推文人 | 夏宇锋 

 

文献来源：Chen, Y., Jiang, S. and Zhou, L.A., 2020. Estimating returns to education in urban China: Evidence from a natural experiment in schooling reform. Journal of Comparative Economics, 48(1), pp.218-233.

 

01相关文献与背景

 

自Mincer的开创性工作以来，教育收益率就成了经济学中被最广泛估计的参数之一（Mincer, 1974）。然而，教育被普遍认为是一个内生变量，因此正确地估计教育收益率是困难的。为了解决教育的内生性问题，经济学家提出了各种工具变量来解决内生性问题（Card，1999），其中一种重要的方法是利用教育制度的变化（Harmon & Walker，1995；Duflo，2001；Oreopoulos，2006；Devereux & Hart，2010；Devereux & Fan，2011）。相似地，本文通过中国学制改革的外生冲击来估计中国城市的教育收益。此外，还有其他文献通过其他的外生冲击来估计中国的教育收益率，如Giles et al.（2015）利用中国1966年-1976年的特殊历史事件，Fang et al.（2012）利用中国1986年颁布的义务教育法。但是现有的研究发现特殊历史事件也会直接影响到收入(Yang and Li，2011) 和健康（Abeysinghe and Gu，2010；Islam et al.，2015），所以它的外生性可能并不强。而义务教育法颁布时中国城市的孩子至少接受过初中教育，使用这一外生冲击并不能对中国城市的教育收益率做出有效的估计。

 

那么本文利用的中国学制改革的外生冲击具体是什么呢？与现有文献相比，本文又做出了哪些贡献呢？

 

从新中国的建立到20世纪90年代，中国的中学教育经历了巨大的变化。在1966年之前，中国的学制主要遵循苏联的学制：学生通常在小学学习6年，在初中学习3年，在高中学习3年，这通常被称为“6-3-3体系”。从1964年开始，政府开始缩短学制，声称改革将减轻学生的负担并提高整体教育质量。1968年7月，中央领导人倡导“缩短学制，革新教育”，从那时起，几乎各级教育的学制都减少了一年。在此期间，小学到高中的学制从“6-3-3年”减少到“5-2-2年”（Hannum，1999）。1976年后，初中和高中逐渐将学制恢复到3年。1978年2月，教育部发布规定，小学到高中的学制分别设置为5年、3年和2年，当年大多数地区的初中毕业年限开始增加1年。1980年12月，中共中央和国务院发布决定，将高中学制延长至3年，次年，教育部将高中学制延长至3年，并允许地方教育部门设计自己的实施计划，在1985年前完成学制改革。由于个人无法控制学制改革的时间且受限于户籍制度很难迁移至其他县接受中学教育，因此，学制改革年份的异质性是受教育年限外生变化的良好来源。

 

与现有文献相比，本文做出了以下三点贡献。第一，本文使用学制改革这一新的工具变量，为中国城市教育收益率的估计提供了新的证据。第二，据作者所知，本文是第一篇使用县域地理差异来估算中国教育收益的论文。中国是一个大国，省内可能会有很大的地理和经济差异，能够控制县级固定效应有助于克服可能影响到教育和收入的未被观测到的县级特征。第三，本文试图揭示在工具变量框架下额外接受一年教育可以增加收入的渠道，而此前关于教育增加收入渠道的文献多使用OLS估计，难以克服内生性。

 

02 数据与识别策略

03 实证结果

 

一、基准回归结果

 

本文首先进行了基准回归，得到表2的结果，使用OLS估计得到的教育收益率在8%左右（用月工资估计的教育收益率为8.1%，用月总收入估计的则为8.6%），这与2000年以来文献对中国教育收益率的估计一致，使用工具变量法估计得到的教育收益率为12.7%。为什么工具变量法估计得到的结果高于OLS估计得到的结果？本文给出了解释：首先是测量误差，中国的教育制度一直在快速变化，测量误差的幅度可能较大，人们很难回忆起自己确切的受教育年限；其次是选择效应，本文样本中有很大一部分群体在改革开放后不久就毕业了，具有更强商业才能的人更有可能提早离开学校去创业；最后是局部平均处理效应，本文利用的自然实验针对的是初中和高中三年级，而该特定年份的收益可能高于其他年份的收益，因为中国大多数学生都通过高考升学，高中学制延长到三年后，学生将有更多时间准备高考，也更可能被大学录取。

二、稳健性检验

 

本文的识别策略基于这样一个假设：学制改革是外生的。那么，各县是否可能内生决定改革的时间？特殊历史时期带来的学制缩短是各县无法左右的，而改革开放恢复学制的时间却给了各县一定的自主性。财政状况更好的县是否可能更早地恢复学制？为了缓解对政策变革内生性的担忧，本文进行了两组安慰剂检验，第一组检验高中学制改革是否会影响到未读高中群体的受教育年限，第二组检验更改了改革的时间。表3报告了安慰剂测试的结果，第1列表明未读高中群体的受教育年限并未受到高中学制改革的影响，第2-5列表明将改革的年份提前5年或后退5年并不显著，表3的结果验证了学制改革的外生性。

此外，利用地理差异进行的经验研究都假定影响不同人群的因素具有共同的地理趋势。然而，本文的研究中地理趋势可能并不是一致的。第一，并非所有的县同时恢复三年制的学制；第二，学制改革需要时间；第三，中国幅员辽阔，有着广泛的地理差异。为了考察地理趋势不一致的可能影响，本文对不同类型的县进行了划分，并与队列线性趋势进行了交互。表4汇报了相应的结果，工具变量估计的教育收益率在12.9%到14.2%之间，与基准回归结果相似，说明控制地理趋势的差异并未影响到估计结果。

三、其他混杂因素

 

为了考察是否存在与学制改革相关并影响个体收入的混杂因素，本文考察了特殊历史时期、家庭预算约束和教育质量三个因素。表5考察的是特殊历史时期的影响，分别控制了个体上学时期和特殊历史时期的重叠年份和剔除了下乡知青的样本，估计出的教育收益率接近基准回归结果。表6考察的是家庭预算约束的影响，在不控制任何父母信息的情况下重新进行了估算，可以发现有关家庭背景的信息几乎没有影响工具变量估计。表7考察的是教育质量的影响，将工具变量引入明瑟收入方程后的估计发现，政策变量的系数很小且不显著，说明学制改革不太可能通过教育质量的变化影响到个体收入。

四、机制分析

 

基于前文一系列的实证分析，本文提供的证据表明，受教育年限的增加会影响个体收入，但教育影响收入的机制仍不明晰。本文继续探讨了教育影响收入的机制，并提出了四条可能的渠道：在更好的单位和收入更高的行业中工作，上大学并在更好的专业中学习，认知能力提升，健康状况改善。表9揭示了每种机制的相对重要性：大学专业的选择能够解释教育回报，当控制大学专业后，教育收益率则从12.7%降至5.9%。认知能力的提升也很重要，当控制代表认知能力的变量（CFPS中的数学和字词测试成绩），教育收益率从12.7%降至9.9%。相反，就业行业和健康状况在解释教育回报方面上没有发挥重要作用。

04结论

 

经济学家苦于教育的内生性久矣，本文以中国的学制改革作为外生冲击，重新估计了中国城镇的教育收益率。本文的研究发现，由于政策变化，中学学制增加了1年，使个体实际受教育年限增加了一年，使用工具变量法估计得到的中国城镇的教育收益率为12.7%。对政策变革内生性和地理趋势异质性的稳健性检验，说明了这一结论的稳健性，进而在考虑了特殊历史时期、家庭预算约束和教育质量等混杂因素后，这一结论依旧成立。最后，本文的机制分析表明，大学专业和认知能力是解释教育回报的两条重要渠道。

 

Abstract

 

Whereas there is a large literature on estimating returns to education in China, few studies have attempted to address the endogeneity of schooling choices. We explore the arguably exogenous changes in the duration of secondary education as the instrumental variable to identify the causal effect of years of schooling in urban China. The schooling years in most middle schools were reduced from three years to two years during the Cultural Revolution. The Chinese government gradually restored the middle school education years from two years to three years after 1978. An important feature of these policy changes is their large geographic variations. From local gazetteers, we find out the exact years when education years were reduced from three to two and when they were restored from two to three. Using the exogenous variation in schooling reform, we estimate that the returns to education are 12.7% for both monthly wage and disposable income.