中國過度教育的理論驗證

張冰冰，沈 紅

（1.西北大學(xué) 公共管理學(xué)院，陜西 西安710069；2.華中科技大學(xué) 教育科學(xué)研究院，湖北 武漢430074）

一、問題的提出

個人的教育水平與工作崗位要求的教育水平之間存在著聯(lián)系，當(dāng)實際受教育水平高于工作所需的教育水平時，稱之為過度教育；反之為教育不足；兩者相當(dāng)則為教育匹配。整體上，中國并未發(fā)生過度教育，甚至存在教育不足，但結(jié)構(gòu)性過度教育卻著實存在[1]。同時，中國的過度教育比率正處于快速增長的階段，從2002年的13.92%增長到2014年的24.93%[2]，卻尚未引起足夠的重視。一方面，傳統(tǒng)觀點認(rèn)為發(fā)展教育是利國利民的好事，既可促進經(jīng)濟發(fā)展，又可提高國民素質(zhì)，還能維持社會穩(wěn)定；然而，一旦教育投資超過經(jīng)濟的可承受范圍，其負(fù)面影響將隨之而來，知識勞動力的就業(yè)問題日益凸顯，讀書無用論重新興起，正常的社會流動渠道受阻，這都將危害教育事業(yè)的發(fā)展。正是對教育過度擴張的負(fù)面影響缺乏清晰的認(rèn)知，過度教育才未受到足夠重視。另一方面，在人力資本理論被廣泛接受后，各國的公共教育投入急劇增加，隨之而來的是高校畢業(yè)生失業(yè)率的上升和高知低就現(xiàn)象的泛濫。烏爾夫（Wolfle）和弗里曼（Freeman）先后觀察到這種現(xiàn)象[3-4]，并將其作為反駁人力資本理論的有力證據(jù)。隨后篩選假設(shè)理論、工作競爭理論和配置理論等也相繼被提出，用于解釋過度教育現(xiàn)象。然而，學(xué)術(shù)界對過度教育至今尚未形成一致性的理論認(rèn)識，彼此之間甚至存在著對立，且對中國的理論檢驗研究也極為不足，難以為中國過度教育的宏觀分析及調(diào)控提供契合的理論支持，相關(guān)政策制定也難以實現(xiàn)。

眾多理論中，人力資本理論、工作競爭理論和配置理論的影響最為廣泛，也代表了對過度教育理論解釋的發(fā)展過程。具體而言，人力資本理論（Human Capital Theory）認(rèn)為過度教育的形成是由人力資本的商品屬性和勞動力市場的運行法則所決定，是知識勞動力供多于求的表現(xiàn)，在完全競爭市場中，可通過工資水平的調(diào)整自行消除，故過度教育是短期現(xiàn)象，從長期來看人力資本會得到充分利用，教育與職業(yè)也將實現(xiàn)完美匹配[5]。換言之，知識勞動力的過度供給是過度教育的誘因，但現(xiàn)實中完全競爭市場往往不存在，這正是人力資本理論的局限所在。工作競爭理論（Job Competition Theory）是在篩選假設(shè)理論的基礎(chǔ)上發(fā)展而來，其認(rèn)為同時存在職業(yè)序列和個人序列，職業(yè)序列中每個崗位都有其技能要求、生產(chǎn)力特征和工資標(biāo)準(zhǔn)，個人序列中教育水平則間接地向雇主傳遞應(yīng)聘者在個人序列中排名的有效信號，在均衡條件下，職業(yè)序列會根據(jù)個人序列的變化而及時調(diào)整。然而，現(xiàn)實中職業(yè)序列的變化存在剛性，與個人序列內(nèi)部的激烈競爭和迅速變化之間并不同步，個體為獲得工作崗位，往往傾向于過度投資教育以增強信號水平，過度教育也隨之產(chǎn)生。在工作競爭理論的視角下，知識勞動力的需求不足是過度教育的誘因，且過度教育會長期存在，但教育的這種“浪費”是必然而合理的，需通過大力發(fā)展經(jīng)濟來消除過度教育[6-8]。配置理論（Assignment Theory）同時考慮到供給和需求雙方的特征，認(rèn)為工作配置不單單是一個隨機的過程，在收入最大化的動機下，個體在可選范圍內(nèi)尋找最優(yōu)工作崗位[9]，即邊際產(chǎn)出的高低同時由個人特征和工作性質(zhì)所決定，單一的人力資本因素（人力資本理論）或工作特征（工作競爭理論）并不能夠充分解釋個人的收入差異[10]。該理論認(rèn)為過度教育會限制勞動力和工作崗位雙方生產(chǎn)力的釋放，是一種低效率的配置，并會一直持續(xù)到更具效率的配置發(fā)生為止，故需制定政策來提高配置效率，以消除過度教育[11]。

綜上，不同理論對過度教育的解釋并不相同，甚至彼此之間爭論不一，特別是在相應(yīng)政策的制定上存在較為明顯的差異。同時，已有實證研究表明，不同理論對各國過度教育的解釋力度也存在分歧，難以為中國過度教育的政策制定提供契合的實踐依據(jù)。道爾頓（Dolton）等對1980年和1986年的數(shù)據(jù)分析表明，英國的過度教育更多為配置理論所解釋[12]，他在另一項研究中也證實了上述發(fā)現(xiàn)[13]。薩拉（Sala）通過文獻分析發(fā)現(xiàn)配置理論與當(dāng)前的研究發(fā)現(xiàn)最為一致，而人力資本理論和工作競爭理論則被大量實證研究所拒絕[14]。然而，布切爾（Büchel）等通過德國1964－1971年和1998年GLHS（the German Life History Study）調(diào)查發(fā)現(xiàn)，工作競爭理論在解釋過度教育的持久性上更有力[15]。林斯凱（Linskey）對澳大利亞NLCS調(diào)查（Negotiating the Life Course Survey）的數(shù)據(jù)進行分析后，發(fā)現(xiàn)過度教育可被工作競爭理論所解釋[16]?？_爾（Caroleo）對意大利大學(xué)畢業(yè)生的研究表明，工作競爭理論和配置理論比找尋理論更有解釋力度[17]。此外，哈托格（Hartog）歸納了過去25年內(nèi)5個國家（葡萄牙、英國、美國、荷蘭和西班牙）關(guān)于過度教育的研究，發(fā)現(xiàn)這三個理論都不能夠有效地解釋過度教育[18]。

之所以會造成理論認(rèn)知和實踐證據(jù)間的分歧，主要原因在于：第一，過度教育具有時代性與階段性，不同國家和不同時期過度教育的癥狀和根源并不相同，單一理論很難去解釋各國不同時期的過度教育現(xiàn)象，實證結(jié)果也必然各不相同；第二，過度教育是相對的，并非是絕對的，既離不開知識勞動力供給的增加，也離不開高技能工作崗位數(shù)量的增長，更與二者的結(jié)構(gòu)匹配相關(guān)，這導(dǎo)致從不同視角出發(fā)會形成彼此對立的理論認(rèn)知。因此，對過度教育的理論選擇需考慮本國國情。為此，本研究借助于中國勞動力市場調(diào)查數(shù)據(jù)，通過實證分析來驗證人力資本理論、工作競爭理論和配置理論對過度教育的解釋力度，從而為過度教育的治理提供符合理論與實踐的政策建議。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)說明

本研究所用數(shù)據(jù)源于中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心開展的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查”（CLDS，http://css.sysu.edu.cn）。CLDS的調(diào)查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力（年齡15至64歲的家庭成員），對全國樣本進行了科學(xué)合理的抽樣設(shè)計，旨在描述中國勞動力市場的現(xiàn)狀與變遷，包括教育、就業(yè)、家庭等多方面的變量，特別適用于本研究的數(shù)據(jù)需要。分析對象限定為進入勞動力市場的雇員，并不包括自雇、雇主、務(wù)農(nóng)、兼職和學(xué)生等?？紤]到男性和女性的退休年齡分別為60周歲和55周歲，以男性退休年齡為標(biāo)準(zhǔn)將樣本年齡限制在16周歲到60周歲之間，并參照最低工資規(guī)定和收入的異常值分布特征將年工資性收入限制在9600元和70萬元之間。最終得到的有效樣本為5469人，男性和女性分別有3117人和2352人，東部、中部、西部分別有3162人、1187人和1120人，工作地在城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村的分別為3558人和1911人。

（二）過度教育的判定

本文對過度教育的判定采用實際匹配法中的眾數(shù)法。以凱克（Kiker）為代表的研究者將每個職業(yè)中個人實際受教育年限分布的眾數(shù)作為工作所需的受教育年限，當(dāng)個人的實際受教育年限高于工作所需的教育年限時，判定過度教育發(fā)生；當(dāng)二者相等時，個人處于教育適度狀態(tài)；否則，就處于教育不足狀態(tài)[19]。選取眾數(shù)法主要基于以下考慮：第一，本文是對過度教育進行理論驗證，是對勞動力市場既成事實的分析，而受教育年限的實際分布恰恰是勞動力市場中供需配置結(jié)果的直觀反映，故實際匹配法更契合本文的研究目的。第二，實際匹配法對工作所需教育年限的測量又分為標(biāo)準(zhǔn)差法和眾數(shù)法，以均值和標(biāo)準(zhǔn)差作為測量依據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差法更容易受到樣本中個人受教育年限的分布特征的影響，在效度上要弱于眾數(shù)法。盡管從長期來看，當(dāng)教育程度逐年增加時，眾數(shù)法會導(dǎo)致過度教育比率的低估，但本文是對截面數(shù)據(jù)的分析，并不涉及到時間序列，故這方面的影響并不大。

（三）變量說明

考慮到職業(yè)收入可被直接觀測到，既能反映人力資本的勞動力市場回報，又能反映勞動力市場配置的結(jié)果，是人力資本理論、工作競爭理論和配置理論所共同討論的核心，也是聯(lián)系勞動者與職業(yè)崗位之間的紐帶，故將職業(yè)收入作為解釋變量。同時，對數(shù)收入既能減少樣本偏態(tài)分布等對模型估計的影響，又可兼顧到回歸分析的假設(shè)條件和解釋便利，故將對數(shù)收入作為因變量。核心自變量為個人的受教育年限，依據(jù)匹配狀態(tài)將其細(xì)分為工作所需的教育年限、過度的教育年限和不足的教育年限三項，以考察教育年限對收入的異質(zhì)性影響。

由于勞動力市場分割的存在，需控制影響收入的其他因素。如表1所示，其他控制變量來源于個人、家庭和組織三個維度，具體為：第一，人力資本特征，用于消除其他形式人力資本對收入的影響，例如工作年限越久，外語水平越高，證書越匹配，身體越健康，收入可能會越高，其中外語能力以不能夠熟練掌握一門外語聽說讀寫為參照組，證書以未擁有與職業(yè)相符的資格證書為參照組，健康狀況以身體健康為參照組，BMI指數(shù)和工作年限則直接加入模型；第二，人口統(tǒng)計學(xué)特征，以消除勞動力市場中可能存在的個體收入差異，例如性別收入不平等和民族優(yōu)待情況等，分別以男性、已婚、非農(nóng)戶口、未加入政黨、漢族和青年為參照組；第三，家庭社會背景特征，消除家庭出身這一先賦性因素對收入的影響，例如家庭背景越好，工作搜尋投入也必然越多，找到匹配工作的概率也更大，收入水平必然會更高，其中父母的受教育程度既作為家庭社會背景特征，又作為個人的能力代理變量；第四，職業(yè)崗位特征，為消除職業(yè)分割以及非經(jīng)濟收益的影響，分別以不發(fā)放住房公積金、不包吃、不包住、不經(jīng)常加班、全職工作、非第一份工作、第一產(chǎn)業(yè)和私立部門為參照組，其中工作路程以上下班所耗費的時間進行計算，并直接加入到模型中；第五，宏觀區(qū)域特征，控制區(qū)域經(jīng)濟分化和城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟所造成的收入差異，分別以東部區(qū)域和在鄉(xiāng)村工作為參照組。此外，本研究的模型估計采用Stata13.0軟件進行。

（四）計量模型

所用模型是在經(jīng)典明瑟教育收益率方程的基礎(chǔ)上演化而來。朗姆博格（Rumberger）將受教育年限分解為工作所需的教育年限和過度的教育年限[20]。鄧肯（Duncan）等又將實際受教育年限分解為工作所需教育年限以及實際受教育年限與工作所需教育年限的差兩部分，將明瑟教育收益率方程推廣為ORU方程[21]。假定Sr為工作所需的教育年限，So為過度的教育年限，Su為不足的教育年限，S為實際受教育年限，四者的關(guān)系為S=Sr+So-Su，當(dāng)過度教育發(fā)生時，So=S-Sr；當(dāng)教育不足發(fā)生時，Su=Sr-S；當(dāng)個人處于教育適度時，So=Su=0。因而，ORU模型可估計受教育年限對收入的異質(zhì)性影響，如方程（1）所示：

表1 變量及其分布特征匯總

式（1）中，X為其他所有解釋變量，δ為隨機誤差項，系數(shù)γr為工作所需的教育年限的收益率，即工作所需的教育年限每增加一年的邊際收入，γo為過度的教育年限的收益率，即每過度一年教育的邊際收入，γu為不足的教育年限的收益率，即每欠缺一年教育的邊際收入。

通過ORU模型可驗證不同理論的解釋力度，其核心在于：人力資本理論、工作競爭理論和配置理論對個體收入差異的解釋不同。具體而言，人力資本理論認(rèn)為收入差異主要來自于實際受教育年限的差異，故在ORU模型中過度的教育年限和不足的教育年限對收入的影響與工作所需的教育年限并無不同，即收入和教育與職業(yè)的匹配程度無關(guān)，有γr=γo=-γu。工作競爭理論則認(rèn)為收入是由剛性的職業(yè)等級所決定，即由工作所需的教育年限所決定，過度的教育年限僅能增加其獲得工作時的競爭力，有γo=γu=0。配置理論則認(rèn)為教育年限和職業(yè)等級共同構(gòu)成收入的決定函數(shù)，過度或不足的教育年限仍能夠解釋收入差異，但其對收入的邊際效應(yīng)要小于工作所需的教育年限對收入的邊際效應(yīng)，即不同的受教育年限對收入存在異質(zhì)性影響，有γr〉γo〉0〉γu，且γr〉|γu|。基于此，人力資本理論、工作競爭理論和配置理論對過度教育的解釋可在對收入的分析中得以體現(xiàn)，這也是本文理論檢驗的出發(fā)點。具體到本研究中，通過對γr、γo和γu三個系數(shù)施加相應(yīng)的約束條件，例如γr=γo=-γu，若約束有效，則在無約束情況下的估計量應(yīng)該滿足約束條件，故以無約束估計量為基礎(chǔ)可構(gòu)造一個Wald統(tǒng)計量進行驗證。

（五）模型修正

盡管本研究所用數(shù)據(jù)來源于全國樣本的隨機抽樣，但研究對象卻限于雇員群體，這導(dǎo)致樣本選擇性偏差的發(fā)生，主要表現(xiàn)在：其一是勞動力參與選擇，即首先要進入勞動力市場才能夠被觀察到，而對于未能進入勞動力市場的樣本則并不能被觀察到；其二是雇傭類型選擇，即選擇被雇和自雇的樣本之間并非是隨機的，這進一步又形成了新的選擇偏差。為此，需要對上述選擇型偏差進行修正，所選用方法為Heckman兩階段模型，假設(shè)回歸模型為yi=xi'β+εi，其中被解釋變量yi是否可以觀測取決于二值選擇變量zi。當(dāng)zi=1時，yi可被觀測；反之則不可被觀測到。zi的決定方程為：

其中，zi*為不可觀測的潛變量。假設(shè)μi服從正態(tài)分布，通過Probit模型估計出逆米爾斯比率，并將其加入到OLS回歸模型中，若似然比檢驗顯著，則表明選擇性偏差真實存在，需選用Heckman兩階段模型。具體到本研究中，由于存在雙重選擇性偏差，這相當(dāng)于在已有的Probit估計中又多了一重選擇偏差，可使用Heckprobit模型來估計逆米爾斯比率，并將其作為樣本糾正項加入到OLS回歸中，其中選擇變量都為個人受教育年限、父母受教育年限、年齡及其平方項、性別、戶口、民族、婚姻狀況、區(qū)域和城鎮(zhèn)類型。

此外，模型同樣存在內(nèi)生性問題，例如受教育年限會與殘差中的能力遺漏變量相關(guān)，導(dǎo)致OLS估計量有偏。為此，需通過使用工具變量法（IV）估計，尋找與個人受教育程度相關(guān)，但與個人能力無關(guān)的工具變量。以兩階段最小二乘法（2SLS）為例，第一步主要將受教育年限作為因變量和工具變量等外生自變量進行估計，第二步則主要將上述擬合值帶入到OLS模型，故公式（1）可變?yōu)椋?/p>

其中，Sr為內(nèi)生變量，?r為公式（4）中的擬合值，zi1和zi2為有效工具變量，θi為隨機擾動項。選擇工作所需的教育年限為內(nèi)生性變量的原因是：其一，工作所需的教育年限是職業(yè)等級的表征，與個人能力具有高度的相關(guān)性，在能力變量缺失時，會產(chǎn)生變量內(nèi)生的風(fēng)險；其二，過度的教育年限和不足的教育年限盡管有可能與誤差項相關(guān)，但二者更多地是由實際受教育年限和工作所需的教育年限所決定，將工作所需的教育年限作為內(nèi)生變量后，模型的內(nèi)生性問題會大大降低，同時也難以尋找到足夠多且有效的工具變量。在本研究中，對ORU模型分別進行了穩(wěn)健OLS估計、Heckman估計、IV估計和IV-heckit估計，其中IV-heckit估計是同時糾正選擇偏差和內(nèi)生性問題，即將逆米爾斯比率加入到IV估計中。此外，在IV模型中還可通過廣義矩估計（GMM）和有限信息極大似然法（LIML）進行估計。

三、基于ORU模型的實證檢驗

參考已有研究所使用的強工具變量，例如父母受教育程度[22]、配偶受教育程度[22]、子女?dāng)?shù)量[23]和個人出生的季度[24]等，在IV估計時采用了母親受教育年限和子女?dāng)?shù)量作為工具變量，在IV-heckit模型中則采用母親受教育年限和配偶受教育年限作為工具變量。如表2所示，在Heckman估計和IV-heckit估計中Lambda系數(shù)高度顯著，表明了樣本存在著明顯的選擇性偏差；同時，IV估計和IV-heckit估計中第一階段方程的調(diào)整后R2分別是0.6074和0.7675，所用工具變量與內(nèi)生變量之間高度相關(guān)，且都通過了內(nèi)生性檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗，表明工具變量有效，其估計效果要優(yōu)于傳統(tǒng)估計。

如表2所示，通過對比可知：其一，工作所需的教育年限的回歸系數(shù)顯著為正，每增加一年，其邊際收入增加約為2.94%－14.31%；其中Heckman估計、IV估計和IV-heckit估計的結(jié)果要明顯高于穩(wěn)健OLS估計，表明了選擇偏差和內(nèi)生性會造成OLS系數(shù)的低估。其二，過度的教育年限的回歸系數(shù)也顯著為正，這意味著與相同工作崗位上相比，過度的教育年限每增加一年，其邊際收入效應(yīng)約為2.52%－10.18%；然而，過度的教育年限的回歸系數(shù)要顯著小于工作所需的教育年限的回歸系數(shù)，這表明在教育水平相同的前提下，過度教育者需要承擔(dān)一定的收入損失，過度的教育年限每增加一年，其需要承擔(dān)約0.42%－4.13%的收入損失。其三，不足的教育年限的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且其絕對值要明顯小于工作所需的教育年限的回歸系數(shù)，這意味著在相同的工作崗位上，不足的教育年限每增加一年，其要承擔(dān)的收入損失約為2.49%－6.61%；然而，在相同的教育水平下，教育不足者則會享受約0.44%－7.70%的收入福利。其四，過度的教育年限、不足的教育年限和工作所需的教育年限的回歸系數(shù)具有明顯的差異，表明受教育年限對收入具有異質(zhì)性影響，且工作所需的教育年限的收益率最高。

在上述估計的基礎(chǔ)上，通過對工作所需的教育年限、過度的教育年限和不足的教育年限的判斷來驗證上述理論的解釋力度。通過Wald檢驗后發(fā)現(xiàn)，工作所需的教育年限、不足的教育年限和過度的教育年限三者的回報率并不相同，其中Chi2值和P值分別為15.57和0.0004，這一方面肯定了教育收益率異質(zhì)的假設(shè)，即否定了人力資本理論，另一方面由于三者的系數(shù)都顯著不為零，也否定了工作競爭理論。同時，經(jīng)過對比后發(fā)現(xiàn)，工作所需的教育年限的回報率要顯著高于過度的教育年限的回報率，同時也顯著高于不足的教育年限的回報率（Chi2=3.20，P=0.0735；Chi2=13.79，P=0.0002）。為此，配置理論更能夠解釋中國勞動力市場中教育與職業(yè)的匹配狀況，而人力資本理論和工作競爭理論則并不能解釋中國的實際。

此外，由于IV-heckit模型估計效果最好，對其他控制變量則以其估計結(jié)果為例進行分析。在其他人力資本特征方面，工作年限對收入的影響呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，但當(dāng)前機構(gòu)工作年限對收入則具有顯著的正向影響，這說明通用型人力資本和專門性人力資本對收入的影響呈現(xiàn)出相反的趨勢；同時，其他形式人力資本對收入并不存在顯著影響。在個人特征方面，男性的收入要顯著高于女性，未婚人士的收入要顯著低于已婚人士，擁有非農(nóng)戶口和加入政黨個體分別可享受約14.58%和10.74%的收入溢價，民族對收入則不存在顯著影響。在家庭背景方面，父親的受教育程度對個體收入的影響并不顯著，但經(jīng)濟出身越好，未來的收入水平也顯著更高。在職業(yè)特征方面，擁有公積金和其他非經(jīng)濟福利越好的職業(yè)的收入水平也顯著更高，但經(jīng)常加班、擁有兼職和當(dāng)前工作是否為第一份工作對收入則并不存在顯著影響；不同產(chǎn)業(yè)間并不存在顯著的收入差異，但公共部門的收入更低，呈現(xiàn)出顯著的部門分割；同時，單位規(guī)模越大，個體的收入也更多。在宏觀經(jīng)濟特征上，東部和城鎮(zhèn)地區(qū)的收入要顯著更高，呈現(xiàn)出較為鮮明的區(qū)域分割?？傊刂谱兞繉κ杖氲挠绊懪c已有研究發(fā)現(xiàn)都較為相似，在本研究中僅作為回歸模型的必要組成，在此不再贅述。

綜上可知，工作所需教育年限的收益率和過度的教育年限的收益率顯著為正，不足的教育年限的收益率顯著為負(fù)，且二者的絕對值都低于工作所需教育年限的收益率。在相同工作崗位上，過度教育者的收入最高，教育匹配者次之，教育不足者的收入最低；在相同教育水平下，教育不足者的收入最高，教育匹配者次之，教育過度者的收入最低。因而，相同教育水平下，過度教育者仍存在收入損失，教育不足者則享有收入溢價。同時，對于ORU模型的分析也進一步表明，不同教育年限的收益率存在著異質(zhì)性，從而拒絕了人力資本理論，而過度的教育年限和不足的教育年限對收入仍存在顯著影響，從而拒絕了工作競爭理論，故配置理論對中國勞動力市場中教育與職業(yè)匹配的解釋力度要優(yōu)于人力資本理論和工作競爭理論。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論與討論

相較于已有研究，本研究的創(chuàng)新之處有：其一，針對性地驗證了發(fā)展中國家過度教育理論的解釋力度，為未來的國際比較和理論分析提供了契合的實踐證據(jù)；其二，較以往研究，考慮到雙重選擇偏差和內(nèi)生性問題，提高了計量結(jié)果的準(zhǔn)確性。通過對CLDS2014年數(shù)據(jù)的分析，主要得到以下結(jié)論：

1.與OLS估計相比，Heckman模型的回歸系數(shù)有明顯的增加，這表明了存在負(fù)向的選擇偏差導(dǎo)致了OLS回歸的低估；IV模型的回歸系數(shù)則也發(fā)生了較為明顯的增加，表明OLS估計中工作所需教育年限與誤差項中的能力變量存在正向相關(guān)；在IV-heckit模型中，其回歸系數(shù)比OLS估計和Heckman選擇偏差修正模型的回歸系數(shù)大，但卻明顯小于IV模型的回歸系數(shù)，這表明部分選擇偏差的存在造成了變量內(nèi)生性問題，故有必要同時糾正樣本選擇偏差和內(nèi)生性問題。需注意的是，本研究在IV-heckit和IV模型中選擇的工具變量并不完全相同，這可能會對回歸系數(shù)的大小產(chǎn)生一定的影響，需在未來的研究中進一步修正。

2.通過ORU模型可知，過度教育的生產(chǎn)效應(yīng)表現(xiàn)為：一方面，與相同教育水平的教育匹配者相比，過度教育者需要承擔(dān)一定比例的收入損失，表明過度教育會造成個體生產(chǎn)力的損失；另一方面，與相同工作崗位的教育匹配者相比，過度教育者的生產(chǎn)力仍顯著更高，即過度教育可提高崗位生產(chǎn)力。為此，過度教育的生產(chǎn)效應(yīng)同時表現(xiàn)出個體生產(chǎn)力損失和崗位生產(chǎn)力提高的特性，說明過度教育并不總是低效率的，盡管其不利于個體生產(chǎn)力的發(fā)揮，但卻能提高所在崗位的生產(chǎn)力，前者是過度教育的負(fù)向影響，而后者則是過度教育的正向影響。故對待過度教育不應(yīng)“非此即彼”地批判，需考慮到通過過度教育來逐步提高崗位的平均受教育程度，以促進創(chuàng)新性積累和技術(shù)進步的可能，這是過度教育相對性的體現(xiàn)。

3.配置理論對中國過度教育的解釋力度超過人力資本理論和職業(yè)競爭理論，表明中國過度教育并不是短期現(xiàn)象，更是一種長期現(xiàn)象，是由教育供給和經(jīng)濟需求在總量和結(jié)構(gòu)上的失衡所導(dǎo)致。具體而言：

一方面，教育對知識勞動力的過度供給和經(jīng)濟對知識勞動力的需求不足共存。在教育方面，中國高等教育自1999年開始快速實現(xiàn)大眾化，毛入學(xué)率在2018年達到48.1%，本科、碩士和博士的相繼擴招直接增加了知識勞動力的供給。在社會方面，傳統(tǒng)的文化觀念和文憑社會的現(xiàn)狀提高了社會對教育功用的推崇，促使用人機構(gòu)、家庭和個人盲目追求高學(xué)歷，跟風(fēng)嚴(yán)重。在經(jīng)濟方面，轉(zhuǎn)型時期經(jīng)濟增速放緩，就業(yè)崗位的創(chuàng)造落后于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，高級職業(yè)崗位供給不足。在上述背景下，知識勞動力在總量上存在著供需不匹配，導(dǎo)致大學(xué)生不得不面臨“就業(yè)難”和“就業(yè)質(zhì)量低”的雙重壓力，勞動力市場中“大材小用”現(xiàn)象普遍，社會文化的渲染又加重了公眾對高學(xué)歷的追捧，教育深化和過度教育共存，形成了難以調(diào)和的局面，甚至?xí)χ?、低教育水平人群的就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，就業(yè)環(huán)境將會進一步惡化，不匹配現(xiàn)象加劇。

另一方面，人才培養(yǎng)體制改革滯后于經(jīng)濟發(fā)展需求，教育供給與經(jīng)濟需求之間存在著技能結(jié)構(gòu)失衡。第一，專業(yè)設(shè)置雷同下的技能供給過度。這直接增加了某一類畢業(yè)生的供給，導(dǎo)致部分畢業(yè)生無法找到對口工作，不得不從事與自身所學(xué)專業(yè)差異較大的行業(yè)，極大程度上降低了畢業(yè)生就業(yè)的滿意度和匹配狀況。第二，高等教育質(zhì)量多元化下的技能供給不足。教育擴張必然導(dǎo)致以教師、校舍等投資成本的成倍增加，普通高校往往缺少充裕的教育經(jīng)費，師資力量短缺和班級規(guī)模增加導(dǎo)致學(xué)生得不到應(yīng)有的指導(dǎo)，造成多數(shù)普通高校教育質(zhì)量下降，既降低了用人機構(gòu)對高校畢業(yè)生能力水平的預(yù)判，迫使其追求更高學(xué)歷的畢業(yè)生，對本科、?？飘厴I(yè)生的就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，又導(dǎo)致用人機構(gòu)對教育質(zhì)量的需求增加，在招聘時多以限制學(xué)校層次為條件，以招聘到優(yōu)質(zhì)高校的畢業(yè)生，對普通高校畢業(yè)生的就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。第三，基于就業(yè)能力的就業(yè)指導(dǎo)缺失。就業(yè)能力是指可雇傭性，即勞動力獲得和保持工作的能力，當(dāng)前就業(yè)指導(dǎo)的功能并未得到足夠重視，難以針對性地提高畢業(yè)生的就業(yè)能力，畢業(yè)生往往因欠缺面試技巧等非人力資本因素，降低了被錄用的概率，即使畢業(yè)生擁有合適的技能，也難以尋找到匹配工作，即摩擦性過度教育。

再一方面，區(qū)域、行業(yè)和職業(yè)間的分割普遍存在，教育供給與經(jīng)濟需求存在著區(qū)域、行業(yè)和職業(yè)間的結(jié)構(gòu)失衡。當(dāng)前，中國經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出極化的特點，知識勞動力往往集聚在部分區(qū)域、行業(yè)或職業(yè)中，直接導(dǎo)致了局部過度供給的發(fā)生。與此同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級緩慢，高技能工作崗位的供給不足，知識勞動力供給大于需求，在勞動力市場分割的狀態(tài)下，優(yōu)質(zhì)工作崗位已然成為了稀缺資源，這進一步地惡化其就業(yè)形勢，部分勞動力不得不從事低于其自身教育水平的工作，導(dǎo)致了整體過度教育的產(chǎn)生。

（二）政策建議

1.適當(dāng)提高學(xué)費以引導(dǎo)個人理性投資教育。當(dāng)前高等教育的學(xué)費存在剛性，無法實現(xiàn)其調(diào)節(jié)教育投資的杠桿作用，導(dǎo)致個人往往更加關(guān)注教育收益，忽略了對教育的成本-收益分析，誘發(fā)了對教育的盲目追求，造成知識勞動力供給的大幅度增加，故當(dāng)需求一定時，會引發(fā)整體勞動力市場的過度教育。因此，適當(dāng)提高高校學(xué)費，引起社會對教育投資的成本意識，可以有效地引導(dǎo)理性的教育投資行為，避免大規(guī)模的過度教育。

2.促進產(chǎn)業(yè)升級以增加高技能工作崗位供給。勞動力市場中高技能需求工作崗位的比重越大，知識勞動力尋找到匹配工作的可能性也越大，此時教育不匹配的現(xiàn)象將不會長期存在，更多為結(jié)構(gòu)性調(diào)整。因此，在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和高等教育大眾化的背景下，促進產(chǎn)業(yè)升級可以有效地提高就業(yè)市場對知識勞動力的容納能力，改善個人教育與職業(yè)的匹配狀況。

3.促進教育供給側(cè)改革以滿足市場對知識勞動力的需求。作為供給方的教育系統(tǒng)，無法培養(yǎng)出足以滿足市場需求的知識勞動力，教育的人才培養(yǎng)與市場的人才需求之間存在著專業(yè)、技能等方面的結(jié)構(gòu)性失衡，導(dǎo)致畢業(yè)生發(fā)生過度教育。因此，教育需以市場需求為導(dǎo)向，在課程體系、專業(yè)設(shè)置等方面進行供給側(cè)改革，培養(yǎng)出市場所需要的畢業(yè)生，以解決結(jié)構(gòu)性過度教育。

4.減少勞動力市場中的信息不對稱和增加勞動力市場的流動性。配置理論認(rèn)為當(dāng)勞動力市場中信息的不對稱或勞動力流動性低，教育與職業(yè)不匹配會增加時，進而導(dǎo)致人力資本的低效率和浪費。因此，需要減少勞動力市場中的信息不對稱：第一，政府需要通過制度設(shè)計來增加企業(yè)的資質(zhì)認(rèn)證（身份認(rèn)證和信用等級）和勞動者的相關(guān)認(rèn)證（從業(yè)資格認(rèn)證等）；第二，建立一個由政府、學(xué)校、個人和企業(yè)共有的平臺，可以傳遞招聘和就業(yè)需求，減少個人和企業(yè)的搜尋成本和信息誤導(dǎo)等；第三，政府應(yīng)該引導(dǎo)破除由于戶籍和檔案等制度所造成的勞動力流動壁壘，增加勞動力流動性。