擴(kuò)招大躍進(jìn)、教育機(jī)會與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)

擴(kuò)招“大躍進(jìn)”、教育機(jī)會與大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)

一、引言改革開放以來，高等教育改革是我國教育體制改革的重要內(nèi)容。早期的高等教育改革主要集中在高校的歸屬以及管理體制等方面。在此期間，高校的招生規(guī)模不斷增加，但幅度很小。1999年，我國政府做出了擴(kuò)大高等學(xué)校招生規(guī)模的決定，并在隨后幾年連續(xù)擴(kuò)招，擴(kuò)招的規(guī)模之大是空前的，因此亦被很多人形容為擴(kuò)招“大躍進(jìn)”。高校擴(kuò)招提高了人們接受高等教育的機(jī)會，使高等教育從精英教育向大眾教育轉(zhuǎn)型；但同時也伴隨著一系列問題，如學(xué)費(fèi)上漲、高校教育資源緊張等。隨著受擴(kuò)招影響的大學(xué)生進(jìn)入勞動力市場，大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)困難也成為當(dāng)今社會的主要問題之一。本文主要關(guān)注兩個方面的問題：(1)擴(kuò)招如何影響不同人群接受高等教育的機(jī)會？(2)擴(kuò)招是否造成了大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)困難，影響程度有多大？在研究方法上，我們采取了前后比較(Before-After)和雙重差分(DID)兩種策略。我們首先利用2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)考察了擴(kuò)招政策對教育機(jī)會的影響。通過比較受擴(kuò)招影響和未受影響的兩個年齡組，我們發(fā)現(xiàn)擴(kuò)招使人們上大學(xué)的概率顯著增加，但是對上大專的概率沒有顯著影響?？紤]到擴(kuò)招政策的“自然實(shí)驗(yàn)”性質(zhì)，我們在“局部處置效應(yīng)”(LATE)(ImbensandAngrist，1994)這一概念框架下考察了擴(kuò)招政策受益者的相對特征。證據(jù)顯示，就上大學(xué)的機(jī)會而言，不同人群沒有均等地從擴(kuò)招政策中受益：東部地區(qū)、城鎮(zhèn)家庭受益更多，而少數(shù)民族的女性、農(nóng)村地區(qū)、西部地區(qū)則受益較少。由于后者的家庭收入較低，本文的結(jié)果與Wangetal.(2007)的研究是一致的。他們的研究表明，學(xué)費(fèi)上漲以及政府補(bǔ)貼降低使得人們上大學(xué)面臨更多的融資限制。接下來，我們考察了擴(kuò)招對大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)的影響，基本策略仍然是比較受擴(kuò)招影響和未受影響的兩個組別大學(xué)畢業(yè)生的就業(yè)情況。由于年齡對年輕人就業(yè)的影響不容忽視，我們利用了2000年的人口普查數(shù)據(jù)中相同年齡段的大學(xué)畢業(yè)生樣本作為控制組。研究結(jié)果表明，在控制了年齡差異之后，擴(kuò)招使大學(xué)畢業(yè)生的失業(yè)率提高約9個百分點(diǎn)。由于擴(kuò)招使更多高中畢業(yè)生有機(jī)會接受高等教育，擴(kuò)招后大學(xué)畢業(yè)生的平均能力降低。為了分離出這一變化對就業(yè)水平的影響，我們利用大學(xué)畢業(yè)生在同齡的高中以上學(xué)歷的人口中的比例作為其平均能力的代理變量?？刂拼俗兞恐?，擴(kuò)招對大學(xué)畢業(yè)生失業(yè)率的影響降低了一半左右。我們還考慮了不同年份和不同地區(qū)的人均GDP水平、經(jīng)濟(jì)增長速度、第三產(chǎn)業(yè)比重、對外開放程度等因素，以此來控制勞動力市場需求變化對就業(yè)的影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中與本文最相關(guān)的是吳要武和趙泉(2010)的研究。他們的研究表明擴(kuò)招政策使勞動參與率下降，失業(yè)率上升，小時工資下降。不過他們沒有分析擴(kuò)招政策對哪些群體的影響更大，也沒有考慮擴(kuò)招后大學(xué)畢業(yè)生的組成變化(即平均能力降低)，其識別策略也不同于本文(見實(shí)證部分的討論)。在另外一項(xiàng)研究中，Lietal.(2011)將1999年看做我國高等教育轉(zhuǎn)型中的一個重要年份，分析了我國高等教育規(guī)模不斷擴(kuò)大的國際影響，不過他們沒有考察擴(kuò)招對我國勞動力市場的影響。除此之外，現(xiàn)有的文獻(xiàn)主要集中在估計(jì)大學(xué)教育的回報(bào)率上(如Zhangetal.，2005；李雪松和赫克曼，2004；Wangetal.，2007；袁誠和張磊，2009等)，很少從實(shí)證角度考察大學(xué)擴(kuò)招對勞動力市場的影響。需要指出的是，始于1999年的大學(xué)擴(kuò)招為我們研究大學(xué)教育的工資回報(bào)提供了很好的機(jī)會。①但是在2005年的數(shù)據(jù)中，很多受擴(kuò)招影響的樣本要么仍然在校讀書、要么沒有工資收入，本文因此而放棄了利用這一政策變化來考察個人教育回報(bào)率。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分介紹高校擴(kuò)招的背景和本文的數(shù)據(jù)；第三部分考察擴(kuò)招政策對于人們教育決策的影響，并重點(diǎn)分析擴(kuò)招政策受益者的相對特征；第四部分考察擴(kuò)招對大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)的影響；最后總結(jié)全文。二、背景和數(shù)據(jù)(一)高等教育體制改革與大學(xué)擴(kuò)招改革開放以來，我國的高等教育規(guī)模一直在不斷擴(kuò)大：1978年到1998年，普通高等教育招生規(guī)模從40萬人增加到108萬人，在校生規(guī)模從86萬人增加到341萬人。但是，1998年以前高校招生規(guī)模的增長與始于1999年的擴(kuò)招相比，不免相形見絀。為了緩解就業(yè)壓力，刺激有效需求，提高人力資本水平以適應(yīng)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，我國政府在1999年決定高等教育擴(kuò)招53.1萬人，其數(shù)量相當(dāng)于1998年招生規(guī)模的一半左右。1999年之后，我國高等教育的招生規(guī)模不斷大幅增加。到2005年，普通高校(全日制)的招生規(guī)模已達(dá)到504萬人，是1998年的4.7倍。②伴隨著高校擴(kuò)招，高等教育的學(xué)費(fèi)制度也發(fā)生了變化?！吨袊逃母锖桶l(fā)展綱要》(國務(wù)院，1993)指出，“高等教育是非義務(wù)教育，學(xué)生上大學(xué)原則上均應(yīng)繳費(fèi)”。此后，高等學(xué)校的學(xué)費(fèi)不斷上漲。相關(guān)研究指出，我國的大學(xué)學(xué)費(fèi)1995年為每人每年800元左右，到2004年已漲到5000元(楊東平，2006)。“十五”期間我國的子女教育費(fèi)用在居民總消費(fèi)中排在了第一位(中國青少年研究中心，2007)。這就意味著伴隨著大學(xué)擴(kuò)招，一些家庭將面臨更加嚴(yán)重的融資約束問題(Wangetal.，2007)，從而使擴(kuò)招政策更有利于富裕地區(qū)和富裕家庭。在管理體制方面，高等教育改革逐步確立了中央與省(自治區(qū)、直轄市)分級管理、分級負(fù)責(zé)的制度。省級政府在一定的前提條件下有權(quán)決定地方高校的招生規(guī)模和專業(yè)設(shè)置(國家教委，1995)。這意味著地方政府將在高校擴(kuò)招的過程中擁有很大的教育決策權(quán)，在招生名額上向本省考生傾斜。這導(dǎo)致那些教育資源豐富的省份的考生更有可能因?yàn)閿U(kuò)招政策而獲得上大學(xué)的機(jī)會。最后，高等教育改革也打破了畢業(yè)生由國家“統(tǒng)一分配”的制度，取而代之的是“供需見面”、“雙向選擇”的就業(yè)機(jī)制。隨著大學(xué)畢業(yè)生數(shù)量迅速增加，他們的就業(yè)壓力也隨之增加。(二)數(shù)據(jù)描述本文使用的數(shù)據(jù)來自于2000年全國人口普查數(shù)據(jù)和2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。我們使用的是它們各自的一個隨機(jī)樣本，進(jìn)行數(shù)據(jù)處理之前的樣本量分別為1180110和2585481。由于擴(kuò)招政策主要影響高等教育，我們只保留高中及以上教育水平的樣本，并將年齡限定在22—35歲。我們?yōu)槊總€樣本計(jì)算了其“理論”上考大學(xué)的時間：如果假設(shè)6歲上小學(xué)，18歲上大學(xué)，2000年數(shù)據(jù)中上述年齡段樣本考大學(xué)的時間是1983-1996年，不受擴(kuò)招政策影響；而2005年樣本考大學(xué)的時間是1988-2001年，既有受擴(kuò)招政策影響的樣本，也有未受影響的樣本。表1給出了樣本的簡單描述統(tǒng)計(jì)：2000年，樣本的平均年齡為28.4歲；女性占45%，少數(shù)民族比例不到7%，東部地區(qū)的樣本占45%。樣本中擁有大專以上學(xué)歷的樣本為33%左右，其中大學(xué)專科、大學(xué)本科及以上學(xué)歷分別占22%和10%。2005年，樣本的平均年齡以及少數(shù)民族的比例沒有大的變化，但是女性的比例和東部地區(qū)樣本的比例均有所提高。同時，有更多的樣本擁有大專以上學(xué)歷，其中具有大學(xué)本科及以上學(xué)歷的樣本比例由2000年的10%增加到了16%。圖1利用2005年的數(shù)據(jù)給出了每個年齡組各類教育水平的人數(shù)及其在同齡的高中及以上教育水平的樣本中的比例。對于高中教育水平(圖1左側(cè))，在1995年以前考大學(xué)——如果參加高考的話——的樣本中，高中生的數(shù)量逐年下降，此后，其數(shù)量波動較大(圖1-A)。如果我們考察高中水平的樣本占同齡樣本的比例，變化趨勢就截然不同，而且平穩(wěn)很多(圖1-D)。總的來說，在年輕的組別當(dāng)中，高中生所占的比例在逐年下降(女性尤其明顯)。從1998年開始，高中畢業(yè)生的比例大幅度下降。與高中畢業(yè)生的人數(shù)和比例變化形成鮮明對比的是大學(xué)及以上學(xué)歷的樣本數(shù)量和比例(圖1右側(cè))。1998年以前，大學(xué)畢業(yè)生的數(shù)量變化緩慢：女性大學(xué)生的數(shù)量逐年增加，男性大學(xué)生的數(shù)量甚至略微下降(圖1-C)。從占人口的比例來看，大學(xué)生的增長趨勢也相對緩慢(圖1-F)。從1999年開始，男性和女性大學(xué)生的數(shù)量都增長迅速：從絕對數(shù)量上看，1999年考大學(xué)的年齡組中，大學(xué)生的數(shù)量比1998年高出將近50%；從占人口的比例來看，1999年以后大學(xué)生的比例也顯著增加。圖1分教育水平的人數(shù)和比重(2005年數(shù)據(jù))注：從左到右依次為高中、大專、大學(xué)本科以及研究生。對于每個組別，上圖為該類教育水平在樣本中的絕對數(shù)量，下圖為該教育水平在同年齡組具有高中及以上學(xué)歷的人群中的比例。最后，圖1的中間(B和E)報(bào)告了大學(xué)?？频那闆r。從絕對人數(shù)看，男性大學(xué)?？粕臄?shù)量呈逐年下降趨勢，女性則逐年上升。但在年輕組別中，不同組別大專生的數(shù)量變化較大，并沒有明顯上升或下降的趨勢。從大專生的占比來看，不同年齡組間的變化相對平緩。在較大的年齡組中，大專生的比重隨著年齡組變得年輕而不斷增加，但這種趨勢在較年輕的組別中停止了。比例停止增長的年份甚至早于1998年(男性自1995年始、女性則自1997年始)。因此從圖形來看，大專生數(shù)量和比例的變化與擴(kuò)招政策之間沒有明顯的關(guān)系。三、高校擴(kuò)招與教育機(jī)會(一)擴(kuò)招與教育選擇下面我們首先利用2005年的數(shù)據(jù)，借助計(jì)量模型來考察高校擴(kuò)招對不同類型高等教育機(jī)會的影響。我們采取了多值logit模型進(jìn)行估計(jì)：其中I=0、1、2對應(yīng)高中畢業(yè)生的三種選擇：中斷學(xué)業(yè)、上大?；蛘呱洗髮W(xué)。我們將高中畢業(yè)后中斷學(xué)業(yè)作為參照組。policy代表擴(kuò)招政策：對于1999年以后參加高考的樣本，policy=1，否則為0。X則包含了地區(qū)虛擬變量和時間趨勢(即考大學(xué)的年份，T)。給定其他因素不變，我們可以得到擴(kuò)招政策對于人們選擇的影響：表2的A部分給出了估計(jì)結(jié)果。首先看男性(第1—2列)。擴(kuò)招使選擇上大學(xué)的相對概率顯著上升[RRR=EXP(0.2)＞1]，但是對選擇上大專的概率沒有顯著影響。此外，男性上大學(xué)的概率并沒有顯著的上升趨勢。第4—5列是女性的估計(jì)結(jié)果。與男性相同，擴(kuò)招政策使女性上大學(xué)的相對概率顯著上升，對其選擇大專沒有顯著影響。與男性不同的是，女性接受高等教育的機(jī)會有一個顯著的上升趨勢。為了進(jìn)一步驗(yàn)證policy的系數(shù)反映擴(kuò)招政策而非時間趨勢的影響，我們在表2的B部分做了一個安慰劑(placebo)練習(xí)。我們將(理論上)1999年、2000年和2001年參加高考(policy=1)的人群分成三組，并把1998年參加高考的人群也算做一個實(shí)驗(yàn)組，用四個虛擬變量(yr1998-yr2001)來表示。結(jié)果表明，yr1998的系數(shù)均不顯著，而yr1999、yr2000和yr2001的系數(shù)不僅顯著，而且逐年增加。這驗(yàn)證了擴(kuò)招始于1999年并且規(guī)模不斷擴(kuò)大的事實(shí)，同時也說明本文根據(jù)年齡計(jì)算高考年份的做法是可行的。下面我們考察不同選擇之間的獨(dú)立性。想象兩種可能的情況：在第一種情境下，高中畢業(yè)生只在中斷學(xué)業(yè)和上大學(xué)之間選擇，擴(kuò)招使高中畢業(yè)生中斷學(xué)業(yè)的概率下降，上大學(xué)的概率增加。第二種情境中出現(xiàn)了大專選項(xiàng)，一些高中畢業(yè)生可以選擇大專而不是大學(xué)，而原打算上大專的樣本也可能因?yàn)閿U(kuò)招政策而選擇上大學(xué)。換言之，大專選項(xiàng)的出現(xiàn)可能影響到高中畢業(yè)生在大學(xué)與中斷學(xué)業(yè)之間的選擇，也涉及不同類型高等教育之間的結(jié)構(gòu)調(diào)整。為了驗(yàn)證這種現(xiàn)象是否存在，我們進(jìn)行了獨(dú)立性檢驗(yàn)。其基本思路就是考察高中畢業(yè)生選擇大學(xué)與選擇工作的相對概率是否因?yàn)榇髮＿x項(xiàng)的出現(xiàn)而發(fā)生變化。表2的第3列和第6列對應(yīng)刪除大專選項(xiàng)之后的估計(jì)結(jié)果。由于只剩下中斷學(xué)業(yè)和上大學(xué)兩個選項(xiàng)，此時多值logit模型變?yōu)閘ogit模型。對于男性，上大學(xué)選項(xiàng)中各個變量的系數(shù)在兩個模型(模型1、2)中非常接近。在表2的A和B兩部分，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)無法拒絕獨(dú)立性假設(shè)。對于女性，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)拒絕了兩個模型中系數(shù)相等的零假設(shè)。但從估計(jì)值來看，兩組模型中各個變量的系數(shù)均非常接近。因此，大專這個選項(xiàng)不會在很大程度上影響高中畢業(yè)生在中斷學(xué)業(yè)和上大學(xué)之間的選擇。一方面，這表明了擴(kuò)招過程中并不存在明顯的結(jié)構(gòu)調(diào)整。另一方面，獨(dú)立性假設(shè)成立使我們可以集中精力考察擴(kuò)招政策如何影響高中畢業(yè)生在中斷學(xué)業(yè)與上大學(xué)之間的選擇，從而使分析變得相對簡單。(二)擴(kuò)招政策的“受益者”分析就上大學(xué)的機(jī)會而言，擴(kuò)招政策并非平均地惠及每個人。即便沒有擴(kuò)招，優(yōu)秀考生也可以考取大學(xué)；而對于高中階段成績很差的人，即便在擴(kuò)招后也沒有機(jī)會上大學(xué)。那么誰才是擴(kuò)招政策真正的獲益者？這些人所占的比重是多少？我們借助“局部處置效應(yīng)”(LATE)的框架來分析這個問題。③我們以1999年為界把樣本分成兩部分，并用變量Z來表示：=1表示樣本參加高考的年份為1999年或1999年以后，否則=0(Z與前面的policy含義相同)。為了使受擴(kuò)招影響和不受影響的樣本盡量保持一致，我們在本小節(jié)中刪除了1995年以前(含1995年)參加高考的樣本。此外，我們重點(diǎn)關(guān)注擴(kuò)招對于大學(xué)本科教育水平的影響。接下來我們用虛擬變量D來識別本科教育：=1表示接受了本科教育，否則=0。為了考察擴(kuò)招政策對于大學(xué)教育的影響，我們引入稍微復(fù)雜一些的符號：表示樣本在受擴(kuò)招政策影響時的教育決策，則表示樣本不受擴(kuò)招影響時的教育決策。于是，我們實(shí)際觀測到的教育決策可以表示為：表3報(bào)告了“受益者”占總樣本的比例及其占所有大學(xué)生的比例。與1996-1998年參加高考的年齡組相比，1999-2001年參加高考年齡組當(dāng)中本科畢業(yè)生的比例高出4%。在獨(dú)立性和單調(diào)性假設(shè)成立的情況下，這個比例也是因擴(kuò)招而改變決策的人(即“受益者”)占全部樣本的比例(我們已經(jīng)刪除了高中以下的教育水平以及大專樣本)。接下來，我們計(jì)算了“受益者”占所有大學(xué)生的比例。結(jié)果表明，在大學(xué)生當(dāng)中，約有10%的人是因?yàn)閿U(kuò)招政策才上大學(xué)的。男性和女性沒有太大區(qū)別。為了縮小不同年齡組樣本之間的差距，我們還進(jìn)一步把樣本限定在了1997-2000年(B部分)以及1998-1999年(C部分)參加高考的樣本。隨著年齡組的減少和逐漸接近，樣本中“受益者”的比例不斷降低，同時大學(xué)生中“受益者”的比例也不斷降低。兩個可能的原因?qū)е铝诉@種變化。首先，大學(xué)擴(kuò)招的規(guī)模從1999年至2001年逐年增加，這必然導(dǎo)致樣本中(以及大學(xué)畢業(yè)生中)因擴(kuò)招而上大學(xué)的人的比例上升。其次，我們根據(jù)實(shí)際年齡來推測高考年份存在誤差，這可能導(dǎo)致低估“受益者”的比例，且年份越接近，低估的程度越大。毫無疑問，擴(kuò)招的“受益者”是成績中等的高中畢業(yè)生，但他們有怎樣的個人和家庭特征(即，這項(xiàng)政策惠及哪些人)還不得而知。下面對“受益者”特征的考察首先是對擴(kuò)招政策本身的評價。其次，它將告訴我們哪些人處在高考決策的邊際上面。如果我們設(shè)計(jì)另外一項(xiàng)與高考有關(guān)的政策并試圖預(yù)測政策的效果，這里的結(jié)果將具有一定的指導(dǎo)意義。我們考察了四個特征：性別、民族、是否為獨(dú)生子女以及地區(qū)。表4第1列的結(jié)果表明，擴(kuò)招政策的受益者當(dāng)中男性比例要略低于所有樣本中男性的比例(兩者之比為0.94)。但是隨著我們縮小樣本區(qū)間，這個比例開始大于1。因此我們無法得到一致的結(jié)論。接下來，擴(kuò)招是否有利于少數(shù)民族呢？對于男性，“受益者”當(dāng)中少數(shù)民族所占比例要么高于總樣本中少數(shù)民族的比例(A、C部分)，要么與之非常接近(B部分)。然而對于女性，“受益者”當(dāng)中少數(shù)民族的比例最高只是所有女性當(dāng)中少數(shù)民族比例的55%。這表明少數(shù)民族的女性在擴(kuò)招政策中受益較少。我們還考察了樣本的家庭特征：是否來自獨(dú)生子女家庭。結(jié)果表明，一方面，獨(dú)生子女家庭中子女上大學(xué)的概率明顯高于非獨(dú)生子女家庭；另一方面，擴(kuò)招受益者當(dāng)中獨(dú)生子女的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于樣本中獨(dú)生子女的比重，即擴(kuò)招政策使獨(dú)生子女家庭受益更多。通過這一結(jié)論，我們還可以推斷“受益者”在城鄉(xiāng)分布上的傾向性。由于非獨(dú)生子女主要集中在農(nóng)村地區(qū)，上述結(jié)果在一定程度上表明擴(kuò)招政策是一項(xiàng)傾向于城鎮(zhèn)地區(qū)的政策。為了考察“受益者”的地域分布，我們將2005年樣本五年前(即2000年)的常住地劃分為東部和中西部地區(qū)。結(jié)果表明，擴(kuò)招“受益者”中東部地區(qū)樣本所占的比例要高于東部地區(qū)樣本在所有樣本中的比例，而且這一規(guī)律主要體現(xiàn)在女性樣本上，男性并不明顯。高等教育資源空間分布不均是不同地區(qū)的高中畢業(yè)生受擴(kuò)招政策影響不同的一個重要原因。附錄中表A1給出了1997年各省的人均高等院校在校生人數(shù)。很顯然，不同省份間高等教育資源的差異很大。由于各地在招生時都傾向于招收本地生源，同時考慮到成本因素(如交通成本、生活習(xí)慣差異造成的成本等)，不同地區(qū)高中畢業(yè)生受益于擴(kuò)招政策的程度自然存在差異。表5的結(jié)果驗(yàn)證了這一論斷。我們在自變量中加入了擴(kuò)招政策虛擬變量(policy)與教育資源變量的交互項(xiàng)。為了便于解釋，我們以是否上大學(xué)為因變量(上大學(xué)=1/中斷學(xué)業(yè)=0)估計(jì)了線性概率模型。④我們用樣本2000年時所在的省份在1997年時的人均在校大學(xué)生人數(shù)(incollegepc)反映其高等教育資源。結(jié)果表明，所在省份高等教育資源的多寡與樣本上大學(xué)的概率顯著相關(guān)。更為重要的是，擴(kuò)招政策虛擬變量與人均在校大學(xué)生數(shù)量的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，說明擴(kuò)招政策與教育資源之間有相互強(qiáng)化的作用：本省教育資源越多，高中畢業(yè)生越容易從擴(kuò)招政策中受益。由于很多主要面向全國招生的高校集中在北京、天津和上海，我們在第2列中刪除了這三個省份的樣本。與預(yù)期一致，教育資源與擴(kuò)招政策的交互作用變得更加明顯。在第3、第4兩列中，我們利用了樣本2005年所在的省份的教育資源信息(仍然選擇1997年時的人均在校大學(xué)生數(shù)量)，所得到的結(jié)果與前兩列的結(jié)果相差不大，但是勞動力的流動使得交互項(xiàng)的系數(shù)略有降低。注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著，括號中為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。incollegepc為2000年或2005年所在省份1997年時的人均在校大學(xué)生數(shù)量?；貧w中控制了性別、所在省份1997年的人均GDP水平、省份虛擬變量、時間趨勢和常數(shù)項(xiàng)。第2列和第4列刪除了北京、天津和上海的樣本。本節(jié)的結(jié)果表明，高校擴(kuò)招不是一項(xiàng)平均惠及不同特征樣本的政策：少數(shù)民族、中西部地區(qū)、非獨(dú)生子女家庭(農(nóng)村地區(qū))的獲益相對少于漢族、東部地區(qū)以及獨(dú)生子女家庭(城鎮(zhèn)地區(qū))。這既是教育資源在地區(qū)間分配不均的結(jié)果，也可能是學(xué)費(fèi)上漲導(dǎo)致貧困家庭融資約束的結(jié)果(Wangetal.，2007)。四、擴(kuò)招對大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)的影響為了考察擴(kuò)招的就業(yè)效應(yīng)，我們進(jìn)一步刪除了在校學(xué)生、喪失勞動能力或者從事家務(wù)勞動的樣本⑤，并將“上周未從事任何工作”的樣本定義為失業(yè)樣本。圖2給出了2000年人口普查數(shù)據(jù)和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)中22—35歲的高中畢業(yè)生(A)、大專畢業(yè)生(B)和大學(xué)畢業(yè)生(C)的失業(yè)率水平。即使是未受擴(kuò)招影響的樣本(如2000年的樣本)，其失業(yè)率也隨年齡的增長顯著降低，而且失業(yè)率下降主要集中在22—27歲。換言之，很小的年齡差異對于大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)的影響也不容忽視，單純利用前后比較的方法考察擴(kuò)招的就業(yè)效應(yīng)不再合適。不過，從圖2也可以看出，對于未受擴(kuò)招影響的教育組或年齡組，2000年和2005年的曲線基本是平行的。以大學(xué)畢業(yè)生為例(C圖)：那些未受擴(kuò)招影響的樣本(25—35歲)的失業(yè)率水平基本重合；但是對于更年輕的樣本(22—24歲)，2005年受擴(kuò)招影響的樣本的失業(yè)率水平明顯高于2000年數(shù)據(jù)中未受擴(kuò)招影響的同齡樣本。我們更有理由相信這兩者之間的差異是大學(xué)擴(kuò)招導(dǎo)致的。接下來，我們利用2000年和2005年的數(shù)據(jù)，采用一個雙重差分策略來識別擴(kuò)招政策對大學(xué)畢業(yè)生失業(yè)率的影響。具體的模型如下：其中unemploy是代表樣本是否失業(yè)的虛擬變量(我們因此而使用了線性概率模