高校擴(kuò)招政策降低了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的大學(xué)教育溢價(jià)嗎？
——基于反事實(shí)選擇的因果關(guān)系推斷

方 超，黃 斌

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇南京210023）

一、問題的提出

高校擴(kuò)招政策是我國(guó)現(xiàn)存爭(zhēng)議最大的教育制度之一。高等教育毛入學(xué)率在擴(kuò)招政策的帶動(dòng)下，由20世紀(jì)90年代的3.5%上升到了新千年的12.5%，在2018年更是達(dá)到了48.1%（教育部，2019）。擴(kuò)招政策將我國(guó)高等教育由精英化推向普及化的同時(shí)，也為勞動(dòng)力市場(chǎng)供給了一批具有大學(xué)及以上受教育程度的勞動(dòng)力，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口中技能型勞動(dòng)力的占比由擴(kuò)招前期的2.9%上升到了擴(kuò)招后期的19.4%（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2018）。

有關(guān)資本-技能互補(bǔ)與過度教育的研究表明，大學(xué)擴(kuò)招對(duì)勞動(dòng)者收入的影響存在著兩種機(jī)制[1-2]。第一種機(jī)制：大學(xué)擴(kuò)招后，技能型勞動(dòng)力比重上升并占據(jù)了非技能型勞動(dòng)力的工作崗位，大學(xué)文憑與崗位的“錯(cuò)置”造成了大學(xué)教育收益率的下降，但非技能型勞動(dòng)力的工資溢價(jià)卻相對(duì)穩(wěn)定，故擴(kuò)招縮小了由人力資本因素引致的期初收入差距。第二種機(jī)制：技能型勞動(dòng)力的供給擴(kuò)張，但技能偏態(tài)型技術(shù)進(jìn)步卻刺激了資本市場(chǎng)的投入，促使廠商通過較低的市價(jià)購入新技術(shù)，技術(shù)市場(chǎng)的擴(kuò)大又推動(dòng)了勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)技能型勞動(dòng)力的有效需求，大學(xué)教育溢價(jià)的提高也擴(kuò)大了不同教育層級(jí)間的期初收入差距。針對(duì)高校擴(kuò)招、技能型勞動(dòng)力的過度供給以及教育收益率變動(dòng)間的不確定性，本研究旨在利用微觀計(jì)量的因果推斷方法，測(cè)度城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的教育收益率與大學(xué)教育溢價(jià)水平，深入討論大學(xué)教育是否相對(duì)于高中階段教育而言，仍然是一項(xiàng)高效的人力資本投資形式。研究結(jié)果一方面為增強(qiáng)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的資源配置效率、縮小城鎮(zhèn)勞動(dòng)力組內(nèi)收入差距提供擴(kuò)招層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，另一方面也為我國(guó)高等教育在后大眾化時(shí)期更加注重公平發(fā)展提供可參考的決策依據(jù)。

二、既有文獻(xiàn)回顧

自明瑟提出人力資本收益函數(shù)后，學(xué)界便在明瑟方程的基礎(chǔ)上，利用不同類型的數(shù)據(jù)形式，采用不同計(jì)量方法，實(shí)證檢驗(yàn)教育擴(kuò)展、大學(xué)教育對(duì)勞動(dòng)力收入水平的影響，一方面旨在實(shí)現(xiàn)教育與收入的因果關(guān)系推斷，另一方面亦可為高等教育政策評(píng)估與反思提供量化指導(dǎo)。譬如，薩卡羅普洛斯（Psacharopoulos，2004、2018）[3-4]的研究橫向比較了不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、教育層級(jí)與教育回報(bào)率的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的教育回報(bào)率相對(duì)較低，并且初等、高等以及高中教育收益率呈遞減趨勢(shì)。克羅伊斯和多基耶（De la Croix&Docquier，2007）[5]針對(duì)美、法兩國(guó)的比較研究，利用大學(xué)教育的參與率作為代理指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)高等教育大眾化雖然促進(jìn)了兩國(guó)勞動(dòng)力的人力資本積累，但高等教育收益率的下降卻是不爭(zhēng)的事實(shí)。然而，阿西莫格魯（Acemoglu，2011）[6]卻在研究中得出相反的結(jié)論，即美國(guó)大學(xué)教育溢價(jià)自20世紀(jì)80年代起便不斷上升，但教育擴(kuò)張?jiān)诔?guó)外的歐洲大多數(shù)國(guó)家卻抑制了工資的增長(zhǎng)[7]?？蟻喩↘enayathulla，2013）[8]新近的研究基于馬來西亞勞動(dòng)力市場(chǎng)的收入數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)大學(xué)教育回報(bào)率高于初等教育但卻低于高中階段教育。

隨著擴(kuò)招政策的深入，高等教育收益率及其變動(dòng)趨勢(shì)愈發(fā)引起我國(guó)學(xué)者的關(guān)注。李實(shí)、丁賽（2003）[9]的早期研究揭示了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的大學(xué)教育回報(bào)率自20世紀(jì)90年代以來的不斷上升勢(shì)頭。張車偉（2006）[10]基于抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)研究，發(fā)現(xiàn)初中及以下、高中及以上受教育程度的教育回報(bào)率分別為2.75%和5.9%，而大專及以上受教育程度的估計(jì)值卻不顯著，因而不能說明大學(xué)教育相較于高中教育更有利于個(gè)體增收。丁小浩等（2012）[11]利用入戶調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)除初中教育以外，城鎮(zhèn)居民的各級(jí)教育回報(bào)率呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，其中大學(xué)與研究生教育的凈收益分別由2002年的24.95%與50.55%下降到了2009年的23.67%與35.40%。陳純槿（2012）[12]的研究利用傾向得分匹配法，檢驗(yàn)了擴(kuò)招前后高等教育收益率的變動(dòng)，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)招政策并未使得全體勞動(dòng)力均質(zhì)獲益，預(yù)期選擇與收入機(jī)制決定了擴(kuò)招政策有限的受益者。

新近的研究在研究視角上更加注重對(duì)擴(kuò)招政策的績(jī)效評(píng)價(jià)，試圖通過大學(xué)教育回報(bào)率的變化判斷擴(kuò)招政策對(duì)勞動(dòng)力個(gè)體增收的影響。譬如，劉澤云（2015）[13]利用CHIP數(shù)據(jù)的研究，采用工具變量法（IV）與赫克曼兩階段樣本選擇模型解決了內(nèi)生性與自選擇偏差后，指出大學(xué)教育愈發(fā)能夠形成對(duì)人的增值，并在此基礎(chǔ)上聚焦于大學(xué)教育質(zhì)量對(duì)勞動(dòng)力收入狀態(tài)的潛在影響，發(fā)現(xiàn)大學(xué)教育質(zhì)量對(duì)收入存在正向影響，而勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)則是個(gè)體是否進(jìn)入“211”大學(xué)的決定因素（劉澤云、邱牧遠(yuǎn)，2017）[14]。方超、黃斌（2018）[15]新近的研究則發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招并未通過大學(xué)教育質(zhì)量下降從而抑制城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的大學(xué)教育回報(bào)率。

總的來說，既有研究已經(jīng)圍繞高校擴(kuò)招政策做了大量扎實(shí)有益的研究工作，并且在提高教育分配的公平、縮小收入差距以及推進(jìn)高等教育內(nèi)涵式發(fā)展等方面提出了卓有成效的政策建議，但仍然存在可供研究的留白。第一，在研究設(shè)計(jì)上，既有研究基于高等教育收益率的變動(dòng)趨勢(shì)，通過橫向比較評(píng)價(jià)了擴(kuò)招政策對(duì)勞動(dòng)力收入變化的影響，但缺乏比對(duì)教育層級(jí)上的縱向差距，即未能將擴(kuò)招政策實(shí)施前后的高等教育收益與高中階段教育（普通高中與職業(yè)高中）收益進(jìn)行縱向?qū)Ρ?，因而在評(píng)價(jià)大學(xué)教育對(duì)人的增值影響時(shí)，可能有失全面性。第二，在研究方法上，教育回報(bào)率的相關(guān)研究往往面臨著反事實(shí)選擇、樣本選擇與遺漏變量等計(jì)量問題的掣肘[16-17]，但相關(guān)研究大多聚焦于一種或兩種計(jì)量偏差，因而在測(cè)度大學(xué)教育回報(bào)時(shí)，增加了系數(shù)偏估的風(fēng)險(xiǎn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型與方法

借鑒經(jīng)典明瑟收入方程，利用普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）估計(jì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育收益率與大學(xué)教育的處理效應(yīng)：

本文將采用普通最小二乘法、分教育層級(jí)回歸、工具變量法以及赫克曼兩階段樣本選擇模型估計(jì)式（1），并將教育回報(bào)率與大學(xué)教育回報(bào)率作為基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果。

（二）大學(xué)教育的處理效應(yīng)

基準(zhǔn)回歸的研究假設(shè)為教育選擇的同質(zhì)性，但羅伊（Roy，1951）[18]、威爾斯和羅森（Wills&Rosen，1979）[19]等學(xué)者的研究卻指出，勞動(dòng)力在做出某一層級(jí)的教育選擇時(shí)是異質(zhì)而非同質(zhì)的，因而同質(zhì)性的教育回報(bào)率便可能導(dǎo)致異質(zhì)性偏估（Heckman&Li，2004）[20]。具體說來，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力根據(jù)個(gè)體偏好，在高中階段教育后做出進(jìn)一步的教育決策。該決策包含兩種類型的行為選擇（此處不考慮既不進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)也不接受大學(xué)教育的個(gè)體選擇）：一種選擇是直接進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，憑借高中教育取得工資收入；另一種選擇是進(jìn)入大學(xué)繼續(xù)深造，寄希望于通過大學(xué)教育獲得更高水平的收入，但必須支付當(dāng)期貨幣成本與機(jī)會(huì)成本。無論個(gè)體做出何種教育選擇，均是以自身的比較優(yōu)勢(shì)并結(jié)合成本-收益分析所做出的判斷，認(rèn)為能夠從大學(xué)教育中收獲更多回報(bào)的個(gè)體，更傾向于接受大學(xué)教育，因而大學(xué)參與率便高于那些認(rèn)為可能獲益較少的個(gè)體，但這一決策并非隨機(jī)過程。

教育選擇的異質(zhì)性使得教育回報(bào)對(duì)個(gè)體增收的影響也具有異質(zhì)性。對(duì)勞動(dòng)者而言，同為教育年限的增長(zhǎng)，但大學(xué)教育層級(jí)在理論上要比高中階段教育有著更強(qiáng)的個(gè)體增收效應(yīng)。此時(shí)，明瑟收入方程中的教育年限便很清晰地區(qū)分出兩種學(xué)歷教育下的教育年限增長(zhǎng)對(duì)勞動(dòng)者收入的精確影響。對(duì)于教育選擇的異質(zhì)性，傳統(tǒng)處理方法是在式（1）的基礎(chǔ)上，根據(jù)教育選擇建立二元啞變量。當(dāng)時(shí)，表示城鎮(zhèn)勞動(dòng)力做出第二種教育選擇，即接受大學(xué)教育表示高中階段教育后直接進(jìn)勞動(dòng)力市場(chǎng)。則為高中階段或大學(xué)教育的個(gè)體增收效應(yīng)。

根據(jù) Heckman（2001）[21]的研究，我們將大學(xué)教育的處理效應(yīng)表述為下列三種形式：

第一，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力做出大學(xué)教育選擇并接受大學(xué)教育后的收入水平為，在高中階段教育后直接進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的收入水平為，X為影響收入水平的一組矢量。那么，大學(xué)教育相對(duì)于高中階段的增收效應(yīng)（ATE）便可表述為：

第二，大學(xué)教育的處理效應(yīng)為（ATT）：

第三，高中階段教育的處理效應(yīng)為（ATU）：

如果個(gè)體的大學(xué)教育決策為隨機(jī)過程，那么處理組（接受大學(xué)教育）與參照組（未接受大學(xué)教育）下的勞動(dòng)力便具有了相同的個(gè)體、家庭、區(qū)域等特征，而僅存在受教育程度的差別，我們可以將參照組的收入水平作為處理組的收入反事實(shí)數(shù)據(jù)，通過OLS即可得到無偏的處理效應(yīng)。但是，教育決策并非隨機(jī)生成，而是基于個(gè)體比較優(yōu)勢(shì)和成本-收益的判斷。事實(shí)上，接受大學(xué)教育的個(gè)體通常對(duì)未來收益有著較高的認(rèn)知。因此，基于微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究便很難滿足隨機(jī)試驗(yàn)的需要。

（三）傾向得分匹配與大學(xué)教育的處理效應(yīng)

為糾正異質(zhì)性的教育選擇引致的偏估，我們將采用傾向得分匹配的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究設(shè)計(jì)，估計(jì)大學(xué)教育的處理效應(yīng)。具體做法是：借鑒羅森鮑姆和魯濱（Rosenbaum&Rubin，1985）[22]提供的研究思路，根據(jù)個(gè)體教育選擇建立二值Probit模型，即其中，X為影響教育選擇的控制變量。首先，估計(jì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力做出大學(xué)教育選擇的概率值；其次，將大學(xué)教育的處理組與高中階段教育的參照組按照傾向得分相近的原則進(jìn)行匹配，在數(shù)據(jù)平衡的基礎(chǔ)上估計(jì)大學(xué)教育的平均處理效應(yīng)，并通過對(duì)比大學(xué)教育回報(bào)率的變化趨勢(shì)，判斷擴(kuò)招政策對(duì)大學(xué)教育溢價(jià)的影響。

（四）數(shù)據(jù)與變量

本文有關(guān)高校擴(kuò)招影響城鎮(zhèn)勞動(dòng)力收入水平的數(shù)據(jù)源自北京師范大學(xué)收入分配研究院提供的第五輪收入調(diào)查數(shù)據(jù)CHIP2013（城鎮(zhèn)居民）。CHIP2013為收入分配研究院2014年組織的對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民以及外來務(wù)工人員的第五輪收入調(diào)查數(shù)據(jù)，采用了分層系統(tǒng)的抽樣方法，隨機(jī)選取了東、中、西部地區(qū)的15個(gè)省、126個(gè)城市、234個(gè)縣，共計(jì)7175戶城鎮(zhèn)居民與17257個(gè)個(gè)體，最大限度地支撐了本研究所需的外部有效性。

表1報(bào)告了所涉變量的基本統(tǒng)計(jì)特征。被解釋變量我們選取了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的年收入，同時(shí)作對(duì)數(shù)處理后代入方程（lnY）。從均值上看，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的收入水平隨著時(shí)間的推移表現(xiàn)出增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，對(duì)數(shù)收入由2007年的9.957增長(zhǎng)到了2013年的10.285。此外，我們進(jìn)一步通過表2刻畫了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的受教育程度與收入分布的構(gòu)成狀態(tài)。我們選取了CHIP數(shù)據(jù)中接受正規(guī)學(xué)歷教育的年限數(shù)定義教育年限（Educ），將教育年限在0-6年、7-9年、10-12年、13-16年以及16年以上等不同的取值區(qū)間，分別定義為小學(xué)、初中、高中、大學(xué)、研究生及以上教育層級(jí)。

表1 數(shù)據(jù)描述

橫向上看，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的收入水平與教育年限呈正相關(guān)，即受教育程度越高，收入對(duì)數(shù)的均值越高；縱向上看，同一教育層級(jí)內(nèi)部，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力2013年的收入水平要高于2007年。無論是橫向?qū)Ρ冗€是縱向?qū)Ρ?，受教育程度與年齡的關(guān)系均呈現(xiàn)出反向變動(dòng)的趨勢(shì)，即受教育程度越高則年齡越小，但需要指出的是，具有研究生及以上教育經(jīng)歷的勞動(dòng)力，其年齡要大于大學(xué)教育層級(jí)，這是因?yàn)檠芯可逃舆t了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的時(shí)間。

表2 城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的受教育程度與收入分層

有關(guān)經(jīng)驗(yàn)（Exp）及其二次項(xiàng)（Exp2）的處理上，我們采用學(xué)界常用的處理辦法，以勞動(dòng)者接受調(diào)查的實(shí)際年齡減去接受學(xué)歷教育的年限數(shù)，同時(shí)減去假定接受學(xué)歷教育的起始年齡（6歲），得到工作經(jīng)驗(yàn)，該處理辦法較好地考慮了人力資本積累的持續(xù)性。圖1是利用受教育程度、經(jīng)驗(yàn)與收入對(duì)數(shù)制作的線性散點(diǎn)圖，上半部分為2007年，下半部分為2013年。從線性關(guān)系上看（95%置信區(qū)間內(nèi)），勞動(dòng)力的人力資本積累與收入水平呈正相關(guān)性。

圖1 2007-2013年城鎮(zhèn)勞動(dòng)力受教育程度、經(jīng)驗(yàn)積累與收入水平的關(guān)系

此外，除了被解釋變量與核心解釋變量外，為了精確控制個(gè)體特征與家庭特征變量對(duì)教育回報(bào)率和大學(xué)教育溢價(jià)的影響，我們引入了性別（男性取1）、婚否（已婚取1）、民族（漢族取1）、健康程度（自我感覺健康取1）、戶籍（非農(nóng)取1）、是否接受培訓(xùn)（接受過取1）等變量作為控制變量組，對(duì)其做二元啞變量的設(shè)置，代入明瑟收入方程。

四、實(shí)證研究結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

在探討高中階段教育與大學(xué)教育對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的增收效應(yīng)之前，我們首先基于方程（1），利用普通最小二乘法與工具變量法估計(jì)了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育回報(bào)率，同時(shí)采用兩階段樣本選擇模型糾正了樣本選擇偏差。表3報(bào)告了相關(guān)基準(zhǔn)回歸的結(jié)果，利用普通最小二乘法并消除標(biāo)準(zhǔn)誤后，方程（1）中Educ的估計(jì)系數(shù)（）由2007年的0.071上升到了2013年的0.091，說明城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育收益率由擴(kuò)招前的7.1%上升到了擴(kuò)招后的9.1%，實(shí)現(xiàn)了2個(gè)百分點(diǎn)的增長(zhǎng)。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由于普通最小二乘法可能引致教育回報(bào)率的內(nèi)生性偏估，因而我們采用工具變量法（IV）進(jìn)一步估計(jì)方程（1）。鑒于本文旨在重點(diǎn)探討高中階段教育與大學(xué)教育的增收效應(yīng)，我們并未采用父母的受教育程度或《義務(wù)教育改革法》作為工具變量。為了滿足工具變量選取的既定原則——與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的受教育程度存在相關(guān)，但又與殘差項(xiàng)不存在相關(guān)，我們以1999年作為擴(kuò)招政策的起始年份，將《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)劃》視為外生政策變量，并且假定城鎮(zhèn)勞動(dòng)力從6周歲起接受學(xué)歷教育，歷經(jīng)九年制義務(wù)教育與三年制普通高中教育，于18周歲接受大學(xué)教育。如果說擴(kuò)招政策的推行降低了大學(xué)準(zhǔn)入的門檻，那么出生在1981年9月以后的勞動(dòng)力，在理論上將有著更高的概率做出大學(xué)教育選擇，而這也是本文工具變量設(shè)置的理論依據(jù)。

為了消除標(biāo)準(zhǔn)誤的擾動(dòng)，我們同樣采用工具變量穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的回歸形式估計(jì)整體教育回報(bào)率。從結(jié)果上看，將擴(kuò)招政策視作外生變量的處理辦法，通過了不可識(shí)別（Kleibergen-Papp）、冗余變量（LM test of redundancy of specified instrument）以及弱工具變量（Cragg-Donald）的一系列檢驗(yàn)，具備統(tǒng)計(jì)學(xué)上的有效性，因而可以認(rèn)為擴(kuò)招政策作為大學(xué)參與的工具變量能夠較好地消除內(nèi)生性偏估。由于篇幅的關(guān)系，本文只報(bào)告了第二階段的回歸結(jié)果，變量Educ的估計(jì)系數(shù)由2007年的0.141下降到了2013年的0.091，也就是說，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育回報(bào)率由擴(kuò)招前期的14.1%下降到了擴(kuò)招后期的9.1%。這表明，假若我們忽視教育選擇的異質(zhì)性，那么遺漏變量的存在將低估擴(kuò)招前期的教育回報(bào)率。

在赫克曼兩階段樣本選擇模型中，反米爾斯比率（λ）分別通過了1%與5%的顯著性檢驗(yàn)，說明城鎮(zhèn)勞動(dòng)力在進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)存在樣本選擇偏差。具體看來，2007年城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育回報(bào)率由選擇方程中的10.7%下降到了收入方程中的5%，說明樣本選擇高估了教育回報(bào)率；而2013年城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育回報(bào)率則由選擇方程中的9.9%上升到了收入方程中的10.7%，說明樣本選擇低估了2013年的教育回報(bào)率。對(duì)比兩期截面數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)在糾正了樣本選擇偏差后，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育回報(bào)率由2007年的5%上升到了2013年的10.7%，實(shí)現(xiàn)了5.7個(gè)百分點(diǎn)的增長(zhǎng)。

最后，我們對(duì)接受高中階段教育和大學(xué)教育的勞動(dòng)力設(shè)置了二元啞變量，利用分教育層級(jí)回歸估計(jì)大學(xué)教育收益率，將大學(xué)教育層級(jí)的估計(jì)值與高中階段相減，同時(shí)除以假定相同的大學(xué)教育年限（4年），得到2007年與2013年大學(xué)教育的年收益率分別為8.7%和9.65%，而相應(yīng)的高中階段年收益率分別為6.4%和7.8%。2007年和2013年大學(xué)教育年收益率相對(duì)于高中階段要分別高出2.3和1.85個(gè)百分點(diǎn)，這表明即使高校擴(kuò)招政策的推行向勞動(dòng)力市場(chǎng)供給了過量的技能型勞動(dòng)力，但大學(xué)教育相對(duì)于高中教育而言仍然是一項(xiàng)有效的人力資本投資。工作經(jīng)驗(yàn)方面，一次項(xiàng)的估計(jì)值為正，二次項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，并且在各方程中均具備統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著意義，說明“干中學(xué)”、人職匹配等經(jīng)驗(yàn)的積累以倒U型的方式影響收入增長(zhǎng)，即隨著人力資本的消耗以及工齡對(duì)退休年齡的逼近，越過“拐點(diǎn)”后的經(jīng)驗(yàn)延長(zhǎng)，對(duì)收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將更為發(fā)散，而這一點(diǎn)也符合加里·貝克爾提供的年齡-收入曲線。個(gè)體與家庭特征構(gòu)成的控制變量方面，男性、身體更為健康的個(gè)體、接受過職業(yè)培訓(xùn)以及家庭規(guī)模較小的個(gè)體，其收入水平相對(duì)于參照組而言要更高。

（二）大學(xué)教育的處理效應(yīng)估計(jì)

1.大學(xué)參與的概率估計(jì)

本小節(jié)將利用傾向得分匹配的原理，根據(jù)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力是否接受大學(xué)教育，將樣本劃分為接受大學(xué)教育的處理組和高中階段教育后直接進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的參照組，構(gòu)建反事實(shí)選擇的解釋框架，著重探討高校擴(kuò)招政策對(duì)大學(xué)教育溢價(jià)的影響。我們對(duì)表4報(bào)告的城鎮(zhèn)勞動(dòng)力大學(xué)參與的logit模型估計(jì)結(jié)果做出簡(jiǎn)單報(bào)告：工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)大學(xué)參與的概率形成負(fù)向影響，說明高中畢業(yè)后直接做出大學(xué)教育選擇的概率要高于先進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)再做出大學(xué)教育決策的概率，這一估計(jì)值與劉澤云（2011）[23]對(duì)高等教育質(zhì)量的估計(jì)結(jié)果較為一致。男性、非農(nóng)戶籍的個(gè)體有著更高的概率選擇接受大學(xué)教育。

表4 城鎮(zhèn)勞動(dòng)力大學(xué)參與的概率水平估計(jì)

2.平衡性檢驗(yàn)

我們將參照組中的個(gè)體收入作為處理組的反事實(shí)選擇狀態(tài)，利用傾向得分匹配估計(jì)大學(xué)教育的處理效應(yīng)之前，需要對(duì)明瑟方程中的協(xié)變量進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，旨在考察匹配后的數(shù)據(jù)是否能夠?qū)崿F(xiàn)有效的平衡。根據(jù)表5給出的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)在完成數(shù)據(jù)匹配后，處理組與參照組下協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差（Bias）顯著縮小，并且雙t檢驗(yàn)的p value在匹配后實(shí)現(xiàn)上升。這表明處理組與參照組中變量的特征差異得到有效控制，即消除了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力在做出教育選擇前的個(gè)體、家庭等方面的背景差異。因此，我們有理由認(rèn)為，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力在結(jié)束高中階段教育后，是否做出大學(xué)教育選擇并接受大學(xué)教育，僅僅由大學(xué)教育所帶來的預(yù)期收益以及對(duì)自身比較優(yōu)勢(shì)的判斷所決定，因而協(xié)變量在兩組下具有一致的分布特征。此外，協(xié)變量的傾向得分匹配圖也顯示出數(shù)據(jù)匹配后具有良好的平衡性（圖2）。

3.大學(xué)教育的處理效應(yīng)

在數(shù)據(jù)匹配平衡的基礎(chǔ)上，考慮到多種識(shí)別策略有利于檢驗(yàn)大學(xué)教育溢價(jià)的估計(jì)是否穩(wěn)健，我們采取四種識(shí)別策略估計(jì)擴(kuò)招前與擴(kuò)招后的大學(xué)教育溢價(jià)水平，即近鄰匹配（Neighbor K）、半徑或被稱作卡尺匹配（Radius）、核匹配（Kernel）以及馬氏匹配（Mahal）。其中，近鄰匹配選取K=4；半徑匹配選取卡尺在不太遠(yuǎn)的“近鄰”范圍內(nèi)，即Cal=0.01；核匹配選取默認(rèn)的核函數(shù)與相應(yīng)的帶寬；馬氏匹配則選用Adabie&Imbens（2006）提供的異方差標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)形式。表6報(bào)告了四種估計(jì)策略下的大學(xué)教育溢價(jià)水平。

表5 協(xié)變量的平衡性檢驗(yàn)

圖2 數(shù)據(jù)匹配平衡圖

根據(jù)平均處理效應(yīng)的估計(jì)值可知，大學(xué)教育溢價(jià)在四種識(shí)別策略下的估計(jì)結(jié)果較為一致與穩(wěn)健。2007年處理組中，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的大學(xué)教育溢價(jià)落入[0.380，0.390]的取值區(qū)間內(nèi)，并據(jù)此計(jì)算出大學(xué)教育的年收益率則落入[9.5%，9.75%]的取值區(qū)間內(nèi)，而該估計(jì)值要高于分教育層級(jí)基準(zhǔn)回歸中的8.7%；同時(shí)，2013年處理組中，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的大學(xué)教育溢價(jià)水平則落入[0.457，0.477]的取值區(qū)間內(nèi)，并據(jù)此計(jì)算出大學(xué)教育年收益率則落入[11.425%，11.925%]的取值區(qū)間內(nèi)，而這一估計(jì)值同樣高于分教育層級(jí)回歸中的9.65%。因此，將基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果與傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比后，我們發(fā)現(xiàn)反事實(shí)選擇偏差將造成大學(xué)教育溢價(jià)的低估。此外，將大學(xué)教育的處理效應(yīng)進(jìn)行對(duì)比，我們發(fā)現(xiàn)2013年的大學(xué)教育年收益率高于2007年。因此，我們有理由相信，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力在擴(kuò)招政策開啟后，做出大學(xué)教育選擇并實(shí)際接受大學(xué)教育，并未顯著降低個(gè)體大學(xué)教育溢價(jià)。

表6 大學(xué)教育溢價(jià)的處理效應(yīng)估計(jì)

五、結(jié)論與探討

（一）研究結(jié)論

本文采用北京師范大學(xué)收入分配研究院提供的CHIP2013數(shù)據(jù)，綜合采用微觀計(jì)量領(lǐng)域內(nèi)的實(shí)證研究方法，構(gòu)建大學(xué)教育與高中階段教育的反事實(shí)選擇框架，揭示了高校擴(kuò)招政策、城鎮(zhèn)勞動(dòng)力大學(xué)教育溢價(jià)以及工資收入差距間的因果關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，基準(zhǔn)回歸方面，利用OLS發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的整體教育回報(bào)率不斷上升，由2007年的7.1%增長(zhǎng)到了2013年的9.1%；分教育層級(jí)的回歸結(jié)果表明，大學(xué)教育年收益率由2007年的8.7%增長(zhǎng)到了2013年的9.65%，并且高于高中階段的估計(jì)值；但選取高校擴(kuò)招政策作為工具變量，利用工具變量法的估計(jì)卻發(fā)現(xiàn)，整體教育回報(bào)率由2007年的14.1%下降到了2013年的9.1%，說明遺漏變量的存在導(dǎo)致了教育收益率的向上或向下偏估；利用赫克曼兩階段樣本選擇模型，糾正了勞動(dòng)力市場(chǎng)的樣本選擇偏差后，整體教育回報(bào)率由2007年的5%上升到了2013年的10.7%。

第二，利用傾向得分匹配法實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)平衡后，通過平均處理效應(yīng)估算出大學(xué)教育的年收益率由2007年的 9.5%～9.75%上升到了 2013年的11.425%～11.925%，驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)，即高校擴(kuò)招政策的推行并未降低城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的大學(xué)教育溢價(jià)，大學(xué)教育相對(duì)于高中階段教育而言，仍然是一項(xiàng)高效的教育人力資本投資。同時(shí)，傾向得分匹配法對(duì)大學(xué)教育年收益率的估計(jì)值要高于分教育層級(jí)回歸，說明反事實(shí)選擇偏差造成了大學(xué)教育收益率的低估。

（二）延展討論

政策含義方面，根據(jù)表2可知，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力在大學(xué)教育層級(jí)的占比由2007年的26.19%略微上升到了26.53%，保持小幅增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，但研究生教育層級(jí)的勞動(dòng)力占比卻由2007年的3.42%小幅下降到了2013年的1.85%。因此，我們認(rèn)為，在保證本科規(guī)模穩(wěn)定的同時(shí)，可將大學(xué)擴(kuò)招的層級(jí)適度上移，在后大眾化發(fā)展時(shí)期，適度放寬博士生“申請(qǐng)-考核”制的門檻，通過碩士與博士?jī)杉?jí)研究生教育層級(jí)的穩(wěn)步擴(kuò)張，尤其是專業(yè)博士招生規(guī)模的穩(wěn)步擴(kuò)大，逐步提高研究生勞動(dòng)力在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口中的比重，優(yōu)化當(dāng)前人力資本的分布結(jié)構(gòu)。需要注意的是，研究生教育位于高等教育金字塔的頂端，是一國(guó)拔尖創(chuàng)新人才的集中反映，因此，對(duì)于研究生教育規(guī)模擴(kuò)張切勿極端冒進(jìn)，而應(yīng)走內(nèi)涵式發(fā)展道路，堅(jiān)持早發(fā)內(nèi)生型的戰(zhàn)略路徑選擇。同時(shí)，研究生教育規(guī)模擴(kuò)張應(yīng)注重與勞動(dòng)力市場(chǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)緊密結(jié)合，并契合“中國(guó)制造2025”的大政方針，有針對(duì)性地向?qū)I(yè)技術(shù)型或服務(wù)型等行業(yè)輸送研究生人力資本，最終以研究生教育為發(fā)展杠桿，提高全體勞動(dòng)力的受教育程度與收入水平，進(jìn)一步縮減收入差距，實(shí)現(xiàn)教育扶貧的目標(biāo)。