高等教育層次對收入階層的影響及其時(shí)期差異性研究

摘

要：文章基于CGSS2006—2018年的數(shù)據(jù)分析了改革開放以來不同時(shí)期大學(xué)畢業(yè)生在收入上的差異。研究發(fā)現(xiàn)：高等教育學(xué)歷者相對于未取得高等教育學(xué)歷者、本科及以上學(xué)歷者相對于大專學(xué)歷者，在收入階層上處于較高層次，但受不同時(shí)期就業(yè)市場供求狀況影響，以上兩種相對收入階層差異隨時(shí)間推移逐漸遞減。因此，應(yīng)繼續(xù)普及高等教育；本科及以上層次高等教育要優(yōu)化調(diào)整布局；大專層次高等教育要發(fā)揮特色優(yōu)勢；要繼續(xù)推進(jìn)市場化進(jìn)程，優(yōu)化就業(yè)創(chuàng)業(yè)環(huán)境。關(guān)鍵詞：高等教育；收入階層；時(shí)期差異；大學(xué)生就業(yè)；多值Probit模型自1999年國內(nèi)高校大規(guī)模擴(kuò)招以來，中國高等教育毛入學(xué)率迅速攀升，在不到20年間便連續(xù)跨越15%與50%兩道門檻，使中國高等教育在四分之一世紀(jì)內(nèi)實(shí)現(xiàn)了由精英化向大眾化普及化的轉(zhuǎn)變，接受高等教育對于適齡青年已不是難事。但近年來關(guān)于“大學(xué)生就業(yè)難”“大學(xué)生工資不如農(nóng)民工”的討論屢屢引發(fā)熱議，大學(xué)生尤其是非名校大學(xué)生已不再是百姓心目中的“天之驕子”，高等教育對于個(gè)體的經(jīng)濟(jì)價(jià)值開始受到質(zhì)疑，這引發(fā)了學(xué)界對高等教育如何影響個(gè)體收入的思考。學(xué)界研究高等教育對個(gè)體收入的影響，往往從高等教育收益率、收入差距等角度入手，基于收入階層視角的研究較為少見。收入分層在很大程度上反映了社會分化與利益差別的真實(shí)狀況[1]，是劃分社會階層的重要標(biāo)準(zhǔn)。那么，高等教育層次對個(gè)體收入階層有何影響，對于在不同時(shí)期畢業(yè)的群體，高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響是否具有異質(zhì)性，這些問題尚待解答。本研究基于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2006—2018年數(shù)據(jù)，在依據(jù)個(gè)體所完成的最高學(xué)歷確定其高等教育層次，并依據(jù)個(gè)體年收入確定其收入階層后，運(yùn)用多值Probit模型分析高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響及其時(shí)期差異性，并對作用機(jī)制進(jìn)行探討。一、文獻(xiàn)綜述與理論分析（一）高等教育對個(gè)體收入的影響學(xué)界在研究高等教育對個(gè)體收入的影響時(shí)，高等教育收益率是主要切入點(diǎn)。高等教育收益率衡量的是高等教育學(xué)歷給個(gè)體帶來的經(jīng)濟(jì)收益，是明瑟所提出的教育收益率的一種特殊形式，一般基于擴(kuò)展的明瑟收入方程來計(jì)算[2-3]。與高等教育收益率相比，本研究以收入階層為切入點(diǎn)，不同點(diǎn)在于高等教育收益率評估了受教育年限作為一種投資的回報(bào)率，側(cè)重于經(jīng)濟(jì)效率層面的分析；收入階層評估了完成不同層次高等教育對進(jìn)入各收入階層概率的影響，側(cè)重于經(jīng)濟(jì)公平層面的分析，有助于研究高等教育在共享發(fā)展與共同富裕中的作用。此外，高等教育層次相對于受教育年限，在充當(dāng)衡量高等教育的數(shù)量指標(biāo)時(shí)具有一定優(yōu)勢。徐國興指出，以受教育年限作為衡量高等教育的數(shù)量指標(biāo)明顯帶有美國高等教育的痕跡，因?yàn)楦叩冉逃娜雽W(xué)、退學(xué)和再入學(xué)在美國既容易又普遍，在中國既不容易又不普遍，所以在研究中國高等教育時(shí)，高等教育層次更適合作為衡量高等教育的數(shù)量指標(biāo)[4]。學(xué)界較少關(guān)注高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響，僅僅是在研究教育層次與中等收入階層的關(guān)系時(shí)，涉及到了高等教育層次與中等收入階層的關(guān)系。李春玲運(yùn)用二值Logit模型研究中國中等收入階層成長的個(gè)體影響因素，發(fā)現(xiàn)與未上學(xué)或小學(xué)學(xué)歷者相比，高等教育學(xué)歷者更可能進(jìn)入中等收入階層[5]。李媛和黃應(yīng)繪運(yùn)用二值Logit模型研究教育對中等收入階層比重的影響，發(fā)現(xiàn)受教育程度和年限對中等收入階層比重有正向影響，大專以上學(xué)歷者進(jìn)入中等收入階層的概率更高[6]。以上研究的不足之處在于對高等教育的關(guān)注不夠，對大專學(xué)歷者與本科及以上層次學(xué)歷者的收入階層差異少有研究；對收入階層的劃分不夠細(xì)致，僅著眼于中等收入階層，未涉及低收入階層與高收入階層。（二）收入階層的劃分標(biāo)準(zhǔn)研究高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響，須明晰收入階層的劃分標(biāo)準(zhǔn)，劃分收入階層的兩種基本思路分別是絕對標(biāo)準(zhǔn)和相對標(biāo)準(zhǔn)[7-8]。絕對標(biāo)準(zhǔn)是指按照年貨幣收入的絕對數(shù)值劃分收入階層，往往針對特定年份的收入數(shù)據(jù)來制定。而中國經(jīng)濟(jì)處于中高速增長階段，經(jīng)濟(jì)總量與居民收入增長速度較快[9]，因此絕對標(biāo)準(zhǔn)的不足之處在于，針對特定年份的絕對標(biāo)準(zhǔn)即使根據(jù)物價(jià)指數(shù)作出調(diào)整，也無法客觀反映未來年份的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展進(jìn)步水平[10]。相對標(biāo)準(zhǔn)是指按照居民年收入的分位數(shù)與平均數(shù)及其倍數(shù)劃定各收入階層的分界點(diǎn)。根據(jù)各收入階層的比重是否可變，相對標(biāo)準(zhǔn)可分為兩類：一類將各收入階層的比重保持不變，另一類將各收入階層的比重設(shè)為可變。后者由于其靈活性強(qiáng)更常被學(xué)界采用，如李培林選擇中國城鎮(zhèn)家庭年人均收入線作為參照基準(zhǔn)，將年收入大于等于參照基準(zhǔn)2.5倍者定義為高收入階層，將年收入小于等于參照基準(zhǔn)0.5倍者定義為低收入階層，將年收入大于低收入階層上限且小于等于參照基準(zhǔn)者定義為中低收入階層，將年收入大于參照基準(zhǔn)且小于參照基準(zhǔn)2.5倍者定義為中等收入階層[11]；田豐將個(gè)體年收入取值落入居民年收入中位數(shù)75%～200%區(qū)間者定義為中等收入階層[12]；陳宗勝和康健將個(gè)體年收入取值落入居民年收入中位數(shù)100%～200%區(qū)間者定義為中等收入階層[13]。本研究劃分各收入階層的標(biāo)準(zhǔn)基于李培林的定義，但與原始標(biāo)準(zhǔn)的不同之處在于將中低收入階層與中等收入階層合并為新的中等收入階層。本研究劃分各收入階層的標(biāo)準(zhǔn)之所以基于李培林的定義，而非基于將各收入階層的比重設(shè)為可變的其他標(biāo)準(zhǔn)，是因?yàn)槿绮捎闷渌麡?biāo)準(zhǔn)分析中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，并且將年收入高于中等收入階層的群體定義為高收入階層，會導(dǎo)致高收入階層的比重畸高。（三）假說的提出關(guān)于教育對收入影響的主流理論是人力資本理論。人力資本理論認(rèn)為，學(xué)校教育是形成人力資本的關(guān)鍵途徑，可使個(gè)體有機(jī)會獲得更高的收入[14]。據(jù)此可提出假說：高等教育層次越高，所進(jìn)入的收入階層越高。具體來說，高等教育學(xué)歷者相對于未取得高等教育學(xué)歷者，本科及以上學(xué)歷者相對于大專學(xué)歷者，更可能免于進(jìn)入低收入階層，更可能進(jìn)入中高收入階層。關(guān)于教育對收入影響的其他理論包括能力的社會構(gòu)成理論。能力的社會構(gòu)成理論認(rèn)為，能力具有相對性，個(gè)體的就業(yè)與收入不僅由學(xué)校教育所培養(yǎng)的能力來決定，更重要的是還受到就業(yè)市場供求狀況影響[15]。中國自改革開放以來，有兩項(xiàng)政策深刻影響到大學(xué)生的就業(yè)供求，分別是1996年起大學(xué)生不再由國家分配工作、1999年起高校大規(guī)模擴(kuò)招。據(jù)此可提出假說：高等教育層次對收入階層的影響對于在不同時(shí)期畢業(yè)的大學(xué)生具有異質(zhì)性。具體來說，以1996年和2003年為界，1979—1995年、1996—2002年、2003—2018年這三個(gè)時(shí)期畢業(yè)的大學(xué)生進(jìn)入的收入階層具有不同特征。二、研究設(shè)計(jì)（一）數(shù)據(jù)本研究采用的數(shù)據(jù)源自中國綜合社會調(diào)查，該項(xiàng)目始于2003年，由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行，是中國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目。本研究使用由2006、2010、2012、2013、2015、2017、2018年共7次年度調(diào)查數(shù)據(jù)合并形成的混合橫截面數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，僅保留受訪時(shí)年齡為16～65歲的樣本，并根據(jù)變量設(shè)置剔除缺失與無效樣本，最終得到有效樣本20765個(gè)。（二）變量1.被解釋變量。本研究的被解釋變量是“個(gè)體收入階層”。首先，以2005年為基期，利用歷年CPI數(shù)據(jù)剔除物價(jià)變動(dòng)對個(gè)體年收入的影響。其次，參照李培林對中國居民收入階層的劃分，將中等收入階層的個(gè)體年收入?yún)^(qū)間界定為中國城鎮(zhèn)家庭年人均收入的50%以上，250%以下，從而把個(gè)體收入階層分為低層、中層、高層，編碼為虛擬變量（1=低層、2=中層、3=高層）。2.核心解釋變量。本研究的核心解釋變量是“高等教育層次”。將個(gè)體已經(jīng)完成的最高學(xué)歷分為大專以下、大專、本科及以上，編碼為虛擬變量（1=大專以下、2=大專、3=本科及以上）。大專和本科及以上為高等教育學(xué)歷，大專以下不屬于高等教育學(xué)歷。3.控制變量。關(guān)于受訪者自身的控制變量有性別（虛擬變量，0=女、1=男）、年齡、年齡平方、婚姻狀況（虛擬變量，0=未婚、1=已婚）、單位性質(zhì)（虛擬變量，0=體制外、1=體制內(nèi)）、城鄉(xiāng)（虛擬變量，0=農(nóng)村、1=城鎮(zhèn)）、地區(qū)（虛擬變量，0=非東部、1=東部）。年齡為個(gè)體受調(diào)查時(shí)的年齡。單位性質(zhì)中的“體制內(nèi)”包括黨政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、國有企業(yè)。城鄉(xiāng)是指個(gè)體受調(diào)查時(shí)居住地是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村。地區(qū)是指個(gè)體受調(diào)查時(shí)居住地的經(jīng)濟(jì)區(qū)域，劃分依據(jù)是國家統(tǒng)計(jì)局的相關(guān)資料[16]。關(guān)于受訪者家庭背景的控制變量包括父母EGP值，取受訪者14或18歲時(shí)父母雙方中EGP值較低者。EGP值根據(jù)職業(yè)衡量個(gè)體的社會經(jīng)濟(jì)地位，值越低說明個(gè)體的社會經(jīng)濟(jì)地位越高[17]。4.描述性統(tǒng)計(jì)。在核心解釋變量“高等教育層次”和控制變量的影響下，被解釋變量“個(gè)體收入階層”的分布及卡方檢驗(yàn)的結(jié)果見表1?？ǚ綑z驗(yàn)的結(jié)果表明，除婚姻狀況外，其他解釋變量均與被解釋變量顯著相關(guān)。（三）模型本研究的被解釋變量是“個(gè)體收入階層”，分為低層、中層、高層三種情況，可能適用的模型除了多值選擇模型，還有排序選擇模型。排序選擇模型成立的前提條件是平行回歸假設(shè)成立，經(jīng)檢驗(yàn)該假設(shè)不成立，故不能使用排序選擇模型。在多值選擇模型中，多值Probit模型的估計(jì)結(jié)果在數(shù)量上與多值Logit模型相似[18]，且不以“無關(guān)方案的獨(dú)立性”假設(shè)成立為前提條件，使用起來更為靈活，故本研究使用多值Probit模型，形式如下。mprobit（incomeranki）=β0+β1eduleveli+β2Xi+εi其中，i表示樣本中的第i個(gè)受訪者，incomeranki表示受訪者i的收入階層，eduleveli表示受訪者i的高等教育層次，Xi表示控制變量，εi表示誤差項(xiàng)。三、實(shí)證結(jié)果與分析（一）內(nèi)生性問題內(nèi)生性的識別與處理對于經(jīng)驗(yàn)研究至關(guān)重要。在分析高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響時(shí)，必須考慮是否存在由遺漏變量、測量誤差、互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性。測量誤差和互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性在本研究中不構(gòu)成重要影響，前者是因?yàn)閭€(gè)體所完成最高學(xué)歷相對容易準(zhǔn)確獲知，不像受教育年限那樣容易受到學(xué)制差異以及個(gè)體留級、跳級、退學(xué)等因素的影響。后者是因?yàn)楸狙芯康暮诵慕忉屪兞繛椤案叩冉逃龑哟巍?，研究的是個(gè)體已完成的最高學(xué)歷對其收入階層的影響，一般而言完成最高學(xué)歷在先，取得收入并進(jìn)入一定的收入階層在后。遺漏變量內(nèi)生性在本研究中不構(gòu)成重要影響。在分析高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響時(shí)，能力是重要的遺漏變量。能力既影響個(gè)體收入階層，又和高等教育層次密切相關(guān)。由于沒有合適的代理變量用于衡量能力，能力便進(jìn)入了誤差項(xiàng)中，導(dǎo)致高等教育層次與誤差項(xiàng)有可能密切相關(guān)，高等教育層次有可能成為內(nèi)生解釋變量。本研究運(yùn)用控制函數(shù)法解決遺漏變量內(nèi)生性，將個(gè)體的兄弟姐妹數(shù)目作為高等教育層次的工具變量[19]。通過對基準(zhǔn)回歸運(yùn)用控制函數(shù)法可知：兄弟姐妹數(shù)目在1%的統(tǒng)計(jì)水平下滿足工具相關(guān)性的要求，控制函數(shù)法中用于控制遺漏變量內(nèi)生性的殘差項(xiàng)在5%的統(tǒng)計(jì)水平下不顯著，從而遺漏變量內(nèi)生性不構(gòu)成重要影響。（二）基準(zhǔn)回歸本研究運(yùn)用多值Probit模型分析高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響，實(shí)證結(jié)果見表2。表2匯報(bào)了解釋變量對個(gè)體進(jìn)入各收入階層的邊際效應(yīng)。根據(jù)表2的實(shí)證結(jié)果，高等教育層次對個(gè)體收入階層具有重要影響。結(jié)合表2的邊際效應(yīng)實(shí)證結(jié)果可知，在控制住其他變量的前提下，相比于未取得高等教育學(xué)歷者，大專學(xué)歷者進(jìn)入低收入階層的概率顯著下降19.7%，進(jìn)入中等收入階層的概率顯著上升14.4%，進(jìn)入高收入階層的概率顯著上升5.3%；本科及以上學(xué)歷者進(jìn)入低收入階層的概率顯著下降23.2%，進(jìn)入中等收入階層的概率顯著上升6.0%，進(jìn)入高收入階層的概率顯著上升17.2%?？傮w而言，取得高等教育學(xué)歷相比于未取得高等教育學(xué)歷，取得本科以上學(xué)歷相比于僅取得大專學(xué)歷，能在收入階層方面對個(gè)體產(chǎn)生更強(qiáng)的正面影響。根據(jù)表2的邊際效應(yīng)實(shí)證結(jié)果，控制變量對個(gè)體進(jìn)入各收入階層概率的影響各異。性別變量的實(shí)證結(jié)果表明，相比于女性群體，男性群體進(jìn)入低收入階層的概率顯著下降16.3%，進(jìn)入中等收入階層的概率顯著上升10.2%，進(jìn)入高收入階層的概率顯著上升6.1%，可能的解釋是女性在照顧家庭等方面通常付出更多時(shí)間和精力。年齡和年齡平方變量的實(shí)證結(jié)果表明，隨年齡增長，個(gè)體進(jìn)入低收入階層的概率先降再升，進(jìn)入中高收入階層的概率先升再降，可能的解釋是由于工作經(jīng)驗(yàn)等社會性因素以及體力與精力等生理性因素在生命周期內(nèi)的變動(dòng)，個(gè)體在年輕與年老時(shí)收入較低，在壯年時(shí)收入較高?；橐鰻顩r變量的實(shí)證結(jié)果表明，相比于未婚群體，已婚群體進(jìn)入低收入階層的概率顯著下降5.2%，進(jìn)入中等收入階層的概率顯著上升4.2%，進(jìn)入高收入階層的概率顯著上升1.0%，可能的解釋是結(jié)婚促進(jìn)了男女雙方的資源整合。單位性質(zhì)變量的實(shí)證結(jié)果表明，相比于體制外單位就職群體，體制內(nèi)單位就職群體進(jìn)入低收入階層的概率顯著下降6.9%，進(jìn)入中等收入階層的概率顯著上升11.2%，進(jìn)入高收入階層的概率顯著下降4.3%，可能的解釋是體制內(nèi)單位的收入較為穩(wěn)定，但一般不會增至極高的水平，這有利于個(gè)體進(jìn)入中等收入階層，避免落入低收入階層，但不利于進(jìn)入高收入階層。父母EGP值變量的實(shí)證結(jié)果表明，14或18歲時(shí)父母的社會經(jīng)濟(jì)地位越低，則個(gè)體進(jìn)入低收入階層的可能性顯著更高，進(jìn)入高收入階層的可能性顯著更低，可能的解釋是父母的社會經(jīng)濟(jì)地位越低，越無法為子女的成長及日后發(fā)展提供充足的資源。城鄉(xiāng)變量的實(shí)證結(jié)果表明，相比于農(nóng)村居住群體，城鎮(zhèn)居住群體進(jìn)入低收入階層的概率顯著下降12.9%，進(jìn)入中等收入階層的概率顯著上升8.2%，進(jìn)入高收入階層的概率顯著上升4.6%，可能的解釋是城鎮(zhèn)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以二、三產(chǎn)業(yè)為主，收入相對較高，而農(nóng)村的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第一產(chǎn)業(yè)為主，收入相對較低。地區(qū)變量的實(shí)證結(jié)果表明，相比于非東部地區(qū)居住群體，東部地區(qū)居住群體進(jìn)入低收入階層的概率顯著下降16.2%，進(jìn)入中等收入階層的概率顯著上升9.0%，進(jìn)入高收入階層的概率顯著上升7.2%，可能的解釋是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)，導(dǎo)致東部地區(qū)居住群體更可能進(jìn)入中高收入階層。（三）異質(zhì)性分析高等教育作為培養(yǎng)高素質(zhì)勞動(dòng)者的主要社會活動(dòng)，受到政治經(jīng)濟(jì)制度的深刻影響。中國實(shí)行社會主義市場經(jīng)濟(jì)，黨和國家不斷推進(jìn)高等教育體制機(jī)制創(chuàng)新，使高等教育適應(yīng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展需要。自恢復(fù)高考與改革開放以來，有兩項(xiàng)政策對大學(xué)生就業(yè)與其所進(jìn)入的收入階層有重要影響，分別是1996年起大學(xué)生不再由國家分配工作，1999年起高校大規(guī)模擴(kuò)招。本研究以1996年和2003年為界，將1979—2018年分為三個(gè)時(shí)期，依據(jù)“所完成最高學(xué)歷獲得年份”變量將樣本劃分為三部分，研究1979—1995年畢業(yè)的大學(xué)生（同期群一）、1996—2002年畢業(yè)的大學(xué)生（同期群二）、2003—2018年畢業(yè)的大學(xué)生（同期群三）進(jìn)入各收入階層的概率差異，結(jié)合歷史背景分析不同時(shí)期畢業(yè)的大學(xué)生對其進(jìn)入各收入階層的影響因素。表3匯報(bào)了核心解釋變量“高等教育層次”對不同時(shí)期畢業(yè)的大學(xué)生進(jìn)入各收入階層的邊際效應(yīng)。首先，高等教育學(xué)歷者相對于同期未取得高等教育學(xué)歷者，本科及以上學(xué)歷者相對于同期取得大專學(xué)歷者，在進(jìn)入更高層次收入階層上具有更大優(yōu)勢。這體現(xiàn)為無論在哪個(gè)同期群，相對于未取得高等教育學(xué)歷者，高等教育學(xué)歷者進(jìn)入低收入階層的概率顯著更低，且本科及以上學(xué)歷者比大專學(xué)歷者還要低；高等教育學(xué)歷者進(jìn)入高收入階層的概率顯著更高，且本科以上學(xué)歷者比大專學(xué)歷者還要高。其次，高等教育學(xué)歷者相對于同期未取得高等教育學(xué)歷者盡管在進(jìn)入更高層次收入階層上具有更大優(yōu)勢，但這種相對優(yōu)勢是逐期遞減的。這體現(xiàn)為無論是大專學(xué)歷者還是本科以上學(xué)歷者，相對于同期未取得高等教育學(xué)歷者，進(jìn)入低收入階層的概率盡管顯著更低，但更低的幅度越來越??；進(jìn)入高收入階層的概率盡管顯著更高，但更高的幅度越來越小。最后，本科及以上學(xué)歷者相對于同期取得大專學(xué)歷者，盡管在進(jìn)入更高層次收入階層上具有更大優(yōu)勢，但這種相對優(yōu)勢是逐期遞減的。這體現(xiàn)為無論在哪個(gè)同期群，相對于取得大專學(xué)歷者，本科及以上學(xué)歷者進(jìn)入低收入階層的概率盡管更低，但更低的幅度越來越小；本科及以上學(xué)歷者進(jìn)入高收入階層的概率盡管更高，但更高的幅度越來越小。結(jié)合歷史背景，逐一分析以上三點(diǎn)發(fā)現(xiàn)的成因。首先，高等教育既是一種選拔機(jī)制，又是一種培養(yǎng)機(jī)制。高等教育通過考試等途徑，將學(xué)習(xí)與理解能力較強(qiáng)的個(gè)體遴選至高等教育機(jī)構(gòu)進(jìn)行培養(yǎng)，提升其綜合素質(zhì)。本科以上層次高等教育相對于大專層次高等教育，其選拔與培養(yǎng)機(jī)制更嚴(yán)格，社會認(rèn)可度更高。因此，高等教育學(xué)歷者相對于同期未取得高等教育學(xué)歷者，本科以上學(xué)歷者相對于同期取得大專學(xué)歷者，在就業(yè)市場中往往擁有更多機(jī)會，能夠進(jìn)入到收入待遇與晉升前景更好的用人單位與工作崗位，從而在進(jìn)入更高層次收入階層上具有更大優(yōu)勢。其次，改革開放與市場化進(jìn)程不但給未取得高等教育學(xué)歷者提供了更多的向上流動(dòng)渠道，而且推動(dòng)了大學(xué)生自由就業(yè)以及高校大規(guī)模擴(kuò)招，從而使高等教育學(xué)歷者在就業(yè)市場中的相對優(yōu)勢下降。市場化進(jìn)程催生了非公有制經(jīng)濟(jì)的成長，使眾多未取得高等教育學(xué)歷者有更多機(jī)會憑借辛勤勞動(dòng)與合法經(jīng)營創(chuàng)業(yè)致富。隨著市場化進(jìn)程深入發(fā)展，大學(xué)生工作分配與精英高等教育已不適應(yīng)勞動(dòng)力資源合理配置的需要，大學(xué)生自主擇業(yè)就業(yè)與高等教育大眾化普及化成為政策選擇，大學(xué)生在就業(yè)市場中面臨著日益激烈的競爭。高等教育毛入學(xué)率的不斷提升，使辦學(xué)實(shí)力較弱高校與專業(yè)的大學(xué)生，以及綜合素質(zhì)薄弱的大學(xué)生就業(yè)競爭力變?nèi)酢Ｒ陨弦蛩厥垢叩冉逃龑W(xué)歷者在進(jìn)入更高層次收入階層上的相對優(yōu)勢逐漸遞減。最后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級不僅為大專畢業(yè)生提供了更多機(jī)會，還和高校大規(guī)模擴(kuò)招共同作用，使本科以上學(xué)歷者在就業(yè)市場中的相對優(yōu)勢下降。大專層次高等教育更注重培養(yǎng)實(shí)際操作能力，本科及以上層次高等教育更注重培養(yǎng)理論思維能力。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，國內(nèi)對技術(shù)技能型人才的需求與日俱增，這給大專畢業(yè)生提供了廣闊的發(fā)展機(jī)遇。而國內(nèi)的高等教育學(xué)科與專業(yè)結(jié)構(gòu)并未充分適應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級需要，許多新設(shè)立的本科與院校和研究生學(xué)位點(diǎn)辦學(xué)實(shí)力較弱，培養(yǎng)出的大學(xué)生理論功底不牢，動(dòng)手能力不強(qiáng)，導(dǎo)致本科以上學(xué)歷者相對于大專學(xué)歷者在就業(yè)方面的優(yōu)勢下降。以上因素使本科以上學(xué)歷者相對于同期取得大專學(xué)歷者在進(jìn)入更高層次收入階層上的相對優(yōu)勢逐漸遞減。四、結(jié)論與啟示本研究圍繞高等教育層次對個(gè)體收入階層的影響這一研究問題，基于中國綜合社會調(diào)查2006—2018年混合橫截面數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建多值Probit模型，以未取得高等教育學(xué)歷者為參照組，估計(jì)了大專學(xué)歷與本科及以上學(xué)歷對個(gè)體進(jìn)入不同收入階層概率的差異化影響，并采用畢業(yè)同期群分析方法分析了不同畢業(yè)時(shí)期對大專學(xué)歷者與本科及以上學(xué)歷者進(jìn)入各收入階層概率的影響，主要結(jié)論