學(xué)校質(zhì)量、受教育程度與收入*

王云多

(黑龍江大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，哈爾濱 150080)

近年來，隨著家長對孩子質(zhì)量期望的提升以及學(xué)校應(yīng)試教育存在的問題，各級各類學(xué)校質(zhì)量如何引起社會各界廣泛關(guān)注，無論學(xué)生家長、學(xué)生本身，還是社會用人單位都希望各級各類學(xué)校提高學(xué)校質(zhì)量，但學(xué)校質(zhì)量良莠不齊與教育資源分配不均衡密切相關(guān)，因此，有必要打破教育資源分配不均衡對教育發(fā)展的影響。但是，由于各地教育發(fā)展經(jīng)費很大一部分來源于地方財政撥款，很難打破由受地方財政收入差異引發(fā)的教育資源分配不均衡的現(xiàn)狀，而且如何衡量學(xué)校質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)本身也存在很大爭議，因此，有必要研究學(xué)校質(zhì)量對受教育者未來收入的影響。

一、相關(guān)問題研究述評

這里提及的學(xué)校質(zhì)量就是學(xué)校狀況，涉及學(xué)校辦學(xué)水平和運行狀況，就學(xué)校質(zhì)量對受教育者收入的影響而言。關(guān)于受到政府政策直接影響的學(xué)校質(zhì)量的特定方面是否將對個人的未來發(fā)展產(chǎn)生多大作用存在許多爭議。該爭議的核心問題在于學(xué)校質(zhì)量或?qū)W校狀況指標(biāo)的選取，這些指標(biāo)包括了師生比(可由班級規(guī)模代表)、每位學(xué)生的學(xué)費，還有教師質(zhì)量以及教師平均收入等指標(biāo)。已有關(guān)注學(xué)校質(zhì)量的文獻(xiàn)大多數(shù)來自美國，始于科爾曼報告(Coleman etc,1984)。該報告得出備受爭議的結(jié)論是，一旦考慮家庭背景和學(xué)校構(gòu)成的作用，學(xué)校質(zhì)量對受教育者個人未來發(fā)展沒有多大影響?？傮w上，相關(guān)后續(xù)的研究文獻(xiàn)證實了這一令人吃驚的結(jié)論，或者至少發(fā)現(xiàn)了學(xué)校質(zhì)量對學(xué)生未來發(fā)展影響甚微 (Hanushek，1986； Hanushek,Rivkin,and Taylor，1996) 。

還有一些學(xué)者將個人未來發(fā)展加以細(xì)化，關(guān)注學(xué)校質(zhì)量對受教育者未來收入的影響(Moftt，1996)。部分學(xué)者研究指出，學(xué)校質(zhì)量對受教育者就業(yè)后的收入產(chǎn)生顯著正向影響(Johnson and Stafford，1973；Card and Krueger，1992)。但是也有一些學(xué)者研究表明學(xué)校質(zhì)量對受教育者日后收入沒有顯著影響(Betts and Heckman,1995；Layne and Todd ，1996)。上述分歧概由實證研究所用數(shù)據(jù)類型及其使用方式存在較大差異引起。

對于受教育程度對未來收入的影響結(jié)論差異的一種解釋在于學(xué)校質(zhì)量對收入的作用會隨著時間流逝而減弱，或者相對于老員工而言，其對年輕員工的影響甚微。關(guān)注于受教育者未來發(fā)展的大多數(shù)分析聚焦于相對年輕的群體。雖然他們處于職業(yè)生涯的早期，但是關(guān)注收入的研究往往會關(guān)注處在職業(yè)生涯晚期的年長群體。Loeb 和 Bound(1996)通過研究不同年代出生的人，考察學(xué)校質(zhì)量對個人成就的作用是否會隨著時間流逝而減弱這一問題。他們研究發(fā)現(xiàn)對于不同年齡群組的個人而言，學(xué)校質(zhì)量對個人成就的影響也不同。他們認(rèn)為這一結(jié)論不僅反映了組群的差異，而且反映了在衡量學(xué)校質(zhì)量方面的累計程度差異。Betts (1996)研究了學(xué)校質(zhì)量的作用是否會隨年齡和勞動力市場經(jīng)驗增加而提升這一問題，研究發(fā)現(xiàn)不存在年齡依賴性。

另一解釋涉及諸如家庭背景、遺傳、選擇學(xué)校能力對受教育者未來成就和收入的影響。如果考慮這些因素，預(yù)計學(xué)校質(zhì)量和收入或成就之間的關(guān)系將會變得不穩(wěn)定。由于缺少合適的數(shù)據(jù)，關(guān)于學(xué)校質(zhì)量文獻(xiàn)中很少直接研究這一問題。最初的科爾曼報告明確控制了個人的社會經(jīng)濟特征和學(xué)校構(gòu)成，得出與學(xué)校質(zhì)量指標(biāo)相比而言，這些因素是更重要的決定受教育者成就的因素。Behrman,etal(1996)曾使用同卵雙胞胎研究這一問題。研究指出，如果雙胞胎進(jìn)入不同的學(xué)校，這個數(shù)據(jù)就可以被用來研究學(xué)校質(zhì)量差異對收入的影響。在這些模型中，對所有雙胞胎有同樣影響的那些不可觀測的家庭作用將會被區(qū)分出來。Altonji和 Dunn (1996)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)家庭固定作用得到控制，學(xué)校質(zhì)量對收入的作用會增強。

本文使用問卷數(shù)據(jù)來研究師生比和學(xué)校類型對青年(35歲以下)和中年(35歲以上)人群的受教育者收入的作用。數(shù)據(jù)指標(biāo)涉及個人受教育程度、家庭背景和勞動力市場經(jīng)驗等詳細(xì)信息，也包括了被訪問者學(xué)生時期學(xué)校的度量指標(biāo)，這些指標(biāo)有班級規(guī)模(代表師生比)和學(xué)校類型(選擇性的、非選擇性的公立學(xué)校和私立學(xué)校)等。

二、模型設(shè)定

本文從研究學(xué)校質(zhì)量對受教育程度的影響作為出發(fā)點，進(jìn)一步考察學(xué)校質(zhì)量對收入的作用，并從三個主要渠道評估學(xué)校質(zhì)量對結(jié)果的影響：受教育程度、收入水平、潛在經(jīng)驗的回報；也考慮了在沒有限定資格條件下學(xué)校質(zhì)量對收入的作用。因此，可衡量學(xué)校質(zhì)量的總效應(yīng)，它由直接作用和通過受教育程度起到的間接作用構(gòu)成。本文也研究了被訪問者小學(xué)和中學(xué)讀書時師生比和學(xué)校類型(選擇性的和非選擇性的私立學(xué)校和公立學(xué)校)對受教育程度及未來收入的影響。

在研究學(xué)校質(zhì)量對受教育程度和收入作用的過程中，需要解決一些重要的內(nèi)在問題。首先，因為對小孩教育問題的極大興趣會帶來更高的受教育程度和收入，對子女教育問題極大關(guān)注的父母可能會選擇定居在他們心中理想的學(xué)校附近，他們可能將學(xué)校的師生比作為一個考慮因素，自我選擇就會在學(xué)校質(zhì)量指標(biāo)上產(chǎn)生較大偏差。其次，一些類型的學(xué)校根據(jù)能力選拔學(xué)生，這很可能暗示來自這些學(xué)校的學(xué)生成績更好并且擁有更高的受教育程度。對于大多數(shù)私立學(xué)校和部分教育資源優(yōu)越的公立初級中等學(xué)校而言，情況往往如此，偏差往往由父母和學(xué)校的主動選擇導(dǎo)致。

偏差的另一來源在于不同學(xué)校、不同類型教育受到的中央和地方政府財政支持力度不同。教育的責(zé)任由中央政府和地方教育機構(gòu)共同承擔(dān)。中央和地方政府往往通過財政撥款方式向地方公立教育機構(gòu)提供資源以資助教育(和其他當(dāng)?shù)胤?wù))，分配多少錢給學(xué)校取決于地方政府，而地方政府的教育撥款又受制于地方財政收入?；谶@一點，處于經(jīng)濟劣勢的地方公立教育機構(gòu)能夠得到地方政府教育撥款較少。與公立學(xué)校不同，私立學(xué)校一般得不到中央和地方政府撥款，它們的運營經(jīng)費通常由社會捐款和付費學(xué)生提供。此外，受教育者所處當(dāng)?shù)厣鐣?jīng)濟環(huán)境也會影響其受教育程度和未來收入。如果這些特征與學(xué)校質(zhì)量指標(biāo)相互關(guān)聯(lián)，省略這些特征會導(dǎo)致結(jié)果存在更大偏差。

由于缺少將學(xué)生隨機分配到不同類型學(xué)校的一些明顯實驗框架體系，解決這種內(nèi)生問題的唯一方式就是使用一些工具變量。但是在這種情況下很難認(rèn)為任何可得到的社會背景、家庭或當(dāng)?shù)亟?jīng)濟變量等決定了學(xué)校質(zhì)量及受教育程度和收入，所有這些變量是人力資本產(chǎn)出方面的潛在信息。

本文看來，解決內(nèi)生問題最好的辦法是控制那些很可能驅(qū)使學(xué)校做出選擇的變量，這些很可能驅(qū)使學(xué)校做出選擇的變量設(shè)定如下：控制父母對教育偏好差異的家庭背景變量(X1)，控制能力差異的個人特征和考試分?jǐn)?shù)變量(X2)，控制與地區(qū)失業(yè)數(shù)量有關(guān)的教育費用差異的當(dāng)?shù)亟逃龣C構(gòu)特征變量(X3)。

本文所用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)明確控制所有這些作用，這使得使用的匹配方法具有可靠性。這些豐富的數(shù)據(jù)過去不曾在學(xué)校質(zhì)量的文獻(xiàn)中使用過。本文希望估計學(xué)校質(zhì)量變量(Q)對受教育程度(Si)和收入(Wi)的作用。本文假設(shè)任何選擇在可觀測變量的基礎(chǔ)上發(fā)生(Zi=(X1i,X2i,X3i))。假設(shè)可觀測變量(Zi)的限制足夠控制學(xué)校質(zhì)量的自發(fā)選擇。從更深層面出發(fā)，基于被訪問者年齡分布，本文設(shè)計了含有青年人和中年人的簡單的二期模型(j=1,2)分別代表青年人和中年人：

Sji=αj0+αj1Qi+αj2Zi+u

(1)

Wji=βj0+βj1Qi+βj2Zi+λSji+ε

(2)

式中αj1和βj1分別度量了青年人學(xué)校質(zhì)量對結(jié)果變量Sji和Wji的作用。在該模型中，假設(shè)擁有相同可觀測特征變量Zi，但進(jìn)入不同學(xué)校質(zhì)量學(xué)校的個人在不可觀測的特征uji和εji上均值相同。這表明：

E(uji|Qi,Zi)=E(uji|Zi)和E(uji|Qi,Zi)=E(εji|Qi,Zi,Sji=E(ε|Zi))。

本文將這一簡單模型擴展到允許學(xué)校質(zhì)量的作用在人口中異質(zhì)(即αj1i=αj1+εji，其中Var(εji)>0，βj1i=βj1+υji，Var(υji)>0)。假設(shè)盡管Qi的作用在人口中異質(zhì)(Var(εji)>0，Var(υji)>0)，只有關(guān)于可觀測變量限定的αj1i和βj1i值為選擇Qi的人所熟知。換句話說，假設(shè)父母不知道自己孩子學(xué)校質(zhì)量的精確回報，正式假設(shè)E(εji|Qi,Zi)Qi=E(εji|Zi)Qi和E(uji|Qi,Zi)Qi=E(εji|Qi,Zi,Sji=E(ε|Zi))Qi，因此，學(xué)校質(zhì)量的平均作用(αj1i和βj1i)可通過以下的連續(xù)回歸方程確定。

(3)

j=1,2

(4)

式中，E(uji|Qi,Zi)=0和E(εji|Qi,Zi,Sji)=0，在式(3)和式(4)中相關(guān)系數(shù)αj3和βj3確定了學(xué)校質(zhì)量作用的異質(zhì)性。

本文將受教育程度設(shè)為控制變量，從而得出相應(yīng)的結(jié)果。這是為了排除師生比和學(xué)校類型對其已獲受教育程度的影響。但是，本文也在沒有考慮受教育程度情況下得出類似結(jié)論。

當(dāng)使用匹配估計量時，應(yīng)該控制那些所做決策會影響處理過程的變量(這里主要指師生比和學(xué)校類型)。當(dāng)考慮被訪問者讀小學(xué)時所在學(xué)校班級師生比，限定了家庭背景。獲得被訪問者小學(xué)階段的考試成績(問卷調(diào)查設(shè)定為優(yōu)秀、良好、一般或差等四種情況)，它們已經(jīng)包含了小學(xué)師生比的作用。因此，經(jīng)由包括考試成績也可得出類似結(jié)論。

在下一部分經(jīng)驗性檢驗中，本文通過控制考試成績和其他背景變量，關(guān)注被訪問者讀初中時班級師生比和初中學(xué)校類型的作用。當(dāng)然，考試成績本身是內(nèi)生變量，是家庭背景和學(xué)校信息的函數(shù)。然而，當(dāng)決定選擇哪個初中時，被訪問者戶籍所在地和升學(xué)考試成績很重要，最終這個選擇很可能使用這些變量產(chǎn)生。實際上，本文假設(shè)所有選擇依賴于所有這些可觀測變量，而這些變量很可能影響處理決策。本文所用數(shù)據(jù)允許這樣做，這也是本文研究的一大優(yōu)勢。

基于這些匹配假設(shè)，可用普通最小二乘法 (OLS)估計收入方程。因為學(xué)校質(zhì)量的異質(zhì)回報表明uji和υji依學(xué)校質(zhì)量變化而變化，可使用White(1980檢驗)對異方差進(jìn)行調(diào)整。

本文對受教育程度使用順序概率單位回歸，使用式(1)右邊的指標(biāo)作為本文的基本假設(shè)，通過比較從簡單的順序概率單位模型來評估順序概率假設(shè)有效性，該模型中因變量是“獲得某些學(xué)歷”或“沒有”。也通過估量另一個概率單位模型探究教育分布，該模型中因變量是“獲得學(xué)位”或“沒有”。通過所有零假設(shè)，兩個方法的結(jié)果應(yīng)該相似。在可選擇情況下，由于概率單位沒有在所有的教育選擇中使用單一指標(biāo)假設(shè)，它們將會不同，并有所差異。尤其考慮學(xué)校類型的因果效應(yīng)時，不同學(xué)生構(gòu)成是否可以對比等問題時，這一差異可能會很大。本文將在不同部分探究這一問題，由于學(xué)校類型反映了教育方面的重要信息，當(dāng)比較選擇性和非選擇性學(xué)校時，構(gòu)造一個關(guān)于學(xué)校類型作用的非參數(shù)匹配估計量。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

研究中所用數(shù)據(jù)來自2017年5月對遼寧、黑龍江、內(nèi)蒙古、寧夏、甘肅、河北、天津、山東、河南、安徽和浙江等省、自治區(qū)和直轄市等部分省市勞動力市場匿名問卷調(diào)查。指標(biāo)包含了被訪問者性別、年齡、最高學(xué)歷(受教育程度)、教育經(jīng)歷、家庭背景、能力測試分?jǐn)?shù)和在被訪問者不同受教育階段所受教育學(xué)校類型、受教育程度和培訓(xùn)、居住地、收入、工作小時和職業(yè)等信息。共發(fā)放并回收5 000份問卷，剔除回答信息缺失問卷，有效問卷2 777份，其中女性樣本1 483個，男性樣本1 294個。分析中使用的主要指標(biāo)如下：

1.學(xué)校質(zhì)量變量(由師生比、考試分?jǐn)?shù)和學(xué)校類型代表)：本文設(shè)計了被訪問者需填寫的從小學(xué)到最后學(xué)歷之間所就讀的各級各類學(xué)校信息、學(xué)校類別、班級人數(shù)和學(xué)習(xí)成績情況。實踐中由班級學(xué)生人數(shù)代表師生比的作用，通常反映特定班級的需求，考慮到時間久遠(yuǎn)，被訪問者不可能準(zhǔn)確記得班級具體人數(shù)和具體考試分?jǐn)?shù)，問卷中班級人數(shù)采用大概估計值，設(shè)定了五個段，分別是30人以下，30—40人，40—50人，50—60人，60人以上。考試成績設(shè)定了四個段，分別是優(yōu)秀、良好、一般和差。學(xué)校類型分為公立和私立兩種，其中公立學(xué)校又設(shè)定了重點和非重點兩個選項。通過使用測試分?jǐn)?shù)和家庭背景等變量信息，可以控制決定學(xué)校選擇的相關(guān)因素。2.家庭背景變量：使用被訪問者父母的職業(yè)，被訪問者雙親的所受教育年限(受教育程度)，被訪問者擁有的兄弟姐妹數(shù)量。3.能力變量：使用問卷中設(shè)計的被訪問者閱讀和數(shù)學(xué)能力測試成績代表。從閱讀和數(shù)學(xué)能力測試中構(gòu)造虛擬變量，這些變量以五分位數(shù)將各個測試中的個人成績進(jìn)行排序。4.收入和受教育程度變量：收入變量由被訪問者小時工資、月工資和年收入代表；受教育程度變量，即受教育程度，由被訪問者受教育年限代表。

表1列出男性與女性樣本的受教育程度和收入數(shù)據(jù)。就按照初等、中等和高等教育三級劃分情況來看，受教育程度越高收入優(yōu)勢越明顯。有趣的是在所有的教育層次中男性或女性存在較大的收入差異，即使這很可能被部分解釋為勞動力市場經(jīng)驗的差異所致。

表1 不同受教育程度和收入水平男性和女性樣本數(shù)量和對數(shù)小時收入

為了進(jìn)一步研究學(xué)校類型不同對受教育者收入的影響。在設(shè)計上，本文將學(xué)校分類為私立或公立學(xué)校(包括選擇性和非選擇性公立中學(xué))。通常允許進(jìn)入選擇性的公立或私立學(xué)校，這類學(xué)校通常被稱作“重點學(xué)校”。為進(jìn)入重點學(xué)校，學(xué)生必須參加一場考試。成功的學(xué)生(排名前10%—20%)有機會進(jìn)入重點中學(xué)上學(xué)，其他的孩子將進(jìn)入非選擇性普通中學(xué)。盡管國家一再強調(diào)教育資源分配均等化，但是在某些地區(qū)仍然人為劃分出重點和非重點學(xué)校，如何改革教育資源的不均衡問題成為了教育政策爭論的熱點。表2列出曾接受過中等教育但就讀中學(xué)學(xué)校類型不同樣本讀書時班級師生比的差異，其中，私立學(xué)校擁有師生比最低，選擇性公立中學(xué)師生比次之，非選擇性普通公立中學(xué)師生比最高。

表2 被訪問者接受中等教育時所在班級師生比

四、不同性別樣本所受學(xué)校質(zhì)量對收入的影響

現(xiàn)在考慮教育投入在取決于和不取決于所獲學(xué)歷的條件下是否會影響收入。更好的教育投入也許會為個人提供其他優(yōu)勢，提升在任一學(xué)歷水平上學(xué)習(xí)能力。通過研究學(xué)校質(zhì)量變量對收入的作用，再次考慮四個項目列。在第一列，控制個人的最高學(xué)歷、學(xué)校類型和能力測試變量。在第二列，控制了個人最高學(xué)歷和學(xué)校類型。在第三列，控制了個人的最高學(xué)歷。第四列同第三列的標(biāo)準(zhǔn)一樣，只是不再控制最高學(xué)歷。

表3 學(xué)校質(zhì)量與青年和中年男性收入

注釋：因變量是對數(shù)收入，括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤差

表3和表4分別給出青年、中年男性和青年、中年女性樣本的估計結(jié)果，因變量是統(tǒng)一轉(zhuǎn)換后的小時工資率，所有的回歸分析控制了青年和中年人群的家庭背景特征。

表4 學(xué)校質(zhì)量與青年和中年女性收入

注釋：因變量是對數(shù)收入，括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤差

研究結(jié)果十分令人震驚。對于青年人群而言，決定收入的首要因素是學(xué)歷，家庭背景差異和測試分?jǐn)?shù)對收入的影響并不十分顯著，學(xué)校類型也沒有顯著影響。實際上，學(xué)校類型變量在傳統(tǒng)的意義上沒什么共同和個體作用，系數(shù)很低，并得到精確估計。最后，師生比的作用微乎其微，優(yōu)良教育在某種程度上有價值，它帶來了市場珍視的學(xué)習(xí)經(jīng)歷。本研究不存在學(xué)校質(zhì)量的其他方面會產(chǎn)生重要作用，排除學(xué)歷(項目列4)不會改變這些結(jié)論。

師生比對中年人群收入仍然沒有影響，但是學(xué)校類型指標(biāo)有意義，而家庭背景對學(xué)歷沒有作用。因此，學(xué)校類型似乎不影響收入增長。這或許反映了曾在私立學(xué)?；虺跫壷袑W(xué)學(xué)習(xí)的男性擁有更多在職培訓(xùn)機會或更強的學(xué)習(xí)能力(即使取決于測試分?jǐn)?shù)，這是進(jìn)入該類學(xué)校的首要選拔機制)。排除回歸模型中(項目列4)的學(xué)歷對結(jié)果沒有多大影響。但是，如果進(jìn)入選擇性學(xué)校(私立和初級中學(xué)學(xué)校)不同于進(jìn)入非選擇性學(xué)校，學(xué)校類型的結(jié)果可能會產(chǎn)生偏差。與眾不同的是，本文指的是在選擇性學(xué)校的可觀測特征與非選擇性學(xué)校的特征完全不同(即缺少共同的支持)。

至于男性，師生比作用不大，該作用實際上被精確估值為0。男性與女性相比，主要的不同在于測試分?jǐn)?shù)與青年男性的小時工資率密切相關(guān)。本文也研究了能力和學(xué)校類型的相互作用是否重要，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同組群之間沒有什么顯著差異。青年女性的收入由學(xué)歷、能力和居住地點決定，這反映了當(dāng)?shù)貏趧恿κ袌龅奶卣?。?dāng)不限定最高學(xué)歷時，在第四列中給出師生比對青年人群工資的作用，這些結(jié)論再一次與控制學(xué)歷變量時所獲得的結(jié)果基本相同。

就中年女性回歸結(jié)果而言。與早期結(jié)論不同，研究發(fā)現(xiàn)師生比對中年女性收入有較大影響。師生比每降低一個單位，收入就增加1%。不管是否限定測試分?jǐn)?shù)、家庭背景或?qū)W校類型，結(jié)果仍然如此。考慮到數(shù)據(jù)中師生比存在著大幅變化，結(jié)果表明這可能對一些較大的收入差異產(chǎn)生作用。而且，學(xué)校類型似乎不會對中年女性產(chǎn)生較大作用，盡管如果沒有共同的支持可能會導(dǎo)致這些結(jié)果再次產(chǎn)生偏差。對收入有影響的似乎是測量的能力、家庭背景、學(xué)歷和某種程度上的師生比。當(dāng)排除學(xué)歷(第四列)時，師生比作用增加幅度增至1.2%。

接下來，進(jìn)一步考慮對于女性而言相互作用的影響是否重要，表5中給出低能力人群的師生比和高能力人群的師生比共同作用的結(jié)果。結(jié)果表明，與高能力女性相比，師生比對低能力女性的收入影響更大，無論在回歸分析中包含學(xué)歷(第三列)與否(第四列)，這一結(jié)果仍然成立。在第四列中，系數(shù)的差異以12.6%的水平顯著，而在第三列，差異以9.6%的水平顯著。女性能力越強，作用越小，但是不可忽略。本文也嘗試了同學(xué)校類型交互作用，估計結(jié)果表明，這些作用都無關(guān)緊要(24%的P值)。

表5 學(xué)校質(zhì)量與中年女性收入

注釋：控制變量如表3和表4中規(guī)定3，括號中為異方差標(biāo)準(zhǔn)誤差，因變量為對數(shù)收入

師生比對較晚的年齡存在影響的結(jié)論與一些已有的研究結(jié)論(年齡越大，質(zhì)量作用的影響就越大)相似。本文研究結(jié)果的意義在于控制了有相同統(tǒng)計要素的一組人。因此，對于女性而言(尤其是能力弱的女性)，質(zhì)量作用對較晚的年齡存在影響似乎論據(jù)充分。

回歸分析可能得出一項有趣且重要的結(jié)果，選擇性學(xué)校(私立和公立中學(xué))對中年人群的收入和學(xué)歷存在積極影響。這可能也預(yù)示著學(xué)校信息或相互競爭作用的重要性。然而，為了解釋這一結(jié)果，需要確保選擇性學(xué)校的作用是通過使用選擇性學(xué)校和非選擇性學(xué)校中可比較的學(xué)生來衡量。當(dāng)然，和之前一樣，還必須假設(shè)可觀測到選擇進(jìn)入該類學(xué)校?？紤]本文自由處理大量家庭和個人特征(包括測試分?jǐn)?shù))，這一假設(shè)似乎顯得十分合理。

本文使用傾向分?jǐn)?shù)匹配，通過使用家庭背景變量、測試分?jǐn)?shù)和師生比作為共變量來估計進(jìn)入選擇性學(xué)校的傾向分?jǐn)?shù)，這些共變量中不包括學(xué)歷。因此，本文所衡量的作用是選擇性學(xué)校對中年人群收入的作用，包括了那些通過學(xué)歷起的作用(即第四列的共變量)。本文使用半?yún)?shù)估計方法，估計結(jié)果的條件概率期望值。之后使用近鄰取樣匹配法，如此一來使得那些不能被緊密匹配的觀測量被排除在外，這確保了對比能在描述與未描述組群的共同支持的情況下進(jìn)行。

表6 進(jìn)入選擇性學(xué)校中年人的收入效應(yīng)

在表6中列出選擇性學(xué)校對中年人群收入的作用，這些人包括那些進(jìn)入選擇性學(xué)校(已描述討論過)和未進(jìn)入選擇性學(xué)校(未描述討論過)。為了推斷結(jié)果，本文使用引導(dǎo)程序給出95%偏差修正的置信區(qū)間。這不但考慮了傾向分?jǐn)?shù)被估計的事實，還給出了引導(dǎo)程序估計的標(biāo)準(zhǔn)差。

實證研究結(jié)果表明，在所有情況下，選擇性學(xué)校的作用顯著。但是，已描述的半?yún)?shù)的95%的置信區(qū)間卻包含了0，這些結(jié)果通常會變得十分不精確。顯而易見，原因是匹配樣本中包含的樣本容量太小。當(dāng)考慮未被描述的作用時，盡管估計值仍然十分不精確，男性的作用卻顯著且十分不同。這表明，正是那些不太可能進(jìn)入選擇性學(xué)校(因為來自較貧困的家庭背景)和在選擇性部門中存在一個對比組的男性將會從由選擇性部門提供的教育類型中受益最多。實際上，本文使用估計未描述作用的匹配樣本擁有一個數(shù)學(xué)測試分?jǐn)?shù)，該分?jǐn)?shù)比在非選擇性部門的學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)差高1/3，比在選擇性部門學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)差低1/2。就背景而言，在選擇性部門，40.4%被訪問者的父親是白領(lǐng)。而非選擇性部門中，擁有相似工作相應(yīng)的父親比重僅為14.8%，但是對于匹配性樣本而言，該比例上升至24%。這一寬廣的置信區(qū)間部分反映了一個事實，即一些對比組的個體會被多次使用。尤其是對未描述的男性而言，匹配控制組(選擇性學(xué)校的樣本)中只有88個不同的個體，他們被反復(fù)使用(平均每個被使用7.3次)。同樣的事情發(fā)生在表中的其他所有情況下。顯而易見，該方法在解釋選擇性學(xué)校(選擇性部門不存在對比組)的作用時仍無效。在排除不匹配可觀察量前，已經(jīng)平滑了控制組期望值的事實在很大程度上有利于提高精確度。

總之，選擇性學(xué)校對男性收入的積極作用結(jié)果服從于所有的選擇性學(xué)校是可觀測的這一假設(shè)。而對于女性而言，該作用不太顯著。有必要查找并闡明該作用不太顯著的原因，因為它很可能是學(xué)校實現(xiàn)資源配置優(yōu)化的關(guān)鍵。

就男性和女性的教育回報而言，本文的研究得出一個有趣的結(jié)論，在不考慮選擇性學(xué)校影響的情況下，男性和女性的較高回報不存在顯著差異，此外，當(dāng)引入能力變量后，將弱化學(xué)歷對收入的影響。使用這個群組來仔細(xì)研究這些回報。另外，本文注意到學(xué)歷回報會因為包括能力分?jǐn)?shù)而大大減少。本文還注意到，青年和中年被訪問者之間的教育回報存在顯著不同。就青年被訪問者而言，擁有高學(xué)歷的工作者擁有的工作經(jīng)驗少于未受良好教育的人；而且，教育回報很可能隨著經(jīng)驗增長而增加。最后，基于學(xué)歷越高就業(yè)率越高的基本事實，本文推斷出對于共同標(biāo)準(zhǔn)下的第一序列近似值而言，如果收入和就業(yè)之間存在有條件的積極聯(lián)系，教育回報就會出現(xiàn)被低估的情況。

五、結(jié)語

本文使用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)來研究學(xué)校質(zhì)量(師生比和學(xué)校類型)對個人收入的影響，研究發(fā)現(xiàn)：1.一旦限定代表被訪問者能力差異的測試分?jǐn)?shù)，代表學(xué)校質(zhì)量的師生比對男性受教育者收入沒有顯著影響，對女性受教育者收入也沒有顯著影響，但師生比對女性，尤其是低能力女性收入有顯著影響。2.盡管研究表明被訪問者讀中學(xué)時班級師生比對年輕人群收入無顯著影響，但卻對中年人群收入有一定影響，尤其是對中年女性收入有顯著影響。研究還發(fā)現(xiàn)低能力女性比高能力女性更可能從較低的師生比中獲益。這些結(jié)果對有關(guān)教育投入變量會對人生后期衡量的結(jié)果影響更大這些研究提供一些支持(即它們是年齡的因變量)。3.年輕男性收入僅僅取決于受教育程度和當(dāng)?shù)貏趧恿κ袌鰻顩r，年輕女性收入取決于受教育程度和測試分?jǐn)?shù)。但是，沒有一個學(xué)校質(zhì)量的變量在該年齡顯得重要。4.中年男性和女性的收入取決于受教育程度和能力。對于女性而言，家庭背景也十分重要。因此，測試分?jǐn)?shù)所衡量的能力似乎會影響收入的增長，要么通過學(xué)習(xí)或在職培訓(xùn)機制，要么通過能力和中學(xué)或職業(yè)培訓(xùn)的互補性。5.研究還發(fā)現(xiàn)，進(jìn)入一個選擇性學(xué)校(公立初級中學(xué)或私立學(xué)校)會對中年男性收入產(chǎn)生積極而又顯著的作用。

綜上所述，本文使用非參變量傾向分?jǐn)?shù)匹配技術(shù)來檢測結(jié)論的堅實性。研究表明，選擇性學(xué)校對該個體類型中中年男性收入的作用達(dá)到最大值。這些個體比非選擇性學(xué)校的普通被訪問者能力更強，并且來自更好的背景，但是相對于選擇性學(xué)校的普通被訪問者來說能力較弱且家境一般。顯而易見，關(guān)于來自較差家庭背景和/或能力較低且在選擇性學(xué)校的被訪問者中沒有對比組的個體類型，不好下結(jié)論。最后，研究結(jié)果表明，匹配結(jié)果對女性沒什么顯著作用。