教育擴(kuò)張政策與少數(shù)民族的教育收益率：收入效應(yīng)與分配效應(yīng)*

關(guān)鍵詞：教育擴(kuò)張政策；教育收益率；少數(shù)民族；收入分配；人力資本

摘 要：利用中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（2019），實(shí)證檢驗(yàn)了公共教育擴(kuò)張政策對(duì)少數(shù)民族教育收益率的影響。（1）利用普通最小二乘法發(fā)現(xiàn)，少數(shù)民族勞動(dòng)力的義務(wù)教育和大學(xué)教育收益率為43.6%和61.7%，高于漢族勞動(dòng)力的35.6%和47.3%；（2）利用工具變量的第一階段回歸發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策大幅實(shí)現(xiàn)了不同民族的教育人力資本積累，但少數(shù)民族接受義務(wù)教育和大學(xué)教育的概率值比漢族低4.6和0.3個(gè)百分點(diǎn)；（3）第二階段回歸則發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)張政策具有極強(qiáng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，少數(shù)民族勞動(dòng)力的大學(xué)教育收益率高于漢族，表明高等教育更好地的促進(jìn)少數(shù)民族的個(gè)體增收；（4）利用無條件分位數(shù)回歸進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)招政策的收入分配效應(yīng)存在差異，義務(wù)教育改革擴(kuò)大了少數(shù)民族的組內(nèi)工資差異，高校擴(kuò)招政策具有具收收入收均等化的作用。

中圖分類號(hào)：F062.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-2435（2025）02-0116-09

Educational Expansion Policy and Educational Returns of Ethnic Minorities：Income Effect and Distribution Effect

FANG Chao（1.School of Public Administration，Nanjing University of Finance and Economics，Nanjing 210023，Jiangsu；2. Hangzhou International Urbanology Research Center，Hangzhou 311121，China）

Key words：educational expansion policy；rate of returns on education；ethnic minority；income distribution；human capital

Abstract：Using the data of CHIP 2019，this paper empirically tests the impact of public education expansion policy on the return rate of minority education. （1） it is found that the return rate of compulsory education and college education of ethnic minority labor force is 43.6% and 61.7%，which is higher than 35.6% and 47.3% of Han labor force using the method of OLS；（2） Using the first stage regression of IV，it is found that the compulsory education reform and college enrollment expansion policy have significantly realized the accumulation of educational human capital of different ethnic groups，while the probability of ethnic minorities receiving compulsory education and college education is 4.6 and 0.3 percentage points lower than that of Han nationality；（3） The second stage regression found that the education expansion policy has a strong socio-economic value，while the university education return rate of ethnic minority labor force is higher than that of Han nationality，indicating that higher education can better promote the individual income of ethnic minorities；（4） Using UQR to test the heterogeneity，it is found that there are differences in the income distribution effect of education enrollment expansion policy. The reform of compulsory education has expanded the intra-group wage difference of ethnic minorities，while the enrollment expansion policy of colleges and universities has the effect of income equalization.

一、問題的提出

現(xiàn)代人力資本理論及其微觀分支指出，教育人力資本是推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、促進(jìn)個(gè)體增收與調(diào)節(jié)收入差距的重要手段。教育人力資本積累需要教育事業(yè)改革與發(fā)展的強(qiáng)力支撐，1986年的《中華人民共和國(guó)義務(wù)教育法》和1998年的《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)劃》通過啟動(dòng)義務(wù)教育和高等教育兩級(jí)擴(kuò)張，一方面大幅提升了全民族受教育程度，另一方面也助推教育事業(yè)發(fā)展取得了長(zhǎng)足進(jìn)步。根據(jù)教育部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2023年全國(guó)九年義務(wù)教育鞏固率達(dá)到了95.7%，高等教育毛入學(xué)率則突破了60%，達(dá)到了60.2%。1

由于我國(guó)幅員遼闊，區(qū)域經(jīng)濟(jì)具有非均衡發(fā)展的鮮明特征，而教育資源與經(jīng)濟(jì)資源的趨同分布又會(huì)導(dǎo)致公共教育擴(kuò)張政策并不必然意味著教育機(jī)會(huì)將平等地分布在不同地區(qū)和民族之間。23根據(jù)最大維持不平等理論和有效維持不平等理論可知，公共教育擴(kuò)張政策在西方國(guó)家的推進(jìn)總是表現(xiàn)出優(yōu)先滿足優(yōu)勢(shì)階層、主體民族對(duì)更高數(shù)量及質(zhì)量的教育需求后，才會(huì)自發(fā)轉(zhuǎn)向劣勢(shì)階層和少數(shù)民族。當(dāng)不存在外部權(quán)力的剛性干預(yù)時(shí)，教育擴(kuò)張與人力資本積累在主體民族少數(shù)民族間的分布差異，將通過教育收益率的調(diào)節(jié)作用成為民族工資收入水平、社會(huì)收入差距的決定性因素。4有鑒于此，為了深入分析教育擴(kuò)張政策、人力資本積累與少數(shù)民族工資水平的變動(dòng)關(guān)系，本文基于義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策提供的自然實(shí)驗(yàn)，以樣本框定的少數(shù)民族群體為研究對(duì)象，通過因果性和異質(zhì)性教育收益率的測(cè)量，為三者變化提供合理的微觀揭示，一方面在外部視角下形成公共教育政策的效果評(píng)估，另一方面也試圖為實(shí)現(xiàn)共同富裕提供縮小民族工資收入差距的政策建議。

從學(xué)術(shù)研究上看，教育與收入關(guān)系始終是教育經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)注的經(jīng)典議題，而教育收益率的科學(xué)測(cè)量也成為該議題重要的分析工具。有關(guān)教育收益的研究，譬如黃斌與鐘曉琳、方長(zhǎng)春、黃靜與祝夢(mèng)迪等學(xué)者的研究在研究對(duì)象上已涉及了城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及流動(dòng)人口等不同群體，567并且在研究主題上也涵蓋了不同學(xué)歷教育層級(jí)的異質(zhì)性增收特征、教育收益率對(duì)工資收入差距的影響，以及教育收益率科學(xué)估計(jì)中的方法問題等不同方面。8910

本文在上述研究的基礎(chǔ)上，試圖通過研究對(duì)象和研究主題的適當(dāng)拓展，以期豐富既有的學(xué)術(shù)存量：第一，本文以中國(guó)家庭收入調(diào)查提供的最新調(diào)查數(shù)據(jù)，以樣本框定的少數(shù)民族為研究對(duì)象，通過少數(shù)民族教育收益率的科學(xué)估計(jì)，與既有涉及少數(shù)民族教育收益率的相關(guān)文獻(xiàn)形成縱向?qū)υ挕?11213第二，本文將經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期兩次教育擴(kuò)張政策置于統(tǒng)一的因果分析框架下，通過少數(shù)民族教育收益率的因果性和異質(zhì)性測(cè)量，試圖豐富公共教育政策效果評(píng)價(jià)在不同學(xué)歷教育層級(jí)上的研究?jī)?nèi)容。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究數(shù)據(jù)

本文利用中國(guó)居民收入分配課題組于2019年開展的中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證評(píng)估教育擴(kuò)張政策與教育收益率的民族差異。中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP2019）是中國(guó)居民收入分配課題組委托國(guó)家統(tǒng)計(jì)局調(diào)查樣本庫(kù)在全國(guó)15個(gè)省（市）、2萬余家庭中開展的收入入戶調(diào)查，樣本容量高達(dá)7萬余人，研究數(shù)據(jù)包括漢族及少數(shù)民族勞動(dòng)力在教育、就業(yè)、收入等方面的豐富信息，是現(xiàn)階段我們研究不同民族教育收益率組間差異的最為權(quán)威的微觀研究數(shù)據(jù)之一。

基于微觀研究數(shù)據(jù)，本文通過以下三個(gè)方面的處理獲得研究樣本：第一，CHIP2019的調(diào)查對(duì)象涉及城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民，樣本處理首先將兩部分研究對(duì)象合并，獲取涵蓋城鄉(xiāng)居民的混合樣本。第二，在混合樣本的基礎(chǔ)上，剔除2018年末未處于就業(yè)狀態(tài)的城鄉(xiāng)居民，從而保障實(shí)證研究個(gè)體為當(dāng)前處于就業(yè)狀態(tài)且獲得工資性或經(jīng)營(yíng)性收入的城鄉(xiāng)居民。第三，根據(jù)兩次教育擴(kuò)張政策的外生干預(yù)時(shí)間，將義務(wù)教育改革樣本中城鄉(xiāng)居民的年齡范圍限定在1960年—1980年，將高校擴(kuò)招政策樣本中城鄉(xiāng)居民的年齡范圍限定在1971年—1991年，確保樣本中的個(gè)體精確受到兩次教育擴(kuò)張政策的外生干預(yù)。經(jīng)過上述處理后，最終得到義務(wù)教育改革樣本的有效觀測(cè)值為15 611個(gè)，高校擴(kuò)招政策樣本的有效觀測(cè)值為17 649個(gè)。

（二）變量處理

根據(jù)明瑟工資決定方程的線性設(shè)定，本文采用混合樣本中“2018年這份工作的收入總額”作為代理指標(biāo)，對(duì)其做對(duì)數(shù)處理后作為測(cè)量漢族及少數(shù)民族教育收益率的因變量。受教育程度作為本文最關(guān)鍵的自變量，其處理方式在義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招樣本中略有不同。義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策旨在識(shí)別《中華人民共和國(guó)義務(wù)教育法》《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)劃》是否將漢族-少數(shù)民族的受教育程度提高到九年和十二年以上。因此，受教育程度雖然被處理為二元變量，但在義務(wù)教育改革樣本中，個(gè)體接受正規(guī)學(xué)歷教育年限在九年及以上被賦值為1，表示具有義務(wù)教育的受教育程度，而在高校擴(kuò)招政策樣本中，個(gè)體接受正規(guī)學(xué)歷教育年限在十二年及以上才被賦值為1，表示具有大學(xué)教育的受教育程度，反之均被賦值為0。此外，為了實(shí)現(xiàn)教育收益率的精確估計(jì)，我們還進(jìn)一步控制了漢族、少數(shù)民族在人力資本特征、個(gè)體特征以及行業(yè)特征等方面的組間差異，表1報(bào)告了所涉變量的基本統(tǒng)計(jì)描述。1

為了進(jìn)一步反映不同民族在工資水平與受教育程度上的組間差異，我們以民族作為分組變量，通過分樣本的方式刻畫了少數(shù)民族與漢族勞動(dòng)力在上述信息上的組間差異，表2報(bào)告了相關(guān)統(tǒng)計(jì)信息。從工資差異上看，少數(shù)民族的工資水平低于漢族，在義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招樣本中比漢族勞動(dòng)力的年工資水平分別低3 050元和5 410元；從教育差異上看，少數(shù)民族在義務(wù)教育改革樣本中接受正規(guī)學(xué)歷教育的年限數(shù)為9.41年，比漢族勞動(dòng)力的9.37年高出了0.04年，但在高校擴(kuò)招樣本中則為10.6年，比漢族勞動(dòng)力的10.86年低出了0.26年。

（三）研究方法

1.基準(zhǔn)估計(jì)

計(jì)量模型采用明瑟提供的經(jīng)典工資決定方程，捕捉義務(wù)教育和大學(xué)教育對(duì)少數(shù)民族、漢族勞動(dòng)力工資水平的影響：

[Yi=α+β1Educi+β2Minorityi+β3Xi+μ] （1）

式（1）為工資決定方程的線性形式，下標(biāo)i表示勞動(dòng)力個(gè)體，因變量[Yi]為對(duì)數(shù)年工資；關(guān)鍵自變量[Educi]為是否接受義務(wù)教育或大學(xué)教育的二元變量，[β1]的參數(shù)估計(jì)值表示接受相應(yīng)層級(jí)學(xué)歷教育對(duì)工資收入的影響效應(yīng)，即明瑟教育收益率；[Minorityi]為民族識(shí)別變量，[Minorityi=1]表示少數(shù)民族，[Minorityi=0]表示漢族，[β2]的參數(shù)估計(jì)值表示少數(shù)民族與漢族勞動(dòng)力的工資差距；[Xi]為影響工資水平的一系列控制變量，[μ]為方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)?；鶞?zhǔn)估計(jì)采用普通最小二乘法進(jìn)行識(shí)別（Ordinary Least Square，OLS）。

2.因果識(shí)別

鑒于教育與收入的關(guān)系受到內(nèi)生性的擾動(dòng)，在內(nèi)生性檢驗(yàn)中我們進(jìn)一步利用公共教育擴(kuò)張政策提供的自然實(shí)驗(yàn)，通過構(gòu)造兩階段工具變量（Instrumental variable，IV）進(jìn)行因果識(shí)別：

[Educi=α+β1Expansioni+β2Minorityi+β3Xi+μ] （2）

式（2）中，因變量[Educi]為少數(shù)民族及漢族勞動(dòng)力的受教育程度；[Expansioni]為二元工具變量，利用精確到月的個(gè)體出生日期與公共教育擴(kuò)張政策的頒布日期相減，將取值小于等于0個(gè)體賦值為1，表示出生日期在公共教育擴(kuò)張政策的干預(yù)范圍之內(nèi)，因而有更高的概率接受義務(wù)教育或大學(xué)教育，將取值大于0的個(gè)體賦值為0，表示出生日期在公共教育擴(kuò)張政策的干預(yù)范圍之外，[β1]的參數(shù)估計(jì)值表示義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策對(duì)不同民族接受義務(wù)教育或大學(xué)教育的外生沖擊。理論上講，控制變量[Xi]應(yīng)該是影響個(gè)體受教育程度的前定變量，但受到數(shù)據(jù)可獲得性的掣肘，此處控制變量與式（1）中影響個(gè)體工資收入的后定變量相同，將第一階段選擇方程的估計(jì)結(jié)果代入式（1）后進(jìn)行第二階段結(jié)果方程的因果識(shí)別，就能估計(jì)公共教育擴(kuò)張政策對(duì)不同民族教育收益率的影響效應(yīng)。

3.異質(zhì)性檢驗(yàn)

在不同民族因果性教育收益率估計(jì)的基礎(chǔ)上，異質(zhì)性檢驗(yàn)將采用Firpo等提供的無條件分位數(shù)回歸（Unconditional Quantile Regression，UQR），1通過再集中響應(yīng)函數(shù)（Re-centered Influence Function，RIF）放寬有條件分位數(shù)回歸（Conditional Quantile Regression，CQR）對(duì)于可觀測(cè)特征相同或相似的研究假設(shè)，從而能夠在整體工資的無條件分布上，揭示義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策對(duì)少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力組間工資差異的異質(zhì)性影響。2

三、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)估計(jì)

基準(zhǔn)估計(jì)以不同民族的對(duì)數(shù)年工資為因變量，教育年限在義務(wù)教育改革樣本中表示是否接受義務(wù)教育，在高校擴(kuò)招樣本中則表示是否接受大學(xué)教育，利用普通最小二乘法估計(jì)了義務(wù)教育和大學(xué)教育對(duì)少數(shù)民族-漢族勞動(dòng)力工資水平的均值影響，表3報(bào)告了回歸結(jié)果。在表3中，第2至4列為義務(wù)教育改革全樣本、少數(shù)民族以及漢族分樣本的估計(jì)結(jié)果，第5至7列則為高校擴(kuò)招全樣本、少數(shù)民族、漢族分樣本的估計(jì)結(jié)果。

義務(wù)教育改革方面，[β1]參數(shù)估計(jì)值在全樣本、少數(shù)民族以及漢族分樣本中分別為0.362、0.436、0.356，參數(shù)估計(jì)結(jié)果均在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明與未接受義務(wù)教育的個(gè)體、漢族和少數(shù)民族相比，接受義務(wù)教育能將全體、少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力的對(duì)數(shù)年工資分別提高36.2、43.6以及35.6個(gè)百分點(diǎn)，少數(shù)民族義務(wù)教育收益率比漢族高出8個(gè)百分點(diǎn)。高校擴(kuò)招政策方面，[β1]參數(shù)估計(jì)值在全樣本、少數(shù)民族以及漢族分樣本中分別為0.480、0.617、0.473，參數(shù)估計(jì)結(jié)果同樣具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明與未接受大學(xué)教育的個(gè)體、漢族和少數(shù)民族相比，接受大學(xué)教育能將全體、少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力的工資水平提高48、61.7以及47.3個(gè)百分點(diǎn)，少數(shù)民族的大學(xué)教育收益率比漢族高出14.4個(gè)百分點(diǎn)。

控制變量方面，民族變量的參數(shù)估計(jì)值在義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策樣本中分別為-0.146（Plt;0.01）和-0.141（Plt;0.01），表明在受教育程度相同的情況下，少數(shù)民族勞動(dòng)力的工資水平低于漢族。性別、健康和婚姻的參數(shù)估計(jì)值正向顯著，表明男性、自評(píng)身體健康和已婚勞動(dòng)力的工資水平高于女性、自評(píng)身體不健康以及未婚勞動(dòng)力，戶籍變量的參數(shù)估計(jì)值則負(fù)向顯著，表明農(nóng)業(yè)戶籍的工資水平低于非農(nóng)戶籍，這在一定程度上反映出我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上仍然存在著城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。

根據(jù)基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果，我們能夠得到兩條基本結(jié)論：首先，學(xué)歷教育在少數(shù)民族、漢族之間具有較強(qiáng)的個(gè)體增收效應(yīng)，接受義務(wù)教育和大學(xué)教育能夠提高不同民族的工資收入。少數(shù)民族的教育收益率高于漢族，表明我國(guó)學(xué)歷教育體系一貫秉承著民族幫扶的思想，少數(shù)民族通過接受不同層級(jí)的學(xué)歷教育能夠更好地促進(jìn)個(gè)體增收，實(shí)現(xiàn)共同富裕。1其次，教育收益率在不同學(xué)歷教育層級(jí)間具有異質(zhì)性的收益特征，具體表現(xiàn)為大學(xué)教育高于義務(wù)教育階段，且少數(shù)民族高于漢族，這就意味著新時(shí)代可以通過高等教育向少數(shù)民族有針對(duì)性地供給優(yōu)質(zhì)均衡的大學(xué)教育機(jī)會(huì)，助力不同民族勞動(dòng)力通過受教育程度的均質(zhì)收斂，消弭少數(shù)民族和漢族之間可能存在的工資收入差距。

（二）因果識(shí)別

在普通最小二乘估計(jì)的基礎(chǔ)上，因果識(shí)別進(jìn)一步利用義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策提供的自然實(shí)驗(yàn)，通過兩階段估計(jì)對(duì)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果做內(nèi)生性檢驗(yàn)，表4報(bào)告了具體回歸結(jié)果。從工具變量估計(jì)的診斷性指標(biāo)上看，一階段F值在各樣本中的排他性值均顯著大于10，表明公共教育擴(kuò)張作為受教育程度的工具變量是一個(gè)強(qiáng)工具變量。

工具變量的第一階段是利用工具變量教育擴(kuò)張政策對(duì)內(nèi)生變量受教育程度進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果表示教育擴(kuò)張政策對(duì)不同民族接受義務(wù)教育或大學(xué)教育的影響。在義務(wù)教育改革各樣本中，教育擴(kuò)張的參數(shù)估計(jì)值分別為0.108（Plt;0.01）、0.065（Plt;0.05）、0.111（Plt;0.01），表明1986年《中華人民共和國(guó)義務(wù)教育法》引領(lǐng)的義務(wù)教育改革能將全體、少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力接受義務(wù)教育的概率值提高10.8、6.5以及11.1個(gè)百分點(diǎn)。在高校擴(kuò)招各樣本中，教育擴(kuò)張的參數(shù)估計(jì)值分別為0.176、0.173、0.176，估計(jì)結(jié)果均在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明1998年《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)劃》開啟的高校擴(kuò)招政策能將全體、少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力接受大學(xué)教育的概率值提高17.6、17.3、17.6個(gè)百分點(diǎn)。

工具變量的第二階段是利用內(nèi)生變量受教育程度對(duì)結(jié)果變量工資水平進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果表示公共教育擴(kuò)張政策對(duì)不同民族工資水平的影響。[β1]的參數(shù)估計(jì)值在義務(wù)教育改革全樣本、少數(shù)民族和漢族分樣本中分別為2.134（Plt;0.01）、0.509、2.194（Plt;0.01），表明義務(wù)教育改革能將全體勞動(dòng)力的對(duì)數(shù)年工資提高213.4和219.4個(gè)百分點(diǎn)。在高校擴(kuò)招政策各樣本中，[β1]的參數(shù)估計(jì)值分別為0.906、1.589、0.864，估計(jì)結(jié)果均在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明高校擴(kuò)招政策能將全體、少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力的對(duì)數(shù)年工資提高90.6、158.9、86.4個(gè)百分點(diǎn)。

根據(jù)兩階段工具變量回歸的估計(jì)結(jié)果，我們能夠得到以下兩方面延展推論：首先，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期兩次教育擴(kuò)張政策均具有較強(qiáng)的教育價(jià)值，能夠大幅提高不同民族勞動(dòng)力的受教育程度，實(shí)現(xiàn)教育人力資本的飛速躍遷。但是，需要看到的是，少數(shù)民族勞動(dòng)力接受義務(wù)教育和大學(xué)教育的大概率值即使在兩次教育擴(kuò)張政策的外生干預(yù)下，仍然比漢族勞動(dòng)力分別低出4.6和0.3個(gè)百分點(diǎn)，而這在一定程度上折射出公共教育擴(kuò)張后的教育機(jī)會(huì)供給上升，仍然帶有“精英導(dǎo)向型”的時(shí)代特征。1教育事業(yè)改革的紅利被漢族稀釋，客觀造成少數(shù)民族獲得的優(yōu)質(zhì)教育機(jī)會(huì)少于漢族，這就要求教育事業(yè)深化改革從擴(kuò)大供給出發(fā)，通過向少數(shù)民族提供優(yōu)質(zhì)且均衡的教育機(jī)會(huì)，助力教育機(jī)會(huì)更加公平地分布在不同民族之間。其次，兩次教育擴(kuò)張政策還具有較強(qiáng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，能夠顯著提高不同民族勞動(dòng)力的工資收入水平。一方面，受到小樣本的掣肘，少數(shù)民族勞動(dòng)力的義務(wù)教育收益率不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但另一方面大學(xué)教育收益率卻比漢族勞動(dòng)力高出72.5個(gè)百分點(diǎn)，表明大學(xué)教育對(duì)少數(shù)民族的個(gè)體增收以及實(shí)現(xiàn)不同民族的組間工資差異具有積極意義。此外，兩階段工具變量法的參數(shù)估計(jì)值顯著高于普通最小二乘法，表明忽視遺漏變量引致的內(nèi)生性問題導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸低估了學(xué)歷教育對(duì)不同民族的個(gè)體增收效應(yīng)。

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)利用無條件分位數(shù)回歸的研究方法，選擇0.1、0.25、0.5、0.75、0.95等不同分位點(diǎn)，表述少數(shù)民族-漢族勞動(dòng)力在低、中低、中等、中高以及高分位點(diǎn)上的工資水平，表5報(bào)告了具體回歸結(jié)果。

義務(wù)教育改革方面，[β1]參數(shù)估計(jì)值在少數(shù)民族樣本中隨工資分位點(diǎn)的上升呈現(xiàn)出“上升、下降、再上升一再下降”的變動(dòng)趨勢(shì)，義務(wù)教育對(duì)少數(shù)民族勞動(dòng)力的異質(zhì)性增收特征類似于M型曲線的分布結(jié)構(gòu)，而在漢族樣本中[β1]參數(shù)估計(jì)值則隨工資分位點(diǎn)的上升呈現(xiàn)出“上升、下降、再上升”的變動(dòng)趨勢(shì)，義務(wù)教育對(duì)漢族勞動(dòng)的異質(zhì)性增收特征類似于N型曲線的分布結(jié)構(gòu)。

高校擴(kuò)招政策方面，[β1]參數(shù)估計(jì)值在少數(shù)民族樣本中隨工資分位點(diǎn)的上升呈現(xiàn)出“下降、上升、再下降”的變動(dòng)趨勢(shì)，高校擴(kuò)招政策對(duì)少數(shù)民族勞動(dòng)力的異質(zhì)性增收特征類似于倒N型曲線的分布結(jié)構(gòu)，而在漢族樣本中[β1]參數(shù)估計(jì)值則隨工資分位點(diǎn)的上升呈現(xiàn)出“先下降再上升”的變動(dòng)趨勢(shì)，高校擴(kuò)招政策對(duì)漢族勞動(dòng)力的異質(zhì)性增收曲線則類似于V型曲線的分布結(jié)構(gòu)。

根據(jù)異質(zhì)性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，我們能夠?qū)τ诮逃龜U(kuò)張政策的收入分配效應(yīng)得到以下兩條結(jié)論：第一，學(xué)歷教育對(duì)工資水平的影響具有異質(zhì)性的特征，具體表現(xiàn)為教育收益率隨學(xué)歷教育層級(jí)的上升而上升，大學(xué)教育對(duì)不同民族工資水平的影響高于義務(wù)教育階段。第二，義務(wù)教育和大學(xué)教育對(duì)少數(shù)民族組內(nèi)工資差異的影響具有異質(zhì)性的特征。在義務(wù)教育階段，少數(shù)民族在低分位點(diǎn)上的教育收益率為0.248，低于高分位點(diǎn)上的0.469（Plt;0.01），這意味著義務(wù)教育擴(kuò)大了少數(shù)民族在低－高分位點(diǎn)上的組內(nèi)工資差距。但在大學(xué)教育階段，低分位點(diǎn)上的教育收益率為0.749（Plt;0.05），高于高分位點(diǎn)上的0.558（Plt;0.01），表明高校擴(kuò)招更有利于促進(jìn)低收入少數(shù)民族的個(gè)體增收，從而縮小不同工資分位點(diǎn)上的組內(nèi)工資差距。

四、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文利用中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（2019），以樣本框定的少數(shù)民族群體為研究對(duì)象，在明瑟工資決定方程的基礎(chǔ)上，逐步通過普通最小二乘法、工具變量估計(jì)以及無條件分位數(shù)回歸，實(shí)證檢驗(yàn)了兩次教育擴(kuò)張政策對(duì)少數(shù)民族的工資水平及收入差距的影響，得到幾點(diǎn)研究發(fā)現(xiàn)：

第一，利用普通最小二乘法進(jìn)行基準(zhǔn)回歸發(fā)現(xiàn)，學(xué)歷教育對(duì)少數(shù)民族和漢族具有較強(qiáng)的個(gè)體增收效應(yīng)，接受義務(wù)教育和大學(xué)教育能將少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力的工資水平提高43.6和35.6、61.7和47.3個(gè)百分點(diǎn)，少數(shù)民族的義務(wù)教育和大學(xué)教育收益率均高于漢族，表明學(xué)歷教育能夠更好地促進(jìn)少數(shù)民族勞動(dòng)力的個(gè)體增收。

第二，利用兩次教育擴(kuò)張政策構(gòu)造外生工具變量，通過第一階段回歸發(fā)現(xiàn)教育事業(yè)改革提高了不同民族的受教育程度，大幅實(shí)現(xiàn)了民族間的教育人力資本積累。義務(wù)教育改革將少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力接受義務(wù)教育的概率值提高了6.5和11.1個(gè)百分點(diǎn)，高校擴(kuò)招政策則將相應(yīng)民族接受大學(xué)教育的概率值提高了17.3和17.6個(gè)百分點(diǎn)，在一定程度上反映出教育擴(kuò)張政策仍然帶有“精英導(dǎo)向型”的時(shí)代特征。

第三，工具變量的第二階段回歸則糾正了基準(zhǔn)回歸中的內(nèi)生性問題，發(fā)現(xiàn)義務(wù)教育改革和高校擴(kuò)招政策具有極強(qiáng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，能夠大幅提升不同民族勞動(dòng)力的工資水平，且少數(shù)民族的教育收益率在大學(xué)教育階段高于漢族，顯示出接受大學(xué)教育能夠更好地促進(jìn)少數(shù)民族的個(gè)體增收。

第四，利用無條件分位數(shù)回歸進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育和大學(xué)教育對(duì)少數(shù)民族勞動(dòng)力工資水平的異質(zhì)性影響呈現(xiàn)出M型曲線和倒N型曲線的變動(dòng)趨勢(shì)，義務(wù)教育收入分配效應(yīng)擴(kuò)大了少數(shù)民族勞動(dòng)力在低—高分位點(diǎn)上的組內(nèi)工資差異，但高校擴(kuò)招政策卻對(duì)收斂工資收入差距具有積極影響。

（二）政策建議

本文的實(shí)證研究結(jié)論具有一定的政策意涵。第一，兩次教育擴(kuò)張政策雖然提高了不同民族勞動(dòng)力的受教育程度，但少數(shù)民族勞動(dòng)力的義務(wù)教育和大學(xué)教育參與率低于漢族，這就要求決策者在推進(jìn)教育事業(yè)深化改革時(shí)，通過政策設(shè)計(jì)落實(shí)民族幫扶政策，通過向少數(shù)民族供給優(yōu)質(zhì)、均衡的義務(wù)教育和大學(xué)教育機(jī)會(huì)，在實(shí)現(xiàn)教育機(jī)會(huì)公平分布的同時(shí)，促進(jìn)教育人力資本在少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力間的均質(zhì)積累。第二，兩次教育擴(kuò)張政策具有較強(qiáng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，其收入效應(yīng)提高了少數(shù)民族勞動(dòng)力的工資水平，而分配效應(yīng)則對(duì)縮小組內(nèi)工資收入差距具有積極影響，這就要求決策者用好、用過財(cái)政和稅收手段，通過教育財(cái)政對(duì)少數(shù)民族地區(qū)、低收入家庭實(shí)施精準(zhǔn)補(bǔ)貼與資助，減輕弱勢(shì)群體接受學(xué)歷教育的成本與負(fù)擔(dān)，達(dá)到釋放教育擴(kuò)張政策收入分配的功能性價(jià)值。此外，教育系統(tǒng)和其他社會(huì)其他子系統(tǒng)存在相對(duì)復(fù)雜的交織關(guān)系，公共教育政策作用的發(fā)揮還需要社會(huì)保障與人力資源相關(guān)政策的配套支持，這就要求社會(huì)保障部門對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)做出持續(xù)性的制度建設(shè)，確保少數(shù)民族和漢族勞動(dòng)力在勞動(dòng)力市場(chǎng)上以相同的教育要素獲得平等的經(jīng)濟(jì)報(bào)償，打通教育平等化與收入平等化的外部鏈接。

責(zé)任編輯：孔慶洋