教育擴(kuò)張下的文憑價(jià)值變化的實(shí)證分析

1、    教育擴(kuò)張下的文憑價(jià)值變化的實(shí)證分析    摘要：本文利用中國綜合社會(huì)調(diào)查（cgss 2008）研究探討教育擴(kuò)張過程中的文憑價(jià)值變化問題。度量教育擴(kuò)張過程中，高中及大學(xué)文憑貶值因子。采用partial proportional odds模型，對各個(gè)年齡組分別回歸。利用估計(jì)系數(shù)構(gòu)建文憑貶值因子，重點(diǎn)分析大學(xué)和高中階段教育對社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響。研究表明，高中階段教育對于個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升作用不斷加強(qiáng)，而大學(xué)文憑在人們社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提高過程中所起的作用越來越小。關(guān)鍵詞：教育擴(kuò)張，等比例概率模型，文憑貶值，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)1引言伴隨著我國各層次教育的極

2、速膨脹，特別是1999年開始的高等教育擴(kuò)張，一系列問題引起了人們的廣泛關(guān)注，其中就業(yè)問題，文憑貶值問題成為了人們討論的熱點(diǎn)。這些問題不僅與人們在勞動(dòng)力市場上的求職就業(yè)相聯(lián)系，關(guān)系到人們社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的獲得問題，同時(shí)它也涉及了我國教育發(fā)展進(jìn)程如何進(jìn)一步推進(jìn)，以及人們的教育決策會(huì)據(jù)此發(fā)生怎樣的變化等一系列問題。 2模型建立及數(shù)據(jù)分析2.1數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)立 2.1.1數(shù)據(jù)說明 （1）本文采用cgss 2008年調(diào)查數(shù)據(jù)。主要考慮1977年高考恢復(fù)后，進(jìn)入高中和大學(xué)的各學(xué)齡群體的受教育問題。選取在2008年，年齡在2548歲的成年人為研究對象，按出生年取每3年為一組，年齡在4648歲為年齡組1（coh

3、ort1），4345歲為年齡組2（cohort2），以此類推，各年齡組人數(shù)統(tǒng)計(jì)見表1：   本文涉及的主要變量有： 被解釋變量：個(gè)人職業(yè)類別（myocc3）：對個(gè)人完成教育后開始的第一份職業(yè)重新進(jìn)行編碼。將原始cgss職業(yè)變量編碼（isco88年職業(yè)編碼）轉(zhuǎn)化為treiman國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)聲望指數(shù)，然后對其排序。把所有職業(yè)從低到高劃分為三個(gè)層次：若務(wù)農(nóng)以及職業(yè)聲望指數(shù)在034，變量取值為1；職業(yè)聲望指數(shù)在3555，變量取值為2；職業(yè)聲望指數(shù)在5680，取值為3。 解釋變量主要有：個(gè)人最高受教育程度（college/highsch），以及其他個(gè)人特征、背景變量。其中父親職業(yè)類別（dado

4、ccisei）取值與個(gè)人職業(yè)類別變量取值類似，考慮到樣本父輩務(wù)農(nóng)人數(shù)眾多這一情況，這里劃分了4個(gè)類別，分別是：務(wù)農(nóng)，變量取值為1；職業(yè)聲望指數(shù)在039，變量取值為2；職業(yè)聲望指數(shù)在4059，取值為3；職業(yè)聲望指數(shù)在6080，取值為4。戶口變量（hukou），民族變量（race）均為虛擬變量。 2.1.2模型設(shè)立 采用partial proportional odds模型建立宏觀層面文憑貶值的風(fēng)險(xiǎn)因子，主要研究文憑貶值問題分別在高中和大學(xué)教育階段各個(gè)學(xué)齡組間的變化。在建立文憑價(jià)值貶值風(fēng)險(xiǎn)因子的過程中，需要對不同學(xué)齡群體進(jìn)行劃分，建立學(xué)齡組控制變量。在各個(gè)教育階段，對不同受教育群體（學(xué)齡組）分別考

5、慮采用ordered logit模型分析。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)置是否正確時(shí)，采用ucla大學(xué)stata模型檢驗(yàn)?zāi)K以及相關(guān)程序，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駶M足ordered logit模型的比例概率假設(shè)。 對于模型是否可以采用等比例概率模型，比例概率假設(shè)是否成立，主要可以采用stata中的omodel檢驗(yàn)，或brant檢驗(yàn)。這里以brant為例進(jìn)行說明如下（通過omodel檢驗(yàn)可以得到相同的檢驗(yàn)結(jié)果）。 此檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了違反平行假設(shè)，等比例概率模型不能使用。其中，college、dadoccisei、gender變量未違背等比例概率假設(shè)（見表2）。   據(jù)此，本文建立partial proportional

6、 odds模型，如下：=jcollege（1idadoccisei2jgender3jrace4jhukou）， j=1， 2 這里控制變量college（在對高中階段回歸時(shí)，變量為highsch）的系數(shù)不隨j變化，其余各個(gè)背景解釋變量系數(shù)可以自由變動(dòng)，事實(shí)上在對各個(gè)年齡組分別回歸中，很多背景解釋變量并沒有違背比例概率假設(shè)條件，為了最大程度簡化模型，這里采用stata中g(shù)ologit2模塊對未違背假設(shè)條件的背景變量進(jìn)行約束，使其系數(shù)在不同j下保持不變（見表3）。   2.2模型估計(jì)結(jié)果： 采用部分比率概率模型（partial proportional odds model），并利用s

7、tata gologit2 autofit指令（richard williams，2006）完成模型估計(jì)（以下如未特別說明均以cohortl為例，估計(jì)結(jié)果如下）。 根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，建立文憑貶值因子（factor）。對年齡組k，其文憑貶值因子為： 大學(xué)和高中文憑貶值因子趨勢變化，參見圖3和圖4。 3結(jié)論高中文憑貶值因子在整體上呈現(xiàn)增長趨勢，除了在年齡組6上略微低于1，而其他年齡組中，文憑貶值因子均大于1。由此我們不難得出結(jié)論，隨著時(shí)代發(fā)展，高中教育對于提升人們的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的作用是至關(guān)重要的，尤其對于年輕一代，通過接受高中教育，掌握了一定的技術(shù)知識(shí)，可以迅速取得一個(gè)相對比較穩(wěn)定的職業(yè)地位，高中

8、文憑對于人們的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的改善起到了很大的作用，并且這種作用在年輕一代中表現(xiàn)更為明顯。 相比之下，大學(xué)文憑貶值現(xiàn)象比較嚴(yán)重。大學(xué)文憑貶值因子在大多數(shù)情況下小于1，只有在年齡組7上表現(xiàn)略微大于1，說明相較于之前的學(xué)齡組，大學(xué)文憑對于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升作用越來越不明顯，特別是對于年輕一代，大學(xué)文憑已經(jīng)無法保障人們獲得一個(gè)相對較高的社會(huì)地位。由此不難得出這樣的結(jié)論，人們?yōu)榱巳〉门c之前畢業(yè)的大學(xué)生相同的社會(huì)地位，找到一個(gè)相對較好的工作，需要達(dá)到一個(gè)更高的教育層次，這也是現(xiàn)今社會(huì)的一個(gè)寫照，“考研熱”似乎在不斷升溫，高燒不退，為了取得更好的工作，人們在不斷提高自己的教育水平，與此同時(shí)，勞動(dòng)力市場上對于

9、求職者的教育水平也不斷提出更高的要求。 參考文獻(xiàn)： 1毛盛勇.中國高等教育的規(guī)模分析j.統(tǒng)計(jì)研究，2008（3）：5559. 2李春玲.高等教育擴(kuò)張與教育機(jī)會(huì)不平等j.社會(huì)學(xué)研究，2010（3）：83113. 3breen r，luijkx r，müller w，et al. nonpersistent inequality in educational attainment：evidence from eight european countriesj.american journal of sociology， 2009，114（5）：14751521. 4lucas， samuel r. effectively maintained inequality：education transitions， track mobility， and social background effectsj. american journal of sociology， 2001，106（6）：16421690. 5van zanten，agnès. new modes of reproducing socia1 inequa1ity in e