張 琦 陳建華

（上海師范大學(xué)教育學(xué)院，上海 200233）

一、引 言

根據(jù)2021年教育事業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)結(jié)果顯示：2021年，全國(guó)共有高等學(xué)校3012 所，各種形式的高等教育在學(xué)總規(guī)模4430 萬(wàn)人，高等教育毛入學(xué)率57．8%［1］。如今我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)格局已經(jīng)發(fā)生了較大改變，擁有普通高等教育文憑依然要面臨殘酷的競(jìng)爭(zhēng)，2022 屆高校畢業(yè)生規(guī)模達(dá)1067 萬(wàn)人［2］，“就業(yè)難”“薪酬低”成為普遍現(xiàn)象，高等教育文憑與高收入之間的聯(lián)系已經(jīng)模糊。

“讀書(shū)無(wú)用”“文憑貶值”“就業(yè)難”等主觀(guān)判斷暗含著將現(xiàn)在與過(guò)去進(jìn)行對(duì)比，世代差異則從本質(zhì)上刻畫(huà)了現(xiàn)在與過(guò)去的區(qū)別。不同世代所經(jīng)歷的重大社會(huì)歷史事件塑造了其獨(dú)特性。Ryder 提出了世代的概念，他認(rèn)為世代效應(yīng)是社會(huì)變化的本質(zhì)，代表著已有經(jīng)驗(yàn)的影響［3］，它們包括早期生活條件以及在整個(gè)生命過(guò)程中的歷史和社會(huì)因素［4］。世代差異反映了社會(huì)條件的外生背景變化。人們出生在不同的時(shí)期，同樣不可避免地被鑲嵌在當(dāng)時(shí)的社會(huì)結(jié)構(gòu)中［5］。社會(huì)結(jié)構(gòu)的不斷變化無(wú)疑會(huì)給不同世代所擁有的文憑賦予不同的內(nèi)涵與價(jià)值。我國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)整體上呈現(xiàn)從傳統(tǒng)社會(huì)向現(xiàn)代社會(huì)轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)，社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷驅(qū)動(dòng)著高等教育的改革與發(fā)展。改革開(kāi)放以來(lái)，高等教育規(guī)模、招生制度、就業(yè)制度等都作出了適應(yīng)性調(diào)整。對(duì)于某一批人而言，之所以屬于或不屬于同一個(gè)世代，其決定性因素在于他們是否具有同樣的重要社會(huì)歷史經(jīng)歷及其體驗(yàn)［6］。文革對(duì)我國(guó)教育制度造成了嚴(yán)重破壞，進(jìn)入高校時(shí)不以分?jǐn)?shù)作為選拔的標(biāo)準(zhǔn)，而是“推薦制”，這就抑制了高等教育文憑對(duì)個(gè)體能力的篩選作用，文憑與收入間的關(guān)系無(wú)法得到體現(xiàn)。早期世代（生于1960－1969年）獲取高等教育文憑加入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)處于改革開(kāi)放及高考制度恢復(fù)的背景下，以考試作為人才選拔的標(biāo)準(zhǔn)使得高等教育的篩選作用得以發(fā)揮，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也逐漸步入正軌；中期世代（生于1970－1979年）獲取高等教育文憑并加入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)正處于逐步建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制這一重大社會(huì)歷史背景中；后期世代（生于1980－1989年）經(jīng)歷了高等教育擴(kuò)招，獲取文憑后我國(guó)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程，文憑獲取難度降低也在一定程度上弱化了高等教育的篩選作用。新世代（生于1990年之后）取得高等教育文憑時(shí)處于我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要?dú)v史時(shí)期，高等教育大眾化進(jìn)程也不斷加快。

高等教育不斷作出適應(yīng)性改革以促進(jìn)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，培養(yǎng)了大批人才為經(jīng)濟(jì)建設(shè)服務(wù)。如果將高等教育視為投資，個(gè)體必然會(huì)對(duì)其未來(lái)收益懷有期待。為此，本文將圍繞高等教育文憑與收入的關(guān)系，探究如下問(wèn)題：（1）就個(gè)體而言，擁有高等教育文憑仍然能帶來(lái)更多收入嗎？ （2）隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，不同世代的高等教育文憑與收入之間的關(guān)系存在怎樣的差異？ （3）高等教育文憑對(duì)不同收入群體的貢獻(xiàn)有何不同？

二、文獻(xiàn)綜述

自從西奧多·舒爾茨（Theodore Schultz）提出人力資本理論以來(lái)，有關(guān)教育與收入的關(guān)系一直是人們討論的話(huà)題。人力資本理論從教育所具有的生產(chǎn)性作用出發(fā)，認(rèn)為教育通過(guò)提高人的內(nèi)在勞動(dòng)生產(chǎn)率從而提高收入；篩選理論表明，教育本身充當(dāng)著“過(guò)濾器”來(lái)篩選出能力更強(qiáng)的人，發(fā)出更高生產(chǎn)力的信號(hào)，而這個(gè)信號(hào)能使個(gè)體在勞動(dòng)力市場(chǎng)上得到回報(bào)。人力資本理論與篩選理論成為研究教育與收入關(guān)系的重要理論基礎(chǔ)，前者體現(xiàn)教育的“生產(chǎn)性收益”，后者體現(xiàn)教育的“信號(hào)收益”。

有關(guān)高等教育生產(chǎn)性收益的研究主要集中于收益率的計(jì)量、異質(zhì)性、長(zhǎng)期變動(dòng)等方面。陳俊生運(yùn)用內(nèi)部收益率法計(jì)算出我國(guó)高等教育的個(gè)人收益率為13．5%［7］。王麗和李鳳蘭運(yùn)用明瑟收入方程計(jì)算出普及化階段接受高等教育使得個(gè)體收入提高34．3%［8］。高等教育收益率的異質(zhì)性研究從不同群體、不同收入階層等方面展開(kāi)。黃靜和易麗發(fā)現(xiàn)高等教育群體每增加一年工作經(jīng)驗(yàn)，其平均月工資收入增長(zhǎng)率要比非高等教育群體高出5 倍［9］。馬文武發(fā)現(xiàn)除去收入兩端的最低最高收入階層，整個(gè)社會(huì)基本表現(xiàn)收入階層越高，高等教育投資收益率越高［10］。張曉昕則從不同就業(yè)類(lèi)型出發(fā)，發(fā)現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者的教育收益率都在本科階段達(dá)到最高［11］。高等教育收益率的長(zhǎng)期變動(dòng)也是學(xué)者研究的焦點(diǎn)之一。方超和黃斌對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民的整體高等教育收益率變動(dòng)進(jìn)行了測(cè)算，由大眾化前的19%增至大眾化后的37．8%［12］，反映出高等教育收益率明顯的時(shí)期變化。張東和朱必詳研究了1998－2006年高等教育投資收益率的變動(dòng)，發(fā)現(xiàn)無(wú)論收入差異歸因于教育的比例多大，這一時(shí)期高等教育收益率均呈下降趨勢(shì)，從經(jīng)濟(jì)角度為高中生棄考提供了解釋?zhuān)?3］。

國(guó)外學(xué)者較早通過(guò)實(shí)證研究區(qū)分了教育的生產(chǎn)性收益及信號(hào)收益。信號(hào)收益即文憑效應(yīng)，反映的是擁有文憑本身給個(gè)體帶來(lái)的額外收入。有關(guān)文憑效應(yīng)的研究大致可以分為兩類(lèi)：一是文憑效應(yīng)的存在性，二是文憑效應(yīng)的異質(zhì)性。

學(xué)者們對(duì)不同國(guó)家勞動(dòng)力市場(chǎng)中是否存在文憑效應(yīng)進(jìn)行了研究，實(shí)證結(jié)果并非都支持文憑效應(yīng)的存在性，但大多數(shù)結(jié)果表明文憑效應(yīng)確實(shí)存在。Clark 和Martorell 利用美國(guó)的數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證研究表明高中文憑效應(yīng)并不存在［14］。Anna 等發(fā)現(xiàn)在巴西勞動(dòng)力市場(chǎng)中各教育階段都存在文憑效應(yīng)，但隨著時(shí)間變化，中學(xué)和大學(xué)的文憑效應(yīng)有所下降［15］。Olfindo 以菲律賓城市非農(nóng)業(yè)雇傭工人為樣本，在控制個(gè)體差異后，發(fā)現(xiàn)高等教育文憑效應(yīng)顯著存在［16］。Schady 通過(guò)斷點(diǎn)回歸模型、半?yún)?shù)模型等多種估計(jì)方法，證明了小學(xué)、中學(xué)和大學(xué)等各類(lèi)文憑均存在明顯的文憑效應(yīng)［17］。我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)中的文憑效應(yīng)同樣得到許多學(xué)者的證實(shí)。王俊和劉澤云通過(guò)相對(duì)教育位置法證實(shí)了教育的功能既體現(xiàn)為提升人力資本，也體現(xiàn)為發(fā)送信號(hào)［18］。管震和孫志軍的實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)教育回報(bào)率約為9．5%，其中約4%屬于“生產(chǎn)性收益”，5．5%屬于“信號(hào)收益”［19］。李峰亮等人運(yùn)用樣條模型（Spline Model）同樣證明了我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)中確實(shí)存在著文憑效應(yīng)［20］。

除了證明文憑效應(yīng)確實(shí)存在以檢驗(yàn)篩選理論，有關(guān)文憑效應(yīng)的研究也關(guān)注由文憑本身的“質(zhì)量”及部門(mén)、性別、地區(qū)等因素帶來(lái)的文憑效應(yīng)的異質(zhì)性。張青根發(fā)現(xiàn)，非公共部門(mén)的文憑效應(yīng)顯著高于公共部門(mén)且在高等教育層次上更加明顯［21］。張青根和沈紅發(fā)現(xiàn)由于勞動(dòng)力市場(chǎng)中存在著性別歧視，男性教育生產(chǎn)性收益率顯著高于女性，女性教育信息收益率顯著高于男性，教育信息功能可減輕勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)女性的歧視［22］。除性別歧視外，容貌歧視以更內(nèi)隱的方式存在于勞動(dòng)力市場(chǎng)中。楊園爭(zhēng)等人首次揭示出容貌歧視在高學(xué)歷群體中的失效［23］，即對(duì)于擁有較高層次文憑的勞動(dòng)者而言，收入并不會(huì)受到容貌的影響。近年來(lái)也有學(xué)者開(kāi)始關(guān)注同一層次但不同“質(zhì)量”的文憑在信號(hào)價(jià)值方面的差異。Freier 研究了是否獲取榮譽(yù)學(xué)位對(duì)法學(xué)專(zhuān)業(yè)學(xué)生的文憑效應(yīng)的影響，實(shí)證結(jié)果表明擁有榮譽(yù)學(xué)位并通過(guò)州司法考試的法學(xué)學(xué)生獲得了約14%的顯著收入溢價(jià)，即榮譽(yù)學(xué)位具有更高的信號(hào)價(jià)值［24］。Pauline 和Ben 在此基礎(chǔ)上將研究對(duì)象擴(kuò)展為所有專(zhuān)業(yè)的學(xué)生，發(fā)現(xiàn)學(xué)業(yè)榮譽(yù)（由嚴(yán)格的GPA 分值確定）能對(duì)文憑效應(yīng)起到“增強(qiáng)作用”，但這種作用在大學(xué)畢業(yè)后的第三年就消失了［25］。由此說(shuō)明，同一層次的文憑也能向勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)出個(gè)體能力不同的信號(hào)。基于英國(guó)本科學(xué)位存在分級(jí)制度（Degree Classification） 這一事實(shí)，Giorgio 發(fā)現(xiàn)較高等級(jí)的本科文憑可能存在信號(hào)作用［26］。Andy 和Georg 的實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步表明了不同等級(jí)下文憑效應(yīng)的異質(zhì)性，相較于二等學(xué)位，獲得一等學(xué)位會(huì)使得個(gè)體在高工資行業(yè)工作的概率提高14%，工資收入提高3%，并且作者認(rèn)為更詳細(xì)的分級(jí)方案可能會(huì)使畢業(yè)生的薪酬和能力更好地匹配［27］。

對(duì)已有研究的分析可以歸納為如下三點(diǎn)。第一，有關(guān)高等教育收益的研究更多側(cè)重于從人力資本的視角出發(fā)，探究高等教育對(duì)個(gè)體收益的影響及其變動(dòng)，體現(xiàn)的是高等教育的“生產(chǎn)性”收益，較少基于篩選理論探究高等教育文憑的信號(hào)價(jià)值給個(gè)體帶來(lái)的收益。第二、已有研究較少考慮獲取高等教育文憑的社會(huì)歷史背景對(duì)其本身價(jià)值的影響。第三，有關(guān)高等教育文憑效應(yīng)的研究較少關(guān)注不同收入層次下文憑效應(yīng)的異質(zhì)性，體現(xiàn)的是文憑對(duì)所有收入層次的“平均”效應(yīng)。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：其一，從研究?jī)?nèi)容看，通過(guò)世代將高等教育與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相聯(lián)系，探究高等教育文憑效應(yīng)的世代差異，將高等教育文憑與收入的關(guān)系置于更廣泛的社會(huì)歷史背景中，拓展了高等教育文憑效應(yīng)的時(shí)間維度；其二，考察不同收入水平下文憑效應(yīng)的異質(zhì)性，更全面地刻畫(huà)高等教育文憑效應(yīng)對(duì)不同收入群體的作用；其三，采用Heckman 兩階段法對(duì)樣本選擇偏差進(jìn)行糾正，通過(guò)樣本分割進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，使結(jié)論更加可信。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)為中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2015 和2017年的數(shù)據(jù)（CGSS2015、CGSS2017）①中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）始于2003年，是我國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目。論文使用數(shù)據(jù)全部來(lái)自中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心主持之《中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）》項(xiàng)目。感謝此機(jī)構(gòu)提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本論文內(nèi)容由作者自行負(fù)責(zé)。，該調(diào)查收集的與本研究相關(guān)的問(wèn)題及對(duì)應(yīng)官方編碼如下：出生日期（a31）、目前的最高教育程度（a7a）、是否畢業(yè)（a7b）、獲得最高學(xué)歷的年份（a7c）、調(diào)查前一年的全年職業(yè)（勞動(dòng)）收入（a8b）、工作單位或公司所有制性質(zhì)（a59k）、從事第一份非農(nóng)工作到目前工作的年限（a59c），工作狀況（a59a）等，這些信息都是計(jì)量個(gè)人教育收益的重要信息。由于本文著眼于文憑本身在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的信號(hào)價(jià)值，故保留已經(jīng)畢業(yè)并且就業(yè)狀態(tài)為“受雇于人”的樣本，最終獲得有效樣本2945 份。

（二）變量設(shè)定

1．被解釋變量

被解釋變量為全年職業(yè)（勞動(dòng)）收入對(duì)數(shù)。由于通貨膨脹等因素影響，不同年份的收入水平具有一定差異，但由于在變量設(shè)置時(shí)選取全年職業(yè)收入的對(duì)數(shù)作為被解釋變量，再加上調(diào)查的年份僅間隔兩年，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平僅有較小的波動(dòng)，所以對(duì)相鄰年份（2014 及2016）的收入水平差異忽略不計(jì)。把全年職業(yè)（勞動(dòng)）收入限定在2000－400000 之間以避免離群值的影響，并取對(duì)數(shù)。

2．核心解釋變量

核心解釋變量為高等教育文憑。由于本文研究高等教育的文憑效應(yīng)，故將教育文憑分為兩類(lèi)，即非高等教育文憑（大專(zhuān)以下）和高等教育文憑（大專(zhuān)及以上）。由于文革中斷了十年高考，故剔除1978－1980年獲取高等教育文憑的樣本。

3．控制變量

本文主要選取兩種類(lèi)型的控制變量，一是關(guān)于個(gè)體特征的變量，包括受教育年限、性別、父親受教育水平、所屬世代、是否黨員等；二是涉及工作特征的變量，包括工作所在地區(qū)、工作單位所有制性質(zhì)（公共部門(mén)和非公共部門(mén)）、工作經(jīng)驗(yàn)等。姜帥和龍靜通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)家庭文化資本在高質(zhì)量教育獲得方面發(fā)揮著比家庭經(jīng)濟(jì)資本更顯著的促進(jìn)作用［28］，為了控制家庭文化資本對(duì)高等教育文憑獲得的影響，本文將父親是否擁有高等教育文憑作為代理變量加以控制。林道立等把不同教育層次的年限作為虛擬變量放入回歸方程以刻畫(huà)各階段教育年限的真實(shí)回報(bào)率［29］，但由于本文的核心解釋變量是文憑層次，為了避免自變量間嚴(yán)重的共線(xiàn)性問(wèn)題，把受教育年限作為連續(xù)型變量加入回歸方程，借鑒沈紅、張青根的設(shè)定方法，將受教育年限按中國(guó)學(xué)制處理［30］。為了考察文憑效應(yīng)的世代差異，按照樣本出生的年代分為四個(gè)不同的世代：60 后（生于1960－1969年）、70 后（生于1970－1979年）、80 后（生于1980－1989年）、90 后（生于1990－1999年）。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2015，將地區(qū)人均生產(chǎn)總值作為地區(qū)分組依據(jù)，分為高經(jīng)濟(jì)水平與低經(jīng)濟(jì)水平①根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站公布的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2015 人均地區(qū)GDP 進(jìn)行排序：高人均GDP 水平分別為天津、北京、上海、江蘇、浙江、內(nèi)蒙古、福建、廣東、遼寧、山東、重慶、吉林、湖北、陜西、寧夏；低人均GDP 水平分別為湖南、青海、海南、河北、新疆、黑龍江、河南、四川、江西、安徽、廣西、山西、西藏、貴州、云南、甘肅。

表1 變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）計(jì)量模型

本文采用的計(jì)量模型為明瑟收入方程，其基本形式如下：

其中，lny為工資收入的對(duì)數(shù)，sch 為個(gè)人受教育年限，系數(shù)β表示多接受一年學(xué)校教育所導(dǎo)致的個(gè)人收入變化的百分比，衡量的是教育的“生產(chǎn)性收益”，x表示一組控制變量，γ是各控制變量的回歸系數(shù)，a表示截距項(xiàng)，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。借鑒美國(guó)學(xué)者Jaeger 和Page 在1996年使用的“文憑效應(yīng)法”［31］，具體做法是加入代表文憑的虛擬變量D來(lái)分離教育的生產(chǎn)性收益及文憑本身的信號(hào)收益（即文憑效應(yīng)），基本的明瑟方程變?yōu)槿缦滦问剑?/p>

在模型（2）中，如果文憑虛擬變量D 前的系數(shù)λ通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則表明文憑效應(yīng)是存在的。需要指出的是，由于被解釋變量采用收入的對(duì)數(shù)形式，所以在衡量文憑虛擬變量對(duì)收入的影響時(shí)需要進(jìn)行轉(zhuǎn)換，具體公式為：eλ－1，其中λ為文憑虛擬變量的系數(shù)，若λ為負(fù)數(shù)則使用公式1－eλ，轉(zhuǎn)換后才能解釋為文憑引起的收入變動(dòng)的百分比（文憑效應(yīng)）。為了探究不同世代的高等教育文憑效應(yīng)，對(duì)模型（2）進(jìn)行擴(kuò)展，加入代表文憑虛擬變量與世代虛擬變量的交互項(xiàng)（D*timei），分別以非高等教育文憑及60后為參照組，上述模型（2）變?yōu)椋?/p>

本文主要采用兩種方法來(lái)確定明瑟收入方程中的待估參數(shù)，一是普通最小二乘法（OLS）考察平均意義上的文憑效應(yīng)；二是分位數(shù)回歸法（Quantile Regression，QR）考察不同收入下文憑效應(yīng)的異質(zhì)性，相較于均值回歸，它既不需要假定誤差項(xiàng)的分布函數(shù)，又能在某種程度上克服異方差的問(wèn)題，而且對(duì)于異常值的敏感程度小，是一種穩(wěn)健性方法［32］。

利用Heckman 兩階段法［33］解決可能存在的樣本選擇偏差問(wèn)題。第一階段用Probit 模型估計(jì)樣本選擇進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率（包含所有就業(yè)狀態(tài)的樣本），并計(jì)算每個(gè)樣本的逆米爾斯比率（inverse Mills’ratio），第二階段則將逆米爾斯比率作為控制變量加入上述模型（2）、（3）進(jìn)行回歸。為了保證Heckman兩階段法的有效運(yùn)用，第一階段回歸中Probit 模型的被解釋變量為是否進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)?；谘芯繂?wèn)題，本文將就業(yè)狀態(tài)“受雇于人”定義為進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，由此才能通過(guò)文憑向雇主發(fā)送能力信號(hào)，其他就業(yè)狀態(tài)則表示未進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)。前文基礎(chǔ)回歸中僅保留了就業(yè)狀態(tài)為“受雇于人”的樣本，忽略了擁有高等教育文憑但就業(yè)狀態(tài)為“個(gè)體工商戶(hù)、自己是老板、在自家企業(yè)工作”等其他就業(yè)狀態(tài)的樣本，可能導(dǎo)致選擇性偏誤從而錯(cuò)誤估計(jì)勞動(dòng)力市場(chǎng)中真實(shí)的文憑效應(yīng)。

三、研究結(jié)果

（一）高等教育的文憑效應(yīng)

對(duì)模型（1）、（2）、（3）利用OLS 進(jìn)行回歸后得到待估參數(shù)，回歸結(jié)果見(jiàn)表2。由（1）、（2）結(jié)果可知，加入文憑虛擬變量后，受教育年限的回歸系數(shù)所代表的教育收益率明顯下降了，從9．6%下降到5．9%，模型的擬合優(yōu)度R2從33．7%上升到35．4%，表明模型的解釋力度有所提升。高等教育文憑虛擬變量的系數(shù)顯著為正，即文憑對(duì)個(gè)體收入有顯著的正向影響，高等教育的文憑效應(yīng)仍然是存在的。以非高等教育文憑作為對(duì)照組，高等教育文憑效應(yīng)為39．65%①由前文所提公式eλ—1 換算所得，其中λ 為回歸系數(shù)，如高等教育文憑效應(yīng)：e0．334－ 1＝0．3965，文憑效應(yīng)均由此公式換算。，即從平均意義上來(lái)看，高等教育文憑能給個(gè)體帶來(lái)39．65%的額外收入。

就控制變量對(duì)收入的影響來(lái)看，代表勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的三大控制變量即性別、部門(mén)、地區(qū)均對(duì)個(gè)體收入有顯著影響，其中女性、公共部門(mén)、低經(jīng)濟(jì)水平地區(qū)的個(gè)體收入更低。從世代虛擬變量來(lái)看，其系數(shù)都顯著為正，70 后、80 后、90 后的收入都顯著高于60 后。上述控制變量的回歸系數(shù)均高度顯著，加入回歸方程是有意義的。

（二）高等教育文憑效應(yīng)的世代異質(zhì)性

高等教育文憑效應(yīng)存在部分世代異質(zhì)性。由表2模型（3）的回歸結(jié)果可知，世代與高等教育文憑的交互項(xiàng)均為負(fù)數(shù)，其中90 后與高等教育文憑的交互項(xiàng)系數(shù)高度顯著，以60 后為參照組，70、80、90后的高等教育文憑效應(yīng)分別降低了4．11%、3．92%、21．26%。70 后、80 后的文憑效應(yīng)盡管有所降低，但并不顯著，可能由于70 后、80 后獲取高等教育文憑時(shí)正處于社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)與高速發(fā)展的時(shí)期，需要大量人才為經(jīng)濟(jì)建設(shè)服務(wù)。盡管取得高等教育文憑的人數(shù)不斷增加，但與非高等教育文憑相比仍然能夠在勞動(dòng)力市場(chǎng)中向雇主發(fā)出能力更強(qiáng)的信號(hào)，從而憑借文憑優(yōu)勢(shì)獲取更多的額外收入。但90 后的高等教育文憑效應(yīng)顯著降低，與60 后相比呈現(xiàn)出明顯的世代差異。究其原因，當(dāng)90 后獲取高等教育文憑時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的時(shí)代，高等教育大眾化進(jìn)程也在不斷推進(jìn)，僅僅擁有一紙文憑難以在競(jìng)爭(zhēng)激烈的勞動(dòng)力市場(chǎng)中脫穎而出。文憑效應(yīng)的世代差異部分得到證實(shí)，文憑的信號(hào)價(jià)值在一定程度上確實(shí)降低了，這也能夠部分解釋人們對(duì)更高層次文憑的追求。近年來(lái)出現(xiàn)了“考研熱”現(xiàn)象（根據(jù)官方數(shù)據(jù)，2022 考研報(bào)考人數(shù)首次突破400 萬(wàn)，增速超過(guò)20%），現(xiàn)象背后隱含的是人們對(duì)文憑與更高收入之間的理性預(yù)期。

對(duì)模型進(jìn)行共線(xiàn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，三個(gè)模型所有變量的VIF 值均小于10，不存在嚴(yán)重多重共線(xiàn)性，模型（3）中交互項(xiàng)的VIF 值分別為4．44、7．15、5．21，整體上估計(jì)系數(shù)是基本穩(wěn)健的。

（三）高等教育文憑效應(yīng)的收入異質(zhì)性

為了考察不同收入水平下文憑效應(yīng)的異質(zhì)性，采用分位數(shù)回歸進(jìn)行估計(jì)，從0．1 到0．9 分位點(diǎn)分別代表低收入、中等偏下收入、中等收入、中等偏上收入、高收入，結(jié)果如表2所示。所有收入分位點(diǎn)上的高等教育文憑效應(yīng)均高度顯著為正。根據(jù)分位數(shù)回歸結(jié)果計(jì)算出不同收入下高等教育文憑效應(yīng)分別為29．69%、35．66%、43．47%、42．48%、51．74%。圖1中直線(xiàn)為OLS 估計(jì)的高等教育文憑效應(yīng)（39．65%），折線(xiàn)為分位數(shù)回歸估計(jì)的文憑效應(yīng)，OLS 回歸反映文憑對(duì)收入的“平均效應(yīng)”，明顯高估了低收入群體的高等教育文憑效應(yīng)，低估了高收入群體的高等教育文憑效應(yīng)。隨著收入分位點(diǎn)的變化，教育收益率呈現(xiàn)先減后增的“u 型”變化趨勢(shì)，對(duì)收入分布兩端的影響大于對(duì)中間收入群體的影響，但高等教育文憑效應(yīng)呈現(xiàn)出截然不同的變化趨勢(shì)，總體上表現(xiàn)為“先緩慢增加，后微幅下降，再迅速增加”，文憑的信號(hào)價(jià)值對(duì)于高收入群體的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)高于低收入群體。由此可見(jiàn)，盡管隨著世代變化，文憑效應(yīng)有所下降，但就不同收入群體來(lái)看，高收入群體的文憑效應(yīng)顯著高于低收入群體。高等教育文憑與高收入之間的正向關(guān)聯(lián)仍然存在，但并不絕對(duì)。

表2 高等教育的文憑效應(yīng)及世代和收入異質(zhì)性

表2（續(xù)）

圖1 高等教育文憑效應(yīng)隨收入分位數(shù)的變化

對(duì)0．1 和0．9 收入分位點(diǎn)進(jìn)行系數(shù)差異檢驗(yàn)，結(jié)果顯示p 值為0．0826，通過(guò)10%顯著性水平檢驗(yàn)，即高等教育文憑效應(yīng)在低收入和高收入群體中確實(shí)存在明顯差異。

（四）樣本選擇偏差

Heckman 兩階段回歸結(jié)果如表3所示，逆米爾斯比率的回歸系數(shù)均高度顯著異于零，表明確實(shí)存在樣本選擇偏差問(wèn)題。利用Heckman 兩階段法糾正樣本選擇偏差后，高等教育文憑效應(yīng)為40．49%且高度顯著，OLS 低估了高等教育的文憑效應(yīng)；以60 后為對(duì)照組，90 后的文憑效應(yīng)顯著降低了30．86%，OLS 也低估了高等教育文憑效應(yīng)的世代差異。其原因可能在于利用OLS 估計(jì)時(shí)遺漏了擁有高等教育文憑但由于各種原因（自身能力較強(qiáng)可能有更多就業(yè)選擇，也更有可能獲得較高收入）并未進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的個(gè)體，導(dǎo)致在平均意義上低估了參與回歸的個(gè)體的高等教育文憑效應(yīng)。從回歸系數(shù)的方向和顯著性上來(lái)看，在糾正樣本選擇偏差后，高等教育的文憑效應(yīng)及存在部分世代差異的結(jié)論仍然是可信的。

表3 Heckman 兩階段回歸結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了考察估計(jì)系數(shù)的穩(wěn)健性，本文采用樣本分割進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于文憑與收入的關(guān)系受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響較大，選取高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)這一子樣本進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表3所示，核心解釋變量的系數(shù)與方向都與上述回歸結(jié)果表現(xiàn)出一致性，由此可知，上述回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，即高等教育文憑能夠顯著正向影響個(gè)體收入且在不同世代和收入水平下呈現(xiàn)出異質(zhì)性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

本文借鑒“文憑效應(yīng)法”的思路將個(gè)人教育收益中生產(chǎn)性收益以及信號(hào)收益進(jìn)行分離，利用中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)在證明高等教育文憑效應(yīng)仍然存在的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究了文憑效應(yīng)在不同世代和收入水平下的異質(zhì)性。利用Heckman 兩階段法糾正樣本選擇偏差及進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，實(shí)證結(jié)果依舊是可信的。主要研究結(jié)果如下：（1）高等教育的文憑效應(yīng)顯著為正，擁有高等教育文憑能給個(gè)體帶來(lái)額外收入。由于獲取高等教育文憑在一定程度上足以說(shuō)明個(gè)體擁有更強(qiáng)的能力，在加入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)能向雇主發(fā)出生產(chǎn)率更高的信號(hào)。雇主對(duì)其勞動(dòng)生產(chǎn)率有著正向的預(yù)期，所以愿意支付更高的薪酬，由此體現(xiàn)出高等教育文憑本身的信號(hào)價(jià)值。（2）高等教育的文憑效應(yīng)在部分世代間存在顯著差異，以60 后為參照，高等教育文憑給90 后帶來(lái)的額外收入顯著下降。60 后獲取高等教育文憑時(shí)正處于改革開(kāi)放新時(shí)期，拉開(kāi)了以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心的現(xiàn)代化，各行各業(yè)都需要大量人才作為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎，這一階段高等教育毛入學(xué)率低，獲取高等教育文憑難度大，高等教育文憑與能力之間存在著強(qiáng)聯(lián)系。當(dāng)90后獲取高等教育文憑時(shí)，高等教育規(guī)模不斷擴(kuò)張導(dǎo)致每年高校畢業(yè)人數(shù)大幅增長(zhǎng)，高等教育的篩選作用在一定程度上受到影響，加上經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于高層次人才的要求越來(lái)越高，導(dǎo)致一般意義上的高等教育文憑優(yōu)勢(shì)被削弱，反映在收入上即文憑效應(yīng)降低了。（3）高等教育文憑對(duì)不同收入群體的貢獻(xiàn)并未呈現(xiàn)教育收益率的“U 型”變化趨勢(shì)，而是“先緩慢上升再微幅下降，最后快速上升”的趨勢(shì)，即高等教育文憑對(duì)高收入群體的貢獻(xiàn)顯著大于對(duì)低收入群體的貢獻(xiàn)，可能原因在于高收入群體擁有更多“籌碼”（豐富的實(shí)踐經(jīng)歷、扎實(shí)的專(zhuān)業(yè)知識(shí)、實(shí)用的其他技能）與其文憑相輔相成。

以上結(jié)果充分說(shuō)明高等教育文憑對(duì)于個(gè)體收入的重要意義，盡管隨著世代變遷，高等教育文憑本身對(duì)個(gè)體收入的影響有所下降，但仍然能顯著正向影響個(gè)體收入。投資高等教育仍然是必要的。高等教育文憑對(duì)高收入群體的貢獻(xiàn)更大，由此來(lái)看，高等教育投資毫無(wú)疑問(wèn)是有現(xiàn)實(shí)意義的。這并非意味著擁有高等文憑就必定能躋身于高收入行列，影響收入的因素錯(cuò)綜復(fù)雜，文憑是關(guān)鍵因素之一。隨著高等教育文憑獲取難度降低，文憑與高能力、高收入間的關(guān)系不再絕對(duì)。

本文的目的并不在于支持篩選理論。篩選理論和人力資本理論都是我們思考和認(rèn)識(shí)教育與收入間復(fù)雜關(guān)系的工具。在實(shí)證研究中，人力資本理論與篩選理論都做了妥協(xié)而且都進(jìn)一步地?cái)U(kuò)展了自己，也讓人們更加認(rèn)清了這樣的一個(gè)事實(shí)——教育的生產(chǎn)功能和信息功能會(huì)隨地域、時(shí)代的不同而發(fā)生變化，這使得人們對(duì)于教育的經(jīng)濟(jì)功能有了更深刻的認(rèn)識(shí)與理解［34］。

基于本文的結(jié)論，結(jié)合當(dāng)前高校畢業(yè)生面臨的殘酷就業(yè)形勢(shì)，有如下思考和建議。

第一，政府?dāng)U大高等教育供給仍然是必要的。實(shí)證結(jié)果表明，擁有高等教育文憑能給個(gè)體帶來(lái)明顯的“信號(hào)收益”，相較于未擁有高等教育文憑的人獲得更多收入。盡管我國(guó)高等教育毛入學(xué)率如今已經(jīng)超過(guò)50%，正式邁入了普及化階段，但擁有高等教育文憑的個(gè)體所占比例仍然低于很多發(fā)達(dá)國(guó)家。政府應(yīng)該繼續(xù)創(chuàng)造條件提高人們的受教育水平，從而提升勞動(dòng)力素質(zhì)，并且引導(dǎo)人們?cè)谶M(jìn)行教育決策時(shí)理性思考與選擇。美國(guó)社會(huì)學(xué)家柯林斯從符號(hào)統(tǒng)治的角度提出，學(xué)歷和文憑乃是一種“選擇”的工具［35］。文憑作為教育信號(hào)的集中表現(xiàn)，是大學(xué)生搜尋工作的“入場(chǎng)券”，是完成某類(lèi)工作的能力信號(hào)，是勞動(dòng)力市場(chǎng)供需雙方解決逆向選擇的一種對(duì)策結(jié)果［36］。應(yīng)該明確的是，盡管從世代差異看，高等教育文憑的信號(hào)價(jià)值有所下降，但無(wú)論是從平均意義上顯著為正的高等教育文憑效應(yīng)，還是從不同收入群體來(lái)看，高等教育文憑與收入之間的正向聯(lián)系仍然存在，高等教育仍然是具有現(xiàn)實(shí)意義的一項(xiàng)投資。

第二，高等教育機(jī)構(gòu)應(yīng)著力提升人才培養(yǎng)的質(zhì)量，高校既要“嚴(yán)進(jìn)”也要“嚴(yán)出”，讓高等教育文憑真正作為能力的一種信號(hào)，在勞動(dòng)力市場(chǎng)真實(shí)體現(xiàn)文憑的信號(hào)價(jià)值。文憑效應(yīng)的本質(zhì)在于勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)文憑獲得者所擁有的能力的一種反饋，由于如今獲得高等教文憑難度下降，人才出口把關(guān)不嚴(yán)更容易稀釋和破壞文憑向勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)出能力信號(hào)的作用。規(guī)模擴(kuò)張的時(shí)代早已過(guò)去，走質(zhì)量提升之路才是當(dāng)下的正確方向。以質(zhì)量為導(dǎo)向的高等教育才能促進(jìn)人才培養(yǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展“同頻共振”，充分發(fā)揮人才在經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)進(jìn)步中的價(jià)值。

第三，將生涯規(guī)劃教育端口前移，下沉至基礎(chǔ)教育階段。生涯規(guī)劃教育不僅是高等教育機(jī)構(gòu)的責(zé)任，也應(yīng)該成為基礎(chǔ)教育的使命。遺憾的是，我國(guó)從基礎(chǔ)教育階段到高等教育階段，對(duì)于生涯規(guī)劃教育并不重視。一項(xiàng)關(guān)于中外各國(guó)職業(yè)生涯規(guī)劃教育的對(duì)比研究表明，將職業(yè)生涯規(guī)劃教育貫穿到從小學(xué)到大學(xué)的整個(gè)學(xué)校教育體系是部分發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)共識(shí)［37］，而我國(guó)職業(yè)生涯規(guī)劃教育尚未得到應(yīng)有的重視，導(dǎo)致部分畢業(yè)生在思考和規(guī)劃自己未來(lái)就業(yè)方向時(shí)手足無(wú)措。可喜的是，高考改革開(kāi)始重視學(xué)生的選擇能力以及規(guī)劃未來(lái)的意識(shí)，如何結(jié)合高考改革的背景，重新審視和重視生涯規(guī)劃教育是改革深入推進(jìn)不得不回答的問(wèn)題。如何構(gòu)建以生涯發(fā)展為導(dǎo)向的課程以真正提升學(xué)生的選擇能力，實(shí)現(xiàn)從“有選擇”到“會(huì)選擇”的跨越式轉(zhuǎn)變，是各階段學(xué)校教育應(yīng)該直面的問(wèn)題。

第四，引導(dǎo)學(xué)生在就業(yè)選擇中遵循“滿(mǎn)意”而非“最優(yōu)“的有限理性原則。在勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的現(xiàn)實(shí)面前，擁有高等教育文憑的個(gè)體無(wú)法都進(jìn)入高工資、高福利的一級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)。對(duì)職業(yè)的非理性期待往往容易被殘酷的就業(yè)現(xiàn)實(shí)擊碎。擁有高等教育文憑的我們到底希望從事什么樣的職業(yè)？ 我們到底適合從事什么樣的職業(yè)？ 在對(duì)自己形成正確的認(rèn)識(shí)及合理的職業(yè)期待下，遵循“滿(mǎn)意”就業(yè)決策原則，盡力彌合理想與現(xiàn)實(shí)之間的差距。但是，做出教育決策是困難的，因?yàn)闆](méi)有人能預(yù)知未來(lái)，唯一不變的就是改變，就業(yè)環(huán)境的復(fù)雜性與不確定性均處于高位，個(gè)體決策背后往往由多重因素作用。我們能做的就是在充分搜集信息的基礎(chǔ)上，遵循“滿(mǎn)意原則”，做出一個(gè)盡可能讓自己滿(mǎn)意的職業(yè)選擇，拋棄“最優(yōu)”職業(yè)的想法，找到適合自己的一片天地。