn)為教育擴(kuò)展政策使得受教育機(jī)會(huì)在城鄉(xiāng)間的分配更加平等，教育回報(bào)率也于政策實(shí)施之后實(shí)現(xiàn)了大幅上漲。但與此同時(shí)，根據(jù)初帥等(2017)的實(shí)證研究，中國(guó)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率在城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間存在顯著差異，2016年中國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率為14.2%，農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率卻僅為10.3%。

可以預(yù)見(jiàn)，中國(guó)高等教育招生規(guī)模在最近一段時(shí)期內(nèi)不會(huì)縮減，甚至仍可能保持增長(zhǎng)趨勢(shì)。那么，因高校擴(kuò)招政策導(dǎo)致的勞動(dòng)力素質(zhì)的提升是否對(duì)城鄉(xiāng)居民的教育回報(bào)率造成了影響?如果有影響，是否在城鄉(xiāng)之間存在差異性特征?此外，教育拓展政策是否會(huì)在城鄉(xiāng)之間以及城鄉(xiāng)內(nèi)部拉大不同階層的收入差距，進(jìn)而促進(jìn)不同收入階層的分化?本文利用2015年和2013年CGSS微觀數(shù)據(jù)，以斷點(diǎn)回歸為分析工具，探討教育拓展政策對(duì)教育回報(bào)率與收入階層分化的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)在國(guó)家內(nèi)部經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和全球化競(jìng)爭(zhēng)的外部壓力下日趨完善，隨著勞動(dòng)者微觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的持續(xù)更新，越來(lái)越多的研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率整體上持續(xù)上升，大有不斷攀升的態(tài)勢(shì)，尤以城鎮(zhèn)地區(qū)最為顯著。Zhang J.等(2006)的研究結(jié)果顯示，在1988～2003年這段時(shí)期內(nèi)，中國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率從4.1%上升至10.3%。同時(shí)許多學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)者的教育回報(bào)率雖然相較之前有所上升，但明顯低于城鎮(zhèn)居民，長(zhǎng)期處于較低水平。曹黎娟等(2016)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動(dòng)者的教育回報(bào)率在1995～2012年雖有緩慢上升，但始終停留在5%左右，局部地區(qū)甚至只有2.7%。在關(guān)于教育回報(bào)率的經(jīng)驗(yàn)研究中，通行的做法是根據(jù)明瑟方程設(shè)定模型進(jìn)行估計(jì)，但從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來(lái)看，這種方法中普通最小二乘法的假設(shè)前提難以滿(mǎn)足，無(wú)法避免與受教育年限相關(guān)的其他解釋變量(如個(gè)人學(xué)習(xí)能力)對(duì)個(gè)人總收入的影響，從而帶來(lái)嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題。

Knight等(1983)對(duì)美國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，教育拓展政策對(duì)收入分配具有兩種效應(yīng):組成效應(yīng)和工資壓縮效應(yīng)。組成效應(yīng)是指接受高等教育的群體受教育擴(kuò)展的影響而不斷擴(kuò)大，勞動(dòng)者中的教育分配發(fā)生變化，從而加劇了收入不平等；工資壓縮效應(yīng)則是指在教育規(guī)模拓展的背景下，受教育程度較高的勞動(dòng)力市場(chǎng)上供給相對(duì)于需求不斷增加導(dǎo)致教育回報(bào)率降低的情況，該效應(yīng)對(duì)收入不平等現(xiàn)象有抑制作用。后續(xù)研究表明，工資壓縮效應(yīng)的影響更為持久，從長(zhǎng)期來(lái)看其作用會(huì)逐漸超過(guò)組成效應(yīng)，即教育規(guī)模拓展到一定程度之后會(huì)抑制收入不平等。上述研究大多使用宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，缺乏微觀基礎(chǔ)，存在明顯的不足——無(wú)法將微觀個(gè)體的受教育程度和收入不平等建立聯(lián)系，缺少微觀層面的解讀，故本文采用微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用來(lái)自中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)2013年度和2015年度的公開(kāi)數(shù)據(jù)，CGSS的調(diào)查內(nèi)容不僅包括家庭財(cái)務(wù)狀況和居住環(huán)境等家庭基本信息，還包括個(gè)體的年齡、性別、職業(yè)、收入水平、受教育水平等個(gè)人特征，因此這些數(shù)據(jù)能夠滿(mǎn)足本文的研究要求。在數(shù)據(jù)處理方面，考慮到高考考生的年齡以及關(guān)于小學(xué)適齡兒童入學(xué)的相關(guān)規(guī)定，本文在排除學(xué)生、離退休職工、失業(yè)人員和勞動(dòng)收入為0的樣本的基礎(chǔ)上，選取了高校擴(kuò)招政策實(shí)行前后十年的樣本數(shù)據(jù)。

(二)變量選擇與模型構(gòu)建

因?yàn)楦咝U(kuò)招政策的執(zhí)行相對(duì)于個(gè)人來(lái)說(shuō)是外生的，本文用該變量作為工具變量來(lái)識(shí)別高校擴(kuò)招對(duì)于幸福感的影響，因此，就本文來(lái)說(shuō)，驅(qū)動(dòng)變量是出生日期，處理效應(yīng)是勞動(dòng)者是否受到高校擴(kuò)招政策的影響，該效應(yīng)表現(xiàn)為個(gè)體受教育年限的變化。當(dāng)個(gè)體的出生日期超過(guò)臨界值時(shí)，便會(huì)受到高校擴(kuò)招的影響；并且高校擴(kuò)招又會(huì)影響因變量logwi。表1是本文斷點(diǎn)回歸的各要素。

表1 斷點(diǎn)回歸的各要素及內(nèi)容

續(xù)表

高校擴(kuò)招政策并不是強(qiáng)制執(zhí)行的法律文本，并且該政策的實(shí)施是“潤(rùn)物細(xì)無(wú)聲”的過(guò)程，達(dá)不到“一刀切”的效果，故本文采用模糊斷點(diǎn)回歸(Fuzzy RD)分析方法對(duì)教育回報(bào)率的相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行探究。在模糊斷點(diǎn)回歸模型中，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為實(shí)驗(yàn)的平均因果效應(yīng)如下:因變量logwi對(duì)驅(qū)動(dòng)變量的回歸在臨界值處之差除以處理效應(yīng)對(duì)驅(qū)動(dòng)變量的回歸在臨界值處之差，即:

為估計(jì)出此差值，我們可以按照工具變量法中兩階段最小二乘法(2SLS)的思路，將教育回報(bào)率斷點(diǎn)回歸模型設(shè)定如下:

從而教育收益率方程的結(jié)構(gòu)式形式為:

其中，h(·)、g(·)和f(·)是驅(qū)動(dòng)變量D(樣本的出生日期)在臨界值兩側(cè)的多項(xiàng)式模型，KZ表示是否受到高校擴(kuò)招政策影響的虛擬變量，若樣本個(gè)體出生于1981年9月1日之后，就將其定義為1，反之定義為0。

表2體現(xiàn)了模型中一些變量的數(shù)值特征，將受教育年限和工作年限結(jié)合起來(lái)看，農(nóng)村勞動(dòng)者的平均工作年限比城鎮(zhèn)勞動(dòng)者多而受教育年限比城鎮(zhèn)勞動(dòng)者少，說(shuō)明農(nóng)村勞動(dòng)者可能因?yàn)榻?jīng)濟(jì)拮據(jù)或其他特殊原因更早放棄了學(xué)業(yè)開(kāi)始工作，受教育年限的數(shù)值則說(shuō)明城鎮(zhèn)勞動(dòng)者大部分都讀過(guò)高中，而農(nóng)村勞動(dòng)者大部分只完成了義務(wù)教育。從其余變量來(lái)看，城鄉(xiāng)勞動(dòng)者中性別為男性、從事非農(nóng)行業(yè)、婚姻狀況為已婚以及健康狀況良好的勞動(dòng)者比例更大。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)城鄉(xiāng)教育回報(bào)率差異的斷點(diǎn)回歸分析

表3分別展示了基于城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)和農(nóng)村居民數(shù)據(jù)的模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果。從表中可以看到，是否在模型中放入驅(qū)動(dòng)變量的平方項(xiàng)及控制變量對(duì)回歸結(jié)果存在很大的影響，在加入這些不可忽略的因素之后，回歸系數(shù)相較之前出現(xiàn)了一定程度的波動(dòng)。模型一在對(duì)收入變量進(jìn)行CPI平減的基礎(chǔ)上估計(jì)了高校擴(kuò)招政策對(duì)適齡勞動(dòng)者全年總收入的影響程度，從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招政策起碼在0.05的顯著性水平上于城鄉(xiāng)兩個(gè)層面顯著增加了勞動(dòng)者的全年收入。從回歸系數(shù)的數(shù)值來(lái)看，城鎮(zhèn)居民的回歸系數(shù)較大，說(shuō)明在同樣受到高校擴(kuò)招政策影響的情形下，城鎮(zhèn)勞動(dòng)者收入的增長(zhǎng)幅度更大。

表3 模糊斷點(diǎn)回歸(Fuzzy RD)估計(jì)結(jié)果

模型二探究了教育拓展政策對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)者受教育年限的影響，在婚姻狀況等變量保持不變的情況下，教育拓展政策會(huì)使城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的受教育年限平均提高0.742年，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)者受教育年限的影響是平均提升0.703年，并且經(jīng)過(guò)顯著性檢驗(yàn)之后，可以發(fā)現(xiàn)高校擴(kuò)招政策同時(shí)顯著提高了城鄉(xiāng)居民受教育年限，但使得城鎮(zhèn)居民相較于農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)更可能接受高等教育。

模型三是工具變量回歸方程，通過(guò)模糊斷點(diǎn)回歸(Fuzzy RD)探究了居民受教育年限對(duì)其全年總收入的影響效應(yīng)，從而得出排除內(nèi)生性問(wèn)題后城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的相關(guān)數(shù)據(jù)?；貧w結(jié)果表明，在婚姻狀況等控制變量保持不變的情況下，城鎮(zhèn)居民的受教育年限每增加1年，其全年總收入將增加12.4%，也就是說(shuō)城鎮(zhèn)居民的教育回報(bào)率為12.4%，用同樣的方法可以得到農(nóng)村居民的教育回報(bào)率為10.7%，兩者存在顯著差異。

(二)不同收入階層教育回報(bào)率差異的斷點(diǎn)回歸分析

表4是城鄉(xiāng)不同收入群體的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)教育拓展這一政策變量在城鄉(xiāng)、收入階層這兩個(gè)維度上對(duì)教育回報(bào)率的影響均存在十分顯著的差異。在符合顯著性要求的前提下，城鎮(zhèn)低收入群體、農(nóng)村高收入群體和城鎮(zhèn)高收入群體的教育回報(bào)率分別為5.4%、6.9%和4.1%。從以上數(shù)據(jù)來(lái)看，在城鎮(zhèn)居民內(nèi)部，高收入階層的教育回報(bào)率顯著低于低收入階層，教育回報(bào)率存在趨同趨勢(shì)，受教育年限對(duì)居民總收入的邊際效用遞減，其中很重要的因素是城鎮(zhèn)居民的受教育程度已進(jìn)入較為先進(jìn)的階段，并且其全年總收入基數(shù)較大。在農(nóng)村居民內(nèi)部，受教育年限的提高對(duì)高收入群體的收入具有顯著正向影響，而對(duì)低收入群體收入的影響不顯著，說(shuō)明高校擴(kuò)招政策在農(nóng)村的受益者大多為高收入群體，存在潛在的“馬太效應(yīng)”。

表4 城鄉(xiāng)不同收入階層模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

如果控制變量不連續(xù)的話，處理效應(yīng)所導(dǎo)致的跳躍可能是因?yàn)榭刂谱兞?，而非?qū)動(dòng)變量。所以首先對(duì)婚姻狀況、健康程度及所在行業(yè)等控制變量進(jìn)行連續(xù)性檢驗(yàn)，若符合要求，則除受教育年限以外，所有的控制變量在驅(qū)動(dòng)變量的臨界值兩側(cè)應(yīng)該是連續(xù)的，由此本文得出如表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果。

表5 控制變量連續(xù)性檢驗(yàn)結(jié)果

表5展示了婚姻狀況、健康程度、地區(qū)及所在行業(yè)等控制變量的連續(xù)性檢驗(yàn)結(jié)果，由最后一列估計(jì)結(jié)果可以看出，所有的控制變量都符合要求，滿(mǎn)足連續(xù)性假定。

Li H等(2015)提出了模糊斷點(diǎn)回歸的帶寬估計(jì)方法，據(jù)此根據(jù)不同的準(zhǔn)則進(jìn)行不同帶寬下的模糊斷點(diǎn)回歸，回歸結(jié)果如表6所示。

表6 不同標(biāo)準(zhǔn)、不同帶寬下的模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果

從表6中可以看出，在IK準(zhǔn)則下，農(nóng)村勞動(dòng)者和城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率分別是12.1%、15.2%，后者大于前者；在CV準(zhǔn)則下，農(nóng)村勞動(dòng)者的教育回報(bào)率是11.4%，城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率為13.7%，后者大于前者。在不同準(zhǔn)則之下得到的回歸結(jié)果均表明城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率大于農(nóng)村勞動(dòng)者，所以上文中斷點(diǎn)回歸的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

六、結(jié)論及政策建議

回歸結(jié)果表明:一是教育拓展政策會(huì)使城鄉(xiāng)勞動(dòng)者更易于接受教育，能夠顯著提高勞動(dòng)者的受教育年限，但城鎮(zhèn)居民相較于農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)接受高等教育的機(jī)會(huì)更大；二是城鄉(xiāng)勞動(dòng)者的教育回報(bào)率確實(shí)存在明顯的差異，在城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展的同時(shí)，城鎮(zhèn)勞動(dòng)者得到的報(bào)酬也水漲船高，而鄉(xiāng)村振興的愿景仍在建設(shè)之中，農(nóng)村勞動(dòng)者的教育回報(bào)率顯著低于城鎮(zhèn)勞動(dòng)者；三是教育拓展政策促進(jìn)了城鄉(xiāng)內(nèi)部不同收入階層的分化，雖然該政策在城鎮(zhèn)居民中縮小了高收入群體和低收入群體之間教育收益率的差異，但在居民的受教育年限和收入方面卻將兩個(gè)群體之間的差距拉大。在農(nóng)村居民內(nèi)部，高校擴(kuò)招政策將高收入群體和低收入群體受教育程度的差距進(jìn)一步拉大，使得農(nóng)村勞動(dòng)者的受教育程度出現(xiàn)相對(duì)下降趨勢(shì)，而且受教育年限的提高對(duì)農(nóng)村低收入群體收入提高的影響不顯著，該政策有可能引起“馬太效應(yīng)”。

教育拓展政策增加了勞動(dòng)者接受高等教育的機(jī)會(huì)，對(duì)中國(guó)勞動(dòng)者的收入水平產(chǎn)生了普遍的正向影響，但值得注意的是，該政策在城鄉(xiāng)之間、城鄉(xiāng)內(nèi)部不同收入群體之間產(chǎn)生的效應(yīng)存在明顯的差異，農(nóng)村居民、低收入群體難以獲得優(yōu)質(zhì)的教育資源，使得接受高等教育的機(jī)會(huì)被城鎮(zhèn)居民、高收入群體擠占。這應(yīng)當(dāng)引起政策制定者的高度重視，在大力發(fā)展高等教育的同時(shí)，應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注并著力解決城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的差異和受教育機(jī)會(huì)分配不公導(dǎo)致的收入階層分化問(wèn)題。