方超,孫晗,葉林祥

(南京財經(jīng)大學 公共管理學院/經(jīng)濟學院,南京 210023)

一、問題的提出

黨的十一屆三中全會以來,經(jīng)濟體制改革一方面推動中國經(jīng)濟高速增長,提升人民生活福祉,另一方面收入差距的不斷擴大折射出社會變遷的“痛點”。據(jù)統(tǒng)計,以基尼系數(shù)反映的中國收入不平等在1985—2014年由0.38上升到了0.469,業(yè)已超過了0.4的警戒線[1]。自1958年《中華人民共和國戶口登記條例》實施以來,城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)就演化為中國經(jīng)濟市場的重要特征,城鎮(zhèn)和農(nóng)村3∶1的收入比引致的城鄉(xiāng)收入差距也成為中國收入差距的重要組成[2]。在此背景下,如何穩(wěn)步提高農(nóng)村勞動力的工資水平,縮小城鄉(xiāng)組間工資收入差距就成為新時代收入分配深化改革的重要課題。

同時,教育事業(yè)改革也在公共教育擴張政策的主導下取得了巨大突破。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期公共教育擴張主要集中在基礎(chǔ)教育和高等教育領(lǐng)域,1986年推行的《中華人民共和國義務(wù)教育法》(下文簡稱“義務(wù)教育法”)逐步普及、免費了九年制義務(wù)教育;1998年頒布的《面向21世紀教育振興行動計劃》放寬了大學教育的配額限制,為勞動力市場提供了一批具有大學受教育程度的技能勞動力,九年義務(wù)教育鞏固率和高等教育毛入學率分別上升到了95.2%和54.4%(1)注:具體參見http://www.moe.gov.cn/jyb_sjzl/sjzl_fztjgb/202108/t20210827_555004.html。。當教育事業(yè)發(fā)展及勞動力市場需求受到公共教育擴張政策的外生沖擊時,學歷教育是否仍然具有經(jīng)典人力資本理論指涉的生產(chǎn)性和分配性功能,能夠提高農(nóng)村勞動力的工資水平,縮小農(nóng)村勞動力的組內(nèi)工資差異就成為本文的核心問題。

與既有研究相比,本文具有以下三方面的邊際貢獻:第一,本文聚焦經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期公共教育擴張政策,在學校教育供給和勞動力市場需求間構(gòu)建供給-需求關(guān)系,通過農(nóng)村勞動力的教育收益率捕捉學歷教育的個體增收效應(yīng)和收入分配效應(yīng),有助于科學評價教育擴張政策的社會經(jīng)濟價值;第二,本文采用最新一輪中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù),能夠較為全面地刻畫現(xiàn)階段農(nóng)村勞動力的工資水平,掌握教育對工資水平的影響效應(yīng);第三,本文通過教育收益率的因果性和異質(zhì)性測量,與前期文獻形成縱向歷史對話,豐富相關(guān)研究成果。

二、文獻綜述及假說

自明瑟提出工資決定方程后,明瑟教育收益率便被廣泛地用來測量學歷教育的經(jīng)濟價值[3],城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)使得以教育收益率為媒介的相關(guān)研究愈發(fā)重視對農(nóng)村勞動力市場的關(guān)注。早期研究發(fā)現(xiàn)學歷教育對農(nóng)村勞動力工資水平的影響并不明顯,甚至在20世紀70年代一度呈現(xiàn)出負相關(guān)的關(guān)系,直到20世紀90年代才由負轉(zhuǎn)正并上升到了3%[4]。但是,隨著勞動力市場的演化成熟,學歷教育不斷釋放提高農(nóng)村勞動力工資水平的個體增收效應(yīng),教育收益率才日益表現(xiàn)出不斷增長的長期趨勢并達到了較高水平[5]。

(一)教育擴張政策的國際研究趨勢

近年來,隨著公共教育擴張政策在轉(zhuǎn)型國家的逐步興起,以教育收益率為切入點的政策效果評估逐漸成為教育經(jīng)濟學和勞動經(jīng)濟學的研究趨勢之一[6]。針對發(fā)達國家的研究指出,公共教育擴張?zhí)岣吡藢W校教育向勞動力市場的畢業(yè)生輸出數(shù)量,但短期供需變化造成過度教育及文憑通脹,降低了勞動者的教育收益率[7-8]。教育收益率在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型國家的情況存在些許不同。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、社會變遷與教育擴張在一定程度上提升了學歷教育的工資決定機制,從而提高了勞動者的教育收益率[9]。從國際研究趨勢上看,公共教育擴張政策與教育收益率的變動關(guān)系相對復(fù)雜,原因在于國家所處的發(fā)展階段、勞動力市場的供需水平以及教育的工資決定機制等方面的不同,造成了教育收益率的上升或下降趨勢。

(二)教育擴張政策與中國教育收益率的變動

經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期,中國教育事業(yè)發(fā)展主要經(jīng)歷了基礎(chǔ)教育和高等教育兩級擴張,因而數(shù)量相當?shù)膶W術(shù)研究分別關(guān)注了義務(wù)教育改革和高校擴招政策對勞動者受教育程度與工資水平的外生沖擊。義務(wù)教育改革方面,既有研究充分利用“義務(wù)教育法”提供的自然實驗,借助教育法律的強制性構(gòu)造外生工具變量,通過工具變量或模糊斷點回歸設(shè)計實現(xiàn)教育改革與工資收入的因果關(guān)系推斷[10-11]。部分研究發(fā)現(xiàn),“義務(wù)教育法”實施后勞動力的受教育年限提高了8年,中國勞動力的教育收益率達到了20%[12]。當然,也有研究指出“義務(wù)教育法”實施后的工資收入效應(yīng)源于政策干預(yù)時間和“中國奇跡”下的高速經(jīng)濟增長存在重合,導致相關(guān)研究高估了基礎(chǔ)教育擴張政策的個體增收效應(yīng)[13]。

高校擴招方面,1998年頒布的《面向21世紀教育振興行動計劃》對高等教育毛入學率的中長期要求,為既有研究采用微觀方法識別大學教育收益率提供了便利。譬如,劉澤云[14]的研究指出,高校擴招雖然放寬了大學教育的配額限制,但勞動者的大學教育收益率在1998—2007年仍然呈現(xiàn)不斷上升的時間趨勢。劉生龍與胡鞍鋼[15]采用斷點回歸設(shè)計的研究則進一步指出,高校擴招與城鄉(xiāng)居民個體增收之間具有較強的因果關(guān)系,但大學教育回報率存在城鄉(xiāng)差異,城鎮(zhèn)居民的大學教育回報率為17.1%,高于農(nóng)村居民的15.9%。此外,還有研究關(guān)注了高校擴招與農(nóng)村勞動力大學教育機會獲得的因果關(guān)系。王琳等[16]學者的研究發(fā)現(xiàn),高校擴招未能提高農(nóng)村勞動力的大學教育參與率,擴招對改善大學教育機會分布的深層次影響停留在農(nóng)戶的中上階層,而對中下階層的影響較為有限。

(三)研究述評及假說

相關(guān)研究圍繞公共教育擴張與教育收益率的變化業(yè)已形成了豐富的學術(shù)積累,也為學界與決策者深入理解學歷教育的經(jīng)濟價值提供了決策信息,但基于對既有文獻的系統(tǒng)梳理,我們發(fā)現(xiàn)該主題還存在兩方面的拓展可能:第一,受到“城市偏向型”經(jīng)濟體制改革的影響,既有研究更多關(guān)注兩級教育擴張與城鎮(zhèn)勞動力工資收入的關(guān)系,但對農(nóng)村勞動力的關(guān)注僅在城鄉(xiāng)差異的部分研究[17-18],而以農(nóng)村勞動力為研究對象的主體研究則稍顯不足。第二,公共教育擴張包括基礎(chǔ)教育和高等教育,但既有研究更加關(guān)注高等教育和大學擴招的影響效應(yīng),但對“義務(wù)教育法”和義務(wù)教育改革及其收入分配效應(yīng)的關(guān)注稍顯不足[19],而這在經(jīng)典人力資本分析框架中不利于科學、全面評估不同學歷教育層級對農(nóng)村勞動力收入水平及工資差異的影響效應(yīng)。

鑒于既有研究尚存上述拓展空間,本文在此基礎(chǔ)上提出后續(xù)實證研究有待檢驗的研究假設(shè)。H1:經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的兩次公共教育擴張政策——義務(wù)教育改革和高校擴招政策,具有較強的社會經(jīng)濟價值,能夠提高農(nóng)村勞動力的工資水平,但學歷教育的個體增收效應(yīng)在義務(wù)教育和大學教育存在異質(zhì)性的特征;H2:兩次教育擴張政策還具有一定的收入分配效應(yīng),能在一定程度上縮小農(nóng)村勞動力因教育人力資本因素引致的組內(nèi)工資收入差距。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于中國居民收入分配課題組(CHIP)委托國家統(tǒng)計局調(diào)查樣本庫開展的中國家庭收入調(diào)查2018(農(nóng)村住戶適用)。中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)涵蓋北京、山西、遼寧、江蘇、山東、安徽、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、云南、甘肅以及內(nèi)蒙古等15個省份,是目前我們能夠獲得且最適宜評價公共教育政策社會經(jīng)濟價值的微觀研究數(shù)據(jù),調(diào)查總計涉及7萬余人,能在最大限度上滿足本文數(shù)據(jù)外部有效性的要求。

基于CHIP2018(農(nóng)村住戶適用)研究數(shù)據(jù),本文對樣本做了三方面處理:第一,剔除在工資水平、教育年限等核心指標上存在缺失值的個體;第二,剔除在勞動力市場上處于“不活躍”的個體,包括機關(guān)事業(yè)單位離退休人員、企業(yè)及其他單位退休人員、在校學生、失業(yè)/待業(yè)人員、家務(wù)勞動者、在休產(chǎn)假或哺乳假的婦女、在休長病假以及其他不工作、不上學的成員等;第三,將農(nóng)村勞動力的年齡范圍限定在16～65歲,同時根據(jù)“義務(wù)教育法”和高校擴招的政策干預(yù)時間,將義務(wù)教育改革和高校擴招的樣本年齡分別限定在1960—1980年和1971—1991年。最終得到義務(wù)教育改革和高校擴招樣本的有效觀測值分別為5126個和5449個。

(二)識別策略

基于經(jīng)典工資決定方程,估計教育擴張政策對農(nóng)村勞動力工資水平的線性影響:

(1)

1.因果識別

因果識別借助兩次教育擴張政策提供的自然實驗,通過構(gòu)造兩階段工具變量進行估計。第一步,構(gòu)造第一階段選擇方程,識別兩次教育擴張政策對農(nóng)村勞動力受教育程度的外生沖擊:

Educi=α+β5Expansioni+β6Xi+γi

(2)

式(2)中,因變量Educi為個體受教育程度,表示農(nóng)村勞動力是否具有義務(wù)教育或大學教育的受教育程度;Expansioni為二元工具變量,當個體受到義務(wù)教育改革或高校擴招政策干預(yù)時Expansioni=1,反之為0,受到教育擴張政策干預(yù)的個體有著更高的概率接受義務(wù)教育或大學教育;Xi為影響受教育程度的前定變量(2)注:受到研究數(shù)據(jù)可獲得性的掣肘,式(2)中的Xi上同式(1)。。

第二步,將選擇方程的估計結(jié)果代入式(1),利用第二階段結(jié)果方程估計教育擴張政策對農(nóng)村勞動力工資水平的影響。

2.異質(zhì)性分析

異質(zhì)性分析采用Firpo等[20]學者提供的無條件分位數(shù)回歸,利用再集中響應(yīng)函數(shù)刻畫學歷教育的異質(zhì)性增收特征,該特征也是評估教育擴張政策收入分配效應(yīng)的重要依據(jù)。與條件分位數(shù)回歸及其處理效應(yīng)模型相比,無條件分位數(shù)回歸放寬了對于變量可觀測特征相同或相似的要求,因而增強了估計結(jié)果對現(xiàn)實世界的解釋力度[21-22]。

(3)

(三)變量處理

1.因變量

農(nóng)村勞動力的工資水平為本文因變量,代理指標選擇問卷中的“2018年這份工作的收入總額”,剔除缺失值和異常值后對代理指標做對數(shù)處理。

2.處理變量

教育年限是本文識別教育擴張政策對個體受教育程度干預(yù)效果的處理變量。處理辦法是將連續(xù)變量轉(zhuǎn)換為二元變量,當個體具有9年以上和12年以上教育年限時Educi=1,表示具有義務(wù)教育或大學教育的受教育程度(3)注:9年以上的教育年限表示農(nóng)村勞動力受到義務(wù)教育改革的影響,受教育程度至少為義務(wù)教育;12年以上的教育年限表示農(nóng)村勞動力受到高校擴招政策的影響,受教育程度在高中以上,包括大專、本科、研究生等。;反之Educi=0。

3.工具變量

因果識別借助教育政策和出生日期的外生性構(gòu)造工具變量。對處理變量的技術(shù)處理分兩步進行:(1)根據(jù)“義務(wù)教育法”和高校擴招政策,結(jié)合法定入學年齡計算出1971年9月和1981年9月分別是義務(wù)教育改革和高校擴招政策干預(yù)的時間截斷點[23];(2)利用農(nóng)村勞動力精確到月的出生日期與截斷點相減,取值小于等于0的個體賦值為1,即Di=1,表示受到教育擴張政策干預(yù),反之則賦值為0,即Di=0。

4.協(xié)變量

協(xié)變量包括農(nóng)村勞動力的人力資本特征、個體特征以及行業(yè)特征三個方面。人力資本特征由工作經(jīng)驗及其二次項構(gòu)成;個體特征由性別、民族、家庭規(guī)模、健康狀況、婚姻狀況、政治面貌等因素構(gòu)成(4)注:自評健康包括非常好和好,自評不健康則包括一般、不好和非常不好。;行業(yè)性質(zhì)為農(nóng)村勞動力所屬行業(yè)性質(zhì)。表1報告了全部變量的基本統(tǒng)計信息,其中處理組和控制組表示受到和未受到教育擴張政策干預(yù)的農(nóng)村勞動力。

表1 統(tǒng)計描述

四、實證分析

(一)基準估計

表2報告了利用普通最小二乘法估計的義務(wù)教育和大學教育影響農(nóng)村勞動力工資水平的基準回歸結(jié)果。其中,第2—4列、第5—7列分別報告的是義務(wù)教育改革和高校擴招全樣本、男性和女性分樣本的回歸結(jié)果,各樣本在回歸過程中均控制了聚類到個體的固定效應(yīng)。

義務(wù)教育改革方面,β1的回歸結(jié)果在全樣本、男性和女性分樣本中分別是0.20、0.164以及0.288,參數(shù)估計結(jié)果具有統(tǒng)計顯著性,其含義可以理解為與未接受義務(wù)教育的農(nóng)村勞動力相比,接受義務(wù)教育能將全體、男性和女性的年工資水平分別提高20、16.4以及28.8個百分點。高校擴招方面,β1的回歸結(jié)果在全樣本、男性和女性分樣本中分別為0.318、0.296以及0.308,表明與未接受大學教育的農(nóng)村勞動力相比,接受大學教育能將全體、男性和女性年工資水平分別提高31.8、29.6以及30.8個百分點。普通最小二乘法的估計結(jié)果表明,雖然存在內(nèi)生性擾動,但“義務(wù)教育法”的實施和高校擴張仍然顯示出較強的社會經(jīng)濟價值,大學教育的個體增收效應(yīng)高于義務(wù)教育,符合學歷教育層級異質(zhì)性的鮮明特征,研究假說H1得到驗證。同時女性教育回報率高于男性也與既有研究結(jié)果相對一致[24]。

協(xié)變量方面,經(jīng)驗及其平方項的參數(shù)估計結(jié)果正負相異,體現(xiàn)出人力資本積累對工資水平的影響具有非線性的變化趨勢,該趨勢與加里·貝克爾提供的年齡-工資曲線是一致的,即工齡上升對農(nóng)村勞動力工資水平的影響呈現(xiàn)先上升再下降的倒U型變化趨勢。男性工資水平高于女性,但教育對女性個體增收的促進作用高于男性;自評健康者的工資水平高于不健康者。

表2 普通最小二乘法估計

(二)內(nèi)生性檢驗

內(nèi)生性檢驗借助教育擴張政策和個體出生日期的外生性構(gòu)造工具變量,利用兩階段工具變量法估計義務(wù)教育和大學教育對農(nóng)村勞動力工資水平的因果性影響,表3報告了工具變量法的估計結(jié)果。在表3中,第2—4列為義務(wù)教育改革各樣本的估計結(jié)果,第5—7列為高校擴招各樣本的估計結(jié)果。從兩階段工具變量法的檢驗性指標上看,Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗表明本文所構(gòu)造的工具變量為強工具變量,因而拒絕存在弱工具變量的可能。

第一階段估計的是個體受教育程度的選擇方程,即教育擴張政策對農(nóng)村勞動力受教育程度的影響效應(yīng),該估計結(jié)果是本文評價教育擴張政策是否具有教育價值的重要依據(jù)。義務(wù)教育改革方面,工具變量Expansioni的參數(shù)估計值在全樣本、男性和女性分樣本中分別為0.029、0.027以及0.034,估計結(jié)果顯著,可以理解為“義務(wù)教育法”將農(nóng)村地區(qū)全體、男性以及女性勞動力接受義務(wù)教育的概率值分別提高了2.9、2.7以及3.4個百分點。高校擴招方面,工具變量Expansioni的參數(shù)估計值在全樣本、男性和女性分樣本中分別為0.098、0.096以及0.099,參數(shù)估計結(jié)果在1%水平上統(tǒng)計顯著,可以理解為1998年教育部頒布的《面向21世紀教育振興行動計劃》在農(nóng)村地區(qū)將全體、男性以及女性接受大學教育的概率值分別提高了9.8、9.6以及9.9個百分點。

第二階段估計的是受教育程度影響工資水平的結(jié)果方程,該部分是判斷教育擴張政策是否具有社會經(jīng)濟價值的重要依據(jù)。義務(wù)教育改革方面,β1的參數(shù)估計值在全樣本、男性和女性分樣本中分別為8.301、8.680以及7.718,參數(shù)估計結(jié)果顯著,表明在“義務(wù)教育法”的政策干預(yù)下,接受義務(wù)教育能將全體、男性、女性年工資對數(shù)提高830.1%、868%以及771.8%。高校擴招方面,β1的參數(shù)估計值在全樣本、男性和女性分樣本中分別為1.819、1.447、2.303參數(shù)估計結(jié)果在1%水平上統(tǒng)計顯著,表明在《面向21世紀教育振興行動計劃》的政策干預(yù)下,接受大學教育能將全體、男性、女性年工資對數(shù)分別提高181.9%、144.7%以及230.3%。

根據(jù)兩階段工具變量的估計結(jié)果,我們能夠得到教育擴張政策與農(nóng)村勞動力工資水平的三點推論:第一,義務(wù)教育改革和高校擴招具有較強的教育功能,在兩次教育擴張政策的推動下,農(nóng)村勞動力的受教育程度得到了一定提升,教育擴張的政策紅利向女性傾斜,擴大了向農(nóng)村女性的教育機會供給,致使女性接受義務(wù)教育和大學教育的概率值相對于男性要高出0.7和0.3個百分點。第二,教育擴張政策還具有較強的社會經(jīng)濟價值,突出表現(xiàn)為對個體工資的增收效應(yīng)。一方面,大學教育對個體工資的增收效應(yīng)高于義務(wù)教育階段,表明教育收益率在學歷教育層級上具有異質(zhì)性的特征,另一方面,女性在義務(wù)教育階段的教育收益率低于男性,但在高等教育階段高于男性,體現(xiàn)出教育收益率在不同學歷教育階段的個體增收效應(yīng)具有鮮明的性別差異。第三,從估計結(jié)果的縱向?qū)Ρ壬峡?工具變量法對教育收益率的估計全面高于普通最小二乘法,表明遺漏變量導致基準估計對學歷教育經(jīng)濟價值的真實處理效應(yīng)給出了向下偏誤,不利于學術(shù)研究科學評價教育擴張政策的個體增收效應(yīng)。

表3 兩階段工具變量估計

(三)異質(zhì)性分析

1.無條件分位數(shù)回歸

首先采用無條件分位數(shù)回歸,選擇0.1、0.25、0.5、0.75以及0.9分位點,表示農(nóng)村勞動力在低、中低、中位數(shù)、中高以及高分位點上的工資水平,回歸利用自舉法進行1000次反復(fù)抽樣后,估計結(jié)果見表4(5)注:無條件分位數(shù)回歸在Stata中利用rifreg命令進行估計。。

義務(wù)教育改革方面,β1的參數(shù)估計值隨工資分位點不斷上升呈現(xiàn)“下降-上升”的變動趨勢,該趨勢類似于V型曲線,中高工資分位點(τ=0.75)則是教育收益率向上偏折的拐點。從收入分配效應(yīng)上看,低工資分位點上的教育收益率為0.365(P<0.01),高于高分位點上的0.151(P<0.01),表明義務(wù)教育的異質(zhì)性增收特征有利于收窄農(nóng)村勞動力在低-高分位點上的組內(nèi)工資差異。從性別差異上看,男性在低分位點上的教育收益率為31.2%,相比女性的32.7%低了1.5個百分點,但在高分位點上卻比女性的教育收益率高出0.3個百分點。

高校擴招方面,β1的參數(shù)估計值隨工資分位點不斷上升呈現(xiàn)“下降-上升-再下降-再上升”的變動趨勢,該趨勢類似于W型曲線,中位數(shù)(τ=0.5)和高分位點(τ=0.9)是W型曲線向上偏折的拐點。從收入分配效應(yīng)上看,低工資分位點上的教育收益率為0.278(P<0.01),低于高分位點上的0.502(P<0.01),表明大學教育的異質(zhì)性特征客觀上擴大了農(nóng)村勞動力在低-高分位點上的組內(nèi)工資差異,這一點和義務(wù)教育的異質(zhì)性增收特征存在顯著不同。從性別組內(nèi)差異上看,男性在低分位點上的教育收益率為53.2%,比高分位點上的41.1%高12.1個百分點,但女性在低分位點上的教育收益率為1.7%,比高分位點上的48.8%低47.1個百分點,顯示出高校擴招更有利于縮小男性勞動力的組內(nèi)工資差異,卻擴大了女性在不同工資水平上的組內(nèi)差異。

表4 無條件分位數(shù)回歸

2.無條件分位數(shù)處理效應(yīng)

與條件分位數(shù)回歸相比,無條件分位數(shù)回歸雖然放寬了計量方程中對于可觀測特征相同或相似的假設(shè)要求,提高了估計結(jié)果對現(xiàn)實世界的解釋力度,但未對內(nèi)生性引致的估計偏誤進行處理。因此,異質(zhì)性分析進一步借助公共教育擴張政策構(gòu)造工具變量,通過無條件分位數(shù)處理效應(yīng)模型刻畫義務(wù)教育和大學教育的異質(zhì)性增收特征,以期為公共教育政策的收入分配效應(yīng)提供穩(wěn)健結(jié)論,表5利用自舉法反復(fù)抽樣1000次后得到無條件分位數(shù)處理效應(yīng)的估計結(jié)果(6)注:無條件分位數(shù)回歸在Stata中利用ivqte命令進行估計。。

義務(wù)教育改革方面,β1的參數(shù)估計值隨工資分位點上的不斷上升呈現(xiàn)“下降-上升”的變動趨勢,該趨勢類似于V型曲線,這一點與無條件分位數(shù)回歸所捕捉的異質(zhì)性增收特征基本一致,中高分位點(τ=0.75)則是V型曲線向上偏折的拐點。從收入分配效應(yīng)上看,與無條件分位數(shù)回歸相一致的是,農(nóng)村勞動力在低分位點上的教育收益率為18.4%,高于高分位點上的16%,表明針對低收入群體的基礎(chǔ)教育擴張有利于縮小低-高收入群體間的組內(nèi)工資差異。從性別組間差異上看,男性在低分位點上的教育收益率高于女性,但在高分位點上低于女性,表明義務(wù)教育更有利于促進低收入男性和高收入女性的工資增進,而這意味著義務(wù)教育改革的收入分配效應(yīng)能夠縮小男性勞動力的組內(nèi)工資差異,卻擴大了女性勞動力的組內(nèi)工資差異。

高校擴招方面,β1的參數(shù)估計值隨工資分位點的不斷上升呈現(xiàn)“上升-下降-再上升”的變動趨勢,該趨勢類似于N型曲線,這一點與無條件分位數(shù)回歸所捕捉的W型曲線有所不同,而中低分位點(τ=0.25)和中高分位點(τ=0.75)則是N型曲線向下和向上偏折的拐點。從收入分配效應(yīng)上看,農(nóng)村勞動力在低分位點上的教育收益率為16.7%,低于高分位點上的35.6%,表明高校擴招擴大了位于收入分布兩端的工資收入差距,這一點與無條件分位數(shù)回歸所得結(jié)論較為一致。

根據(jù)無條件分位數(shù)處理效應(yīng)對義務(wù)教育和大學教育的異質(zhì)性增收特征的捕捉,我們對研究假設(shè)H2做出部分修正:“義務(wù)教育法”的頒布起到了縮小收入差距的分配效應(yīng),但《面向21世紀教育振興行動計劃》與大學配額限制的放寬可能具有“精英導向型”的改革特征,從而擴大了農(nóng)村勞動力因教育人力資本因素引致的組內(nèi)工資收入差距[25]。

表5 無條件分位數(shù)處理效應(yīng)

五、結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

本文利用中國家庭收入調(diào)查2018(農(nóng)村住戶適用)數(shù)據(jù),通過因果性和異質(zhì)性教育收益率的測量,實證評估了教育擴張政策對農(nóng)村勞動力工資水平的影響,得到以下幾點研究發(fā)現(xiàn)。

第一,利用普通最小二乘法發(fā)現(xiàn)教育年限與個體工資水平呈正相關(guān),不同學歷教育層級間的個體增收效應(yīng)具有異質(zhì)性的特征,大學教育收益率高于義務(wù)教育階段,包括經(jīng)驗及其平方項在內(nèi)的人力資本特征對農(nóng)村勞動力工資水平的影響在生命周期內(nèi)呈倒U型變化。

第二,利用教育政策和出生日期的外生性構(gòu)造工具變量,采用兩階段工具變量法糾正內(nèi)生性后,第一階段估計發(fā)現(xiàn)教育擴張政策顯著提升了農(nóng)村勞動力的受教育程度,在女性教育人力資本積累方面扮演了尤為重要的作用。與未受到教育擴張政策干預(yù)相比,義務(wù)教育改革將農(nóng)村全體、男性和女性勞動力接受義務(wù)教育的概率值分別提高了2.9、2.7以及3.4個百分點,而將上述群體接受大學教育的概率值分別提高了9.8、9.6以及9.9個百分點。

第三,利用工具變量法的第二階段回歸,發(fā)現(xiàn)教育擴張政策具有較強的社會經(jīng)濟價值,接受學歷教育顯著提高了農(nóng)村勞動力的工資水平,但義務(wù)教育的個體增收效應(yīng)高于大學教育。與未受到教育擴張政策干預(yù)的個體相比,義務(wù)教育改革能將全體、男性和女性年工資水平提高830.1%、868%以及771.8%,高校擴招則能將各群體的年工資水平提高181.9%、144.7%以及230.3%。

第四,利用無條件分位數(shù)回歸進行異質(zhì)性分析,發(fā)現(xiàn)義務(wù)教育改革和高校擴招的異質(zhì)性增收特征分別呈現(xiàn)出V型和W型曲線的變動趨勢,其收入分配效應(yīng)存在一定的差異,義務(wù)教育改革有助于縮小組內(nèi)工資差異,但高校擴招卻擴大了農(nóng)村勞動力在低-高分位點上的組內(nèi)工資差異。進一步利用無條件分位數(shù)處理效應(yīng)模型糾正了內(nèi)生性問題后,發(fā)現(xiàn)高校擴招政策的異質(zhì)性收益特征由W型曲線轉(zhuǎn)變?yōu)镹型曲線。

(二)延展討論

本文以學歷教育的個體增收效應(yīng)和收入分配效應(yīng)為切入點,實證評估了教育擴張政策對農(nóng)村勞動力工資水平的影響效應(yīng),具有以下三方面的政策意涵。第一,公共教育擴張是后發(fā)外生型國家推動教育事業(yè)跨越式發(fā)展的重要模式,也是推動我國由人力資源大國邁向人力資源強國的重要舉措。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期兩次教育擴張顯著提升了農(nóng)村勞動力的受教育程度,實現(xiàn)了教育人力資本的均質(zhì)積累,新時代的教育事業(yè)改革應(yīng)繼續(xù)深化,進一步擴大優(yōu)質(zhì)基礎(chǔ)教育和高等教育機會供給,提升農(nóng)村勞動力的受教育程度和人力資本質(zhì)量。第二,公共教育擴張具有較強的社會經(jīng)濟價值,其個體增收效應(yīng)能夠提高農(nóng)村勞動力的工資水平,這就要求教育改革明確其和勞動力市場的供給-需求關(guān)系,增強教育改革應(yīng)對宏觀經(jīng)濟調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的靈敏性,充分釋放學歷教育的個體增收效應(yīng)。第三,公共教育政策尤其是高校擴招的收入分配效應(yīng)客觀上擴大了農(nóng)村勞動力在低-高收入分布上的組內(nèi)工資差異,這就要求新時代的高等教育內(nèi)涵式發(fā)展注重提高農(nóng)村、女性以及低收入群體的工資水平,收斂由人力資本因素引致的工資差異。

需要指出的是,受到研究數(shù)據(jù)及其提供信息有限性的掣肘,本文在以下兩方面存在未來優(yōu)化的可能:一是受到樣本量的掣肘,利用“義務(wù)教育法”構(gòu)造工具變量進行分樣本回歸時,義務(wù)教育改革是否是合適的工具變量還需新近的數(shù)據(jù)做進一步驗證。更進一步地,“義務(wù)教育法”規(guī)定年滿6周歲的適齡兒童應(yīng)當接受義務(wù)教育,在條件不允許的地區(qū)可適當放寬至7周歲。但在當前的數(shù)據(jù)條件下,我們無法獲取農(nóng)村勞動力開始接受義務(wù)教育的具體時間,因而工具變量的構(gòu)造可能不那么“純凈”,而這也是利用兩階段工具變量對于義務(wù)教育改革進行估計時,估計結(jié)果高于基準回歸的可能原因。二是公共教育政策如何通過義務(wù)教育縮小以及大學教育擴大農(nóng)村勞動力的組內(nèi)工資收入差距,其背后的運行機制還需要后續(xù)研究進一步識別,而這些將成為本文后續(xù)的工作重點。