高校擴(kuò)招、教育收益率與城鄉(xiāng)收入階層分化
——基于斷點(diǎn)回歸的分析

王文靜

(東北師范大學(xué) 政法學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117)

一、引 言

自20世紀(jì)90年代末，我國高等教育迎來了短時(shí)期內(nèi)大規(guī)模的擴(kuò)張。2017年，高等教育毛入學(xué)率達(dá)到45.7%，較高校擴(kuò)招政策實(shí)施前提升了35.9%；高校招生規(guī)模從1998年到2017年擴(kuò)張了7倍，比改革開放以來21年(1978～1998年)的增幅還要多。高校擴(kuò)招一方面增加了不同階層高等教育機(jī)會(huì)的可獲得性，有助于提升勞動(dòng)者的人力資本積累，促使教育收益率增加(簡(jiǎn)必希、寧光杰，2013)[1]，另一方面還有助于幫助農(nóng)村居民突破戶籍限制(趙西亮，2017)[2]。Li 等(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)招政策實(shí)施前的1990年，城鄉(xiāng)適齡學(xué)生接受高等教育的比例有7倍之大的差距。[3]李春玲(2014)認(rèn)為，高校擴(kuò)招政策緩解了城鄉(xiāng)間高等教育機(jī)會(huì)不平等現(xiàn)象；但另一方面，高校擴(kuò)招政策在促進(jìn)勞動(dòng)者教育收益率提高方面表現(xiàn)出較為明顯的城鄉(xiāng)差異。[4]侯玉娜、鄧寧莎(2018)研究發(fā)現(xiàn)，城市地區(qū)勞動(dòng)者教育收益率為14.2%，而農(nóng)村地區(qū)僅有10.3%。[5]

按照《國家中長(zhǎng)期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要(2010-2020)》的戰(zhàn)略部署，“具有高等教育文化程度的人數(shù)要比2009年翻一番”，可以預(yù)見我國的高等教育招生規(guī)模將保持增長(zhǎng)趨勢(shì)。那么，我國城鄉(xiāng)居民高等教育收益率表現(xiàn)出哪些差異性特征？高校擴(kuò)招政策會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)居民的教育水平以及教育收益率產(chǎn)生哪些影響？除了城鄉(xiāng)差別外，高校擴(kuò)招政策是否會(huì)帶來不同社會(huì)階層收入差距的擴(kuò)大，進(jìn)而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入階層的“馬太效應(yīng)”？本研究采用斷點(diǎn)回歸的分析手段，探討高等教育擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)居民教育收益率以及收入階層分化的影響效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)者們?cè)诮?jīng)典明瑟工資方程的基礎(chǔ)上，為準(zhǔn)確估計(jì)教育回報(bào)率進(jìn)行了大量的嘗試，積累了豐富的研究成果。隨著中國勞動(dòng)力市場(chǎng)的不斷完善，很多研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的教育收益率明顯上升。Zhang 等(2005)的研究顯示，1988～2001年我國城鎮(zhèn)地區(qū)教育回報(bào)率從4%上升至10.2%。[6]與此相對(duì)，很多研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)教育收益率在同一時(shí)期增長(zhǎng)速度有限，其平均水平始終停留在5%左右，甚至更低(曹黎娟、顏孝坤，2016)。[7]除了刻畫我國教育收益率的城鄉(xiāng)差異，學(xué)者們也在探討這種城鄉(xiāng)差異的形成原因。其中，姚先國、張海峰(2004)研究發(fā)現(xiàn)，提高農(nóng)村教育質(zhì)量有助于縮小城鄉(xiāng)差距[8]；葉光(2015)研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)機(jī)會(huì)不平等造成了城鄉(xiāng)教育回報(bào)的差異[9]。

在對(duì)教育收益率的經(jīng)驗(yàn)研究中，估計(jì)明瑟收入方程的普通最小二乘法(OLS)難以克服與受教育水平相關(guān)的其他解釋變量(如個(gè)人能力)對(duì)收入的影響，進(jìn)而造成嚴(yán)重的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致教育收益率的估計(jì)偏差。大多數(shù)文獻(xiàn)采用工具變量法解決內(nèi)生性問題。隨著對(duì)高校擴(kuò)招政策影響的研究成果不斷增加，學(xué)者們?cè)诮鉀Q選擇性偏差和異質(zhì)性問題方面也進(jìn)行著不斷的嘗試。吳要武、趙泉(2010)采用雙重差分模型(DID)，估計(jì)擴(kuò)招政策使大學(xué)畢業(yè)生小時(shí)工資下降了10.5%～11.4%。[10]馬汴京等(2016)采用雙重差分和工具變量估計(jì)方法，研究發(fā)現(xiàn)高校擴(kuò)招政策對(duì)畢業(yè)生收入影響不顯著。[11]

通過梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們關(guān)于高校擴(kuò)招政策導(dǎo)致的城鄉(xiāng)差異方面的研究尚未達(dá)成一致性結(jié)論，并且在估計(jì)城鄉(xiāng)居民高等教育收益率的經(jīng)驗(yàn)研究領(lǐng)域尚缺少趨勢(shì)演進(jìn)方面的刻畫。本文通過采用斷點(diǎn)回歸方法(Regression Discontinuity Designs, RDD)考察高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)教育收益率差異以及對(duì)不同收入階層的影響。相比于工具變量，斷點(diǎn)回歸方法的優(yōu)勢(shì)在于，其能夠在沒有隨機(jī)性的情況下形成“準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)”特征的回歸結(jié)果。此外，斷點(diǎn)回歸方法通過對(duì)帶寬(Bandwidth)的控制，對(duì)高校擴(kuò)招政策沖擊產(chǎn)生的局部處理效應(yīng)(LATE)能夠很好地考察政策因素對(duì)居民受教育程度的影響，從而更為準(zhǔn)確地估計(jì)教育收益率。

三、計(jì)量模型與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自于中國綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目(China General Social Survey, CGSS)，考慮到研究目的以及斷點(diǎn)回歸分析需要相對(duì)充分的樣本量，本文選取2010年、2013年以及2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)。

首先，本文剔除了學(xué)生、離退休和失業(yè)人員，以及從未從事過生產(chǎn)性活動(dòng)的勞動(dòng)力樣本；此外，還剔除了勞動(dòng)收入為0的樣本數(shù)據(jù)。同時(shí)，在樣本選取過程中還考慮了以下因素：高校擴(kuò)招政策正式實(shí)施時(shí)間為1999年6月，而高考考生的適齡年齡通常為18周歲，根據(jù)時(shí)間倒推能夠發(fā)現(xiàn)只有出生日期在1981年之后的樣本才可能會(huì)受到高等教育擴(kuò)招政策的影響。而且，根據(jù)我國小學(xué)階段適齡兒童入學(xué)時(shí)間規(guī)定，1981年9月以后出生的個(gè)體才可能成為高等教育擴(kuò)招政策的影響對(duì)象。另外，由于1970年之前出生的個(gè)體可能沒有受到義務(wù)教育法的規(guī)制，故而很難確定其接受高等教育的準(zhǔn)確時(shí)間。為了盡可能保持?jǐn)?shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，以及相對(duì)充分的樣本量，選取僅包括受高校擴(kuò)招政策影響前后10年的樣本。經(jīng)過上述處理后，本文實(shí)證研究的樣本量為8511個(gè)。

(二)計(jì)量模型與變量選擇

首先，采用最小二乘估計(jì)方法(OLS)，將擴(kuò)展的明瑟收入方程作為基準(zhǔn)：

(1)

由于高校擴(kuò)招政策并沒有如義務(wù)教育法那樣強(qiáng)制性地以法律的形式規(guī)定下來，因此其對(duì)城鄉(xiāng)居民的影響主要體現(xiàn)在教育機(jī)會(huì)的增加，同時(shí)高校擴(kuò)招政策的實(shí)施是一個(gè)漸進(jìn)的過程，因此，本文采用模糊斷點(diǎn)回歸分析(Fuzzy RDD)。對(duì)于模糊斷點(diǎn)回歸，標(biāo)準(zhǔn)做法是用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)(劉生龍等，2016)。[12]具體來說，計(jì)量方程模型設(shè)定如下：

lnwi=δ0+δ1·KZi+h(Di)+μi

(2)

Edui=β0+β1·KZi+g(KZi)+γi

(3)

則教育收益率方程的結(jié)構(gòu)式形式即為：

lnwi=α0+α1·Edui+f(Di)+εi

(4)

其中h(·)、g(·)和f(·)是驅(qū)動(dòng)變量個(gè)體D兩側(cè)的多項(xiàng)式模型。方程(4)中教育收益工具變量估計(jì)系數(shù)是簡(jiǎn)化式方程(2)和(3)的估計(jì)系數(shù)比值，即α1=δ1/β1。根據(jù)前文的分析，本文把1981年9月以前出生的樣本定義為控制組，把1981年9月及以后出生的樣本定義為對(duì)照組(treatment group)。當(dāng)個(gè)體樣本出生在1981年9月以后時(shí)，即將擴(kuò)招政策虛擬變量(KZ)定義為1，反之定義為0。

初帥、孟凡強(qiáng)(2017)[13]的研究用個(gè)體小時(shí)工資對(duì)數(shù)作為收入因變量，但考慮到農(nóng)村勞動(dòng)時(shí)間的特殊性以及收入指標(biāo)的準(zhǔn)確性要求，本文選取個(gè)人全年總收入作為收入變量，并且為了實(shí)現(xiàn)不同年份數(shù)據(jù)的可比性，運(yùn)用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)對(duì)收入變量進(jìn)行調(diào)整。

調(diào)查數(shù)據(jù)受教育程度分為14個(gè)類別，個(gè)體受教育年限賦值方法如下：沒有受過任何教育(0年)、私塾、掃盲班(2年)、小學(xué)(6年)、初中(9年)、職業(yè)高中或普通高中(12年)、中?；蚣夹?11年)、大學(xué)?？?15年)、大學(xué)本科(16年)、研究生及以上(19年)。

表1為所選變量的描述性統(tǒng)計(jì)表?？梢园l(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民的年收入對(duì)數(shù)要高于農(nóng)村地區(qū)，同時(shí)，城鎮(zhèn)居民的平均受教育年限要明顯大于農(nóng)村地區(qū)。其中，城鎮(zhèn)居民平均受教育年限為13.15年，說明大多數(shù)城鎮(zhèn)居民完成了高中或者職高教育；而農(nóng)村居民平均受教育年限為8.69年，說明多數(shù)農(nóng)村居民僅完成了初中教育。從工作經(jīng)驗(yàn)的分布看，城鎮(zhèn)居民的平均工作經(jīng)驗(yàn)要低于農(nóng)村居民，說明農(nóng)村居民可能更早地放棄了學(xué)業(yè)，進(jìn)入到勞動(dòng)力市場(chǎng)。此外，還可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)地區(qū)的樣本更多地從事非農(nóng)業(yè)行業(yè)。從性別比例、婚姻狀況以及健康狀況來看，城鄉(xiāng)居民中男性、已婚以及健康狀況良好的勞動(dòng)者比例更大。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)城鄉(xiāng)教育收益率的最小二乘估計(jì)(OLS基準(zhǔn)回歸)

表2 報(bào)告了歷年城鄉(xiāng)教育收益率的最小二乘法(OLS)估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，城市樣本的教育收益率為9.2%，農(nóng)村樣本的教育收益率為6.8%，城市居民的教育回報(bào)要顯著高于農(nóng)村居民。從變動(dòng)趨勢(shì)來看，城市樣本教育收益率從2010年的10.6%上升為2015年的11.8%；農(nóng)村樣本教育收益率從2010年的5.1%上升為2015年的7.4%。說明城市居民教育收益率呈U型變動(dòng)趨勢(shì)，農(nóng)村居民教育收益率則呈逐年上升趨勢(shì)。同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)，除了2015年，城市居民工作經(jīng)驗(yàn)的回歸系數(shù)顯著為正，且工作經(jīng)驗(yàn)的平方估計(jì)結(jié)果也符合預(yù)期。從變動(dòng)趨勢(shì)來看，城市居民工作經(jīng)驗(yàn)的收入回報(bào)系數(shù)在逐步減少，而農(nóng)村居民工作經(jīng)驗(yàn)的收入回報(bào)系數(shù)在2015年之前始終不顯著，僅在2015年顯著為正。從城鄉(xiāng)差異來看，說明城市地區(qū)工作經(jīng)驗(yàn)的收入回報(bào)效果逐漸減弱，農(nóng)村地區(qū)工作經(jīng)驗(yàn)收入回報(bào)效果才開始得以顯現(xiàn)。從控制變量的回歸系數(shù)來看，男性收入回報(bào)顯著高于女性；在比較城鄉(xiāng)系數(shù)差異時(shí)能夠得出，農(nóng)村地區(qū)性別收入差異要明顯大于城市地區(qū)。同時(shí)，婚姻、健康狀況對(duì)勞動(dòng)者收入回報(bào)的影響顯著為正。此外，相比于其他地區(qū)，東部地區(qū)的居民更容易獲得較高的收入回報(bào)；相比于農(nóng)業(yè)，其他行業(yè)更容易獲得較高的收入回報(bào)。

為了更為細(xì)致地考察不同收入階層教育回報(bào)率的差異，分別對(duì)城鄉(xiāng)居民50%高收入樣本和50%低收入樣本的城鄉(xiāng)教育回報(bào)進(jìn)行估計(jì)。[12]結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城市居民50%高收入群體教育收益率為4.5%，農(nóng)村居民50%高收入群體收益率為5.4%；城市居民50%低收入群體教育收益率為4%，農(nóng)村居民50%低收入群體教育收益率為2.9%。也就是說，不論城市還是農(nóng)村， 50%高收入群體的教育回報(bào)水平都比50%低收入群體的教育回報(bào)水平要高。同時(shí)，還可以發(fā)現(xiàn)，城市地區(qū)高收入群體教育收益率低于農(nóng)村，而城市地區(qū)低收入群體教育收益率要高于農(nóng)村。這意味著，教育回報(bào)一方面在低收入群體中造成了城鄉(xiāng)間的“馬太效應(yīng)”，另一方面也造成了城市內(nèi)部與農(nóng)村內(nèi)部“貧者愈貧，富者愈富”的收入馬太效應(yīng)。那么，高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)收入階層的分化究竟是起到拉大還是縮小的作用？本文采用斷點(diǎn)回歸分析方法，力求更為細(xì)致地評(píng)估高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)教育收益率和收入差距的影響。

表2 城鄉(xiāng)教育收益率最小二乘法(OLS)估計(jì)結(jié)果

注：(1)*、**、***分別代表的顯著性水平為1%、5%、10%；(2)括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

(二)城鄉(xiāng)教育收益率的斷點(diǎn)回歸分析

1.高校擴(kuò)招政策產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)(LATE)

在進(jìn)行斷點(diǎn)回歸之前，需要通過圖形觀察擴(kuò)招政策前后產(chǎn)生的斷點(diǎn)情況。圖1描述了高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)居民受教育程度的影響。垂直的虛線左側(cè)代表未受高校擴(kuò)招政策影響的人群，右側(cè)則代表受高校擴(kuò)招政策影響的人群。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民均在斷點(diǎn)處形成了一個(gè)較為明顯的“跳躍”。擴(kuò)招政策前后城鎮(zhèn)居民平均受教育年限從13.7年提高到14.3年，也就是說高校擴(kuò)招政策對(duì)城鎮(zhèn)居民受教育年限的局部處理效應(yīng)為 0.6年左右，而對(duì)農(nóng)村居民受教育年限的局部處理效應(yīng)僅為0.2年左右。這表明相比于農(nóng)村，高校擴(kuò)招政策對(duì)提高城鎮(zhèn)居民受教育程度的影響更為明顯。但從影響趨勢(shì)來看，城鎮(zhèn)居民的平均受教育年限在斷點(diǎn)處“跳躍”，而后出現(xiàn)了增長(zhǎng)趨勢(shì)放緩的特征，這說明高校擴(kuò)招政策對(duì)城鎮(zhèn)居民受教育程度的影響是持續(xù)的。同時(shí)，高校擴(kuò)招政策對(duì)農(nóng)村居民平均受教育程度的影響也持續(xù)增強(qiáng)。但從農(nóng)村居民平均受教育年限長(zhǎng)期處于9～10年的水平可以推斷，在接受高等教育機(jī)會(huì)方面城鄉(xiāng)居民可能存在著巨大的分配不公平。

圖1 高校擴(kuò)招政策前后城鄉(xiāng)居民教育斷點(diǎn)圖注：圖中的實(shí)線部分采用lowess曲線擬合，下圖同此方法。

2.模糊斷點(diǎn)回歸估計(jì)結(jié)果

表3為模糊斷點(diǎn)回歸(Fuzzy RDD)的估計(jì)結(jié)果。其中，第(1)～(3)列是對(duì)城鎮(zhèn)居民的回歸結(jié)果，第(4)～(6)列是對(duì)農(nóng)村居民的回歸結(jié)果。 模型一為對(duì)數(shù)收入簡(jiǎn)化式方程，表示高校擴(kuò)招政策對(duì)勞動(dòng)者收入影響的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)者個(gè)體收入的影響至少在5%的顯著性水平上顯著為正。在加入驅(qū)動(dòng)變量及平方項(xiàng)和控制變量后，高校擴(kuò)招政策對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)者收入的影響系數(shù)為0.092，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)者收入的影響系數(shù)為0.075；也就是說，擴(kuò)招政策對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)者收入的影響程度大于農(nóng)村。

模型二表示高校擴(kuò)招政策對(duì)勞動(dòng)者個(gè)體受教育年限的影響。在控制了驅(qū)動(dòng)變量和控制變量后，擴(kuò)招政策對(duì)城鎮(zhèn)居民受教育年限的影響為0.742，對(duì)農(nóng)村居民受教育年限的影響為0.703，兩者均顯著為正?；貧w結(jié)果驗(yàn)證了之前局部處理效應(yīng)圖，也驗(yàn)證了初帥、孟凡強(qiáng)(2017)[13]、邢春冰(2014)[14]的研究結(jié)論；也就是說，高校擴(kuò)招政策使城鎮(zhèn)居民更可能獲得高等教育機(jī)會(huì)。

模型三為工具變量的回歸結(jié)果，結(jié)果表明，居民受教育程度對(duì)收入產(chǎn)生正向影響。此外，在加入控制變量和驅(qū)動(dòng)變量及平方項(xiàng)后，城市居民的教育回報(bào)率為12.4%，農(nóng)村居民的教育回報(bào)率為10.7%。這一回歸結(jié)果要比之前OLS估計(jì)結(jié)果高。為了進(jìn)一步考察教育收益率在不同收入階層是否存在分化效應(yīng)，本文也通過斷點(diǎn)回歸分析考察不同收入階層的教育收益率差異。

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

注：(1)*、**、***分別代表的顯著性水平為1%、5%、10%；(2)括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

(三)高校擴(kuò)招政策收入階層分化影響

1.高校擴(kuò)招政策對(duì)不同收入分位點(diǎn)的局部平均處理效應(yīng)(LATE)

本文參考劉生龍等(2016)[12]的做法，選取50%以上高收入、50%以下低收入分位點(diǎn)作為分析依據(jù)。圖2描述了擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)居民在不同收入分位點(diǎn)的影響。

首先，擴(kuò)招政策對(duì)農(nóng)村50%低收入居民平均受教育年限的影響并未出現(xiàn)明顯的“跳躍”；而對(duì)農(nóng)村50%高收入的居民帶來了明顯的跳躍，隨后出現(xiàn)了穩(wěn)定增長(zhǎng)的趨勢(shì)。50%以下低收入城鎮(zhèn)居民在高校擴(kuò)招政策分割線附近有小幅度的上升，但是并不明顯，而對(duì)50%以上高收入城鎮(zhèn)居民帶來了政策分割線附近的明顯“跳躍”。這說明城鄉(xiāng)高收入階層獲得了更多的由高校擴(kuò)招政策帶來的教育機(jī)會(huì)。高校擴(kuò)招政策對(duì)農(nóng)村50%以上高收入居民受教育年限的局部處理效應(yīng)為 0.4年左右，而對(duì)城鎮(zhèn)50%以上高收入居民受教育年限的局部處理效應(yīng)則為0.6年左右。

圖2 擴(kuò)招前后不同收入分位點(diǎn)的教育斷點(diǎn)圖

2.模糊斷點(diǎn)回歸估計(jì)結(jié)果

表4報(bào)告了城鄉(xiāng)居民不同收入分位點(diǎn)下的斷點(diǎn)回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)內(nèi)部不同收入群體的影響差別顯著。其中，城鎮(zhèn)內(nèi)部居民50%以下低收入組的教育收益率為5.4%，50%以上高收入組的教育收益率為4.1%，即擴(kuò)招政策促使城鎮(zhèn)內(nèi)部教育收益率變動(dòng)趨勢(shì)趨同，但會(huì)使城鎮(zhèn)內(nèi)部高低收入群體的收入和教育出現(xiàn)分化，進(jìn)而形成“馬太效應(yīng)”。同時(shí)，高校擴(kuò)招政策會(huì)使農(nóng)村內(nèi)部居民不同收入群體的教育產(chǎn)生分化，對(duì)收入及教育回報(bào)率的影響為正但不顯著。

表4 不同收入分位點(diǎn)模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果

注：(1)*、**、***分別代表的顯著性水平為1%、5%、10%；(2)括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)不同收入群體的影響也存在差異。其中，擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)低收入群體產(chǎn)生的影響表現(xiàn)為對(duì)農(nóng)村50%以下低收入群體收入影響并不顯著，但對(duì)城鎮(zhèn)居民50%以下低收入群體產(chǎn)生顯著的正向影響，同時(shí)高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)低收入群體教育產(chǎn)生了擴(kuò)大的“馬太效應(yīng)”。進(jìn)一步地，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民高收入組的教育回報(bào)率為6.9%，高于城鎮(zhèn)居民的4.1%，結(jié)合擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)和收入回報(bào)的影響可以發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招政策導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民高收入群體組的教育差距擴(kuò)大，但在一定程度上縮小了高收入群體城鄉(xiāng)間的收入差距。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文首先根據(jù)Calonico 等(2014)提出的適用于模糊斷點(diǎn)回歸帶寬估計(jì)方法，估計(jì)結(jié)果如表5所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在IK準(zhǔn)則下，城鎮(zhèn)居民的教育收益率為15.2%，農(nóng)村居民的教育收益率為12.1%；在CV準(zhǔn)則下，城鎮(zhèn)居民的教育收益率為13.7%，農(nóng)村居民的教育收益率為11.4%?？梢园l(fā)現(xiàn)兩種準(zhǔn)則下的城鎮(zhèn)居民教育收益率均大于農(nóng)村居民，回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 不同帶寬下的模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果

注：(1)*、**、***分別代表的顯著性水平為1%、5%、10%；(2)括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

進(jìn)而，本文對(duì)控制變量進(jìn)行了平滑性檢驗(yàn)，即要求除了受教育年限外，其他控制變量在斷點(diǎn)兩邊應(yīng)該是連續(xù)的。根據(jù)非參數(shù)局部線性回歸方法，表6描述了控制變量的連續(xù)性檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)最后一列Lwald估計(jì)量結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，這些控制變量滿足平滑性假定。

表6 控制變量連續(xù)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為異方差穩(wěn)健的t值。

五、結(jié)論及政策建議

本文利用中國綜合社會(huì)調(diào)查2010年、2013年以及2015年的微觀數(shù)據(jù)，采用模糊斷點(diǎn)回歸方法，對(duì)我國城鄉(xiāng)居民教育收益率進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)居民教育收益率的影響以及對(duì)城鄉(xiāng)居民帶來的收入階層分化效應(yīng)。模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果顯示：

首先，高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)居民受教育程度均產(chǎn)生了顯著的正向影響。其中，高校擴(kuò)招政策對(duì)城鎮(zhèn)居民受教育年限產(chǎn)生的局部處理效應(yīng)為0.6年左右，對(duì)農(nóng)村居民受教育年限的局部處理效應(yīng)為0.2年左右，說明高校擴(kuò)招政策對(duì)提高城鎮(zhèn)居民受教育程度的作用更為明顯。

其次，城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率出現(xiàn)了較為明顯的“馬太效應(yīng)”。城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率為12.4%，農(nóng)村居民教育回報(bào)率為10.7%。

再次，高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)內(nèi)部不同收入群體的教育及收入產(chǎn)生顯著的分化作用。具體表現(xiàn)為，高校擴(kuò)招政策有助于縮小城市內(nèi)部不同收入群體的教育收益率，但對(duì)不同收入群體的收入及教育產(chǎn)生了分化，形成了“馬太效應(yīng)”，也使農(nóng)村內(nèi)部不同收入群體的教育產(chǎn)生分化。

高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)之間不同收入群體的影響也存在著分化。其中，高校擴(kuò)招政策對(duì)城鄉(xiāng)不同收入群體教育產(chǎn)生擴(kuò)大的“馬太效應(yīng)”，但在一定程度上縮小了城鄉(xiāng)間高收入群體的收入差距。

可以發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招政策的確增加了我國居民接受高等教育的機(jī)會(huì)，促使城鄉(xiāng)教育收益率顯著提高；同時(shí)，高校擴(kuò)招政策對(duì)于抑制城鄉(xiāng)間居民收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大有一定的作用，有助于縮小城鎮(zhèn)居民教育收益率差距，說明發(fā)展高等教育可在一定程度上弱化城鄉(xiāng)不同收入階層的過度分化。同時(shí)，高校擴(kuò)招政策使得優(yōu)質(zhì)的教育資源更傾向于城鎮(zhèn)居民和高收入群體。這應(yīng)當(dāng)引起政策設(shè)計(jì)者的足夠重視，在大力發(fā)展高等教育的同時(shí)，需要更加關(guān)注教育機(jī)會(huì)在城鄉(xiāng)之間和不同收入群體之間的公平分配問題。