本站原创摘 要 ：本文讨论了上大学机会的增加对于教育收益的影响.结果表明,上大学机会的增长不仅降低了大学阶段的教育收益,也降低了高中阶段的教育收益.在受到扩招影响的年龄组中,大学和高中阶段的教育收益都要更低一些.尽管上大学的收益由于扩招而下降,但上大学的收益仍是比较高的.
关 键 词 ：扩招；教育收益
随着经济发展和市场机制的不断完善,高等教育在人们获取就业机会、较高收入水平的过程中所起的作用越来越重要.本文试图在2005年人口调查数据的基础上,讨论扩招对于高等教育以及高中教育收益特征的影响.本文的经验结果表明,扩招显著地降低了高等教育以及高中教育的收益率.
1.背景
上个世纪90年代末期,中国高等教育招生规模快速扩张.高等教育的高收益以及教育收益率的不断上升,刺激着人们对教育的投资热情.值得注意的是,就一般规律而言,教育回报率并不总是具有上升趋势的.相反,由于教育扩张等因素的影响,教育回报率可能倾向于随时间变化而表现出下降的趋势（Pscharopoulos,1989）.
邢春冰和李实（2010）利用与本文相同的数据,讨论了扩招的受益人群以及对收入分配产生的影响,认为扩招以来高中毕业生的平均工资上升,大学毕业生则有所下降,因此两者的收入差距在缩小.而本文的结果表明,大学和高中的教育收益由于扩招的影响而都在下降,并且本文对教育收益的年龄组效应进行了控制.
2.数据与总体特征
本文所使用数据来自于2005年全国人口1%抽样调查,所使用的数据是其中1/5的随机样本.2005年1%人口普查数据首次在人口调查的基础上收集了个人劳动收入数据.这一数据的基本特征在于样本量大,对各类人群具有较好的覆盖性.在指标解释中,强调指出“这里所说的‘收入’是劳动收入.财产性收入、转移性收入等非劳动收入不包括在内”1.本文使用的是年龄在20到35岁之间的样本.讨论教育回报时,只包括了那些收入大于0、已经不在校的人群.
最为直接的识别扩招效应的方式是检验各年份的高考录取情况.但在人口调查数据中,没有参加高考年份的信息.因此本文根据所使用的数据,计算了不同年龄人群的上大学条件概率2,以确认样本数据中是否存在高校扩招的影响.
为了控制教育回报的年龄组效应,本文在收入函数中引入了教育程度与年龄的交叉项；而扩招的效应则通过识别接受高等教育条件概率的上升对于教育收益的影响来实现.由于高校扩招在省份之间具有差异性,因此本部分计算了各省份各年龄组3的上大学条件概率作为解释变量.所采用的估计方程为：
其中,表示收入对数；和分别表示年龄和年龄的平方项；表示教育程度的虚拟变量,为大学或高中；表示教育回报的年龄组效应,因此给定年龄的教育回报将为；为上大学的条件概率,度量的是上大学条件概率的变化对教育回报的影响；是2005年各省人均GDP的对数,以控制各地的经济发展程度差异.
3.收入函数估计结果
在20-35岁的全部样本中,如果不控制教育回报的年龄组差异和上大学条件概率的影响,大学4和高中的估计系数分别为0.952和0.478,也就是说,高中和大学受教育程度者的收入水平相对于参照组（初中）分别高出95.2%和47.8%.显然,加入年龄与教育程度的交叉项以控制教育回报的年龄组特征后,教育回报系数都会有所下降,大学和高中的估计系数分别降低至0.352和0.217.年龄与教育程度交叉变量的估计系数显著为正,即在所考察的这一年龄区间内,教育回报也随着年龄的增大而增加,这也正是因为受教育程度高者具有更高的收入增长曲线造成的.
教育程度与上大学条件概率交叉项的估计系数显著为负,也就是说,教育回报随着上大学条件概率的上升而逐渐下降.无论是否控制教育回报的年龄组效应,这一特征都是成立的.在同时控制教育回报年龄组特征的情形下,大学与上大学条件概率交叉项的估计系数为-0.655,高中与上大学条件概率交叉项的估计系数为-0.841,这意味着上大学条件概率上升1个百分点,大学的教育回报会下降0.655个百分点,而高中的教育回报会下降0.841个百分点.高中教育回报下降的程度甚至高于大学教育,这是因为随着上大学的人数增加,不仅劳动力市场上大学生之间的竞争程度在增强,并且这也将造成高中生在劳动力市场上更加缺乏竞争力.
在没有控制教育回报的年龄组效应和上大学条件概率变化效应的情形下,20-26岁人群组中大学和高中的估计系数分别0.84和0.424,而在27—35岁人群组中,则这两个变量的估计系数分别为1.01和0.511.20—26岁年龄组中的教育回报,尤其是大学以上的教育回报,明显低于27—35岁年龄组.这种差异自然可能是由于教育回报的年龄组特征所引起的.但在控制了年龄组5和上大学条件概率变化效应的估计结果中,高中的估计系数没有明显差别,而大学的估计系数也明显缩小.尽管20-26岁人群组中,大学的估计系数仍要低于27-35岁人群组.值得注意的是,上大学条件概率对大学教育回报的负效应只作用于20-26岁人群,而在27-35岁人群中,这一变量的估计系数是不显著的.而上大学条件概率对于高中教育回报的负效应在两个人群组中都存在,只是20-26岁人群中,这一变量估计系数的绝对值比27-35岁人群要高出将近一倍.也就是说,在受到扩招影响的年龄组人群中,高中教育回报受到了更大的影响,高中教育者在劳动力市场上受到了更为强烈的竞争压力.
年龄以及年龄平方项的估计系数与通常的结果都非常接近,估计系数都是显著的,并且一次项系数为正,二次项系数为负.而省份人均GDP所度量的经济发展程度则显示出,经济发展程度越高的省份,个人收入水平会更高一些.比较不同的估计结果可以发现,年龄和人均GDP的估计系数通常是比较稳定的.
以大学与年龄的交叉项、大学与分省上大学条件概率控制大学教育收益的年龄组效应和上大学条件概率变化效应.不考虑年龄组效应与上大学条件概率变化时,大学的估计系数为0.469,也就是说大学比高中文化程度者的收入水平平均高出46.9%.这一估计系数仍是比较高的.李雪松和Heckman（2004）在剔除教育选择所造成的回报异质性后,发现上大学期间的教育收益为43%,而他们得到的OLS估计值为0.29左右.因此本文的估计结果要高于李雪松和Heckman的估计系数6.从估计系数来看,上大学的收益率仍是比较高的.
无论是否控制教育回报的年龄组效应,分省上大学条件概率的增加都显著地降低了大学的教育回报.在分年龄组的估计结果中,如果不控制大学教育回报的年龄组效应和上大学条件概率变化的影响,20-26岁人群中的大学教育回报要低于27-35岁人群,但在控制了组内年龄组效应和上大学条件概率变化的影响后,20-26岁人群组中大学教育回报要高于27-35岁人群组.这种变化特征表明,20-26岁年龄组中大学教育回报的下降主要是由于上大学条件概率的变化,也就是扩招的因素造成的.事实上,分省上大学条件概率对于大学回报的影响在两个年龄组中也是完全不同的.这一因素显著地导致了20-26岁人群大学教育回报的下降,相反,在27-35岁人群中,这一变量的估计系数显著为正.
4.总结
本文研究结果表明,上大学机会的增长不仅显著地降低了大学阶段的教育收益,也降低了高中阶段的教育收益.受扩招影响的年龄组中,大学和高中阶段的教育收益都要更低一些.而尽管上大学的收益由于扩招而下降,其收益仍是比较高的.（作者单位：广州南华会计师事务所）
参考文献：
［1］ 赖德胜、孟大虎等著,2008,《中国大学毕业生失业问题研究》,北京师范大学出版社.
［2］ 李实、丁赛,2003,《中国城镇教育收益率的长期变动趋势》,《中国社会科学》第6期.
［3］ 李雪松、Heckman,2004,《选择偏差、比较优势与教育的异质性回报》,《经济研究》第4期.
［4］ 邢春冰、李实,2010,《扩招大跃进、教育机会与收入差距》,北京师范大学经济与工商管理学院工作论文经济类No.3.
［5］ Zhang,Junsen,Zhao,Yaohui,Albert Park,and Song Xiaoqing,2005,Economic Returns to Schooling in Urban China,1988 to 2001,Journal of Comparative Economics,Vol.33,730-752.