丁菁：教育扩张下的文凭价值变化的实证分析 文化与营销 教育扩张下的文凭价值变化的实证分析 丁菁 ０３０００６） （山西财经大学 统计学院，山西 太原［摘要］本文利用中国综合社会调查（ＣＧＳＳ ２００８）研究探讨教育扩张过程中的文凭价值变化问题。度量教育扩 张过程中，高中及大学文凭贬值因子。采用ｐａｒｔｉａｌ ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎａｌ ｏｄｄｓ模型，对各个年龄组分别回归。利用估计系数构建文 凭贬值因子，重点分析大学和高中阶段教育对社会经济地位的影响。研究表明，高中阶段教育对于个人社会经济地位的 提升作用不断加强，而大学文凭在人们社会经济地位的提高过程中所起的作用越来越小。 ［关键词］教育扩张；等比例概率模型；文凭贬值；社会经济地位指数 ［中图分类号］Ｇ４０—０５１ ［文献标识码］Ａ ［文章编号］１００５—６４３２（２０１４）１—０ｌ１１—０２ 本文涉及的主要变量有： 被解释变量：个人职业类别（ｍｙＯｃｃ３）：对个人完成 １ 引 言 伴随着我国各层次教育的极速膨胀，特别是１９９９年 开始的高等教育扩张，一系列问题引起了人们的广泛关 教育后开始的第一份职业重新进行编码。将原始ＣＧＳＳ职 业变量编码（ＩＳＣＯ一８８年职业编码）转化为Ｔｒｅｉｍａｎ国 际标准职业声望指数，然后对其排序。把所有职业从低到 注，其中就业问题，文凭贬值问题成为了人们讨论的热 点。这些问题不仅与人们在劳动力市场上的求职就业相联 系，关系到人们社会经济地位的获得问题，同时它也涉及 了我国教育发展进程如何进一步推进，以及人们的教育决 策会据此发生怎样的变化等一系列问题。 高划分为三个层次：若务农以及职业声望指数在０～３４， 变量取值为１；职业声望指数在３５～５５，变量取值为２； 职业声望指数在５６～８０，取值为３。 解释变量主要有：个人最高受教育程度（ｃｏｌｌｅｇｅ／ ２模型建立及数据分析 ２．１数据来源及模型设立 ２．１．１数据说明 （１）本文采用ＣＧＳＳ ２００８年调查数据。主要考虑 ｈｉｇｈｓｃｈ），以及其他个人特征、背景变量。其中父亲职业 类别（ｄａｄＯｃｃｉｓｅｉ）取值与个人职业类别变量取值类似， 考虑到样本父辈务农人数众多这一情况，这里划分了４个 类别，分别是：务农，变量取值为１；职业声望指数在０ ～３９，变量取值为２；职业声望指数在４０～５９，取值为３； １９７７年高考恢复后，进入高中和大学的各学龄群体的受 教育问题。选取在２００８年，年龄在２５～４８岁的成年人为 研究对象，按出生年取每３年为一组，年龄在４６～４８岁 为年龄组１（ｅｏｈｏｒｔ１），４３～４５岁为年龄组２（ｃｏｈｏｒｔ２）， 职业声望指数在６０～８０，取值为４。户口变量（ｈｕｋｏｕ）， 民族变量（ｒａｃｅ）均为虚拟变量。 ２．１ ２模型设立 采用ｐａｒｔｉａｌ ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎａｌ ｏｄｄｓ模型建立宏观层面文凭贬 以此类推，各年龄组人数统计见表１： 表１各个年龄组人数分布 值的风险因子，主要研究文凭贬值问题分别在高中和大学 教育阶段各个学龄组问的变化。在建立文凭价值贬值风险 因子的过程中，需要对不同学龄群体进行划分，建立学龄 —＼年龄组 ～～～＼ｃｏｈｏｒｔｌ 人数 总人数 ３５４ 组控制变量。在各个教育阶段，对不同受教育群体（学 龄组）分别考虑采用Ｏｒｄｅｒｅｄ Ｌｏｇｉｔ模型分析。检验模型设 置是否正确时，采用ＵＣＬＡ大学ＳＴＡＴＡ模型检验模块以 ｃｏｈｏｒｔ２ ｃｏｈｏｒｔ３ ４６５ ４６４ 及相关程序，检验模型是否满足Ｏｒｄｅｒｅｄ Ｌｏｇｉｔ模型的比例 概率假设。 ｃｏｈｏｒｔ４ ｃｏｈｏｒｔ５ ｃｏｈｏｒｔ６ ４５８ ４９７ ３３８ 对于模型是否可以采用等比例概率模型，比例概率假 设是否成立，主要可以采用Ｓｔａｔａ中的ｏｍｏｄｅｌ检验，或 Ｂｒａｎｔ检验。这里以Ｂｒａｎｔ为例进行说明如下（通过Ｏｍｏｄ． ｅｌ检验可以得到相同的检验结果）。 ｃｏｈｏｒｔ７ ｃｏｈｏｒｔ８ ３３４ ３７６ 此检验结果证实了违反平行假设，等比例概率模型不 能使用。其中，ｃｏｌｌｅｇｅ、ｄａｄＯｃｃｉｓｅｉ，ｇｅｎｄｅｒ变量未违背等 比例概率假设（见表２）。 ２０１４．１虹 文化与营销 表２ Ｂｒａｎｔ检测结果中各个回归系数 （此处以ｃｏｈｏｒｔｌ为例进行检测） 变量 Ｙ＞１ Ｙ＞２ ｃｏｌｌｅｇｅ ２．４１ —２．７１ ｄａｄ０ｃｃｉｓｅｉ Ｏ．５８ ０．４０ ｇｅ￣ｅｒ ０．８４ １．０２ 一Ｏ．９１ —２．５４ ｈｕｋｏｕ —Ｏ．３９ Ｏ．１２ 据此，本文建立ｐａｒｔｉａｌ ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎａｌ ｏｄｄｓ模型，如下： ｌｏｇ（ ）＝ ｌｉｅｇｅ十（ｙ ，ｄ。ｄＯ ｉｓ ｙ２ｊｇｅｎｄｅｒ ｒａｃｅ＋ｙ４ｊｈｕｋｏｕ）， ＝１，２ 这里控制变量ｃｏｌｌｅｇｅ（在对高中阶段回归时，变量为 ｈｉｇｈｓｃｈ）的系数不随Ｊ．变化，其余各个背景解释变量系数 可以自由变动，事实上在对各个年龄组分别回归中，很多 背景解释变量并没有违背比例概率假设条件，为了最大程 度简化模型，这里采用Ｓｔａｔａ中ｇｏｌｏｇｉｔ２模块对未违背假设 条件的背景变量进行约束，使其系数在不同 下保持不变 （见表３）。 表３平行回归假设的Ｂｒａｎｔ检验 变量 Ｃ Ｐ＞ｃｈｉ２ ｄ厂 Ａ ３３．８１ Ｏ．ｏｏ ５ ｃｏｌｌｅｇｅ Ｏ．Ｏ８ 一Ｏ．７８ １ ｄａｄ０ｃｃｉｓｅｉ ０．５４ ０．４６ １ ｇｅ￣ｅｒ Ｏ．１３ Ｏ．７２ １ ０．１３ Ｏ．００ １ ｈｕｋｏｕ ８．２９ Ｏ．０Ｏ １ ２．２模型估计结果： 采用部分比率概率模型（ｐａｒｔｉａｌ ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎａｌ ｏｄｄｓ ｏｒｏｄ— ｅ１），并利用Ｓｔａｔａ ｇｏｌｏｇｉｔ２ ａｕｔｏｆｉｔ指令（Ｒｉｃｈａｒｄ Ｗｉｌｌｉａｍｓ， ２００６）完成模型估计（以下如未特别说明均以ｃｏｈｏｒｔｌ为 例，估计结果如下）。 根据模型估计结果，建立文凭贬值因子（ｆａｃｔｏｒ）。对 年龄组ｋ，其文凭贬值因子为： １ ２ 大学和高中文凭贬值因子趋势变化，参见图３和 一 ———— ／—．．———Ｊ （年龄组） 图１模型回归系数 在各个ｃｏｈｏｒｔ变化趋势图（高中） ２０１４．１ 中国市场２０１４年第１期（总第７６４期） ３．５ ～＇、． 鲁２．５ 、、ｊ ． ＼ ．．／ ＼ 厂 ’ 大２ ＼ ／ ＼●／ １．５ １ ０ １ ２ ３ ４ ５ ６ ７ ８ ９ （年龄组） 图２模型回归系数口在各个ｃｏｈｏｒｔ变化趋势图（大学） 文２ 凭 贬 值 ／—＼．． 因１ 子 一 高 ！ｏ ３ ４ ５ ６ ７ ８ ９ （年龄组） 图３高中文凭贬值因子变化趋势 文２ 凭 贬 值 因１ ．—，————●＼ 子 ◆＿———＿．一＼、 ，＿、 大 学０ ４ ５ ６ ７ ８ ９ （年龄组） 图４大学文凭贬值因子变化趋势 ３ 结论 高中文凭贬值因子在整体上呈现增长趋势，除了在 年龄组６上略微低于１，而其他年龄组中，文凭贬值因 子均大于１。由此我们不难得出结论，随着时代发展， 高中教育对于提升人们的社会经济地位的作用是至关重 要的，尤其对于年轻一代，通过接受高中教育，掌握了 一定的技术知识，可以迅速取得一个相对比较稳定的职 业地位，高中文凭对于人们的社会经济地位的改善起到 了很大的作用，并且这种作用在年轻一代中表现更为 明显。 相比之下，大学文凭贬值现象比较严重。大学文凭贬 值因子在大多数情况下小于１，只有在年龄组７上表现略 微大于１，说明相较于之前的学龄组，大学文凭对于社会 经济地位的提升作用越来越不明显，特别是对于年轻一 代，大学文凭已经无法保障人们获得一个相对较高的社会 地位。由此不难得出这样的结论，人们为了取得与之前毕 业的大学生相同的社会地位，找到一个相对较好的工作， 需要达到一个更高的教育层次，这也是现今社会的一个写 照，“考研热”似乎在不断升温，高烧不退，为了取得更 好的工作，人们在不断提高自己的教育水平，与此同时， 劳动力市场上对于求职者的教育水平也不断提出更高的要 求。（下转Ｐ１２１） 朱安远，等：纪念阿尔弗雷德・诺贝尔经济学奖获奖者概览（上） 际效用学派主张抽象演绎法，在方上它以反对德国历 理论研讨 ［８］Ｌｉｓｔｓ ｏｆ Ｎｏｂｅｌ Ｐｒｉｚｅｓ ａｎｄ Ｌａｕｒｅａｔｅｓ［ＥＢ／ＯＬ］．ｈｔｔｐ：／／ ｗｗｗ．ｎｏｂｅｌｐｒｉｚｅ．ｏｒｇ／ｎｏｂｅｌｐｒｉｚｅｓ／ｐｈｙｓｉｃｓ／ｌａｕｒｅａｔｅｓ／，２０１３—１Ｏ一２４． —史学派相标榜）和以加拿大经济学家蒙代尔（Ｒｏｂｅｒｔ Ａ１一 ｅｘａｎｄｅｒ Ｍｕｎｄｅｌｌ，１９３２．１０．２４一）为创始人的供给学派等。 经济自由主义坚信市场机制的自发调节作用，主张自由放 任，反对凯恩斯主义的国家干预主义，他们认为应尽可能 减少这种干预，同时要求国家为市场机制的顺利运行创造 必要条件；维护私有制度，认为它是竞争制度的前提和经 济发展的根本动力；主张实行健全的财政原则，反对财政 赤字；主张物价稳定，反对通货膨胀。 现代西方主流经济学曾把经济学作为自然科学来研 究，强调它的普遍性和客观性，推崇经济学研究的数理化 『９］Ａｓｓａｒ Ｌｉｎｄｂｅｃｋ．Ｔｈｅ Ｐｒｉｚｅ ｉｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｓｃｉｅｎｃｅ ｉｎ Ｍｅｍｏ￣０ｆ Ａｌｆｒｅｄ Ｎｏｂｅｌ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅ，１９８５，２３（１）： ３７—５６． ［１Ｏ］［瑞典］Ａ．・林德贝克．纪念诺贝尔经济学奖［Ｊ］．金 日，译．国外社会科学，１９８６（８）：６３—６５． ［１１］范跃进．诺贝尔经济学奖：溯源、特点及启示［Ｊ］．淄 博学院学报（社会科学版），２００１，１７（１）：５—８． ［１２］Ｎｏｍｉｎａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｓｅｌｅｃｔｉｏｎ ｏｆ Ｌａｕｒｅａｔｅｓ ｉｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ［ＥＢ／ ＯＬ］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｎｏｂｅｌｐｒｉｚｅ．ｏｒｇ／ｎｏｍｉｎａｔｉｏｎ／ｅｃｏｎｏｍｉｅ—ｓｃｉｅｎｃｅｓ／ｉｎ— ｄｅｘ．ｈｔｍ１．２０１３—１Ｏ一２４． 倾向，但经济学在本质上是属于社会科学和人文科学，并 不具有自然科学的超时代性和超地域性。人文社会科学 ［１３］朱富强．如何看待当前的经济学国际化现象——从社会 科学和自然科学的理论研究之差异谈起［Ｊ］．当代财经，２００８ （１Ｏ）：９—１６． ［软科学，经济学被誉为“社会科学之皇后（明珠）”］与 自然科学［硬科学，数学被誉为“自然科学之皇后（明 珠）”］的研究具有非常不同的显著特点：它关注本土现 象，具有强烈的人文性，与社会实践的关系最为直接，理 ［作者简介］朱安远（１９６４一），男，湖南邵东县人，工学学士 （工业电气自动化专业），高级工程师，高级销售经理，现任北京金 自天正智能控制股份有限公司市场营销中心副兼华东区区域经 理，主要从事工业自动化（尤其是冶金自动化三电系统）领域的市 论发展往往会呈现出否定之否定的认知轨迹 。 参考文献： ［１］唐龙彬．诺贝尔和诺贝尔奖［Ｊ］．世界博览，１９９８（１２）： ３３—３４． 场营销和应用工作。兴趣和涉猎领域广泛，近期四大研究主题：① 低压变流器电流过载能力指标：关注此事起始于１９９９年。基于低压 交直流变流器，笔者首创电流过载能力指标的四要素原则、等效电 流系数学说和缺陷理论（可用于判断变流器的各种电流过载能力指 标是否自洽），首开系统性定量分析研究电流过载能力指标之先河， ［２］周静，吴江，马莉．诺贝尔奖金的评选和组织机构［Ｊ］． 刑事技术，１９９９（１）：４６—４７． 开辟变流器电流过载能力指标研究这一新领域。②诺贝尔奖获奖者： 喜好此事起源于１９８１年，自称诺迷（类似于球迷、邮迷、歌迷或影 迷），酷爱研究诺贝尔奖得主且乐此不疲，倡议在国际上创建诺学 ［３］朱安远．有错即改（栏目）［Ｎ］．南方周末，２０１３—０４一 ｏ４（总第１５２０期第Ａ２版）． ［４］维基百科：瑞典君主列表［ＥＢ／ＯＬ］．ｈｔｔｐ：／／ ｚｈ．ｗｉｋｉｐｅｄｉａ．ｏｒｇｗｉｋｉ瑞典君主列表，２０１３—１０—２４． （Ｔｈｅ Ｓｔｕｄｙ ｏｆ Ｎｏｂｅｌ Ｐｒｉｚｅｓ，类似于中国的红学）。③总体标准差的统 计估计方法：研究兴趣发端于笔者１９８７年对概率论与数理统计的系 统性归纳和总结。④陆家羲及组合数学：热心于此事肇始于陆家羲 悲喜交加年和陆老师的忌年——１９８３年。业余爱好：数学、百科知 识、集邮和灯谜等。Ｅ—ｍａｉｌ：１４６１８７７７９７＠ｑｑ．ｅｏｍ。朱婧姝 （１９９６一），女，北京市丰台区人，北京师范大学附属实验中学高三 （８）班（理科实验班）学生，对经济学、生物学和化学学科感 兴趣。 ［５］朱安远．英国小说家威廉・戈尔丁及其代表作《蝇王》 ［Ｊ］．中国市场（营销版），２０１３，２０（３３）：１７２—１７５，１８３． ［６］席斯．解读２００４诺贝尔经济学奖［Ｎ］．财经时报， ２００４—１０一ｌ８． ［７］朱安远，郭华珍，朱婧姝．次年轻的诺贝尔奖获奖者—— 李政道［Ｊ］．中国市场（物流版），２０１３，２０（２）：８９—９４． ＝ ｉ ｜ ＃； 、 ｜ ｆ ： 矗 ： 、 ： ０ ；、 － ‘：： ； ‘ ， ｜： ｆ ｊ ｔ ｊ ｊ０ １ ！ｆ ｊ ’：ｆ ： ’。｜ ｊ ｊ ｛ ： ｜ ：≈ 。； ｊ， ｜ｃ±ｆ：； （上接Ｐｌｌ２） 参考文献： ［１］毛盛勇．中国高等教育的规模分析［Ｊ］．统计研究，２００８ （３）：５５—５９． ［４］Ｌｕｃａｓ，Ｓａｍｕｅｌ Ｒ．Ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｌｙ Ｍａｉｎｔａｉｎｅｄ Ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ：Ｅｄｕｃａｔｉｏｎ Ｔｒａｎｓｉｔｉｏｎｓ，Ｔｒａｃｋ Ｍｏｂｉｌｉｔｙ，ａｎｄ Ｓｏｃｉｌａ Ｂａｃｋｇｒｏｕｎｄ Ｅｆｆｅｃｔｓ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉ－ Ｃａｌｌ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｓｏｃｉｏｌｏｇｙ，２００１，１０６（６）：１６４２—１６９０． ［２］李春玲．高等教育扩张与教育机会不平等［Ｊ］．社会学研 究，２０１０（３）：８３—１１３． ［５］Ｖａｎ Ｚａｎｔｅｎ，Ａｇｎ￣ｓ．Ｎｅｗ ｍｏｄｅｓ ｏｆ ｒｅｐｒｏｄｕｃｉｎｇ ｓｏｃｉａｌ ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ ｉｎ ｅｄｕｃａｔｉｏｎ：ｔｈｅ ｃｈａｎｇｉｎｇ ｒｏｌｅ ｏｆ ｐａｒｅｎｔｓ，ｔｅａｃｈｅｒｓ，ｓｃｈｏｏｌｓ ａｎｄ ｅｄｕｃａ— ［３］Ｂｒｅｅｎ Ｒ，Ｌｕｉｊｋｘ Ｒ，Ｍａｉｌｅｒ Ｗ，ｅｔ ａ１．Ｎｏｎｐｅｒｓｉｓｔｅｎｔ Ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ ｉｎ Ｅｄｕｃａｔｉｏｎａｌ Ａｔｔａｉｎｍｅｎｔ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ Ｅｉｇｈｔ Ｅｕｍｐｅ￣Ｃｏｕｎｔｉｒｅｓ［Ｊ］． Ａｍｅｒｉｃａｎ￣ｕｍａｌ ｏｆ Ｓｏｃｉｏｌｏｇｙ，２００９，１１４（５）：１４７５—１５２１． ｔｉｏｎａｌ ｐｏｌｉｃｉｅｓ．［Ｊ］．Ｅｕｒｏｐｅａｎ Ｅｄｕｃａｔｉｏｎａｌ Ｒｅｓｅａｒｃｈ Ｊｏｕｒｎａｌ，２００５，４ （３）：１５５—１６９． ２０１４．１
