高校擴招降低了大學畢業(yè)生的幸福感嗎？*

馬汴京

(浙江財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018)

高校擴招降低了大學畢業(yè)生的幸福感嗎？*

馬汴京

(浙江財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018)

高校擴招政策的沖擊遠超出了勞動力市場，我們應以更廣闊的視角來綜合評估其對大學畢業(yè)生福祉的影響。文章利用中國綜合社會調查數(shù)據(jù)，基于“局部干預效應”概念框架，識別出教育成就受擴招政策差異化影響的不同群體，然后運用雙重差分法定量評估了擴招政策對他們幸福感的異質性干預效應。研究表明：(1)招生規(guī)模激增削弱了那些即使沒有發(fā)生擴招也能繼續(xù)深造者在勞動力、婚姻等市場上的競爭優(yōu)勢，從而降低了他們的幸福感。(2)那些受益于擴招政策而有機會接受大學教育的人，由于大學生活和畢業(yè)前景與他們之前所想象的落差較大，其幸福感并未因此而提高。在我國高等教育發(fā)展從數(shù)量擴張階段向質量提升階段轉型之時，文章從主觀福利視角為家庭如何進行教育投資提供了參考，也為政府部門如何應對擴招政策的負面影響提供了決策依據(jù)。

高校擴招；異質性；局部干預效應；幸福感

一、引 言

高校擴招作為我國高等教育體制的重大變革，卻對勞動力市場乃至整個中國社會都產(chǎn)生了深遠的影響，這需要我們以更廣闊的視角來檢討擴招政策的得失?，F(xiàn)有研究主要集中在擴招政策對大學畢業(yè)生就業(yè)狀況(吳要武和趙泉，2010；邢春冰和李實，2011；常進雄和項俊夫，2013；蔡海靜和馬汴京，2015)以及大學教育回報率(徐舒，2010；許玲麗等，2012；簡必希和寧光杰，2013；Hu 和 Hibel，2014；馬汴京等，2016)的影響上。然而，大學教育不僅是個人改善就業(yè)和增加收入的重要通道(Berker, 1993)，也在擇偶婚配、人際交往和社會分層中扮演著關鍵角色(Chen, 2012；劉精明，2014)。于是，對擴招政策的得失進行全面而準確的評估，應跳出其對大學畢業(yè)生就業(yè)或收入效應的窠臼，更應考慮擴招政策對他們的總體福利水平——幸福感的綜合影響。

擴招政策對我國大學畢業(yè)生幸福感的影響可能存在異質性效應，并不是所有大學畢業(yè)生都是擴招政策的受益者。一方面，錄取門檻的下降使原本升學希望渺茫的人也有機會接受高等教育，這理應會提升他們的幸福感(Chen, 2012)。另一方面，擴招政策實施后，短時期內高學歷者比例激增，不可避免地稀釋了大學文憑作為能力信號的“含金量”以及其他附加社會價值(Downey，1995)，從而降低了那些即使未發(fā)生擴招也能繼續(xù)深造者的幸福感。利用中國社會綜合調查數(shù)據(jù)(CGSS)，本文致力于回答以下問題：(1)擴招政策如何影響了不同人群的教育成就？(2)那些因趕上擴招政策而接受大學教育的人，是否因此增進了幸福感？(3)對于那些即使未發(fā)生擴招也能繼續(xù)深造的人，擴招是否降低了他們的幸福感？

本文首先考察了擴招政策對不同人群教育成就的差異化影響?，F(xiàn)有研究通常隱含如下假定：擴招政策對所有人的教育成就的影響都是同質的。但高校錄取門檻的下降顯然并未均勻地惠及每個考生，受益最多的是成績中等、本來無緣大學的高中畢業(yè)生。這意味著擴招政策實施前后大學畢業(yè)生群體的內部能力構成發(fā)生了明顯的動態(tài)調整(Meng等, 2013)。如果忽略了上述能力變動因素，顯然難以科學而準確地評估高校擴招政策的得失(邢春冰和李實，2011)。在“反事實”視角下，我們根據(jù)家庭社會經(jīng)濟背景等一系列可觀測變量，估算出個體在擴招政策實施前后兩種大學教育機會的潛在傾向得分(potentialpropensityscore)。對個人而言，擴招政策具有鮮明的“自然實驗”性質。那么，我們就可以在“局部干預效應”(localaveragetreatmenteffect,LATE)這一概念框架下(Imbens 和 Angrist, 1994)，通過比較擴招政策實施前后這兩種潛在傾向得分的變動，將所有高中或以上學歷觀測值劃分為三類：(1)即使發(fā)生擴招也難以考上大學者(從未參與者，never-takers)；(2)擴招前不能升學而擴招后卻能被大學錄取者(遵從者，compliers)；(3)即使未趕上擴招也能繼續(xù)升學深造者(始終參與者，always-takers)。研究表明，第二類畢業(yè)生(遵從者)，在擴招前后樣本中大約都占了1/5。

接下來，借鑒雙重差分方法(DID)思想，我們考察了擴招對上述三類群體幸福感影響的異質性效應?？傮w而言，高校擴招對大學畢業(yè)生的幸福感有著負面影響。擴招后大學畢業(yè)生人數(shù)激增，削弱了“始終參與者”在勞動力市場和婚姻市場上的競爭優(yōu)勢，顯著地降低了他們的幸福感。本文更重要的發(fā)現(xiàn)是，那些因高校降低錄取門檻才得以接受大學教育的人，其幸福感并未因此而提高。居高不下的學生教師比、擁擠不堪的高校公共設施導致了糟糕的大學體驗，以及畢業(yè)后必須直面的“招工難、起薪低”等就業(yè)困境，使大學教育對“遵從者”的幸福感的正面效應大打折扣。考慮到地區(qū)間大學生就業(yè)狀況以及生活成本可能存在的系統(tǒng)性差異，我們還控制了通貨膨脹率、失業(yè)率、地區(qū)人均GDP、經(jīng)濟開放度等一系列影響勞動力需求或生活成本的宏觀變量。即使同時放入了收入水平、就業(yè)狀況、婚姻狀況以及健康狀況等個人社會經(jīng)濟特征后，高校擴招仍顯著降低了“始終參與者”的幸福感，且對“遵從者”有著不顯著的負面影響。這在一定程度上意味著本文的研究結論是穩(wěn)健的。

現(xiàn)有文獻中與本文最相關的是Hu(2015)的研究。利用CGSS城市調查數(shù)據(jù)，該文認為擴招政策實施后大學教育對個人幸福感的正面效應減小，且異質性明顯增大。不過，他并沒有區(qū)分教育成就受到擴招政策差異化影響的不同人群，也未涉及擴招政策對這些群體幸福感影響的異質性效應。在另外一項研究中，Choi(2015)利用“局部干預效應”的概念框架，在個體層面識別出韓國高校擴招政策的“遵從者”等，并評估了擴招政策對教育回報率的沖擊。基于類似的分析框架，有研究分別考察了高校擴招政策對中國大學畢業(yè)生就業(yè)(蔡海靜和馬汴京，2015)和大學教育回報率(馬汴京等，2016)的異質性干預效應。*通常無法從個體層面上識別“遵從者”(Angrist 和 Pischke, 2009)，但本文利用擴招前后兩組信息進行嘗試。然而，上述基于“局部干預效應”概念框架的文獻都聚焦于勞動力市場，都未進一步探究擴招政策對大學畢業(yè)生綜合福祉的影響。主觀福利水平作為綜合評價指標，已經(jīng)成為衡量公共政策成敗的重要標準(Frey 和 Stutzer, 2002)，因此很有必要據(jù)此對擴招政策的實施績效進行綜合評估。在我國高等教育發(fā)展從數(shù)量擴張階段向質量提升階段轉型之時，本研究的社會經(jīng)濟意義較為明顯，主要體現(xiàn)在兩個方面：一是在給定擴招政策實施現(xiàn)狀的情況下，從主觀福利視角入手，為個體家庭如何進行教育投資提供參考；二是為相關政府部門出臺政策以緩解擴招政策實施后的負面效應提供依據(jù)。

二、模型與方法

如果將高校擴招視為一場自然實驗，那么高中畢業(yè)或最后一次參加高考時間(后文簡稱為“高考時間”)為1999年及以后的樣本可視為處理組(D=1)，之前的個體則為對照組(D=0)。同時，使用虛擬變量College識別個體是否接受了大學教育：Collegei=1代表接受了大學教育，否則Collegei=0。*本文樣本中剔除了在校大學生和肄業(yè)者，文中所有被大學錄取者都順利畢業(yè)，因此被大學錄取者、考上大學者與大學畢業(yè)生是等同的；升學結果與教育成就的含義也相同，在文中交替使用。College1i代表擴招后的個體潛在教育成就，College0i代表擴招前的個體潛在教育成就。于是，現(xiàn)實中觀測到的個體教育成就為：

Collegei=College0i+di(College1i-College0i)

(1)

只有一部分個體的教育成就可能受到擴招政策的影響。有必要根據(jù)個體升學結果以及擴招政策對其變動的異質性影響，在“局部干預效應”概念框架下(LATE)將所有觀測值劃分為從未參與者、遵從者、始終參與者與抵制者(擴招前考上大學但擴招后沒考上者，defiers)。*LATE概念框架的具體闡述與推導請參考Imbens 和 Angrist(1994)或 Angrist 和 Pischke(2009)。為了保障單調性假設(monocityassumption)，即個體升學機會不會因擴招而下降，本文假定不存在抵制者。事實上，樣本中也不存在這些人。表1的B部分比較了高校擴招前后，所有已從高中畢業(yè)個體的潛在升學結果。

上述三類群體的識別，同時需要擴招政策實施前后個體層面的College0i與College1i兩期信息，其中一期為觀測不到的反事實。而構建反事實結果需要滿足單調性假設和可忽略性假設(ignorabilityassumption)。前者保障個體教育成就不會因錄取門檻下降而降低，后者意味著我們可以通過可觀測變量得出潛在的大學教育機會得分的無偏估計。*當學術能力等不可觀測因素影響教育成就時，可忽略假設可能難以保障，詳見本文“結果與解釋”中的“進一步討論”部分。在單調性假設下，擴招前入學的大學畢業(yè)生是“始終參與者”，擴招后仍未被大學錄取者為“從未參與者”。

表1 反事實與“局部干預效應”概念框架

本文通過兩個步驟予以識別。第一步，分別估算擴招前后個體被大學錄取的潛在概率(potentialpropensityscore)。依據(jù)一系列可觀測變量，分別估算出對照組擴招政策實施前與處理組擴招政策實施后接受大學教育的概率，可獲得真實狀態(tài)下個體被大學錄取的傾向得分。借鑒Oaxaca-Blinder分解概念框架，將分別從對照組與處理組樣本中估計出的兩組影響教育成就的變量系數(shù)互換，即可計算出反事實狀態(tài)下個體被大學錄取的傾向得分：

Pr(college=1|X,d=1)d=0=F(βd=1X)
Pr(college=1|X,d=0)d=1=F(βd=0X)

(2)

其中，di用于區(qū)分觀測值i是否親歷大學擴招；X是向量，包含了影響被大學錄取的個人和家庭社會經(jīng)濟特征。下標d與Pr(·)中的d取值不一致，意味著這是其反事實狀態(tài)下的被大學錄取的傾向得分。為了保障結論的穩(wěn)健性，本文將同時報告應用二元因變量模型(logit)和線性概率模型(OLS)兩種方法的估計結果。

第二步，針對每個觀察值設定Bernoulli方程，將該傾向得分作為其中的概率參數(shù)p值。根據(jù)Bernoulli方程一次性隨機生成的結果，確定個體擴招前后兩種潛在狀態(tài)的教育成就。按照表1給出的分組原則，可將樣本劃分為三類人。需要指出的是，要想獲得潛在教育成就的穩(wěn)健性結果，有必要借助Bernoulli方程反復隨機生成。對每批隨機生成后的個體教育成就，利用式(3)予以估計：

(3)

其中，Happyi代表個體i幸福感程度，具體定義見變量和數(shù)據(jù)部分。C代表觀測值是否接受大學教育(College)。Cc和Ca分別代表“遵從者”和“始終參與者”。di=1表示親歷了高校擴招政策的實施。W是向量，包括性別、民族、年齡等影響幸福感的個體特征，以及人均GDP、GDP增長率、第三產(chǎn)業(yè)占比、進出口總額與GDP之比等影響幸福感的宏觀因素。δ1和δ2指的是，若不存在擴招，與“從未參與者”相比，“遵從者”和“始終參與者”的幸福感水平是否更高；θ則表示“從未參與者”因擴招導致的幸福感變動。兩個交互項的系數(shù)γ1和γ2指的是，與擴招政策實施前相比，“遵從者”或“始終參與者”幸福感的變化。顯然，γ1和γ2反映了擴招政策對個體幸福感的差異化影響。γ1是本文關注的重點，因為它度量的是那些擴招政策的目標人群(因錄取門檻降低而接受高等教育的人)是否因此而更幸福。

最后，將多次估計出的參數(shù)(b)和標準誤(se(b))，借鑒多重插補(multipleimputation)的思想(Rubin, 2004)，我們按照下式取平均值：

(4)

本文最為關注的是，那些由于因趕上擴招政策而獲得大學文憑的人，能否因此增進了幸福感。我們主要借鑒雙重差分(DID)的思想來實現(xiàn)這一核心目標。

需要說明的是，本文借鑒Ferrer-i-Carbonell和Frijters (2004)的做法，使用最小二乘法估計高校擴招對大學畢業(yè)生幸福感影響的異質性效應。

三、變量與數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)主要來自中國人民大學社會學系與香港科技大學社會調查中心合作的中國綜合社會調查項目(ChinaGeneralSocialSurvey,CGSS)。該調查已經(jīng)進行了6次。在已發(fā)布的歷年數(shù)據(jù)中，僅有2006年和2008年兩期調查中包含了本文研究所需的關鍵變量，故本文將樣本限制在CGSS2006和CGSS2008。包含了除西藏、青海及港澳臺地區(qū)之外的145個地級以上城市，共16 000名個體觀測值。本文所涉及的宏觀數(shù)據(jù)來自2006年和2008年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

本文將高中學歷被訪者的高中畢業(yè)時間設定為其(可能)參加高考的時間，將大專學歷或本科學歷個體畢業(yè)時間分別減去3年或4年，得出其最后一次高考時間。為了盡可能地增大樣本容量，我們將1999-2004年最后一次參加高考的個體歸為教育成就可能受擴招政策影響的處理組(D=1)，將1991-1998年參加高考的個體視為不受影響的對照組(D=0)。為了增強可比性，我們剔除了職業(yè)高中和成人高等學歷的樣本，僅保留正規(guī)教育學歷的觀測值；同時也剔除了在校大學生樣本。最后得到有效樣本1 123個，其中擴招前后樣本量分別為539與584。雖然樣本量不算很大，但由于采取了前文所述的抽樣技術，使得本文用于定量分析的觀測值遍及我國29個省級行政區(qū)145個地級以上城市，因此本文的樣本具有相當?shù)拇硇浴?/p>

表2 擴招前后高考前定變量比較(%)

表2主要報告了高考前的家庭社會經(jīng)濟變量和個體人口學特征。根據(jù)經(jīng)濟學和社會學的相關理論，以及我國轉型時期的具體國情，本文總結的影響個人教育成就的主要因素為性別、是否為獨生子女、是否就讀重點高中、父母受教育水平、高考前父母職業(yè)和戶籍狀況等。我們根據(jù)CGSS提供的14歲或18歲時父母職業(yè)信息，參考李春玲(2010)的方法，將父母職業(yè)合并為管理人員等六類。同時，本文將父母受教育水平分為小學或以下、初中等四類。受限于樣本量，本文沒有將大學學歷細分為本科與?？啤Ｐ洗罕屠顚?2011)對2000年全國普查數(shù)據(jù)和2005年1%抽樣數(shù)據(jù)的分析表明，擴招發(fā)生前后，高中畢業(yè)生在進行升學和就業(yè)選擇時，并不受大專選項的影響。因此本文將本科和?？坪喜⒎治?，統(tǒng)稱為大學。

在進行雙重差分分析時，本文的因變量Happyi是第i個被調查者的主觀幸福感。CGSS2008調查的問題是“整體而言，您覺得您快不快樂？”，1表示最快樂，5表示最不快樂?？梢哉J為，CGSS2008中快樂的概念與之前調查中的幸福具有可比性。為了便于解釋與分析結果，本文用6減去調查值得到Happyi的值。于是，文中5代表受訪者最幸福，1表示受訪者最不幸福。

四、結果與解釋

(一)初步結果分析

按照Angrist 和 Pichke(2009)給出的原則，本文根據(jù)各自與教育成就變量的關系，將影響個體幸福感的因素大致概括為三類：第一類是可能作用于教育成就的因素，如性別、年齡、民族等個體變量。若未能將其有效控制，將會產(chǎn)生遺漏變量偏誤(omittedvariablebias)。第二類是跟個人教育成就沒有關系的變量，如失業(yè)率、通貨膨脹率、GDP增長率、人均GDP水平、第三產(chǎn)業(yè)比例和對外開放度等宏觀經(jīng)濟形勢變量，對其控制與否并不影響估計結果的無偏性和一致性。第三類是自身也可能受個人教育成就影響的因素，如婚姻狀況、就業(yè)狀態(tài)和健康水平等社會經(jīng)濟變量及人口學特征，引入這些結果變量(outcomevariable)反而會導致教育成就變量的系數(shù)產(chǎn)生估計偏誤(badcontrols)。其中，個人收入在很大程度上由教育成就決定，理應是第三類變量，但由于其在幸福感決定因素中的特殊地位(Frey 和 Stutzer，2002)，本文對其進行單獨討論。由于本文使用的是CGSS2006和CGSS2008兩期混合橫截面樣本，因此本文設置了2008年虛擬變量，以控制兩期觀測值之間可能遭受的宏觀沖擊。

表3 能力同質假設下擴招政策對大學生幸福感的影響

注：經(jīng)過省級行政區(qū)cluster調整后的標準誤報告在括號內；每列結果都包含了常數(shù)項，為了節(jié)省篇幅，沒有報告。工作狀況分為在職、失業(yè)和退出勞動力市場，對照組為在職；健康狀況包括不健康、一般健康、比較健康和非常健康，對照組為一般健康；其聯(lián)合顯著性水平對應的p值報告在中括號內。*、**和***分別代表在10%、5%和1%水平上顯著。

表3的列(1)-列(5)給出了個體能力同質假設下擴招政策的實施對大學畢業(yè)生幸福感的影響。其中，列(1)的回歸結果控制了前文所述的第一和第二類變量，列(3)在此基礎上新增了第三類變量。列(2)與列(4)分別在列(1)和列(3)的基礎上添加了個人收入變量。從列(1)回歸結果中擴招與大學學歷的交互項系數(shù)看，在能力同質前提下，擴招政策的實施對大學畢業(yè)生幸福感的影響顯著為負(p<0.01)。在控制個人收入變量后，列(2)結果中擴招政策與大學學歷的交互項系數(shù)及其顯著性水平均沒有發(fā)生明顯變動。這意味著除了通過作用于收入水平渠道，擴招政策的實施對個人幸福感仍然有著獨立而顯著的負面效應。列(3)和列(4)的結果顯示，在控制了第三類變量后，擴招政策對大學畢業(yè)生幸福感的負面影響程度和顯著性水平都明顯降低(p=0.097)，同時考慮到收入效應后，其負面效應甚至未通過顯著性為10%的統(tǒng)計檢驗。

如前述及，伴隨著高校擴招，高中文憑者、大學畢業(yè)生及其內部之間，其能力分布都發(fā)生了劇烈的動態(tài)調整。關于高校擴招影響大學畢業(yè)生幸福感的精準估計，則需要借助其他方法。

(二)大學教育機會傾向得分與潛在升學結果

根據(jù)家庭社會經(jīng)濟因素和人口學特征變量(見表2)，本文分別使用線性概率模型和logit模型估算擴招政策實施前后個體被大學錄取的傾向得分。

表4報告了擴招前后個體教育成就影響因素的估計結果。本文遴選這些影響因素的原則是：在以是否親歷擴招為界的處理組與干預組內部，某變量在任一組樣本中顯著即可保留。為了刻畫個人能力、家庭社會地位、戶籍狀況等對個人教育成就的影響，本文控制了父母受教育水平、父親單位性質、父親是否為城鎮(zhèn)戶籍等一系列變量。本文也嘗試生成父母最高教育水平變量以預測個體教育成就，但其擬合效果不及母親教育水平變量。此外，我們還以農民作為對照組，設置了高考前父親職業(yè)這一虛擬變量。在控制母親教育背景變量后，各父親職業(yè)虛擬變量均未通過顯著性水平為10%的統(tǒng)計檢驗，且其F聯(lián)合檢驗也不顯著(p>0.4)。我國高考招生是以省級行政區(qū)為基本單位進行的，且各地錄取率存在巨大差異(楊東平等，2006)；遺憾的是，CGSS數(shù)據(jù)并未提供被訪者高考所在地的省份信息?？紤]到北京、上海等直轄市集中了我國大量的高等教育資源，本文設置了父親是否為直轄市城鎮(zhèn)戶口虛擬變量。*我們同時設置了母親戶籍是否為直轄市城鎮(zhèn)戶口虛擬變量，結果與父親是否為直轄市戶籍虛擬變量沒有明顯差別。

表4 擴招前后高中畢業(yè)生升學機會的影響因素比較

注：父母親職業(yè)變量和父親教育水平變量均未通過統(tǒng)計檢驗，限于篇幅，沒有報告；其他同表3；本表與馬汴京等(2016)中的表5相同。

借鑒已有研究，本文還控制了是否為獨生子女(邢春冰和李實，2011)、是否畢業(yè)于重點高中(王威海和顧源，2012)這兩個虛擬變量。限于樣本總量并考慮到統(tǒng)計效力，本文在估算高等教育傾向得分時沒有區(qū)分性別。但為了盡可能刻畫高校擴招對男女之間大學入學機會變動的差異化影響，本文嘗試控制了性別與其他一系列變量的交互項。結果顯示，可能是因為多重共線性，單個交互項均未通過顯著性為10%的統(tǒng)計檢驗，僅有女性與獨生子女交互項、女性與城鎮(zhèn)戶籍交互項聯(lián)合顯著。*遴選聯(lián)合顯著交互項變量的原則是：對女性與獨生子女、女性與高考時城鎮(zhèn)戶籍、女性與重點高中、女性與父親為直轄市城鎮(zhèn)戶口，兩兩進行F聯(lián)合檢驗，對應的p值小于0.05即可保留。在此基礎上增加第三個，聯(lián)合檢驗對應的p值小于0.05也可保留。

圖1和圖2 比較了以高校擴招政策作為干預效應變量(treatmenteffectvariable)，個體在真實狀態(tài)與反事實狀態(tài)下接受大學教育機會傾向得分的核密度分布圖。無論采用線性概率模型還是logit模型進行預測，高校擴招前，只有少數(shù)人高中畢業(yè)后可以升入大學(均值為0.46)；與此形成鮮明對比的是，高校擴招后，大部分人高中畢業(yè)后可以繼續(xù)升學深造(均值為0.63)。本文將使用logit模型得出的大學入學機會傾向得分識別受擴招政策差異化影響的不同群體。

圖1 擴招前后個體升學概率對比(logit) 圖2 擴招前后個體升學概率對比(OLS)

利用估算出的個體大學教育機會傾向得分，本文運用前文所述的方法構造干預變量并觀測其值后進行分組。為了保障單調性假設，我們將所有高校擴招前已就讀大學的人都劃分到始終參與組(always-takers)，將擴招后仍未接受高等教育的人劃分到從未參與組(never-takers)。

表5報告了教育成就受擴招政策差異化影響的三類群體。一方面，無論采取logit模型還是OLS模型預測大學教育傾向得分，都不會影響分組結果；另一方面，三組人群分布在擴招政策實施前后保持了相當程度的一致性。本文最為關注的“遵從者”，即可能因高校降低錄取門檻而得以就讀大學者，大約占擴招政策實施前樣本的1/5。這意味著，這些人高考時若趕上擴招，是可以繼續(xù)升學的。擴招后樣本中遵從者比例也大約為1/5，這些人確實因趕上擴招而接受了大學教育。這與擴招政策實施前后高校錄取率變動幅度大致相當，也在一定程度上佐證了本文關于個體教育成就識別方法的合理性。

表5 教育成就受擴招政策差異化影響的三類群體(%)

(三)高校擴招對大學畢業(yè)生幸福感影響的異質性效應

表6給出了基于logit概率模型估算出的個體大學教育機會傾向得分，以及擴招政策的實施對大學畢業(yè)生幸福感的異質性影響。列(1)的回歸結果中控制了性別、年齡、民族等可能對個人教育成就和幸福感都產(chǎn)生影響的第一類控制變量，以及通貨膨脹率、失業(yè)率等與個人教育成就無關但影響幸福感的第二類控制變量。與列(1)相比，列(3)新增了第三類控制變量，即婚姻狀況、健康程度、工作狀況等受教育成就影響的社會經(jīng)濟變量及人口學特征。而列(2)和列(4)則在列(1)和列(3)的基礎上，分別報告了控制了大學教育收入效應后的估計結果。

出乎意料的是，那些因高校錄取門檻下降而獲得高等教育機會的人，其幸福感并未因此而提高?！白駨恼摺碧摂M變量與擴招政策變量交互項系數(shù)為負，但未通過顯著性水平為10%的統(tǒng)計檢驗。招生規(guī)模高歌猛進的背后，大多數(shù)高校尤其是非重點大學，普遍面臨著學生教師比長期居高不下，以及圖書館、體育場館等各種設施擁擠不堪等困境(楊東平，2006)。根據(jù)理性選擇理論，是否就讀大學應是權衡利弊后的人力資本投資決策(Becker, 1993)。于是，對大學生活準備比較充足的考生會從高等教育中受益更多(Carneiro等, 2011)?！白駨恼摺贝蠖嗍潜緛頍o緣大學的成績中等的高中畢業(yè)生，對“喜從天降”的大學教育機會往往準備不夠充分(Hu，2015)。大學生活的實際情況與他們之前對高等學府的“象牙塔”式浪漫想象之間存在落差。這不僅惡化了他們的大學體驗，也嚴重影響了大學生培養(yǎng)質量。更為糟糕的是，擴招后高學歷勞動者供應量相對充足和培養(yǎng)質量的縮水(楊東平，2006)，加上錄取門檻降低帶來的畢業(yè)生平均能力下降等因素(Meng等，2013)，導致這些“遵從者”畢業(yè)后面臨著嚴峻的就業(yè)壓力，不少人甚至需要家庭的接濟(邢春冰和李實，2011)。*年輕人“啃老”的前提是其家庭經(jīng)濟情況較好。而隨著大學學費迅速上漲，因學致貧或返貧現(xiàn)象屢現(xiàn)報端。另外，人們心理上通常將考上大學等成就視為自身努力的結果，而往往把婚姻、擇業(yè)等方面遭遇的挫折歸咎于高校擴招等外部環(huán)境因素(Ryan 和 Siebens, 2012)。同時，人們通常傾向于在相近階層內(與“始終參與者”)橫向比較，而對與自身之前相比的縱向進步則缺乏應有的內省(Dolan等, 2008；邱夏和陳惠雄，2014)。對“遵從者”而言，上述因素都會在不同程度上弱化大學教育對其幸福感的正面效應。

高校擴招對大學畢業(yè)生幸福感的影響主要體現(xiàn)在非物質收益方面。之前有研究評估了高校擴招對勞動力市場的沖擊：在就業(yè)方面，發(fā)現(xiàn)高校擴招并沒有削弱“始終參與者”的就業(yè)優(yōu)勢且提高了“遵從者”獲得初職的競爭力(蔡海靜和馬汴京，2015)；在大學教育回報率方面，則發(fā)現(xiàn)高校擴招后“始終參與者”繼續(xù)保持了領先的收入優(yōu)勢，“遵從者”則因就讀大學獲得優(yōu)厚的收入回報(馬汴京等，2016)。表6控制了收入水平和工作狀況變量后，發(fā)現(xiàn)高校擴招對大學畢業(yè)生幸福感仍存在負面效應。這意味著，高校擴招給大學畢業(yè)生幸福感造成的負面影響，主要體現(xiàn)在擇偶婚配、社會分層等非物質收益方面。

列(5)和列(6)分別報告了男女分樣本回歸結果。我們按性別將全部觀測值細分為兩個子樣本分別進行回歸，進一步考察擴招政策對大學畢業(yè)生幸福感的異質性效應在性別間是否存在明顯差異。從交互項系數(shù)看，擴招政策對“始終參與者”幸福感的負面效應沒有呈現(xiàn)出明顯的性別差異，但各子樣本回歸系數(shù)都明顯高于全樣本回歸系數(shù)。對“遵從者”與擴招政策交互項而言，男性樣本的回歸系數(shù)明顯高于全樣本系數(shù)，但前者仍未通過顯著性為10%的統(tǒng)計檢驗。

(四)進一步討論

本文利用家庭背景變量和個體人口學特征估算個體被大學錄取傾向得分具有相當程度的合理性，其理由有三：(1)即使家庭社會經(jīng)濟條件與個人學習天賦均可以獨立地對教育成就產(chǎn)生影響，但只要家庭社會經(jīng)濟地位能“捕捉”到個人教育成就的一部分外生變動，本文的估計結果也將是一致的。值得一提的是，學習興趣乃至學習天賦，都在一定程度上內生于家庭社會經(jīng)濟環(huán)境(Morgan, 2012)。另外，本文也嘗試借助Beruoulli方程，在預估個體被大學錄取概率的基礎上隨機生成個體教育成就，從而在技術上處理這一難題，具體見模型與方法部分。(2)本文在估算大學教育傾向得分時，還控制了是否獨生子女、是否就讀于重點高中、高考時父親是否為直轄市城鎮(zhèn)戶口等對個人教育成就可能有著重要影響的中國特色變量，其中，能否在重點高中就讀，在某種程度上也反映了個體學習天賦和學習興趣。(3)家庭社會經(jīng)濟條件在子女能否完成大學學業(yè)方面也發(fā)揮著重要作用。當然，本文對大學教育機會傾向得分的估算仍然是比較初步的，進一步的精細化研究還有待于蘊含更豐富信息的數(shù)據(jù)出現(xiàn)。

五、結論與展望

關于擴招政策利弊與得失的爭論至今仍沒有平息。高校擴招政策的實施不僅深刻地影響了我國勞動力市場，其劇烈沖擊也波及了社會的多個領域。于是，對擴招政策進行全面而準確的評估不能局限于勞動力市場，也應考慮其對人們的主觀福利水平——幸福感的綜合影響。利用CGSS數(shù)據(jù)，基于“局部干預效應”概念框架，本文識別出教育成就受擴招政策差異化影響的不同群體，然后定量考察了擴招政策對他們幸福感的異質性影響。

研究發(fā)現(xiàn)，擴招政策的實施對大學畢業(yè)生幸福感產(chǎn)生了負面影響。高校招生規(guī)模大幅增長后，大學畢業(yè)生人數(shù)激增，削弱了“始終參與者”在勞動力和婚姻市場上的競爭優(yōu)勢，降低了他們的幸福感。本文更重要的發(fā)現(xiàn)是，那些受益于擴招政策而被大學錄取者，其幸福感并未因此而提高。動輒過百人集中上課的教室、人滿為患的體育館和圖書館，這些都與中學時期的“象牙塔”浪漫想象相差甚遠；在付出長達數(shù)年的機會成本和不菲學費之后，畢業(yè)時必須直面的“招工難、起薪低”等難題，與他們期待的“天之驕子”地位落差甚大。這些都會使高等教育對他們幸福感的正面效應大打折扣。在控制了大學教育的收入效應后，不同群體虛擬變量與擴招政策變量交互項的系數(shù)，無論是數(shù)值還是顯著性水平，都表現(xiàn)出相當程度的穩(wěn)定性。此外，分男女樣本的回歸結果表明，上述效應在不同性別間不存在明顯差異。這在一定程度上意味著我們的研究結論是穩(wěn)健的。

可以考慮從機構和個人層面增強高等教育對個人幸福感的正面效應。首先，高等院校應努力提升辦學質量。在建設圖書館、體育館等公共基礎設施的同時，更應著力于降低學生教師比和提高教師素質以保障教學質量，切實改善在校生的大學體驗并提升畢業(yè)生的就業(yè)競爭力。其次，大學畢業(yè)生應轉變觀念。連年大規(guī)模擴招之后，我國高等教育已經(jīng)基本實現(xiàn)了從精英教育到大眾教育的轉型。隨著社會上高學歷者人數(shù)與比例在短時間內的激增，大學畢業(yè)生的“天之驕子”光環(huán)已經(jīng)迅速褪色，因而心態(tài)務必要進行相應調整。對“始終參與者”而言，應該認識到中國大學生曾經(jīng)的極度稀缺現(xiàn)象是特定歷史時期的產(chǎn)物，所謂“天之驕子”的地位是一種非正常狀態(tài)；對“遵從者”而言，應當提醒自己是受益于高校擴招才得以就讀大學。值得肯定和推廣的是，高等院校越來越重視心理健康教育。2017年5月4日，在百度等搜索引擎鍵入“大學生心理健康教育”等關鍵詞，僅新聞網(wǎng)頁就多達72 000多個。不少高校設立了專門的心理輔導機構，對在校大學生的學習、生活、就業(yè)乃至創(chuàng)業(yè)進行全方位的心理疏導。本文給我們的一個啟發(fā)是：應多與自身進行縱向比較，盡量少與他人進行橫向比較。這不僅是“反事實”概念框架進行因果關系推斷的應有之義，也是增進包括大學畢業(yè)生在內的我國國民總體幸福感的長遠之道。

最后需要說明的是，本文只從幸福感入手綜合評估了高校擴招對大學畢業(yè)生主觀福利的影響。由于樣本所限，本研究觀察到的擴招后入學的大學生畢業(yè)生參加工作的時間至多5年或6年。對個人而言，大學學歷作為人力資本和社會分層的核心信號，在畢業(yè)之后的發(fā)展中將扮演著重要角色，對個體主觀福祉有著難以估量的影響。在國家層面，中華民族偉大復興的實現(xiàn)，離不開大量高素質和高技能勞動力的培養(yǎng)。這都需要我們以更全面的視角來看待高校擴招政策給大學畢業(yè)生帶來的機遇和挑戰(zhàn)，以及從更長遠的眼光來考量擴招政策對他們幸福感的影響。如何評估高校擴招對大學畢業(yè)生幸福感的長期影響，以及如何增進大學教育的幸福感效應，將是未來研究可進一步努力的方向。

*感謝浙江財經(jīng)大學數(shù)量經(jīng)濟學重點學科課題的支持。感謝博士后合作導師姚先國教授的指點；感謝傅十和教授、范子英教授和何曉波博士的幫助。本文曾入選中國經(jīng)濟學年會(2016)和香樟經(jīng)濟學論壇(2016)，感謝與會者的修改建議。當然，文責自負。

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(責任編輯 景 行)

DoesHigherEducationExpansionDeteriorateCollegeGraduates’Happiness?

Ma Bianjing

(SchoolofEconomics,ZhejiangUniversityofFinance&Economics,Hangzhou310018,China)

The shock of higher education expansion is beyond the labor market, and its effect oncollege graduates’ happiness should be evaluated comprehensively from a broader perspective. Based on China General Social Survey and a conceptual framework of “l(fā)ocal average trestment effect”, this paper identifies different groups whose education achievements are affected by higher education expansion heterogeneously, and examines the heterogeneous treatment effect of higher education expansion on graduates’ happiness quantitatively by difference-in-difference method. It comes to the conclusions as follows: firstly,a sharp increase in the scale of college enrollment deteriorates the always-takers’happiness because their competitive advantages in the labor, marriage and other markets are weakened; secondly,as for the compliers who benefit from higher education expansion and thereby have the opportunity to receive a college education, their happiness is not improved accordingly owing to a bigger gap between their campus life & graduation prospects and their imagination. In the transition period of higher education development from the number expansion stage to the quality upgrading stage, this paper provides a reference for the families to invest in education from a perspective of subjective welfare, and also the decision-making basis for the government departments to deal with the negative impact of higher education expansion.

higher education expansion; heterogeneity; LATE; happiness

2016-12-13

浙江省哲學社會科學規(guī)劃立項課題(16NDJC155YB)；教育部人文社會科學研究一般項目(15XJC790014)；國家自然科學基金青年項目(71703144)

馬汴京(1984-)，男，河南蘭考人，浙江財經(jīng)大學經(jīng)濟學院副教授。

F062.6

：A

：1001-9952(2017)09-0050-12

10.16538/j.cnki.jfe.2017.09.004