廖 飛，顏 敏

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，遼寧 大連 116025；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

基于刺激經(jīng)濟(jì)、釋放消費(fèi)和優(yōu)化勞動(dòng)力供給結(jié)構(gòu)等多重政策目標(biāo)，我國(guó)自1999年啟動(dòng)了高等教育擴(kuò)張政策，當(dāng)年本專(zhuān)科招生數(shù)較1998年增加47.32%。至2014年高等教育規(guī)模經(jīng)歷了15年的持續(xù)擴(kuò)張，毛入學(xué)率從1998年的8.27%上升到2014年的17.92%，2014年各類(lèi)高校在校生人數(shù)為4 126.57萬(wàn)人，占17—22周歲人口比的43.11%。學(xué)者研究表明，*學(xué)者研究認(rèn)為，以高等教育毛入學(xué)率為指標(biāo)，可以將高等教育發(fā)展歷程分為“精英、大眾和普及”三個(gè)階段。高等教育毛入學(xué)率在15%以下屬于精英教育階段，15%—50%為高等教育大眾化階段，50%以上為高等教育普及化階段。其中，高等教育毛入學(xué)率是指高等教育在校學(xué)生數(shù)與適齡人口的比率。一般認(rèn)為，我國(guó)高等教育適齡人口是指17—22歲年齡段的人口。由于數(shù)據(jù)原因本文并沒(méi)有考慮電大注冊(cè)視聽(tīng)生、在職攻讀、自考助學(xué)班、普通預(yù)科生、進(jìn)修及培訓(xùn)等在校生，因而高等教育毛入學(xué)率不可避免地被低估。我國(guó)已經(jīng)進(jìn)入世界公認(rèn)的“高等教育大眾化”時(shí)期。

持續(xù)的高等教育擴(kuò)張?jiān)陲@著提升勞動(dòng)力知識(shí)水平的同時(shí)，也改變了高校畢業(yè)生的勞動(dòng)力供需均衡。申廣軍等[1]認(rèn)為，“大學(xué)生就業(yè)難”與“應(yīng)屆大學(xué)畢業(yè)生起薪持續(xù)走低”開(kāi)始成為大學(xué)生就業(yè)市場(chǎng)的階段性特征，這似乎為“高等教育擴(kuò)張導(dǎo)致的教育過(guò)度降低了大學(xué)工資溢價(jià)”以及“高校擴(kuò)招與供給失衡的工資懲罰效應(yīng)”提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。但事實(shí)上，高等教育擴(kuò)張對(duì)大學(xué)學(xué)歷就業(yè)者工資變化的影響卻是尚不清晰與有待驗(yàn)證的。從理論視角出發(fā)，高等教育擴(kuò)張導(dǎo)致的勞動(dòng)力供需結(jié)構(gòu)變化可能會(huì)基于工資自適應(yīng)效應(yīng)導(dǎo)致大學(xué)工資溢價(jià)的降低，但同時(shí)人力資本結(jié)構(gòu)的變化又會(huì)通過(guò)相對(duì)工資變化及知識(shí)依賴(lài)度增強(qiáng)而提升教育溢價(jià)。同時(shí)從實(shí)證層面看，高等教育擴(kuò)張對(duì)大學(xué)工資溢價(jià)的影響也是存在爭(zhēng)議的。Mincer[2]的研究證實(shí)，高等教育擴(kuò)張會(huì)降低教育的邊際貢獻(xiàn)率，從而顯著地降低教育溢價(jià)。但Grogger和Eide[3]基于斷點(diǎn)回歸模型的分析卻認(rèn)為，美國(guó)高等教育擴(kuò)張與大學(xué)工資溢價(jià)間存在正相關(guān)關(guān)系，并突出地表現(xiàn)在虛擬經(jīng)濟(jì)中高等教育人才工資溢價(jià)的增長(zhǎng)，Katz和Autor[4]認(rèn)為，這也成為工資不平等的重要推動(dòng)力。

基于我國(guó)樣本的研究也同樣存在著實(shí)證結(jié)論的分歧。何亦名[5]基于擴(kuò)展的Mincer方程研究認(rèn)為，高等教育擴(kuò)張對(duì)大學(xué)工資溢價(jià)存在抑制效應(yīng)。吳要武和趙泉[6]也得到了相似的結(jié)論，即擴(kuò)招導(dǎo)致了大學(xué)畢業(yè)生勞動(dòng)參與率以及小時(shí)工資的下降。但張巍巍和李雪松[7]與李平等[8]的結(jié)論卻認(rèn)為，我國(guó)高校擴(kuò)招顯著地提升了教育溢價(jià)。

上述結(jié)論分歧可能是由于高等教育擴(kuò)張的工資自適應(yīng)效應(yīng)與相對(duì)工資效應(yīng)的強(qiáng)度差異所導(dǎo)致的，但是，作為一個(gè)典型的實(shí)證問(wèn)題，實(shí)證框架的選擇與控制也會(huì)影響到結(jié)論，特別是在教育溢價(jià)的相關(guān)研究中，Walker和Zhu[9]認(rèn)為，不可觀測(cè)因素的評(píng)估和樣本選擇偏差的處理決定著實(shí)證模型結(jié)論的可靠性。

首先，能力這一不可觀測(cè)因素是評(píng)估大學(xué)工資溢價(jià)難以回避的關(guān)鍵問(wèn)題之一。能力包括勞動(dòng)者智力與情緒控制能力、教養(yǎng)與性格等素質(zhì)，是決定工資的重要因素，這恰恰解釋了相同學(xué)歷、相同年齡、職業(yè)等條件相似的勞動(dòng)者的工資差距。Simmons[10]從理論上證明了能力因素是高等教育擴(kuò)張對(duì)大學(xué)工資溢價(jià)影響的關(guān)鍵因素。其次，在勞動(dòng)力市場(chǎng)的工資問(wèn)題研究中，幾乎難以避免地存在樣本選擇偏差問(wèn)題，即僅能觀測(cè)到參與勞動(dòng)力市場(chǎng)的勞動(dòng)者工資變動(dòng)，而實(shí)際上適齡勞動(dòng)力總是存在不參與勞動(dòng)供給的情況，而這種不參與本身卻是基于工資等因素的內(nèi)生自選擇結(jié)果。由此衍生了Heckman[11]所提及的“樣本選擇偏差”，Wooldridge[12]證實(shí)，只有在控制樣本選擇偏差，即勞動(dòng)參與決策外生時(shí)，工資效應(yīng)方程的結(jié)果才是一致的。

本文的可能貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下三點(diǎn)：一是在模型中引入了能力代理因子從而控制了能力這一不可觀測(cè)變量對(duì)工資變動(dòng)的影響。二是基于勞動(dòng)力異質(zhì)性前提，使用Heckman兩步法修正了樣本選擇偏差，進(jìn)而解決了工資對(duì)勞動(dòng)力參與的自選擇問(wèn)題。三是在一個(gè)干預(yù)—控制框架下，通過(guò)區(qū)分高中組與大學(xué)組的能力變化，控制了偏態(tài)型技術(shù)進(jìn)步對(duì)勞動(dòng)力工資的調(diào)整效應(yīng)。

二、干預(yù)—控制反事實(shí)框架設(shè)計(jì)

考慮到偏態(tài)型技術(shù)進(jìn)步的存在以及由此引致的技術(shù)稀缺性定價(jià)及工資變動(dòng)，本文引入干預(yù)—控制的反事實(shí)框架以控制勞動(dòng)力需求側(cè)對(duì)大學(xué)工資溢價(jià)的影響，同時(shí)進(jìn)一步準(zhǔn)確地測(cè)度高等教育擴(kuò)張對(duì)勞動(dòng)力工資的沖擊。具體地，將我國(guó)高等教育擴(kuò)張視為一個(gè)具體的政策規(guī)制，高校擴(kuò)招的教育溢價(jià)沖擊視為政策的因果效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上引入雙重差分(DID)模型進(jìn)行匹配效應(yīng)識(shí)別，即將樣本分為匹配的干預(yù)組與控制組，通過(guò)雙重差分控制共時(shí)性環(huán)境變量的影響與樣本事前差異，進(jìn)而比較配對(duì)組差異識(shí)別政策的實(shí)施效應(yīng)。在具體的樣本配對(duì)上，本文按照高校擴(kuò)招的時(shí)間節(jié)點(diǎn)1999年，將樣本區(qū)分為控制組——老畢業(yè)生組(1999年前入學(xué))與干預(yù)組——新畢業(yè)生組(1999年及以后入學(xué))，并假設(shè)高等教育擴(kuò)張僅僅對(duì)新畢業(yè)生組工資產(chǎn)生沖擊效應(yīng)，同時(shí)引入高中組(1999年后高中學(xué)歷勞動(dòng)力)作為附加控制組。在此基礎(chǔ)上，設(shè)定DID模型為：

lnY=c+αD+β1T1+β2T2+β3T3+β4T4+γ1D×T1+γ2D×T2+γ3D×T3+γ4D×T4+φX+ε

(1)

其中，lnY為工資對(duì)數(shù)值，D為學(xué)位變量(D=1：大學(xué)學(xué)歷，D=0：高中學(xué)歷)，為基礎(chǔ)同生群組的大學(xué)工資溢價(jià)， Ti(i=1,2,3,4)為基于年齡劃分的不同時(shí)期配對(duì)組，參數(shù)βi為相較基礎(chǔ)同生群組的不同年齡平均工資差異，而γi為以Ti表示的各配對(duì)組的大學(xué)工資溢價(jià)，而α+γi就代表相對(duì)控制組的不同時(shí)期整體大學(xué)工資溢價(jià)。X為影響工資獲取的相關(guān)控制變量，包括工作經(jīng)驗(yàn)、崗位特征、地區(qū)及就業(yè)單位所有制屬性等。

進(jìn)一步，本文采用Heckman兩步法控制樣本選擇偏差，構(gòu)建勞動(dòng)參與決策概率方程：cy=η0+ηk+μ，其中，cy為虛擬變量，表示勞動(dòng)力的參與決策(cy=1：進(jìn)入就業(yè)市場(chǎng)；cy=0：退出就業(yè)市場(chǎng))，k為年齡、性別和婚姻狀況等影響勞動(dòng)力參與決策的相關(guān)外生變量，μ為參與決策的隨機(jī)因素。用所有的樣本將cy對(duì)k做Probit回歸，根據(jù)樣本勞動(dòng)參與概率可計(jì)算得到逆米爾斯比率λ(k,μ)，將該逆米爾斯比率導(dǎo)入模型(1)得：

lnY=c+αD+β1T1+β2T2+β3T3+β4T4+γ1D×T1+γ2D×T2+γ3D×T3+γ4D×T4+φX+δλ+ε

(2)

其中，δ的顯著性可以驗(yàn)證樣本選擇偏差的存在。

在能力代理因子的構(gòu)建上，本文基于CHIP數(shù)據(jù)庫(kù)，按照Glick和Sahn[13]的思想，構(gòu)建基于樣本環(huán)境因素的能力因子Ability并引入模型：

lnY=c+αD+β1T1+β2T2+β3T3+β4T4+γ1D×T1+γ2D×T2+γ3D×T3+γ4D×T4+φX+θAbility+ε

(3)

lnY=c+αD+β1T1+β2T2+β3T3+β4T4+γ1D×T1+γ2D×T2+γ3D×T3+γ4D×T4+φX+δλ+θAbility+ε

(4)

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所收入分配課題組的中國(guó)家庭收入項(xiàng)目調(diào)查(CHIP, Chinese Household Income Project Survey 2007)。首先，CHIP數(shù)據(jù)庫(kù)包含了高等教育擴(kuò)張前后北京、遼寧、江蘇、山西、安徽、河南、湖北、廣東、重慶、四川、云南和甘肅等涵蓋東、中、西三大區(qū)域的12個(gè)省份，分城鄉(xiāng)、性別、教育程度、就業(yè)狀況，收入狀況、健康狀況和婚姻狀況等個(gè)體特征數(shù)據(jù)。其次，該數(shù)據(jù)庫(kù)包含豐富的家庭背景資料，諸如父母的受教育程度、職業(yè)特征、戶(hù)口特征以及家庭各種支出等，將這些家庭背景資料匹配到個(gè)體數(shù)據(jù)庫(kù)中，使得捕捉個(gè)體能力因素以及勞動(dòng)參與意愿成為可能。在具體樣本篩選上，本文使用具有高中以上學(xué)歷的22—50周歲的個(gè)體相關(guān)數(shù)據(jù)，剔除22周歲以下及50周歲以上樣本以保證學(xué)歷識(shí)別準(zhǔn)確，最終得到有效樣本4 450個(gè)。

2.變量設(shè)定

學(xué)歷虛擬變量D：D=1代表大學(xué)學(xué)歷，D=0代表高中學(xué)歷。其中，大學(xué)學(xué)歷包括大學(xué)以上的本科生和研究生。高中學(xué)歷包括普通高中、職業(yè)高中、中專(zhuān)和技校。

時(shí)期虛擬變量Ti：以入學(xué)年齡6—7歲推算，設(shè)定干預(yù)組年齡為22—26歲樣本(2002—2007年取得大專(zhuān)學(xué)位、2003—2007年取得本科學(xué)位)，附加控制同生群組為22—26歲高中教育程度組，而干預(yù)組則為27—31歲、32—36歲、37—41歲以及41歲以上年齡組，分別對(duì)應(yīng)1997—2001年、1992—1996年、1987—1991年以及1987年以前的樣本畢業(yè)時(shí)期，本文對(duì)1999年高校擴(kuò)招前年齡組進(jìn)行了分段區(qū)分，是考慮到教育溢價(jià)變動(dòng)存在典型的時(shí)期效應(yīng)與慣性，與1999年相距越遠(yuǎn)，其工資受高等教育擴(kuò)張的沖擊越小，據(jù)此可將41歲以上樣本視為高校擴(kuò)招的基礎(chǔ)控制組。按照同生群年齡段分別定義時(shí)期虛擬變量Ti，即T1(22—26歲)、T2(27—31歲)、T3(32—36歲)和T4(37—41歲)。

工資lnY：本文關(guān)注的結(jié)果變量是擁有高中以上學(xué)歷的勞動(dòng)力工資，CHIP數(shù)據(jù)庫(kù)調(diào)查了個(gè)體從當(dāng)前工作中獲得的月收入以及包括自己創(chuàng)業(yè)的工資、津貼和紅利等全部月收入，即月收入對(duì)數(shù)。

能力代理指標(biāo)Fedu：Plug和Vijverberg[14]證實(shí)，能力存在典型的代際傳遞特征，觀測(cè)樣本的父母能力與子女能力顯著正相關(guān)。Knight和Shi[15]則認(rèn)為，考慮到教育本身與不可觀測(cè)的能力變量高度相關(guān)，因而父母的教育水平是觀測(cè)樣本能力較好的代理變量。本文沿用這種思路使用觀測(cè)樣本父親教育年限作為能力代理變量以控制無(wú)法觀測(cè)能力因素對(duì)個(gè)體工資的影響。

勞動(dòng)參與：樣本選擇偏差的控制需要識(shí)別勞動(dòng)參與方程，Melly[16]認(rèn)為，理想的識(shí)別變量應(yīng)該影響選擇行為但不影響工資水平。而勞動(dòng)參與決策取決于工作與閑暇的機(jī)會(huì)成本及邊際福利收益，根據(jù)陳斌開(kāi)等[17]，閑暇邊際收益取決于婚姻、消費(fèi)和健康等個(gè)體特征變量。因此，本文使用觀測(cè)樣本的婚姻狀況、個(gè)體生活消費(fèi)支出、身體健康狀況、年齡、性別以及地區(qū)特征作為勞動(dòng)參與的工具變量。另外，個(gè)體的教育水平是企業(yè)雇傭員工的重要參考因素，但同時(shí)教育水平也是工資的重要影響因素，為了避免與學(xué)位變量的多重共線(xiàn)性，勞動(dòng)參與方程中使用離開(kāi)學(xué)校前的課堂成績(jī)代表學(xué)生參與就業(yè)的能力水平。

工資獲取的相關(guān)控制變量：本文參考Katz和Autor[4]與張巍巍和李雪松[7]的研究，引入觀測(cè)樣本的工作經(jīng)驗(yàn)、工作經(jīng)驗(yàn)平方項(xiàng)、崗位類(lèi)別及特征、就業(yè)單位所有制屬性以及地區(qū)變量。在具體的變量測(cè)度上，工作經(jīng)驗(yàn)使用樣本在當(dāng)前崗位的就業(yè)時(shí)長(zhǎng)作為替代變量，崗位類(lèi)別則根據(jù)數(shù)據(jù)可得性區(qū)分為是否為店員/服務(wù)人員、是否為專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員以及是否為國(guó)家機(jī)構(gòu)或事業(yè)單位員工或企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)。而地區(qū)則區(qū)分為東中西部三個(gè)地區(qū)屬性，就業(yè)單位所有制屬性則使用是否屬于國(guó)有或集體所有制單位就業(yè)進(jìn)行觀測(cè)。

四、經(jīng)驗(yàn)研究及解釋

1.各同生群組描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1報(bào)告了各年齡組分學(xué)歷月工資的描述性統(tǒng)計(jì)。由表1可知，高校擴(kuò)招對(duì)勞動(dòng)力學(xué)歷結(jié)構(gòu)存在顯著影響，隨著年齡增長(zhǎng)，大學(xué)學(xué)歷勞動(dòng)者占比迅速下降，22—26歲的年齡組大學(xué)學(xué)歷的比重為32.6%，而41歲以上的年齡組大學(xué)比重僅為14.2%。同時(shí)從工資水平的分布特征看，相較高中學(xué)歷組，大學(xué)畢業(yè)生工資差距隨年齡增長(zhǎng)逐漸增加，41歲以上的年齡組大學(xué)畢業(yè)生年收入是高中畢業(yè)生組的1.79倍多，而27—31歲年齡組這個(gè)比重僅為1.49，22—26歲勞動(dòng)力中，這一比重僅為1.38。這意味著，排除其他相關(guān)因素的影響，從收入差距視角看，高等教育擴(kuò)張?jiān)陲@著地影響人力資本結(jié)構(gòu)的同時(shí)也存在工資懲罰效應(yīng)。

表1分年齡分學(xué)位月工資的描述性統(tǒng)計(jì)

2.勞動(dòng)參與方程的估計(jì)

為糾正樣本選擇偏差，首先用Probit模型對(duì)全樣本進(jìn)行勞動(dòng)參與決策概率方程cy=η0+ηk+μ的估計(jì)。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，健康、婚姻、消費(fèi)支出、年齡和性別都在1%水平上顯著影響著勞動(dòng)參與。其中，男性比女性具有顯著水平更高的勞動(dòng)參與率。這與Knight和Shi[15]與Connelly和Zheng[18]的研究結(jié)論一致。越年長(zhǎng)、健康狀況越好、生活費(fèi)支出越多越容易參與勞動(dòng)，結(jié)婚比不結(jié)婚更傾向參與勞動(dòng)。離校前課堂成績(jī)對(duì)勞動(dòng)參與具有顯著的正向影響。另外，從地區(qū)變量來(lái)看，相對(duì)于西部地區(qū)，東部和中部地區(qū)都有更高的勞動(dòng)參與率，這可能來(lái)自于較高的整體工資水平增加了退出就業(yè)市場(chǎng)的機(jī)會(huì)成本，同時(shí)相對(duì)發(fā)達(dá)的第三產(chǎn)業(yè)也降低了就業(yè)的選擇成本。

3.基于DID模型的大學(xué)教育溢價(jià)估計(jì)

根據(jù)表2，無(wú)論基于哪一個(gè)模型，代表41歲同生群組大學(xué)教育溢價(jià)參數(shù)α顯著為正，其中不考慮樣本選擇偏差以及能力偏誤時(shí)的大學(xué)工資溢價(jià)達(dá)到最高水平43.6%，當(dāng)考慮樣本選擇可能帶來(lái)的偏差后，大學(xué)教育溢價(jià)下降到33.9%，并且仍在1%水平下顯著，樣本選擇矯正項(xiàng)同樣在1%水平下顯著，說(shuō)明存在明顯的樣本選擇偏差，不考慮樣本選擇將導(dǎo)致大學(xué)教育溢價(jià)9.2%的估計(jì)偏差。進(jìn)一步的，將能力代理變量父親教育水平納入到模型中，大學(xué)教育溢價(jià)仍然顯著為正，但進(jìn)一步下降到32.3%，父親教育水平變量系數(shù)為1.6%且在1%水平下顯著，父母教育水平一定程度上決定著子女的能力水平，對(duì)個(gè)體工資產(chǎn)生顯著的正向作用，忽略無(wú)法觀測(cè)能力因素同樣導(dǎo)致估計(jì)偏誤。因而基于模型(4)估計(jì)結(jié)果是最可信的。平均而言，41歲以上群組中大學(xué)生勞動(dòng)力比高中生勞動(dòng)力工資高出32.3%，年均高等教育回報(bào)為8.0%。是否接受高等教育是個(gè)體工資的一個(gè)重要決定因素，那時(shí)上大學(xué)確實(shí)是一份豐厚的投資，然而伴隨高等教育擴(kuò)張大學(xué)生勞動(dòng)力供給的增多，大學(xué)生工資和高中生工資各自變動(dòng)趨勢(shì)如何?大學(xué)工資溢價(jià)如何演變?

表2工資溢價(jià)方程估計(jì)結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%水平下顯著。

表2的第5—8行列出了相對(duì)于40歲以上的同生群組, 各個(gè)年輕群組高中勞動(dòng)力工資的變動(dòng)。一個(gè)明顯的事實(shí)是當(dāng)不考慮樣本選擇偏差時(shí)，年輕的高中勞動(dòng)力群組工資都在顯著增長(zhǎng)，其中27—31歲群組的工資最高，當(dāng)不考慮能力因素時(shí)，比41歲以上的同生群組高出23.6%，比37—41歲同生群組高出9.6%，比32—36歲同生群組高出3.5%，1999年高等教育大幅擴(kuò)張后，大學(xué)勞動(dòng)力的持續(xù)供給沖擊致使高中勞動(dòng)力工資較擴(kuò)張前下降6.4%。當(dāng)考慮能力因素時(shí)盡管各個(gè)同生群組高中生工資有所下降，但仍保持同樣的變化趨勢(shì)。

然而值得注意的是，當(dāng)考慮勞動(dòng)參與樣本選擇時(shí)，相對(duì)于41歲以上的同生群組，各個(gè)年輕高中組的工資不是上升而是下降，并且伴隨高等教育迅猛擴(kuò)張，下降得更快。就模型(4)估計(jì)結(jié)果而言：按可比價(jià)格計(jì)算，41歲以上的高中群組工資比37—41歲高中群組工資高出0.4%，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著；比32—36歲的高中組高出4.8%，統(tǒng)計(jì)上也是不顯著的；然而在1999年高等教育擴(kuò)張前后的同生群組高中勞動(dòng)力工資出現(xiàn)顯著的大幅下降，其中擴(kuò)張后對(duì)應(yīng)的22—26歲的高中組下降高達(dá)13.8%，比擴(kuò)張前27—31歲群組下降7.5%，相關(guān)估計(jì)參數(shù)的變化充分說(shuō)明引入樣本選擇矯正項(xiàng)以及能力因素的必要性，同時(shí)看到無(wú)論參數(shù)方向及大小如何變化，但值得肯定的是擴(kuò)張后(22—26歲)高中組工資比擴(kuò)張前(27—31歲)顯著下降，而且相比離擴(kuò)張期越早，下降得越多，高等教育擴(kuò)張對(duì)高中群組工資的負(fù)向沖擊是顯而易見(jiàn)的。

表2的9—12行參數(shù)估計(jì)值刻畫(huà)的是各個(gè)同生群組大學(xué)教育溢價(jià)的相對(duì)變化，9—12行與5—8行對(duì)應(yīng)行相加則是各個(gè)群組大學(xué)生勞動(dòng)力工資的相對(duì)變動(dòng)，如果再分別加上第4行則得到各個(gè)時(shí)期大學(xué)工資溢價(jià)。為更加清楚地看出，表3給出了高等教育擴(kuò)張前后相對(duì)于41歲以上的同生群組各個(gè)年輕同生群組大學(xué)工資的變化及大學(xué)工資溢價(jià)。

表3擴(kuò)張前后大學(xué)工資變動(dòng)及大學(xué)工資溢價(jià)

由表3中模型(4)對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)不難看到，相比于41歲以上的大學(xué)勞動(dòng)力群組，其他各個(gè)年輕的大學(xué)組工資都在下降，其中最年輕的群組也是高等教育擴(kuò)張后取得學(xué)位的大學(xué)組工資下降幅度最大，降幅高達(dá)18%，比擴(kuò)張前(27—31歲組)下降6.4%。各個(gè)群組的大學(xué)工資溢價(jià)大致相當(dāng)，相對(duì)于41歲以上的同生群組，之后的同生群組盡管大學(xué)工資溢價(jià)都在降低，但隨著高等教育擴(kuò)張強(qiáng)勢(shì)的推移，大學(xué)工資溢價(jià)并未出現(xiàn)明顯的下降。具體地，隨著1985年高等教育緩慢擴(kuò)張，1987—1991年取得最高學(xué)位的群組大學(xué)教育溢價(jià)顯著降低了11.5%。此時(shí)大學(xué)教育溢價(jià)為21.2%，平均每年大學(xué)教育回報(bào)僅為5.3%；1992—1996年獲得最高學(xué)位的群組大學(xué)教育溢價(jià)上升到29.7%，年平均教育回報(bào)為7.4%；1997—2001期間取得最高學(xué)位的群組大學(xué)教育溢價(jià)繼續(xù)上升到28.8%，年平均教育回報(bào)為7.2%，當(dāng)1999年高等教育大幅擴(kuò)招后，第一批進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的大學(xué)生，大學(xué)教育溢價(jià)仍維持在28.2%，年均大學(xué)教育回報(bào)率7.0%。與相關(guān)研究的結(jié)論比較，本文的教育溢價(jià)水平明顯較低。*李雪松與赫克曼基于CUHIES數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)論表明，控制了樣本選擇偏差和教育匯報(bào)異質(zhì)性后，大學(xué)教育的教育溢價(jià)效應(yīng)為43.0%，大學(xué)的人力資本投資年均回報(bào)率為10.8% 。齊良書(shū)研究證實(shí)，1988—1999年的高等教育回報(bào)率平均為12.33%。這意味著，在教育溢價(jià)測(cè)度中樣本選擇偏差以及能力偏誤都會(huì)產(chǎn)生大學(xué)教育溢價(jià)的向上偏誤。

具體地，表2最后兩列分別給出了樣本選擇偏差和能力偏差，在此將模型(4)和模型(3)估計(jì)結(jié)果的差異定義為樣本選擇偏差，將模型(4)和模型(2)估計(jì)結(jié)果的差異定義為能力偏誤。從表2不難看出，不考慮樣本選擇會(huì)導(dǎo)致各個(gè)估計(jì)參數(shù)產(chǎn)生很大的偏差，其中導(dǎo)致能力代理變量(父親教育水平)向上0.2%偏誤，使各個(gè)年齡組高中生工資相對(duì)變動(dòng)也產(chǎn)生不同程度的向上偏差，其中導(dǎo)致27—31歲年齡組工資的偏差高達(dá)30.4%，最低的37—41歲年齡組的工資變動(dòng)偏差也高達(dá)14.6%。同樣地，由表3可見(jiàn)，不考慮樣本選擇時(shí)，各個(gè)年齡組大學(xué)教育溢價(jià)也產(chǎn)生向上偏差，但偏差相對(duì)較小，大致在1%—3%之間。但相對(duì)于41歲以上同生群，此時(shí)各個(gè)年齡組大學(xué)工資溢價(jià)的偏誤是向下的，即不考慮樣本選擇時(shí)低估了各個(gè)同生群大學(xué)教育溢價(jià)的變化，而且離擴(kuò)張期越遠(yuǎn)的同生群大學(xué)教育溢價(jià)變化的偏誤越小，具體地，擴(kuò)張后大學(xué)勞動(dòng)力組大學(xué)教育溢價(jià)相對(duì)于41歲以上同生群組低估了9.2%，當(dāng)沒(méi)有考慮樣本選擇時(shí)，擴(kuò)張后(22—26歲組)大學(xué)溢價(jià)比擴(kuò)張前(27—31歲組)產(chǎn)生至少2%的下降(模型(3)是13.43%—11.49%；模型(1)是15.2%—11.3%)，但考慮樣本選擇時(shí)卻沒(méi)有發(fā)現(xiàn)顯著的證據(jù)。

從表2最后一列能力偏誤值來(lái)看，各個(gè)高中組無(wú)論在擴(kuò)張前還是擴(kuò)張后相對(duì)于41歲以上的群組，能力都是上升的，大致提高在1%—3%之間；但大學(xué)勞動(dòng)力組能力出現(xiàn)波動(dòng)，41歲以上的同生群組，能力對(duì)工資存在1.6%顯著的正向效應(yīng)，相對(duì)于41歲群組，37—41歲年齡組中的大學(xué)勞動(dòng)力能力提高了1.1%，而之后的群組大學(xué)生能力出現(xiàn)下降，相對(duì)于41歲以上的同生群組，擴(kuò)張后大學(xué)生組能力下降了2.3%，擴(kuò)張前(27—31歲組)能力上升了0.3%，因而擴(kuò)張后大學(xué)生能力凈下降2.6%，不考慮能力因素將使我們對(duì)大學(xué)教育溢價(jià)的變動(dòng)產(chǎn)生錯(cuò)誤判定。

另外，我們發(fā)現(xiàn)一個(gè)有趣的現(xiàn)象：當(dāng)不考慮樣本選擇偏差時(shí)，男性工資明顯高于女性，但考慮樣本選擇時(shí)，女性工資反過(guò)來(lái)明顯高于男性?？赡艿慕忉屖牵耗行缘膭趧?dòng)參與率顯著高于女性，如果這種差異緣于用人單位的性別歧視，則參與工作的女性往往具有更高的邊際生產(chǎn)力，因而獲得了更高的工資。另外，從兩種估計(jì)的結(jié)果看，考慮樣本選擇估計(jì)中性別變量具有更大的標(biāo)準(zhǔn)差，因而可能是樣本選擇校正項(xiàng)與性別項(xiàng)產(chǎn)生多重共線(xiàn)性所致。

根據(jù)本文的結(jié)論，在改革開(kāi)放后我國(guó)恢復(fù)大學(xué)教育初期(1978—1982年)，第一輪的高等教育擴(kuò)張確實(shí)引起了大學(xué)工資溢價(jià)的迅速下降，*這一階段高等教育擴(kuò)張導(dǎo)致工資溢價(jià)降低，可能的原因是我國(guó)不健全的勞動(dòng)力工資制度，特別是國(guó)有經(jīng)濟(jì)部門(mén)，勞動(dòng)力的工資競(jìng)爭(zhēng)性流動(dòng)機(jī)制尚未建立，使得教育的邊際效應(yīng)降低。但1999年高校擴(kuò)招計(jì)劃的實(shí)施以及大學(xué)畢業(yè)生人數(shù)的持續(xù)增加，卻導(dǎo)致了大學(xué)工資溢價(jià)的顯著上升。這一現(xiàn)象并非孤立，實(shí)際上美國(guó)在1940—1970年間的高等教育擴(kuò)張與同時(shí)期工資溢價(jià)年均0.9%的上升已經(jīng)為此提供了經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。Acemoglu[19]基于內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步與技能偏態(tài)性特征對(duì)此提供了令人信服的解釋。即高等教育擴(kuò)張以及勞動(dòng)力市場(chǎng)人力資本結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，刺激了與人力資本相匹配的技術(shù)需求，從而使得技能出現(xiàn)了適應(yīng)人力資本結(jié)構(gòu)要求的偏態(tài)性特征即偏向性的技術(shù)進(jìn)步，技能偏態(tài)與技術(shù)和知識(shí)依賴(lài)度的上升導(dǎo)致了高學(xué)歷人才需求的擴(kuò)大及相對(duì)工資的上升。具體到我國(guó)現(xiàn)實(shí)，王林輝和袁禮[20]提出隨著我國(guó)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)以及自主技術(shù)能力的不斷提升，偏態(tài)型技術(shù)進(jìn)步已經(jīng)成為我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的主要特征，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)型都深刻地影響了勞動(dòng)力需求結(jié)構(gòu)，從而導(dǎo)致對(duì)高學(xué)歷人才需求的持續(xù)上升和高人力資本勞動(dòng)者相對(duì)工資的增加，進(jìn)而保證教育溢價(jià)的提升，最終使得高等教育規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張的同時(shí)大學(xué)工資溢價(jià)的上浮。

五、結(jié)論及政策含義

本文基于干預(yù)—控制框架，借助于樣本匹配得分與DID模型，在有效控制不可觀測(cè)因素、樣本選擇偏差和勞動(dòng)力市場(chǎng)需求端沖擊的條件下，測(cè)度了高等學(xué)校擴(kuò)張對(duì)大學(xué)工資溢價(jià)的真實(shí)影響。結(jié)論表明：首先，我國(guó)高等教育擴(kuò)張對(duì)大學(xué)工資溢價(jià)的影響總體表現(xiàn)為正效應(yīng)，高學(xué)歷勞動(dòng)力的供給增加，并沒(méi)有引起大學(xué)工資溢價(jià)的明顯下降。不過(guò)，大學(xué)工資溢價(jià)隨高等教育擴(kuò)張的變動(dòng)存在明顯的階段性特征：1999年啟動(dòng)的高等教育擴(kuò)張，并未在短期內(nèi)產(chǎn)生顯著的溢價(jià)效應(yīng)，*根據(jù)表2，擴(kuò)招后(22—26歲同生群)相對(duì)于擴(kuò)招前(27—31歲)大學(xué)溢價(jià)實(shí)際下降0.6%，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。比較不同年齡組大學(xué)工資溢價(jià)水平，1999年擴(kuò)招后大學(xué)工資溢價(jià)的總體方向依然是上升的。此外，本文的模型揭示，能力等不可觀測(cè)因素及樣本選擇偏差確實(shí)顯著地影響到工資溢價(jià)水平的測(cè)度。其次，將工資溢價(jià)水平與實(shí)際工資水平結(jié)合起來(lái)分析同樣證實(shí)，隨著我國(guó)高等教育擴(kuò)張，大學(xué)工資溢價(jià)在上浮。大學(xué)學(xué)歷依然是解釋我國(guó)工資差距的重要原因。或者說(shuō)，高等教育依然是我國(guó)低收入群體實(shí)現(xiàn)工資增長(zhǎng)、縮小收入差距的重要途徑。

根據(jù)本文的分析，偏態(tài)型技術(shù)進(jìn)步以及勞動(dòng)力需求的知識(shí)依賴(lài)度變化是大學(xué)工資溢價(jià)上浮的原因，但這種高學(xué)歷人才稀缺性的增加似乎完全無(wú)法解釋我國(guó)大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)市場(chǎng)的相關(guān)經(jīng)濟(jì)片段。為什么在大學(xué)工資溢價(jià)上浮的同時(shí)卻存在大學(xué)生“就業(yè)難”“起薪低”的就業(yè)困境？一個(gè)核心的因素在于大學(xué)畢業(yè)生的人力資本存量與學(xué)歷匹配偏誤。Simmons[10]的研究部分地涉及了這一問(wèn)題，他的研究證實(shí)學(xué)歷、能力匹配度是解釋工資的重要因素。這意味著勞動(dòng)力工資是根據(jù)與學(xué)歷相匹配的能力而非單一的學(xué)歷因素決定。與發(fā)達(dá)國(guó)家的高等教育體系不同，我國(guó)的高校人才培養(yǎng)機(jī)制存在“嚴(yán)進(jìn)寬出”的特征，學(xué)歷與學(xué)歷理應(yīng)具備的能力間存在較強(qiáng)的不匹配，高校擴(kuò)招計(jì)劃的實(shí)施，實(shí)際上降低了大學(xué)的招生門(mén)檻，加劇了大學(xué)教育機(jī)構(gòu)的“寬進(jìn)寬出”，大量能力較低的勞動(dòng)者因?yàn)閿U(kuò)招獲得了大學(xué)學(xué)位，這使得學(xué)歷與能力匹配度進(jìn)一步下降和學(xué)歷的能力信號(hào)進(jìn)一步扭曲，在就業(yè)市場(chǎng)上招聘單位與雇主由于信息不對(duì)稱(chēng)條件下缺乏甄別能力，因而產(chǎn)生了“降低起薪以降低甄別錯(cuò)誤成本”以及“招聘向名校(211、985)集中”的理性決策。因此，大學(xué)生就業(yè)難與大學(xué)教育回報(bào)偏低的現(xiàn)實(shí)，其根本原因在于教育信號(hào)與學(xué)歷信號(hào)的失靈，而不是由于大學(xué)生需求的減少與教育溢價(jià)的降低。*當(dāng)然，正如曾湘泉[21]所言，我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程滯后與城市體系不合理也是大學(xué)生結(jié)構(gòu)性失業(yè)的重要原因，大學(xué)生向一二線(xiàn)城市就業(yè)市場(chǎng)的集中，一定程度上加劇了就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)與大學(xué)生失業(yè)。也就是說(shuō)，我國(guó)實(shí)施了近二十年的高等教育擴(kuò)張并未出現(xiàn)擴(kuò)張過(guò)度，加大高素質(zhì)、高學(xué)歷人才培養(yǎng)也依然是我國(guó)優(yōu)化勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)、加速創(chuàng)新能力培養(yǎng)的重要路徑。但我國(guó)大學(xué)生就業(yè)市場(chǎng)的一些特征說(shuō)明，高等教育擴(kuò)張的最大問(wèn)題在于數(shù)量與質(zhì)量脫節(jié)，由此導(dǎo)致了教育信號(hào)與學(xué)歷信號(hào)嚴(yán)重失靈。這要求高等教育機(jī)構(gòu)必須調(diào)整以往重理論、輕實(shí)務(wù)，千人一面的培養(yǎng)理念，有效地提升高等教育質(zhì)量，才能夠修正教育信號(hào)扭曲與失靈，營(yíng)造良好的大學(xué)生就業(yè)環(huán)境與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，從根本上破解大學(xué)生就業(yè)難的現(xiàn)實(shí)困境。