高校擴(kuò)招政策對(duì)性別收入差距的影響
——基于CHIPS微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

●翁淑虹　蔣冬瑤

高校擴(kuò)招政策對(duì)性別收入差距的影響
——基于CHIPS微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

●翁淑虹蔣冬瑤

運(yùn)用2002年和2008年中國(guó)家庭收入調(diào)查項(xiàng)目（CHIPS）數(shù)據(jù)的城鎮(zhèn)樣本，采用三重差分方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，比較分析了高等教育擴(kuò)招政策對(duì)于性別收入差距的影響。結(jié)果表明:高等教育擴(kuò)招導(dǎo)致性別收入差距下降了約13.2%，且其一定程度上是擴(kuò)招使得女性上大學(xué)的比例增大，性別教育差距縮小。這一現(xiàn)象在東部地區(qū)比較明顯，但在中西部地區(qū)并不明顯。由此提出，擴(kuò)招政策對(duì)于縮小性別收入差距有積極作用，對(duì)這一政策的權(quán)衡還需考慮多方面影響。

高校擴(kuò)招；收入差距；三重差分模型；性別教育差距；教育回報(bào)率

一、引言

世界各國(guó)的性別收入差距，都是明顯存在的（陳煜婷、張文宏，2015①），因此，從性別角度看待收入差距，已成為國(guó)內(nèi)外的重要議題之一（Parish and Busse，2000②；Shu and Bian，2003③；李實(shí)、馬欣欣，2006④）。中國(guó)家庭收入調(diào)查項(xiàng)目（CHIPS）三年數(shù)據(jù)顯示，2002年數(shù)據(jù)中女性收入占男性收入百分比為65.13%，2007年占比為73.33%，2008年占比72.91%，這說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)性別收入差距呈現(xiàn)著逐年降低的趨勢(shì)。

一般來(lái)說(shuō)，性別收入差異的勞動(dòng)力市場(chǎng)因素，是可進(jìn)行解釋的部分，也是該問(wèn)題研究的切入點(diǎn)。在勞動(dòng)力市場(chǎng)因素中，人力資本是收入的重要影響因素。因此，在有關(guān)收入差異的實(shí)證研究中，焦點(diǎn)之一就是高校擴(kuò)招對(duì)收入不平等的影響。1999年開始，我國(guó)實(shí)行高等教育擴(kuò)招政策，旨在通過(guò)高等教育不斷擴(kuò)大招生規(guī)模來(lái)積累人力資本、提高國(guó)民素質(zhì)、緩解就業(yè)壓力、拉動(dòng)內(nèi)需，以及應(yīng)對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展等社會(huì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。我國(guó)的普通本?？普猩鷶?shù)、高中畢業(yè)生數(shù)和普通高等教育入學(xué)率自1999年以后開始井噴式增長(zhǎng)。1999年普通高等教育招生規(guī)模達(dá)到154.86萬(wàn)人，較1998年增長(zhǎng)約43%，2012年，普通高等學(xué)校招生數(shù)更是達(dá)到688.8萬(wàn)人，1999-2012年這段時(shí)期內(nèi)我國(guó)的高等教育入學(xué)率達(dá)到0.79，是1978-1998這段時(shí)期的三倍之多，這也使得我國(guó)高等教育快速進(jìn)入到了大眾化階段。

在一定程度上，性別收入不平等一定程度上是性別的受教育水平不平等造成的。我國(guó)重男輕女現(xiàn)象嚴(yán)重，在高等教育擴(kuò)招前，高等教育的性別結(jié)構(gòu)明顯失衡。1999年實(shí)施擴(kuò)招政策后，中國(guó)高等教育的性別結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大的變化，在校大學(xué)生中女性的比例由之前不超過(guò)40%上升至50%左右的水平，性別教育差距在不斷縮小。問(wèn)題是，高校擴(kuò)招是否會(huì)使男女的收入差距得以降低？又是如何使其變化的？是否通過(guò)降低性別教育差距來(lái)降低的收入差距？通過(guò)閱讀文獻(xiàn)筆者發(fā)現(xiàn)少有學(xué)者關(guān)注這一問(wèn)題，為解答上述問(wèn)題我們進(jìn)行了以下工作。首先我們利用CHIPS2002和CHIPS2008數(shù)據(jù)，對(duì)擴(kuò)招前后的性別收入差距做了簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)描述分析，發(fā)現(xiàn)其存在顯著變化。其次，運(yùn)用三重差分的方法，回答了高校擴(kuò)招是否對(duì)性別收入差距有顯著影響。最后，通過(guò)分析擴(kuò)招對(duì)教育不平等的影響來(lái)進(jìn)一步分析這種現(xiàn)象的內(nèi)在機(jī)制。在對(duì)我國(guó)擴(kuò)招與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)的研究（邢春冰、李實(shí)2011）⑤以及對(duì)高校擴(kuò)招與職業(yè)代際流動(dòng)和性別差異（呂姝儀、趙忠2015）⑥等分析中都運(yùn)用到了這種差分方法。

二、數(shù)據(jù)選取與處理

本文使用2002年和2008年中國(guó)家庭收入項(xiàng)目（CHIPS）數(shù)據(jù)。CHIPS數(shù)據(jù)是中國(guó)收入分配研究院在1988年、1995年、2002年和2007年四次全國(guó)入戶調(diào)查的基礎(chǔ)上形成的，被稱為迄今中國(guó)收入分配與勞動(dòng)力市場(chǎng)研究領(lǐng)域中最具權(quán)威性的基礎(chǔ)性數(shù)據(jù)資料。調(diào)查是在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的協(xié)助下由中外研究者共同組織完成的，也是“中國(guó)收入和不平等研究”項(xiàng)目的組成部分。

2002年和2008年的CHIPS調(diào)查均包含三個(gè)子樣本：農(nóng)村住戶樣本、農(nóng)村—城鎮(zhèn)流動(dòng)人口樣本、城鎮(zhèn)住戶樣本。由于農(nóng)村住戶的受教育程度普遍偏低，所以我們主要關(guān)注城鎮(zhèn)住戶的狀況，并對(duì)以上兩個(gè)數(shù)據(jù)中均選用城鎮(zhèn)住戶樣本以進(jìn)行分析。2002年和2008年城鎮(zhèn)住戶的樣本量分別是20632個(gè)和14859個(gè)。根據(jù)我國(guó)學(xué)制設(shè)置，對(duì)這部分樣本計(jì)算其“理論”上的學(xué)習(xí)和畢業(yè)時(shí)間：假設(shè)入學(xué)年齡為6歲，18歲高考并進(jìn)入大學(xué)，大學(xué)本科時(shí)間為4年，?？茣r(shí)間為3年，則大學(xué)本科畢業(yè)和?？飘厴I(yè)時(shí)間分別為22歲和21歲。⑦由于擴(kuò)招政策主要影響高等教育，所以我們將分析的對(duì)象限定于受教育程度為高中及以上的樣本。在參考了其他文獻(xiàn)（如吳要武、趙泉，2010；邢春冰、李實(shí)，2011）的基礎(chǔ)上，我們選取了2002年和2008年數(shù)據(jù)中年齡在22-37歲之間的樣本。根據(jù)本文的推斷，2002年數(shù)據(jù)中上述年齡段的樣本參加高考的時(shí)間為1983-1998年，其不受擴(kuò)招政策的影響，2008年數(shù)據(jù)中上述年齡段的樣本參加高考的時(shí)間為1989-2004年，其中1999-2004年參加高考的樣本受到擴(kuò)招政策的影響，按照上述推斷其年齡為22-27歲，將此年齡組定義為“年輕組別”。而年齡段為28-37歲的樣本參加高考的時(shí)間為1989-1998年，未受到影響，將此年齡組定義為“年老組別”。由于年齡和教育程度的限制，并剔除沒有工作的樣本和有缺失值的樣本，最終的樣本量為2002年2920個(gè)樣本，2008年2591個(gè)樣本。

表1列出了數(shù)據(jù)基本的描述統(tǒng)計(jì)。從中可以看出，2002年樣本的平均月收入為893.18元，平均年齡為30.8歲，男性占49.4%，已婚人群占72.2%，漢族占絕大多數(shù)，少數(shù)民族只占4.6%。樣本中擁有高中或中專學(xué)歷占46.4%，大學(xué)及以上學(xué)歷占53.6%，東部地區(qū)樣本占34.2%，中部占40.5%，西部占25.3%。非殘疾比例為83.1%，經(jīng)驗(yàn)即工作年數(shù)平均為10.1年。2008年，樣本的平均月收入增加到了2388.43元，但標(biāo)準(zhǔn)差有所上升，說(shuō)明在這兩個(gè)時(shí)期內(nèi)，收入不平等程度擴(kuò)大了。平均年齡、男性樣本以及已婚的比例沒有大的變化，漢族和東部地區(qū)樣本的比例均有所提高，殘疾人員的比例下降，平均工作年數(shù)減少了3.3年。大學(xué)生所占比重顯著提升，由2002年的53.6%增加到了67.6%，這說(shuō)明擴(kuò)招促使城鎮(zhèn)受過(guò)大學(xué)教育的勞動(dòng)力數(shù)量顯著提高。職業(yè)分為七類，相對(duì)于2002年，2008年的服務(wù)業(yè)人員的比例增加，負(fù)責(zé)、管理人員和工人的比例減少，其他職業(yè)比例沒有大變化。行業(yè)分為十六類。

表1　數(shù)據(jù)基本的描述統(tǒng)計(jì)（22-37歲、高中以上學(xué)歷）

三、擴(kuò)招與性別收入差距的關(guān)系分析

（一）描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在本文的分析中，有三組重要的虛擬變量：年份、年齡組以及性別變量。根據(jù)本文要研究的主要內(nèi)容，把三組數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)的收入均值描述性信息報(bào)告在表2中。整體來(lái)說(shuō)，2002年女性收入比男性低13.2%，2008年女性收入比男性低23.7%，可以得出女性的收入普遍低于男性。2008年的性別收入差距相比于2002年來(lái)說(shuō)擴(kuò)大了，這一點(diǎn)在之后的回歸中也會(huì)體現(xiàn)出來(lái)。

圖1給出了2002年和2008年數(shù)據(jù)中22-37歲男性和女性分別的收入均值情況?？梢钥闯?，2008年28-37歲年齡組的兩條性別收入曲線基本平行，22-27歲年齡組的性別收入差距相對(duì)于28-37歲年齡組有縮小的趨勢(shì)。而2002年的數(shù)據(jù)中22-37歲均為未受擴(kuò)招影響的樣本，兩條性別收入曲線基本相似。但即使是未受擴(kuò)招影響的樣本，收入差距在22-27歲也有縮小的情況。所以，即使很小的年齡差異對(duì)于收入的影響也會(huì)很大，如果僅僅利用2008年數(shù)據(jù)進(jìn)行前后比較擴(kuò)招對(duì)性別收入差距的影響就會(huì)出現(xiàn)偏差。但整體來(lái)說(shuō)，2008年性別收入差距的縮小主要集中在22-27歲年輕組別，所以我們有理由相信這兩者之間的差異是大學(xué)擴(kuò)招導(dǎo)致的。從圖中也可以看出，隨著年齡增長(zhǎng)（工作經(jīng)驗(yàn)增加），收入也都持續(xù)提高，呈上升趨勢(shì)。

表2　分性別、年齡的收入描述

圖1　2002年和2008年不同年齡段的分性別收入情況

（二）擴(kuò)招對(duì)收入的影響回歸分析

1.模型設(shè)定

某項(xiàng)政策實(shí)施后，可能會(huì)對(duì)一部分個(gè)體產(chǎn)生影響，而對(duì)另一部分個(gè)體沒有影響，通常把產(chǎn)生影響的個(gè)體稱為干預(yù)組，而沒有受到影響的個(gè)體被稱為對(duì)照組。要評(píng)估政策的影響效果，一般情況下由于兩組本身的系統(tǒng)性差異，不能直接對(duì)比兩組樣本在政策發(fā)生前后的結(jié)果變量，而要采用雙重差分估計(jì)，即收集政策發(fā)生前后兩個(gè)時(shí)期的個(gè)體數(shù)據(jù) （既包括干預(yù)組，也包括對(duì)照組），先估算兩組樣本在政策實(shí)施前后結(jié)果變量的差異，分別進(jìn)行差分，再對(duì)兩個(gè)差分值再次差分，得到的差值就可以作為政策的影響效果。雙重差分模型為：

其中，D為政策虛擬變量，對(duì)于干預(yù)組D=1，對(duì)照組D=0；t為時(shí)期虛擬變量，政策發(fā)生前t=0，政策發(fā)生后t=1。D●t為D與t的交互項(xiàng)，ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

根據(jù)本文研究目的，運(yùn)用2002年和2008年的數(shù)據(jù)，具體模型如下：

其中，y表示月工資收入，即由勞動(dòng)者在工作中通過(guò)勞動(dòng)所產(chǎn)生的收入，包括工資、補(bǔ)貼和獎(jiǎng)金。之所以采用工資收入，是由于其最能體現(xiàn)勞動(dòng)者的人力資本⑥。根據(jù)Mincer（1974）提出的工資收入方程，將月工資收入取對(duì)數(shù)，并把月收入對(duì)數(shù)作為被解釋變量。age22-27表示樣本的年齡是否處于22-27歲之間，若處于之間，取1，否則取0。year表示樣本是否來(lái)自2008年，若是2008年的樣本，則取1，來(lái)自2002年則取0。age22-27●year為age22-27與year的交互項(xiàng)，X為其他控制變量，包括性別（gender）、年齡（age）及其平方項(xiàng)（age2）、受教育程度（edu）、婚姻狀況（marr）、民族（nation）、殘疾 （dis）、工作經(jīng)驗(yàn) （exp）及其平方項(xiàng)（exp2）、職業(yè) （occup）、行業(yè) （sector）、東部地區(qū)（eastern）、中部地區(qū)（middle），ε為擾動(dòng)項(xiàng)。其中2008年的數(shù)據(jù)中沒有工作年數(shù)這一問(wèn)題，故經(jīng)驗(yàn)即工作年數(shù)是由數(shù)據(jù)年數(shù)減去開始工作的年數(shù)計(jì)算得出。地區(qū)是按東、中、西三部分劃分，東部地區(qū)包括北京、遼寧、上海、江蘇、浙江和廣東；中部地區(qū)包括山西、安徽、河南和湖北；西部地區(qū)包括重慶、四川、云南和甘肅。

表3簡(jiǎn)單說(shuō)明了雙重差分模型的原理（為簡(jiǎn)單起見，沒有考慮控制變量X），β1表示2002年年老組別和年輕組別收入的差異，β1+β3表示2008年年老組別和年輕組別收入的差異，則β3為擴(kuò)招前后年老組別和年輕組別對(duì)收入對(duì)數(shù)的影響差異。同理，β2為年老組別在兩個(gè)年份之間收入的差異，β2+β3為年輕組別在兩個(gè)年份之間收入的差異，也可以得到β3為擴(kuò)招對(duì)收入的影響。綜上，在控制了年齡差異和時(shí)間趨勢(shì)后，交互項(xiàng)的系數(shù)β3就代表了教育擴(kuò)招對(duì)收入的影響。

由于上述雙重差分模型把性別變量簡(jiǎn)單地當(dāng)作解釋變量，只能由性別變量的系數(shù)得到男性與女性收入上的差距的百分比，而得不到性別收入差距中由于教育擴(kuò)招影響的結(jié)果占多大程度。進(jìn)一步，為了得到教育擴(kuò)招對(duì)性別收入差距的影響，我們對(duì)上述模型進(jìn)行改進(jìn)：將性別變量和年齡虛擬變量、性別變量和年份虛擬變量的兩兩交互項(xiàng)、以及三者的交互項(xiàng)納入到上述模型中，得到三重差分模型：

根據(jù)上式，我們分別分離出擴(kuò)招對(duì)女性與男性的收入、以及兩者之間收入差異的影響：

（1）擴(kuò)招對(duì)男性收入的影響：

Inγ中的下標(biāo)1、2分別表示擴(kuò)招前（year=0）和擴(kuò)招后（year=1）。

（2）擴(kuò)招對(duì)女性收入的影響：

（3）擴(kuò)招對(duì)男性和女性收入差異的影響：

2.回歸分析結(jié)果

本部分對(duì)所設(shè)定的模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析高等教育擴(kuò)招政策對(duì)性別收入差距的影響?？刂谱兞肯嚓P(guān)系數(shù)矩陣顯示，控制變量間相關(guān)性較小，不會(huì)產(chǎn)生多重共線性問(wèn)題。

表4的a1首先進(jìn)行了對(duì)沒有加入與年齡組有關(guān)的虛擬變量的回歸，只引入性別與年份的交互項(xiàng)，來(lái)分析不同年份之間性別收入差距的變化趨勢(shì)。從性別與年份的交互項(xiàng)的系數(shù)可以看出，2008年的性別收入差距相比于2002年增大了9.7%，并在1%的置信水平上顯著。這說(shuō)明樣本在兩個(gè)年份之間，性別收入差距是擴(kuò)大的。剔除了不顯著的控制變量（marr、nation、dis）后的回歸結(jié)果（a2）顯示，2008年的性別收入差距較2002年依然增大了9.5%。2008年收入水平相比于2002年增長(zhǎng)了86.5%，說(shuō)明整體收入水平隨時(shí)間呈現(xiàn)顯著增長(zhǎng)。

b0使用前文給定的模型進(jìn)行回歸，加入了年齡組變量及其相關(guān)的交互項(xiàng)，三個(gè)變量的交互項(xiàng)系數(shù)顯示，高等教育擴(kuò)招政策使得性別收入差距降低了13.2%，剔除不顯著的控制變量（nation、dis）后結(jié)果為b1，下降的效應(yīng)仍為13.2%，這意味著高校擴(kuò)招政策的確對(duì)縮小性別收入差距起著一定的作用。將a1和b1的結(jié)果比較來(lái)看，整體上兩個(gè)年份之間的性別收入差距擴(kuò)大9.5%，但是如果沒有擴(kuò)招對(duì)性別收入差距縮小的影響，性別收入差距將會(huì)進(jìn)一步被拉大。此外在剔除了不顯著變量的b1結(jié)果中，年齡、年齡平方項(xiàng)、經(jīng)驗(yàn)、經(jīng)驗(yàn)平方項(xiàng)、是否上了大學(xué)、婚姻狀況、地區(qū)差異這些變量都對(duì)收入有著顯著的影響。

為說(shuō)明不同組間的性別收入差距是擴(kuò)招導(dǎo)致的而不是年齡組本身的差異造成的，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚥的有效性，本文構(gòu)建一個(gè)證偽檢驗(yàn):在表4的c模型中，將樣本年齡組設(shè)定為28-37歲，并將年齡組分為28-32歲（人為干預(yù)組）和33-37歲（對(duì)照組）兩組，并定義變量age28-32，若樣本年齡介于28-32歲之間，取值為1，若介于33-37歲之間，取值為0，其余交互項(xiàng)定義與b模型相似。其他變量保持和b模型中一致，由于28-37歲年齡組的樣本沒有受到高校擴(kuò)招的影響，預(yù)測(cè)其回歸結(jié)果三重交互項(xiàng)是不顯著的，該預(yù)測(cè)與回歸結(jié)果吻合，不論是否剔除不顯著的控制變量（c0和c1模型），這兩個(gè)年齡組的人在不同年份間的性別收入差距并不顯著，這在一定程度上說(shuō)明b模型中的得到的性別收入差距并不是年齡組本身的差異造成的，而是擴(kuò)招帶來(lái)的影響。

表3　雙重差分原理

表4說(shuō)明，雖然2008年的性別收入差距相比于2002年增大了，但擴(kuò)招在一定程度上縮小了這種差距?；貧w結(jié)果初步驗(yàn)證了前文的推斷，即高校擴(kuò)招政策會(huì)通過(guò)縮小教育上的性別差距來(lái)縮小性別收入差距。為提高本文說(shuō)服力，后文將對(duì)這一推斷的作用機(jī)制進(jìn)行進(jìn)一步的驗(yàn)證。

四、進(jìn)一步的解釋

在文章這一部分我們對(duì)前文的猜測(cè)加以印證，首先分析擴(kuò)招與性別教育差異的關(guān)系，其次分析不同性別教育回報(bào)率的問(wèn)題，來(lái)說(shuō)明前文的結(jié)論的內(nèi)在機(jī)制。

（一）擴(kuò)招與性別教育差異的關(guān)系分析

表4　高校擴(kuò)招對(duì)性別收入差距的影響（差分模型）

表5　分性別、年齡的大學(xué)及以上教育水平比例

教育在很大的程度上決定了一個(gè)人的收入水平，為解釋前文的回歸結(jié)果，即擴(kuò)招為什么縮小了性別收入差距，下面我們來(lái)分析擴(kuò)招對(duì)性別教育差距的影響。首先我們對(duì)不同年份不同年齡段的男性與女性的收入水平進(jìn)行簡(jiǎn)單的描述統(tǒng)計(jì)，其次對(duì)其進(jìn)行回歸分析。

1.描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表5列出了2002年和2008年不同性別、不同年齡組別中大學(xué)及以上教育水平的樣本占總體同齡同性別人群的比例。雖然兩個(gè)年份各自的樣本中，男性上大學(xué)的比例均高于女性，但相比于2002年，2008年男性整體中上大學(xué)比例提高了13%，女性樣本中上大學(xué)的比例提高了15%，女性上大學(xué)比例的提升速度大于男性。分年齡段來(lái)看，22-27歲年齡組上大學(xué)的比例男性上升了24.9%，女性上升了16.7%，男性上大學(xué)比例的增長(zhǎng)速度高于女性；28-37歲年齡組上大學(xué)的比例男性上升了8.4%，女性上升了14.6%，女性高于男性。

2.擴(kuò)招對(duì)教育程度影響的回歸分析

為保證前后的一致性，此處的回歸仍選用前文中篩選的樣本進(jìn)行分析。延續(xù)前文中擴(kuò)招對(duì)性別收入差距影響的三重差分模型，引入受教育程度（edu）作為被解釋變量，即樣本是否為大學(xué)或大專及以上學(xué)歷；仍將 year2008、age22-27、gender、age22-27●year2008、age22-27● gender、year●gender、age22-27●year2008●gender因素作為解釋變量引入方程；同時(shí)引入其他控制變量控制其對(duì)受教育程度的影響，包括年齡（age）及其平方項(xiàng)（age2）、婚姻狀況（marr）、父母最高受教育程度（edulevfm）、兄弟姐妹個(gè)數(shù)（brother sister）、東部地區(qū)（eastern）和中部地區(qū) （middle），并以西部地區(qū)作為對(duì)比。其中edulevfm變量參考了陳奇（2013）中變量的設(shè)置：綜合考慮父母親雙方的情況，以父母中學(xué)歷較高的一位的文化程度來(lái)體現(xiàn)家庭文化背景，而不是僅僅考慮父親的文化程度⑦。但數(shù)據(jù)中父母最高受教育程度有部分缺失值，在處理數(shù)據(jù)時(shí)，為防止該部分?jǐn)?shù)據(jù)被刪除，保證前后回歸數(shù)據(jù)的一致性，筆者對(duì)兩個(gè)年份樣本父母最高受教育程度分別求均值，并將缺失值代替為均值（edulevfm=5）?？刂谱兞肯嚓P(guān)系數(shù)矩陣顯示，控制變量間相關(guān)性較小，不會(huì)產(chǎn)生多重共線性問(wèn)題。下面對(duì)這一模型進(jìn)行回歸結(jié)果分析。

表6　高校擴(kuò)招對(duì)性別教育差距的影響（差分模型）

表6對(duì)教育進(jìn)行了回歸。結(jié)果表明，擴(kuò)招對(duì)于縮小性別教育水平的差距有著顯著的影響，在logit模型中，擴(kuò)招使得男性高于女性上大學(xué)的概率比擴(kuò)招前縮小了61.2%；probit模型中，擴(kuò)招使得男性高于女性上大學(xué)的概率比擴(kuò)招前縮小了36.9%。兩個(gè)回歸結(jié)果的似然比檢驗(yàn)結(jié)果分別為586.71和585.03，都在0.000水平下顯著?；貧w估計(jì)結(jié)果與描述統(tǒng)計(jì)的結(jié)果相吻合。

描述統(tǒng)計(jì)和回歸分析的結(jié)果都表明，高校擴(kuò)招政策有助于縮小性別教育差距，這與陳奇（2013）的結(jié)論一致。⑧這也說(shuō)明擴(kuò)招對(duì)于縮小性別收入差距的作用確實(shí)在一定程度上是由于其縮小了性別教育差距。筆者猜測(cè)這是因?yàn)閿U(kuò)招政策使得女性上大學(xué)的可能性增加了，使在擴(kuò)招前不能上大學(xué)的那部分女性獲得了高等教育，縮小了男性女性受到高等教育概率上的差異，從而進(jìn)一步地縮小了其性別上的收入差距。

表7　性別教育回報(bào)率回歸

（二）性別教育回報(bào)率回歸分析

本部分對(duì)性別教育回報(bào)率進(jìn)行了回歸分析。表7中（1）未加入year2008●gender交互項(xiàng)，回歸結(jié)果表明，女性比男性的教育回報(bào)率顯著高出6.9%，在（2）中加入年份和性別交互項(xiàng)后，女性比男性的教育回報(bào)率高出8.1%，這說(shuō)明在接受相同的教育時(shí)，女性比男性獲得的收入更高。也正因這樣，當(dāng)擴(kuò)招使得女性教育水平與男性的差距縮小時(shí)，存在一定的性別教育回報(bào)率的差異起到乘數(shù)作用，使得男性與女性的收入差距得以進(jìn)一步的縮小。當(dāng)然這里的模型存在一定的能力內(nèi)生性問(wèn)題，但由于該模型不是文章中的重要模型，只是為解釋現(xiàn)象進(jìn)行的回歸，簡(jiǎn)便起見，不再對(duì)其進(jìn)行工具變量處理。

通過(guò)兩方面的分析，我們驗(yàn)證了前文猜測(cè)擴(kuò)招一定程度上通過(guò)縮小教育差距進(jìn)而縮小性別收入差距的事實(shí)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

文章中把1999年的高校擴(kuò)招視為一個(gè)自然實(shí)驗(yàn)，所以它的有效性就需要評(píng)估。參照吳要武（2010）的文章⑨，選用28-37歲年齡組作為22-27歲年齡組的控制組時(shí)，兩個(gè)群體處于不同生命周期，市場(chǎng)表現(xiàn)可能不同。這可能造成一定程度的內(nèi)生性偏差。但上文中將28-37歲年齡組作為整體，28-32歲作為干預(yù)組分析的結(jié)果說(shuō)明，不同年齡段的差異不明顯。且重復(fù)截面數(shù)據(jù)和差分估計(jì)，可以消除不隨時(shí)間變化的異質(zhì)性偏差，這意味著即使存在一定的偏差，本文差分模型也還是有效的。

（一）穩(wěn)健性回歸

參照邢春冰和李實(shí)（2011）文章中穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法⑩，表8重新定義年老組別，回歸（1）中將28-31歲的樣本刪除，年老組別定義為32-37歲，（2）中將28-33歲的樣本刪除，年老組別定義為34-37歲，（3）中不刪除樣本、但對(duì)其進(jìn)行中位數(shù)回歸，分別對(duì)運(yùn)用三重差分模型進(jìn)行回歸，三重交互項(xiàng)結(jié)果仍是顯著的，說(shuō)明擴(kuò)招對(duì)性別收入差距仍有顯著影響，這說(shuō)明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8　穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（二）分地域檢驗(yàn)

中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育呈現(xiàn)明顯的東、中、西差異，東部地區(qū)就業(yè)市場(chǎng)供過(guò)于求，而中西部表現(xiàn)為供不應(yīng)求。如今隨著經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展的不平衡，畢業(yè)生主要選擇去東部城市發(fā)展就業(yè)。本文此處分地域回歸主要目的在于分析不同地域在該問(wèn)題上的差別。文章前文提到將樣本按省份分為東、中、西三部分，此處對(duì)每一部分分別進(jìn)行回歸分析。

表8中給出了高等教育擴(kuò)招政策對(duì)不同地區(qū)畢業(yè)生性別收入差距的回歸結(jié)果。對(duì)東部地區(qū)而言，在1%的顯著性水平下，擴(kuò)招使得性別收入差距降低了36.9%之多，而對(duì)于中西部地區(qū)，結(jié)果并不顯著，并不排除由于樣本量較小導(dǎo)致顯著性較差的可能。比較結(jié)果可知，擴(kuò)招政策對(duì)于東部地區(qū)的性別收入差距影響最大。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平上升迅速，使得教育發(fā)展迅猛，高于中西部地域的發(fā)展水平，且東部地區(qū)供過(guò)于求，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較為激烈，這促使其性別收入差距的縮小更加明顯。而中西部地區(qū)（尤其西部地區(qū)）的教育水平還相對(duì)比較落后，發(fā)展不如東部迅速，這使得中西地區(qū)的性別收入差距并沒有顯著地降低。

表9　分地域回歸

六、結(jié)論及思考

（一）結(jié)論

本文運(yùn)用2002年和2008年CHIPS數(shù)據(jù)，首先分析預(yù)測(cè)了高校擴(kuò)招對(duì)性別收入差距的影響，進(jìn)而運(yùn)用三重差分方法實(shí)證檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論：

第一，高等教育擴(kuò)招政策對(duì)性別收入差距有著顯著的縮小效應(yīng)。2008年的樣本中性別收入差距比2002年降低了13.2%，且通過(guò)本文的驗(yàn)證，證明這種改變不是年齡組本身的差異造成的。通過(guò)回歸驗(yàn)證，該結(jié)論是穩(wěn)健的。

第二，通過(guò)分析教育回報(bào)率的差異可知，女性比男性的教育回報(bào)率高出6%-8%。當(dāng)擴(kuò)招使得女性教育水平與男性的差距縮小時(shí)，性別教育回報(bào)率差異所起到的乘數(shù)作用，更使得男性與女性的收入差距得以進(jìn)一步的縮小。

第三，分地域回歸顯示，東部地區(qū)而言，在1%的顯著性水平下，擴(kuò)招使得性別收入差距降低了36.9%之多，而對(duì)于中西部地區(qū)，結(jié)果并不顯著。分析其原因，主要是中西部地區(qū)教育水平的發(fā)展慢于東部地區(qū)，且市場(chǎng)上需求大于供給，性別收入差距的降低被延緩了。

（二）思考

盡管高校擴(kuò)招降低了大學(xué)畢業(yè)生的收入、提高了失業(yè)率，但是這項(xiàng)政策對(duì)于我國(guó)長(zhǎng)久以來(lái)的性別收入差距問(wèn)題而言，其積極意義是應(yīng)當(dāng)肯定的。教育是勞動(dòng)者積累自身人力資本的最主要的方式，勞動(dòng)者通過(guò)接受教育可以獲取專業(yè)知識(shí)和專業(yè)技能，從而有助于提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率和個(gè)人的工資收入水平。通過(guò)以上的分析可以發(fā)現(xiàn)，教育擴(kuò)招與性別收入差距之間存在顯著的影響關(guān)系，擴(kuò)招后群體男性和女性的收入差距縮小了。而且，教育擴(kuò)招對(duì)性別收入差距的影響，不僅取決于男性和女性勞動(dòng)力群體的的教育水平，也取決于男性和女性教育回報(bào)率的不同，因而將教育擴(kuò)招這一因素對(duì)性別收入差距影響的兩個(gè)方面綜合考慮才更全面、更有效。可以通過(guò)加大高等教育投入來(lái)縮小性別收入差距，更大程度地優(yōu)惠女性群體，或許性別間的收入差距將會(huì)有著更大程度的降低。同時(shí)，也要注重中西部地區(qū)的教育發(fā)展，提高中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平，使其性別收入差距得以縮小，保證東中西地區(qū)的平衡與穩(wěn)定。

高等教育擴(kuò)招政策對(duì)性別收入差距的影響并不是一個(gè)短期的效應(yīng)，并且將持續(xù)存在，隨著時(shí)間的推移，高校擴(kuò)招的影響效應(yīng)也在不斷更新中，總之，高等教育擴(kuò)招對(duì)性別收入差距的影響還需進(jìn)一步地持續(xù)觀察研究。

注釋：

①陳煜婷、張文宏.市場(chǎng)化背景下社會(huì)資本對(duì)性別收入差距的影響——基于2009JSNet全國(guó)數(shù)據(jù).［J］.社會(huì)，2015（6）:178-205.

②Parish，L.William and Sarah Busse.2000.“Gender and Work: Chinese Urban Life Under Reform.”In Chinese Urban Life Under Reform:The Changing Social Contract，edited by Wen Tang and William L.Parish.Cambridge:Cambridge University Press:209-231.

③Shu，X.&Bian，Y.Male-femalewagedeterminationandgender wagediscriminationinChina'sruralindustrialsector.LaborEconomics，1998 （1），67-89.

④李實(shí)、馬欣欣.2006.中國(guó)城鎮(zhèn)職工的性別工資差異與職業(yè)分割的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.中國(guó)人口科學(xué)（5）:2-13.

⑤邢春冰、李實(shí).擴(kuò)招_大躍進(jìn)_教育機(jī)會(huì)與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)，2011（10）.

⑥呂姝儀、趙忠.高校擴(kuò)招_職業(yè)代際流動(dòng)與性別差異［J］.勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2015（3）:52-69.

⑦張卓、徐俊.我國(guó)高校擴(kuò)招對(duì)大學(xué)生收入影響的實(shí)證分析［J］.未來(lái)與發(fā)展，2015（9）:32-36.

⑧陳奇.擴(kuò)招與高等教育機(jī)會(huì)的性別平等化［D］.浙江:浙江師范大學(xué)，2013.

⑨吳要武、趙泉.高校擴(kuò)招與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010 （9）:93-108.

⑩邢春冰、李實(shí).擴(kuò)招_大躍進(jìn)_教育機(jī)會(huì)與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)，2011（10）.

［1］艾興勇.高校擴(kuò)招對(duì)收入不平等影響——來(lái)自中國(guó)城鎮(zhèn)居民的數(shù)據(jù)［D］.廣州:暨南大學(xué)，2015.

［2］遲巍.中國(guó)城市性別收入差距研究［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2008（8）.

［3］陳奇.擴(kuò)招與高等教育機(jī)會(huì)的性別平等化［D］.浙江:浙江師范大學(xué)，2013.

［4］陳煜婷、張文宏.市場(chǎng)化背景下社會(huì)資本對(duì)性別收入差距的影響——基于2009JSNet全國(guó)數(shù)據(jù)［J］.社會(huì)，2015（6）:178-205.

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［9］李實(shí)、馬欣欣.2006.中國(guó)城鎮(zhèn)職工的性別工資差異與職業(yè)分割的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.中國(guó)人口科學(xué)（5）:2-13.

［10］呂姝儀、趙忠.高校擴(kuò)招_職業(yè)代際流動(dòng)與性別差異［J］.勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2015（3）:52-69.

［11］孫志軍.高校擴(kuò)招使得個(gè)體就業(yè)狀況更糟糕嗎［J］.北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（2）.

［12］吳要武、趙泉.高校擴(kuò)招與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010 （9）:93-108.

［13］邢春冰、李實(shí).擴(kuò)招_大躍進(jìn)_教育機(jī)會(huì)與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè). ［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)，2011（10）.

［14］邢春冰.教育擴(kuò)展_遷移與城鄉(xiāng)教育差距——以大學(xué)擴(kuò)招為例［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)，2013（13）.

［15］楊釙.教育、行業(yè)分割與性別收入差異——基于中國(guó)大學(xué)生就業(yè)調(diào)查的分析.北京大學(xué)教育評(píng)論，2012（10）.

［16］張興祥、林迪珊.外來(lái)務(wù)工人員收入與教育回報(bào)率的性別差異研究.北京大學(xué)教育評(píng)論，2014（12）.

［17］張卓、徐俊.高校擴(kuò)招如何影響大學(xué)畢業(yè)生收入——基于CHIPS微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.南方人口，2015（5）:10-19.

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［23］Shu，X.&Bian，Y.“Male-female wage determination and gender wage discrimination in China's rural industrial sector”.Labor E-conomics，1998 5（1），67-89.

（責(zé)任編輯：張斌）

翁淑虹蔣冬瑤/北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院經(jīng)濟(jì)系