《产业经济学》课程教学资源（文献资料）中等教育陷阱_出口扩张_就业增长与个体教育决策_张川川

经该海宝2015年第12期“中等教育陷阱”？一出口扩张、就业增长与个体教育决策张川川内容提要：利用出口扩张引致的就业需求冲击和采用工具变量方法，本文从经验上分析了非农就业增长对个体教育投资的影响。研究发现，出口引致的就业增长导致适龄入学人口进入高中和大学的概率显著下降。非农就业人口占劳动年龄人口的比重增加1个百分点，导致16—18岁初中毕业生进入高中和19—21岁高中毕业生进入大学学习的概率分别下降0.17%和0.26%。给定其他条件不变，这意味着1990一2005年间由出口扩张引致的就业增长使高中和大学入学率分别减少了5.4和8.6个百分点。分性别和城乡的考察显示：相对于女性，男性进入高中和大学的概率有更大幅度的下降；农村青年进入高中和大学学习的概率都随着就业增长出现了显著下降，城镇青年进入大学学习的概率有显著下降，但进入高中的概率有显著上升。关键词：出口扩张就业增长教育投资决策一引言人力资本积累是长期经济增长的动力，教育发展则是提升人力资本水平的主要途径，同时也影响个体收人和全面发展。然而，个体教育投资决策受到成本和收益两方面因素的影响，需要权衡当期进入劳动力市场所能够获得的收入（机会成本）和更高的教育水平在未来能够带来的额外收入（教育回报）（Becker，1962）。教育投资的机会成本取决于当前能够找到的工作、岗位技能要求以及工资水平，而教育回报则取决于完成教育后所面临的就业机会、岗位技能要求和工资水平。如果存在新增就业需求，并且就业岗位对劳动力技能的要求不高，教育投资的机会成本就可能超过未来潜在的收人增长，从而导致教育投资减少。减少教育投资并获取当期收人在短期有助于提高家庭收入和福利水平，在长期却可能损害个体发展，并且导致收人分配状况恶化。改革开放以来，特别是加人WTO以来，中国的进出口总额，尤其是出口经历了快速增长（图1）。出口扩张和外资流入推动了中国的产业结构变迁，大量劳动力从农业部门转移到制造业和服务业部门。②根据国家统计局年度统计数据，1990一2013年，第一产业就业比重从60%下降到了*：张川川，中央财经大学经济学院，邮政编码：100081；电子信箱：ccz.zhang@gmailcom。作者感谢国家社会科学基金（14ZDB120）、国家自然科学基金（71503282）和北京市社会科学基金（14JDGB047）的资助；感谢同赵耀辉、JohnGiles和AvrahamEbenstein等教授所进行的多次富有启发性的讨论；感谢两位匿名审稿专家的评论和修改建议。文责自负。①贫困家庭更容易面临信贷约束，因而更容易为获取短期收益而减少教育投资（Rosenzweig，2003；Glewwe&Jacoby，1998）。②进口的变动虽然也会影响就业，但是进出口引致的就业需求冲击主要来自最终品贸易（Autoretal.，2013），而在多数行业上，中国都处在全球生产链的最后一环，进口大量的半成品而出口工业制成品（Feenstra&Hanson，2005），因此影响就业需求的主要的是出口。这在之前的研究中也得到了证实（张川川，2015a）。115?1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.htp:/www.cnki.net

年 第 １ ２ 期 “ 中 等教育 陷 阱 ” ？ ＃ — 出 口 扩张 、 就业增 长与 个体教育决策 张 川 川 内 容提 要 ： 利 用 出 口 扩 张 引 致 的 就 业 需 求 冲 击 和 釆 用 工 具 变 量 方 法 ， 本 文 从 经 验上 分 析 了 非 农 就 业 增 长 对 个体 教 育 投 资 的 影 响 。 研 究 发 现 ， 出 口 引 致 的 就 业 增 长 导 致 适 龄 入 学 人 口 进 入高 中 和 大 学 的 概 率 显 著 下 降 。 非 农 就 业 人 口 占 劳 动 年 龄 人 口 的 比 重 增 加 １ 个 百 分 点 ， 导 致 １ ６ — １ ８ 岁 初 中 毕 业 生 进 入 高 中 和 １ ９ 一 ２ １ 岁 高 中 毕 业 生 进 入 大 学 学 习 的 概 率 分 别 下 降 〇？ １ ７ ％ 和 ０ ． ２ ６ ％ 。 给 定 其 他 条 件 不 变 ， 这 意 味 着 １ ９ ９ 〇 — ２００ ５ 年 间 由 出 口 扩 张 引 致 的 就 业 增 长 使高 中 和 大 学 入 学 率 分别 减 少 了 ５ ． ４ 和 ８ ． ６ 个 百 分 点 。 分 性 别 和 城 乡 的 考 察 显 示 ： 相 对 于 女 性 ， 男 性 进 入 高 中 和 大 学 的 概 率 有 更 大 幅 度 的 下 降 ； 农 村 青 年 进 入 高 中 和 大 学 学 习 的 概 率 都 随 着 就 业 增 长 出 现 了 显 著 下 降 ， 城 镇 青 年 进 入 大 学 学 习 的 概 率 有 显 著 下 降 ， 但 进 入 高 中 的 概 率 有 显 著 上 升 。 关 键词 ： 出 口 扩 张 就 业 增 长 教 育 投 资 决 策 一 、 引 言 人力 资 本 积 累 是 长期 经济 增 长 的 动 力 ， 教 育 发 展 则 是 提 升 人力 资 本 水 平 的 主 要 途 径 ， 同 时 也 影 响 个 体 收人 和 全 面发 展 。 然 而 ， 个 体 教 育 投 资 决 策 受 到 成 本 和 收益 两 方 面 因 素 的 影 响 ， 需 要 权衡 当期 进 入 劳 动力 市 场 所 能够 获 得 的 收 入 （ 机 会成 本 ） 和 更 高 的 教 育 水 平 在 未 来能 够带 来 的 额 外 收 入 （ 教 育 回 报 ） （ Ｂ ｅｃ ｋｅｒ ， １ ９ ６ ２ ） 。 教 育 投 资 的 机 会成 本 取 决 于 当 前能 够 找 到 的 工 作 、 岗 位 技能 要 求 以及 工 资 水平 ， 而教育 回 报则 取 决 于 完 成 教 育 后 所 面 临 的 就 业 机会 、 岗 位技 能要 求 和 工 资水 平 。 如果 存在新 增 就 业需 求 ， 并 且 就业 岗 位 对 劳 动 力 技 能 的 要 求 不 高 ， 教 育 投 资 的 机 会 成本 就 可 能 超 过未 来潜在 的 收 入增 长 ， 从而 导 致教 育 投 资减 少 。 减 少 教 育 投 资 并 获 取 当 期 收 入 在短 期 有 助 于 提高 家庭 收入 和 福 利 水 平 ， 在 长 期 却 可 能 损 害个 体 发展 ， 并 且 导 致收 人 分配 状 况 恶 化 。 ？ 改 革开 放 以 来 ， 特别 是 加 入 ＷＴＯ 以 来 ， 中 国 的 进 出 口 总额 ， 尤 其是 出 口 经 历 了 快 速 增 长 （ 图 １ ） 。 出 口 扩 张和 外资流 人推 动 了 中 国 的 产业 结构 变 迁 ， 大 量 劳 动力从农 业 部 门 转 移到 制 造业和 服 务 业部 门 。 ② 根 据 国 家 统 计 局 年 度 统计数 据 ， １ ９９ ０ — ２０ １ ３ 年 ， 第 一 产 业 就 业 比 重 从 ６ ０ ％ 下 降到 了 ＊ 张 川 川 ， 中 央 财经 大 学 经 济 学 院 ， 邮 政 编 码 ： １ 〇 〇〇８ １ ； 电 子 信 箱 ： ｃ ｃＺ． Ｚｈ ａｎ ｇ ＠ ｇ ｉｒｍｉＬ ｃｏ ｍ。 作 者 感 谢 国 家 社 会 科 学 基 金 （ １ ４ ＺＤＢ １ ２０ ） 、 国 家 自 然 科学 基 金 （ ７ １ ５ ０３ ２８２ ） 和 北 京 市 社 会 科 学 基 金 （ １ ４ ＪＤＧＢ０４７ ） 的 资 助 ； 感 谢同 赵耀 辉 Ｊｏ ｈｎ Ｇｉｌｅ ｓ 和 Ａｖ ｒａｈ ａｍ Ｅ ｂ ｅｎｓ ｔｅ ｉ ｎ 等 教 授所进行 的 多 次 富 有启 发 性 的讨论 ； 感谢两 位 匿 名 审 稿专 家 的评 论和 修改建议 。 文 责 自 负 。 ① 贫 困 家 庭 更容 易 面 临 信 贷约 束 ， 因 而 更容 易为 获 取 短 期 收 益 而 减 少 教育 投 资 （ Ｒ〇 ｓ ｅｎＺ ｗｅｉｇ ， ２ ００３ ； Ｇｌｅ ｗｗｅ ＆ Ｊ ａｃ 〇ｂｙ ， １ ９９８ ） 。 ② 进 口 的 变 动 虽 然 也 会影 响 就 业 ， 但 是 进 出 口 引 致 的就 业 需 求冲 击 主要 来 自 最 终 品 贸易 （ Ａｕ ｔｏｒ ｅ ｔ ａ ｌ ． ， ２０１ ３ 〉 ， 而在 多 数行业 上 ， 中 国 都处 在 全 球 生 产 链的 最 后 一 环 ， 进 口 大量 的半 成 品而 出 口 工 业 制 成 品 （ Ｆｅ ｅｎ ｓ ｔｒ ａ ＆ Ｈａ ｎ Ｓ〇 ｎ ， ２００５ ） ， 因 此 影 响 就业 需 求 的 主 要 的是 出 口 。 这 在 之前 的研究 中 也 得 到 了 证实 （ 张 川 川 ， ２ ０ １ ５ ａ ） 。 １ １ ５

张川川：“中等教育陷阱"？31%，第二产业和第三产业就业比重则分别从21%和19%上升到了30%和39%。图2显示的第一产业就业比重迅速下降的时期，恰恰对应图1中出口总额迅速增长的时期。非农就业岗位的增加为青年人口提供了就业机会，改变了教育投资的机会成本和预期教育回报，影响到了个体教育投资决策。如果劳动力需求扩张创造的就业岗位并不是技术中性的，而是以低技能劳动力需求为主，新增就业需求就会提高教育投资的机会成本，同时可能降低个体对未来教育回报的预期，从而抑制个体教育投资；相反，如果新增就业岗位主要需求高技能劳动力，则可能促进个体教育投资。由于大量经验事实显示，中国出口增长集中于劳动密集型行业，出口企业则以中低生产率企业为主，②中国出口扩张带来的就业增长很可能以中低技能岗位需求为主。事实上，目前有限的针对中国出口和就业之间关系的研究表明，出口扩张对中低技能劳动力需求的带动作用更明显（张川川，2015a，2015b）。因此，可以预期出口扩张带动的就业增长很可能导致个体教育投资减少。图3显示，我国高中和大学人学率，尤其是大学人学率在上世纪90年代初期出现了增速放缓或下降，并且大学人学率在2001年以后出现了十分明显的下降，而这两个时期也是非农就业增长最为迅速的时期，表明两者之间或许存在因果关系。出口总额第一产业·进口总额一第二产业.第三产业0.65m0.55食12市10F0.458n0.350.252hE0.15L1佛家意（年年）图1进出口总额变动：1990-2013年图2按三次产业分就业人口比重：1990—2013年注：图中数据整理自国家统计局年度数据。注：图中数据整理自国家统计局年度数据。1.0 r高中人学率本文为上述理论猜想提供了最初的经验证据。利大学人学率0.9 /用出口扩张带来的需求面就业冲击，本文考察了非农0.8 就业增长对个体教育投资的影响。基于微观就业和贸易数据，本文首先估计了城市出口同非农就业的关系，0.70.6f发现出口扩张显著推动了非农就业增长，尤其是推动了中低学历人口的就业增长。与该发现相一致，针对0.5个体教育投资决策的估计显示，出口扩张引致的就业0.4增长显著降低了青年人口就读高中和大学的概率。考0.3F虑到教育机会成本和教育回报的性别差异和城乡差11免色事家家（车）异，本文进一步分性别和城乡进行了估计，结果显示：就业机会的增加对男性教育投资所产生的抑制作用高图3高中和大学入学率：1990—2013年于女性，这同女性教育回报率高于男性的经验证据一注：图中数据整理自国家统计局年度数据，高级致（Zhangetal.，2005；黄志岭和姚先国，2009），也同高中学包括普通高级中学和技工学校。①严格来讲，按照国民经济行业分类标准，第二产业除制造业外还包括采矿业（2002年之前称采掘业）。②参见李春顶（2015）对相关研究的综述。116?1994-2016China Academic Journal Electronic PublishingHouse.All rights reserved.http:/www.cnki.net

张川 川 ： “ 中 等教 育 陷 阱 ” ？ ３ １ ％ ， 第二产业和 第 三产 业就业 比 重则 分别从 ２ １ ％ 和 １ ９ ％ 上 升到 了 ３ ０ ％ 和 ３ ９ ％ 。 ① 图 ２ 显 示 的 第 一 产业 就业 比重 迅速 下降 的 时期 ， 恰 恰对 应图 １ 中 出 口 总 额 迅 速增 长 的 时期 。 非 农就 业 岗 位 的 增 加 为青 年人 口 提供了 就业机会 ， 改 变 了 教育投 资 的 机会成本 和 预 期教育 回 报 ， 影 响 到 了 个体 教育 投 资决策 。 如 果劳动力 需求 扩张 创造的 就业 岗 位并不 是技 术 中性 的 ， 而是 以 低 技能 劳动 力 需求为 主 ， 新增 就 业需 求就会提 高 教育投 资 的 机会成本 ， 同 时 可能 降低个 体对未来 教育 回 报 的 预 期 ， 从 而抑 制 个体教 育投资 ； 相反 ， 如果 新增 就业岗 位 主要需 求 高技能 劳动 力 ， 则 可 能 促进 个体教育 投 资 。 由 于 大量经 验事 实 显示 ， 中 国 出 口 增 长 集 中 于 劳 动 密集 型 行 业 ， 出 口 企 业则 以 中 低 生产率 企 业 为 主 ， ② 中 国 出 口 扩 张带 来 的 就业 增长很 可能 以 中 低技 能 岗 位需 求 为 主 。 事 实 上 ， 目 前有 限 的 针对 中 国 出 口 和就 业之间 关 系 的 研 究 表 明 ， 出 口 扩 张 对 中 低 技 能 劳 动 力 需 求 的 带 动 作 用 更 明 显 （ 张 川 川 ， ２０ １ ５ ａ ， ２０ １ ５ｂ ） 。 因 此 ， 可 以 预期 出 口 扩张带动 的 就业增 长很 可 能导致个体教 育投 资 减少 。 图 ３ 显 示 ， 我 国 高 中 和 大学人 学率 ， 尤其 是大 学入学率 在上世纪 ９ ０ 年代 初期 出 现了 增 速放缓或 下降 ， 并且 大学人学率 在 ２〇〇 １ 年 以 后出 现 了 十 分明 显 的 下 降 ， 而 这两 个时期 也是 非农就业增 长 最为迅 速 的 时 期 ， 表 明 两者 之间 或许存在 因 果关系 。 出 口 总额 一 － ＿ ■ 进 口 总额 第一 产业 第二产业 云 １ ６ 「 ｜ 〇． ６５ 「 第三产业 ： ＾ ｉ４ － ｉ 、 Ｉ Ｓ １２ － Ｉ °５ ５ ＾＼ ！ ６ ｉ ／ ｖ 〇， ５ ． Ｉ （ 年份 ） （ 年份 ） 图 １ 进 出 口 总 额 变动 ： １ ９９ ０ — ２０ １ ３ 年 图 ２ 按三 次产业 分就 业人 口 比 重 ： １ ９９０ — ２０１ ３ 年 注 ： 图 中 数据 整 理 自 国 家 统计局 年 度数 据 。 注 ： 图 中 数据 整 理 自 国 家 统 计局 年度数据 。 ｉ ． ｏ 「 一 高中 人学率 － － . 大学人学率 本文 为上 述理论 猜想 提 供 了 最初 的 经 验证据 。 利 用 出 口 扩 张 带 来 的 需 求 面 就 业冲 击 ， 本文 考 察 了 非 农 ０ ８ ■ ／ ＂ ＇ ＼ Ｘ／ 就业 增长对个体教 育 投 资 的 影 响 。 基于 微 观就 业 和 贸 ０－ ７ － ／ 产’ ’ 易数据 ， 本文首先 估计 了城 市 出 口 同 非 农就 业 的 关系 ， ０． ６ － ／ ｙ 发 现 出 口 扩 张显 著 推 动 了 非农 就 业增 长 ， 尤 其是 推 动 ０．５ － 了 中低 学历 人 口 的 就业 增 长 。 与 该发 现 相 一 致 ， 针对 ０ ．４ ＾ ／ 、 个 体教育 投 资 决 策 的 估计显 示 ， 出 口 扩张 引 致 的 就 业 ０．３ ：／ ＇ 增 长显著 降 低 了 青 年 人 口 就 读高 中 和 大 学 的 概 率 。 考 ０． ２ ［ ■ 丨 丨 丨 丨 丨 丨 丨 虑 到 教育 机会成 本 和 教 育 回 报 的 性 别 差 异 和 城 乡 差 （ ｍ ） 异 ， 本 文进 一 步 分性 别 和城 乡 进行 了 估计 ， 结 果 显 示 ： 图 ３ 高 中 和 大 学 入学 率 ： 衫卯一 加 ＾ 年 就 业机会的 增加 对男 性 教育 投资所 产 生 的 抑 制 作 用 高 注 ： 图 中 数据整 理 自 国 家统计局 年度 数 据 ， 高级 于女性 ， 这 同 女 性 教 育 回 报 率高 于 男 性 的 经 验 证据 — 中 学包括 普通 高 级 中 学 和 技 工学 校 。 致 （ Ｚｈａｎｇ ｅｔ ａ Ｌ ， ２０ ０５ ； 黄志 岭 和 姚 先 国 ， ２ ００９ ） ， 也 同 高 ① 严 格来 讲 ， 按 照 国 民经 济行业 分类标准 ， 第二产业 除 制造 业外 还包 括 采 矿 业 （ ２〇〇２ 年 之 前称采 掘 业 ） 。 ② 参见 李春 顶 （ ２０ １ ５ ） 对 相 关研 究 的综述 。 １ １ ６

经语海宝2015年第12期等教育人口中男女性别比不断下降的经验事实一致；农村青年进人大学和高中学习的概率均随着就业增长出现了显著下降，但是城镇青年进人高中学习的概率在统计上有显著上升，尽管他们进人大学的概率同样出现了显著下降。本文的发现对中国中长期经济发展具有重要的政策含义。首先，中国正在经历快速的人口结构转型，劳动年龄人口数量在2012年首次出现下降，通过提高劳动力受教育水平增加人力资本积累是缓冲劳动力数量下降负面冲击的主要措施之一。其次，中国已经步人经济发展“新常态”，巫需推动产业结构转型升级和经济增长方式转变，以避免落入“中等收人陷阱”，这依赖于劳动力受教育水平的提升。再者，由于受到信贷约束的贫穷家庭更容易在教育机会成本上升时减少教育投资，出口需求引致的就业扩张将更多地抑制低收人家庭的教育投资，从长远来看，这将恶化收入分配状况。因此，无论是为了实现可持续的经济增长，还是为了改善收入分配状况，中国政府都需要提早认识到和重视出口扩张所带来的中低技能工作岗位在一定时期内的大量涌现对人力资本积累所产生的不利影响，做到未雨绸缪，避免大量中青年人口的教育水平停滞在中等教育阶段，陷入“中等教育陷阱”。可能的举措包括，针对中低收人家庭提供低息或免息的教育融资服务，降低高中和大学阶段的学习费用和为贫困家庭学生提供更为慷概的奖助学金资助，以及促进和加速出口产品技术含量的提升。本文的发现在个体和家户层面同样具有重要的现实意义。个体或家户在做出教育投资决策时，应当认识到尽管减少当前教育投资并获取收人在短期有助于提高家庭收人水平，但是在长期却会导致更大的收人损失和损害个体发展。在经济体经历快速转型的时期尤其如此。因为，一旦决定放弃继续教育的机会并进人劳动力市场，当外部产品需求下降导致劳动力需求减小或者经济体完成产业结构转型升级并提高对劳动者技能水平的要求时，个人将无法适应新的岗位要求，并且很难再重新回到学校通过正规教育投资提升技能水平。①本文的研究同近年来不断增长的针对贸易扩张的地区劳动力市场效应的研究有着直接的联系。针对欧美国家的研究验证了进出口对就业、工资和工资差距等劳动力市场变量的广泛影响（Autoretal.，2013；Dauthetal.，2014；Ebensteinetal.，2011）。针对墨西哥等发展中国家的研究普遍发现出口扩张推动了制造业或服务业就业增长，同时也影响了收人和收人分配（Goldberg&Pavcnik，2007；Verho0gen，2008；Amiti&Davis，2012）。针对中国的少数研究表明，出口增长推动了制造业就业增长，并间接带动了服务业就业增长，缩小了高学历人口和低学历人口的工资差距并降低了收人不平等（毛日昇，2009；张川川，2015a、2015b）。本文的研究也同劳动经济学领域有关就业增长和教育投资决策和教育发展之间关系的研究发现相一致。例如，Clark（2009）使用英国数据所做的经验研究显示，失业率上涨导致了个体教育投资的上升。与此相对应，Goldin&Katz（1997）、Federman&Levin（2005）和LeBrunetal.（2009）使用美国、印尼和墨西哥数据所做的研究显示就业增长阻碍了教育发展。在一项针对中国农村青少年教育投资的研究中，DeBrauw&CGiles（2008）发现外出务工机会的增加显著降低了农村初中毕业生进入高中学习的概率。同本文互为补充的一些研究是针对发展中国家贸易开放背景下就业岗位增长和教育决策之间关系的研究。同本文联系最为密切的是Atkin（2015）使用墨西哥数据所做的研究，他发现出口型制造业企业创造的就业岗位吸引了初中毕业生离开学校，显著降低了青少年高中人学率。同样是使用墨西哥数据，Helperetal.（2006）在一项更早的研究中有一致的发现，他们的研究显示制造业①重新回到学校接受正规教育之所以困难，一方面是由于学校人学制度决定了在离开学校多年后重新学习并通过学校的考核是困难的；另一方面也是由于随着年龄和就业经历的增长，重新进人学校学习往往伴随着更高的机会成本。117?1994-2016ChinaAcademic JournalElectronic PublishingHouse.All rights reserved.http://www.cnki.net

炫 金 ２０ １ ５ 年 第 １ ２ 期 等教育 人 口 中 男 女 性别 比 不断下 降 的经 验事实 一 致 ； 农村青 年进 人 大学 和 髙 中 学 习 的 概 率均 随 着 就业 增 长 出 现 了显 著下 降 ， 但是城 镇青 年进人 高 中 学 习 的 概率在 统计上 有显著 上升 ， 尽管他 们进 人 大学 的 概率 同 样 出 现 了显 著下 降 。 本文 的发 现对 中 国 中 长 期经 济发展具有重要 的 政 策含 义 。 首先 ， 中 国 正在 经 历快 速 的 人 口 结 构转 型 ， 劳动 年龄人 口 数量 在 ２ ０ １ ２ 年 首次 出 现下 降 ， 通 过 提 高劳 动 力 受 教育 水 平增 加 人力 资 本 积 累 是缓 冲 劳动力 数量 下降 负 面 冲 击 的 主要 措施 之 一 。 其 次 ， 中 国 已 经 步人 经 济 发展 “ 新 常 态 ” ， 亟 需推 动 产业结 构转 型升级 和 经济 增长 方 式转 变 ， 以 避免 落人 “ 中 等 收 入 陷 阱 ” ， 这 依 赖 于劳 动 力 受 教育 水平 的提 升 。 再者 ， 由 于受到 信贷约 束 的 贫穷 家 庭更 容 易 在 教 育机 会成 本 上 升 时 减少 教育 投 资 ， 出 口 需求 引 致的 就业 扩张将更 多地抑 制 低 收人 家庭 的 教 育 投资 ， 从长远 来 看 ， 这将 恶 化 收人 分 配状 况 。 因此 ， 无论 是为 了 实现可 持续 的 经济增 长 ， 还是 为 了 改 善 收入 分配 状 况 ， 中 国 政府 都 需 要 提早认识到 和 重视 出 口 扩 张 所带 来 的 中 低技能 工作 岗 位在 一 定 时 期 内 的 大量 涌 现对 人力 资本积 累 所 产生 的 不利 影 响 ， 做到 未 雨 绸 缪 ， 避 免 大量 中 青 年 人 口 的 教 育 水 平 停滞 在 中 等教 育 阶 段 ， 陷 人 “ 中 等教育 陷 阱 ” 。 可能 的举 措包 括 ， 针 对 中 低 收人 家庭 提 供低 息 或免 息 的 教 育 融 资服 务 ， 降低 高 中 和 大 学 阶段 的 学 习 费用 和 为 贫 困家庭 学生 提供 更为 慷慨 的 奖 助 学金 资 助 ， 以 及 促进 和 加 速 出 口 产 品 技 术含量 的 提升 。 本 文 的 发现 在个体 和 家户 层 面 同 样 具 有 重要 的 现实 意义 。 个 体 或 家户 在做 出 教 育投 资决策 时 ， 应 当 认识 到尽 管减少 当 前教 育投资 并获取 收人 在短期 有助 于提高 家庭 收 人水平 ， 但是在长期 却 会 导致 更大 的 收 人损失 和损 害个 体发 展 。 在 经济 体经 历快 速 转 型 的 时期 尤 其如 此 。 因 为 ， 一 旦 决 定放弃 继续 教育 的 机会并 进入 劳动 力 市场 ， 当 外部 产 品 需 求下 降 导 致 劳 动 力 需 求 减小 或 者 经济 体 完 成产 业结 构转 型 升级并 提高 对劳 动者技 能水平 的 要求 时 ， 个人将无法适应 新 的 岗 位要 求 ， 并且 很 难再重 新 回 到 学 校通过 正规教 育投 资提升 技能水 平 。 ？ 本 文 的 研究 同 近 年来不 断增 长 的 针 对 贸 易 扩 张 的 地 区 劳 动力 市 场 效应 的 研 究有 着 直 接 的 联 系 。 针对 欧美 国 家 的研究 验 证 了 进 出 口 对就 业 、 工 资 和 工 资差 距 等 劳 动 力 市 场 变 量 的 广 泛 影 响 （ Ａｕｔ ｏｒ ｅ ｔ ａｌ ． ， ２０ １ ３ ； Ｄ ａｕｔ ｈ ｅｔ ａｌ ． ， ２０ １ ４ ； Ｅ ｂｅｎＳ ｔ ｅｉ ｎ ｅ ｔ ａ ｌ ． ， ２〇 １ １ ） 。 针 对墨西 哥等发 展 中 国 家 的 研究普 遍发 现 出 口 扩 张 推 动 了 制 造 业 或 服 务 业 就 业 增 长 ， 同 时也 影 响 了 收 人 和 收 人 分 配 （ Ｇ ｏＷｂｅｒＳ ＆ Ｐａｖ ｃｎ ｉｋ ， ２００ ７ ； Ｖｅ ｒｈ ｏ ｏｇ ｅｎ ， ２ ００８ ； Ａｍｉ ｔ ｉ ＆ Ｄａｖ ｉ ｓ ， ２０ １ ２ ） 。 针 对 中 国 的 少 数研究 表 明 ， 出 口 增 长 推 动 了 制 造业 就业增 长 ， 并 间 接 带动 了 服务业 就业增 长 ， 缩 小 了 高 学历 人 口 和 低学历 人 口 的 工 资差距并 降 低 了 收入 不平 等 （ 毛 日 昇 ， ２００９ ； 张 川 川 ， ２０ １ ５ ａ 、２０ １ ５ ｂ ） 。 本 文 的研究也 同 劳动 经济学 领域 有关就 业增长 和 教育 投资 决策 和 教育 发展之 间 关系 的研究 发 现相一 致 ｃ ■ 例如 ， Ｃｌ ａｒｋ （ ２０ ０９ ） 使 用 英 国 数据 所做 的 经验 研 究显 示 ， 失业 率 上涨 导 致 了 个 体 教育 投 资 的 上 升 。 与此相 对应 ， Ｇｏ ｌ ｄ ｉ ｎ ＆ Ｋａｔ ｚ （ １ ９ ９ ７ ） 、 Ｆ ｅ ｄｅ ｒｍ ａｎ ＆ Ｌ ｅｖ ｉｎ （ ２０ ０５ ） 和 Ｌｅ Ｂｒｕｎ ｅｔ ａｌ ． （ ２ ００９ ） 使 用 美 国 、 印尼 和 墨 西哥数据所做 的研究显示 就业 增 长 阻 碍 了 教 育 发展 。 在 一 项 针对 中 国 农 村青 少 年教育投 资 的 研究 中 ， Ｄ ｅ Ｂｒ ａｕ ｗ ＆ Ｇｉ ｌｅｓ （ ２ ００ ８ ） 发 现外 出 务 工机 会的增 加显 著降低 了 农村初 中 毕业 生 进人高 中 学习 的 概率 。 同 本 文互为 补 充 的 一 些研究是 针对发 展 中 国 家 贸 易 开放 背 景 下 就业 岗 位增 长和 教育决 策之 间 关系 的 研究 。 同 本文联 系 最 为 密切 的 是 Ａｔ ｋｉｎ （ ２０１ ５ ） 使用 墨西 哥数 据所 做 的 研究 ， 他发现 出 口 型 制 造业 企业 创造 的 就业 岗 位 吸引 了 初 中 毕 业生 离 开学 校 ， 显 著降低 了 青少 年 高 中 人 学 率 。 同 样 是 使用 墨西 哥数据 ， Ｈｅｌ ｐ ｅｒ ｅ ｔ ａ ｌ ． （ ２００６ ） 在一 项更早 的研究 中 有 一 致 的 发 现 ， 他们 的 研究 显 示制 造 业 ① 重 新 回 到 学 校 接 受 正规 教育 之所 以 困 难 ， 一 方 面是 由 于 学 校 人 学 制 度 决 定 了 在 离 开 学 校 多年 后 重 新 学 习 并 通 过 学 校 的 考 核 是 困 难 的 ； 另 一 方 面 也 是 由 于 随着 年 龄和 就业 经 历 的增 长 ， 重 新 进 人学 校学 习 往 往 伴随 着 更高 的机会成 本。 １ １ ７

张川川：“中等教育陷阱”？就业的增长同个体教育投资负相关。Munshi&Rosenzweig（2006）、Jensen（2010a）和Shastry（2012）分别使用印度数据所做的研究则显示，对劳动者技能水平要求较高的服务业就业岗位的增加导致了印度青少年人口人学率的上升。本文在现有文献的基础上主要有以下三个方面的贡献：第一，通过使用丰富的微观数据，本文为理解就业变化对教育发展的影响提供了微观层面的证据，并且利用出口扩张的外生性就业需求冲击，更好地避免了潜在的反向因果问题和遗漏变量偏误；第二，通过将出口扩张、就业增长和个体教育投资决策相联系，本文丰富了有关国际贸易和劳动力市场相互关系的研究，加深了我们对国际贸易在家户层面所造成的影响的理解。第三，从外部产品需求（出口）扩张和就业增长的角度出发，为个体教育投资的变动提供了新的理论解释。本文其余部分的结构安排如下：第二节介绍用于分析就业机会和个体教育决策之间关系的理论框架；第三节介绍数据和实证策略；第四节给出实证结果；第五节为结论和政策含义。二、理论框架人力资本投资理论认为个体教育需求取决于教育投资的成本和收益。成本包括学费、书本费等直接成本和延迟进人劳动力市场所损失的收入（机会成本）。收益则来自更高的教育水平所带来的收人增加。由于在进行教育投资决策时需要将未来收人流进行折现，因此教育投资的收益不仅取决于不同教育水平劳动者的工资差距，还取决于贴现因子和个人的预期。基于人力资本投资理论，我们可以预期：（1)有较高折现率的个体有较低的教育投资水平。（2）包括直接成本和机会成本在内的教育成本的变化会影响教育投资。教育成本对教育投资决策的影响会随着学生家庭收入水平的不同而不同，如果家庭收人较低以至于存在信贷约束，则教育成本的上升更容易导致教育投资减少。机会成本的上升或下降会相应地导致教育投资减少或增加。（3）预期教育回报越高，则教育投资越高，反之亦然。预期教育回报不仅取决于真实教育回报（劳动力市场上不同教育水平就业人口的工资差距），还取决于个体预期。个体预期具有很大的不确定性，个体对潜在教育回报的预期差异会导致个体教育投资差异（Jensen，2010b）。为了分析就业需求变动对个体教育投资决策的影响，我们假定个体教育决策遵从一个最优停止模型。学生在面临当期就业机会时，需要决定是继续留在学校还是进人劳动力市场。如果当前工作能够带来的收入现值（机会成本）和教育投资的直接成本之和超过未来能够获取的工作所能够带来的收人现值，学生就会离开学校进人劳动力市场，否则选择留在学校接受教育。进人劳动力市场后能够获得的收入取决于能够找到的具体工作。就业岗位越多，进入劳动力市场能够找到工作的概率越大，工资支付也会越高。在新古典劳动力市场框架下，就业岗位增加对个体教育投资的影响将取决于新增就业岗位对劳动者技能的要求。如果新增就业岗位要求较高的技能水平，获得更高的教育水平就会变得更有吸引力，从而激励个体增加教育投资；相反，低技能工作岗位的增加会使继续留在学校的机会成本上升而预期收益下降，从而激励个体减少教育投资。①在假定存在个体异质性和不完全预期时，上述理论推断还会受到具体的个人或家户特征的影响。例如，存在信贷约束的家庭更可能在教育成本上升时减少教育投资。在一项新近的研究中，Atkin（2015)认为不同时期就业需求的变动是随机的，个体对不同时期就业需求之间的相关性有一个主观预期，而预期可能依赖于当期就业需求变动。这类预期的存在将导致新古典劳动力市场框架下的教育投资理论推断变得模糊。例如，如果就业需求增加时，个体①这里的理论分析仅考虑了个体决策，没有考虑家庭联合决策。如果低技能工作岗位的增加导致其他家庭成员收入上升，而效用最大化决策又是在家庭层面做出的，低技能工作岗位的增加同样可以通过收人效应对个体教育投资产生正向的影响。118?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreserved.http://www.cnki.net

张 川 川 ： “ 中 等 教 育 陷 阱 ’ ’ ？ 就业 的 增 长 同个体教 育投资 负 相 关。 Ｍ ｕｎｓ ｈｉ ＆ Ｒｏｓ ｅｎ ｚｗ ｅｉ ｇ （ ２００ ６ ） 、 Ｊｅ ｎｓ ｅｎ （ ２０ １ ０ ａ ） 和 Ｓ ｈａ ｓｔ ｒｙ （ ２０ １ ２ ） 分别 使用 印 度 数据所 做的研究则 显示 ， 对劳动 者技 能水 平要 求较 高 的 服务 业 就业 岗 位 的 增 加 导 致 了 印 度青 少年 人 口 人学率 的 上升 。 本文 在现 有文献 的基础上 主要有 以 下三 个方 面 的 贡 献 ： 第 一 ， 通 过使 用丰 富 的 微观 数 据 ， 本 文 为 理解就 业变 化对 教育发 展 的影 响 提 供 了微 观层 面 的 证据 ， 并 且 利 用 出 口 扩 张 的 外 生 性就 业 需求 冲 击 ， 更好地 避免 了 潜在 的 反 向 因果 问 题和 遗漏变 量偏 误 ； 第二 ， 通过 将 出 口 扩张 、 就业 增长 和 个体 教 育投 资决策 相联 系 ， 本 文丰 富 了有 关国 际贸 易 和 劳动 力 市场 相互关 系 的研 究 ， 加深 了 我们 对 国 际 贸 易 在家 户 层 面 所造成 的 影 响 的 理解 。 第 三 ， 从 外部 产 品 需 求 （ 出 口 ） 扩 张 和 就 业增 长 的 角 度 出 发 ， 为个体教 育投 资 的变 动提供 了新 的 理论解释 。 本 文其余部 分的 结构 安排 如下 ： 第二节介 绍用 于分析 就业 机会 和 个体教 育 决策 之 间 关 系 的 理 论框架 ； 第三 节介绍 数据 和 实证策略 ； 第 四节 给 出 实证结果 ； 第 五节 为 结论和 政策 含义 。 二 、 理论框架 人力 资 本投 资理论认 为 个体教 育需 求 取决 于教 育投 资 的 成 本 和 收益 。 成本 包 括学 费 、 书 本 费 等直接 成本 和延 迟进人 劳动力 市 场所 损 失 的 收 入 （ 机 会 成本 ） 。 收 益则 来 自 更 高 的 教 育水 平 所 带 来 的 收人增加 。 由 于 在进 行教 育投 资决策 时需要 将未 来 收人 流进 行 折 现 ， 因 此 教育 投 资 的 收益 不 仅 取决于不 同 教 育水 平 劳动者 的 工 资差距 ， 还 取 决于 贴 现 因子 和 个 人 的 预期 。 基 于 人 力 资本 投 资 理 论 ， 我 们可 以 预期 ： （ １ ） 有 较髙 折现率 的 个 体有 较 低 的 教 育 投资 水平 。 （ ２ ） 包括 直 接 成本 和 机会 成本 在 内 的 教 育成本 的变 化会影 响 教 育投资 。 教 育成本 对教育 投资决 策 的 影 响 会随着 学生 家庭 收 入水 平 的 不 同 而不 同 ， 如 果家庭 收人较 低 以至 于存 在信贷 约 束 ， 则教育 成本 的 上升 更容 易 导 致教育 投 资减少 。 机 会成本 的 上 升或下 降会相 应地 导 致 教育 投 资减 少或 增 加 。 （ ３ ） 预 期 教 育 回 报越 高 ， 则教 育投 资越 高 ， 反 之亦然 。 预期 教 育 回 报不 仅 取 决 于真 实 教育 回 报 （ 劳动 力 市 场上 不 同 教育 水 平就业 人 口 的工 资差距 ） ， 还 取决 于个体 预期 。 个体预期 具有 很 大 的 不确 定性 ， 个 体对 潜在 教育 回 报 的预 期差 异会 导致个 体教 育投 资差异 （ Ｊｅ ｎｓ ｅｎ ， ２ ０ １ ０ ｂ ） 。 为 了 分析就 业需求 变动 对个体教育投 资决策 的影 响 ， 我们 假 定个 体 教 育 决 策 遵从一 个最优 停 止模型 。 学生在 面临 当 期就 业机 会时 ， 需 要决定 是 继续 留 在 学 校 还是 进 入劳 动力 市 场 。 如 果 当 前 工作能 够带 来 的 收入 现值（ 机 会成 本 ） 和 教育 投 资 的 直 接成 本 之 和超 过 未来 能够 获 取 的 工 作所 能 够带来的 收人现 值 ， 学生 就会离开学 校进 人劳 动力市 场 ， 否 则 选择 留 在 学校接受 教育 。 进人 劳动 力 市场后 能够 获得 的 收人 取决 于能 够找 到 的 具体 工作 。 就 业 岗 位 越 多 ， 进 人 劳 动 力 市场 能 够 找 到 工 作 的概 率越 大 ， 工 资支付 也会越高 。 在新 古典劳 动力 市场框架 下 ， 就业 岗 位增 加 对个体教 育投 资 的 影 响 将 取决于新 增就业 岗 位对 劳动 者技能 的 要 求 。 如 果 新增 就 业 岗 位要 求 较 高 的 技 能 水平 ， 获 得 更 高 的 教育 水平 就会变得 更有 吸 引力 ， 从 而激励 个体增 加教 育投 资 ； 相 反 ， 低技 能 工作 岗 位 的 增 加 会使继 续 留 在学 校的 机会成本 上 升而 预期 收 益 下 降 ， 从而激 励 个 体减 少 教育 投 资 ＾ ① 在假 定 存 在 个体异 质性 和不完 全预期 时 ， 上 述理 论推 断还会受 到 具体的个 人或 家户 特征 的影 响 。 例 如 ， 存在 信 贷 约 束 的 家庭 更 可能在教 育成本 上升 时 减少 教育 投资 。 在一 项新 近 的 研究 中 ， Ａｔｋｉ ｎ （ ２０ １ ５ ） 认 为 不 同 时期 就业 需求 的 变 动 是 随机 的 ， 个 体对 不 同 时 期 就业 需求 之 间 的 相 关性有 一 个主 观预 期 ， 而 预期 可能 依赖 于 当 期 就业 需 求 变动 。 这 类预期 的 存 在 将导 致新古典 劳动 力 市场 框架下 的教 育投资 理论 推断变 得模糊 。 例如 ， 如 果就业 需求增 加 时 ， 个 体 ① 这 里 的理论 分析 仅 考虑 了 个 体决策 ， 没 有 考 虑 家庭 联 合 决策 。 如 果 低技 能工 作 岗 位 的增 加 导 致 其 他 家 庭 成 员 收 人 上 升 ， 而 效 用 最大 化 决策 又是 在 家 庭 层 面 做 出 的 ， 低 技 能 工 作 岗 位 的增 加 同样 可 以 通过 收 人 效 应 对 个体 教 育投 资 产 生 正 向 的 影 响 。 １ １ ８

经涛海宝2015年第12期预期下一期的就业需求和当前就业需求正向关；就业需求减少时，个体预期当期就业需求和下一期就业需求负相关，那么当期高技能工作岗位的增加和减少都将导致个体教育投资上升。三、数据和实证方法(一)数据1.全国人口普查和人口抽样调查数据本文主要使用的数据来自1990年、2000年全国人口普查数据和2005年全国1%人口抽样调查数据。其中，1990年和2000年数据为全国人口的1%随机子样本，2005年数据是全国1%人口抽样调查数据的随机再抽样，占全国总人口的0.2%。表 1人口普查（调查）数据样本情况1990年2000年2005年均值均值均值标准差标准差标准差1. 60年龄18. 901.5018. 461. 6218. 060. 550. 500. 540. 500. 520. 50性别（=1,男性；=0,女性）0. 490. 420. 49 0.550.50户籍（=1,农村；=0,城镇）0.380. 020. 130. 040.200. 060. 24迁移人口（=1，是；=0，否）80837117048234807观测值注：样本为具有初中及以上学历的16—21岁人口。本文关心的是适龄入学人口的教育投资决策，具体考察高中学决策和大学人学决策。初中教育仍然属于义务教育阶段，而且我国初中人学率在2000年以后一直维持在95%以上，学生的学业中断主要发生在高中和大学阶段，研究初中人学决策并没有太大的现实意义。本文分别考察16一18岁初中毕业人口的高中人学决策和19—21岁高中毕业人口的大学入学决策。根据我国各阶段教育入学年龄和学制安排，16—18周岁对应高中阶段教育，1922周岁对应大学阶段教育，如果是三年制大专则为19一21岁。本文尝试将年龄范围往前或者往后调整1周岁或者压缩年龄范围，并没有发现实证结果有显著的不同。本文将城市（地级市）视作一个局部劳动力市场，在城市层面计算制造业和服务业就业人口占16-—64岁劳动年龄人口的比重，作为对本地劳动力市场就业需求的度量。表1报告了所选取样本的基本情况。本文在构建工具变量时利用了城市就业结构，即制造业就业的行业分布特征。由于不同年份数据使用的行业分类标准不同，本文对行业代码做了调整和统一。1990年、2000年和2005年人口普查（调查）采用的国民经济行业分类代码表分别为GB4754—84、GB/T47541994、GB4754/T-2002，其中1990年数据的行业代码精确到三位，2000年和2005年数据采用的是两位代码，本文将1990年的细分行业加总到了两位代码水平，并对1990年和2000年数据的少数行业进行了代码调整以匹配2005年数据，行业代码最后统一按照GB4754/T一2002进行编码。2.出口数据本文在城市层面构建出口需求冲击。出口变量的计算需要使用制造业分行业出口额信息。本文使用的贸易数据整理自联合国Comtrade数据库，该数据库包含在HS（HarmonizeSystem）六位代码水平上定义的商品出口额信息，本文选取了1990年、2000年和2005年三个年度的数据，与相应年份的教育和就业数据进行了匹配。为了将制造业商品对应到各行业，本文首先将HS代码转换为四位标准行业分类代码（SIC代码）；其次，根据SIC代码和中国行业分类代码的对照表将四位SIC行业代码转换为GB4754/T一2002标准下的四位行业代码；最后，再将四位行业分类代码加总为两位代码以匹配人口普查或调查数据。119?1994-2016ChinaAcademic Journal ElectronicPublishingHouse.Allrights reserved.http://www.cnki.net

ｔ 年 第 １ ２ 期 预期 下 一 期 的 就业 需求 和 当 前就业 需求 正 向 关 ； 就业 需求 减少 时 ， 个体 预期 当 期就业 需求 和 下 一 期 就业 需 求负 相 关 ， 那么 当 期高 技 能工作 岗 位 的 增加 和减少 都将 导致个体 教育投 资上 升 。 三 、 数据 和实证方法 （ 一 ） 数据 １ ． 全 国 人 口 普 查 和人 口 抽 样调查 数据 本 文主要 使 用 的 数据来 自 １ ９ ９０ 年 、 ２０００ 年 全 国 人 口 普 查数 据 和 ２０ ０５ 年 全 国 １ ％ 人 口 抽 样 调 査数据 。 其 中 ， １ ９ ９０ 年 和 ２０００ 年 数据 为 全国 人 口 的 １ ％ 随机子 样 本 ， ２０ ０５ 年 数 据是 全 国 １ ％ 人 口 抽样 调 查数据 的 随机再抽样 ， 占 全 国总 人 口 的 〇． ２ ％ 。 表 １ 人 口 普 查 （ 调 查 ） 数 据 样 本 情 况 １ ９ ９０ 年 ２０ ００ 年 ２ ００５ 年 均 值 ｜ 标 准 差 均 值 ｜ 标 准 差 均 值 标 准 差 年 龄 １ ８． ９０ １ ． ５ ０ １ ８ ． ４６ １ ． ６２ １ ８ ． ０６ １ ． ６０ 性 别 （ ＝ １ ， 男 性 ； ＝ ０ ， 女 性 ） ０ ． ５５ ０ ． ５０ ０． ５４ ０ ． ５０ ０． ５ ２ ０ ． ５０ 户 籍 （ ＝ １ ， 农 村 ； ＝ ０ ， 城 镇 ） ０ ． ３ ８ ０ ． ４ ９ ０ ． ４２ ０ ． ４ ９ ０． ５５ ０ ． ５ ０ 迁 移 人 口 （ ＝ １ ， 是 ； ＝ ０ ， 否 ） 〇 ＿ 〇２ ０． １ ３ ０． ０４ ０． ２ ０ ０． ０ ６ ０ ． ２４ 观 测 值 １ １ ７０４ ８ ２３ ４８ ０７ ８ ０８ ３７ 注 ： 样本 为具有 初 中 及 以 上 学 历 的 １ ６ — ２ １ 岁 人 口 。 本 文关心 的是适龄 入学人 口 的 教育 投资 决策 ， 具体 考 察高 中 入 学决 策 和 大学 入 学 决策 。 初 中 教育仍然 属 于 义务教 育 阶段 ， 而 且我 国初 中 人学 率在 ２０００ 年 以 后 一 直 维持 在 ９ ５ ％ 以 上 ， 学 生 的 学 业 中 断 主要发 生在 高 中 和 大 学 阶 段 ， 研 究初 中 人 学 决 策 并没 有 太大 的 现 实 意 义 。 本 文 分别 考察 １ ６ — １ ８ 岁 初 中 毕 业人 口 的 高 中 入 学决策和 １ ９ 一 ２ １ 岁 高 中 毕业 人 口 的 大 学入 学决 策 。 根据 我 国 各 阶段 教育 入学 年龄 和学制 安排 ， １ ６— １ ８ 周 岁 对 应高 中 阶段教育 ， １ ９ 一 ２２ 周 岁 对应大 学 阶段 教育 ， 如 果是 三年 制 大 专则 为 １ ９ 一 ２ １ 岁 。 本文尝试 将年 龄范 围 往 前或 者往 后 调 整 １ 周 岁 或者 压 缩年 龄 范 围 ， 并 没有 发 现实证结果 有显 著 的 不 同 。 本 文将 城 市 （ 地 级市 ） 视 作 一 个局 部 劳 动 力 市 场 ， 在 城 市 层面 计算 制 造业 和 服务业就业 人 口 占 １ ６ — ６４ 岁 劳动 年龄人 口 的 比重 ， 作为 对本地 劳动 力 市 场 就业 需 求 的 度 量 。 表 １ 报 告 了 所选 取样本 的基本情 况 。 本文 在构 建工具变量 时 利 用 了 城市 就业结 构 ， 即 制 造 业就 业 的行业 分布 特征 。 由 于 不 同 年份 数据 使用 的 行 业分类 标 准不 同 ， 本文对行 业代 码做 了 调整 和 统一 。 １ ９ ９０ 年 、 ２０００ 年和 ２００５ 年 人 口 普 查 （ 调查 ） 采用 的 国 民 经 济行 业 分类 代 码 表 分别 为 ＧＢ４ ７ ５４ — ８４ 、 ＧＢ／ Ｔ４７５４ — １ ９ ９４ 、 ＧＢ４ ７５ ４／Ｔ — ２００ ２ ， 其 中 １ ９９ ０ 年 数据 的 行业代码 精确 到 三位 ， ２０００ 年 和 ２００５ 年 数 据采 用 的是 两 位 代码 ， 本 文将 １ ９９ ０ 年 的 细分行业 加总 到 了两 位代 码水平 ， 并 对 １ ９ ９０ 年 和 ２０ ００ 年数据 的 少数行 业进 行 了 代 码 调 整 以 匹 配 ２ ００５ 年数据 ， 行业 代码 最后 统一 按 照 ＧＢ４ ７ ５ ４／ Ｔ — ２００２ 进 行编 码 。 ２． 出 口 数 据 本文 在城 市层 面构建 出 口 需 求 冲 击 。 出 口 变量 的计算 需要使 用制 造业 分行业 出 口 额信息 。 本 文 使用 的 贸 易 数据 整理 自 联合 国 Ｃ ｏｍ ｔｒａ ｄｅ 数 据库 ， 该 数据 库包 含 在 ＨＳ （ Ｈａｒ ｍｏ ｎｉ ｚ ｅ Ｓｙ ｓ ｔ ｅｍ ） 六 位 代 码 水平上 定义 的 商 品 出 口 额信息 ， 本文 选取 了 １ ９９ ０ 年 、２ ０００ 年 和 ２００５ 年 三个 年度 的 数据 ， 与 相 应 年 份 的教 育 和就业 数 据进行 了 匹 配 。 为 了 将 制造 业商 品 对 应 到 各 行 业 ， 本 文首 先 将 ＨＳ 代 码 转 换 为 四 位标准行 业 分类代 码 （ ＳＩ Ｃ 代码 ） ； 其次 ， 根 据 Ｓ Ｉ Ｃ 代 码 和 中 国 行 业分类 代 码 的 对 照 表 将 四 位 ＳＩ Ｃ 行业 代码 转换为 ＧＢ４ ７５ ４／ Ｔ — ２００２ 标准下 的 四 位行 业代 码 ； 最 后 ， 再将 四 位行 业 分类代 码 加 总 为 两位代 码 以 匹配 人 口 普査 或调査 数据 。 １ １ ９

张川川：“中等教育陷阱"？（二）实证方法本文采用下述计量模型估计就业需求对个体教育投资决策的影响：(1)Siet=βo+β,Ea+Ae+n.+ietS为虚拟变量，表示t年（t=1990,2000,2005）城市c中的个人i是否进人高中或大学。E为t年城市c非农就业人口占劳动年龄人口的比例，反映地区劳动力市场的就业需求。①入。为城市固定效应，n，为年份固定效应。ui为随机干扰项。本文首先对模型（1）进行OLS估计，作为随后的工具变量（IV）估计结果的参照。在回归中，本文控制个体的性别和户籍状态。本文没有加人更多其他的控制变量，一方面是由于人口普查数据信息极为有限；另一方面是为了避免引入更多的内生性问题。理论上我们可以使用来自城市统计年鉴的数据控制一些城市层面的宏观经济变量（例如CDP、固定资产投资、各级学校数目等），尽管这会导致严重的样本损失，②但是更主要的问题是此类变量通常受到当地高中和大学人学率的影响，内生于模型的因变量，作为控制变量引人模型反而会导致估计偏误（Angrist&Pischke，2009）。并且，本文将通过IV估计解决潜在的遗漏变量问题，是否加人控制变量只会影响参数估计的效率，并不会影响参数估计的一致性。模型（1)OLS估计的主要问题是存在反向因果。教育决策直接影响到劳动力供给，这决定着城市的均衡就业数量，即变量E。。因此，我们需要一个影响劳动力需求但是却不直接影响劳动力供给的变量作为城市非农就业率的工具变量，一个理想的工具变量是当地的产品需求，因为产品需求会产生对劳动力的引致需求，但是并不直接影响劳动力供给或教育决策。另一方面，模型（1）的OLS估计还存在遗漏变量问题。尽管模型（1）控制了城市固定效应和年份固定效应，但是有些相关变量是同时随地区和时间变化的。因此，我们不仅需要为就业变量寻找到需求面的冲击，还需要需求冲击外生于其他随地区和时间变化的城市特征。有鉴于此，一方面，本文利用城市出口作为非农就业率的工具变量，出口属于产品需求，是就业水平的需求面冲击，能够很好地解决模型（1）OLS估计的反向因果问题；另一方面，在计算城市出口时，本文按照Bartik工具变量的构建方法构建城市出口冲击变量（Bartik，1991；Bartik，2006）。Atkin（2015）在研究墨西哥就业岗位变动对青少年教育投资的影响时采用了类似的方法构建工具变量，用于解决岗位数量的内生性问题。本文同Atkin（2015）的区别在于他是基于全国就业增长构建Bartik工具变量，而本文是基于全国总出口额构建变量。由于外部产品需求相比本国总就业需求更加外生于劳动力供给决策，基于出口需求构建的Bartik工具变量在避免遗漏变量问题的同时也能够更好地避免反向因果问题。具体的，IV估计的一阶段模型为：E. = +yLn(E,-I,share,*Export,)+8a(2)其中，Z2,share。*Export,为城市层面的加权出口额，即城市出口需求冲击。具体的，Export,表示t期行业j的全国总出口额，权重share的定义如下：employment_mfggshareg=(3)Zemployment_mfes其中，employment_mfg。表示城市c在制造业行业j（精确到两位代码水平）的就业比重。直觉上讲，这一策略利用了各城市在制造业产品生产上具有专业化分工这一事实。由于制造业品生产集中度在城市水平上存在差异，使得制造业品的总出口需求对不同城市造成的冲击不同。①理论上，我们需要估计的是就业需求对教育决策的影响，但是在数据中我们实际观察到的是供求共同作用下的均衡就业数量。②全国地级市大概有330个左右，历年《城市统计年鉴》所覆盖的地级市数目只有大约270个。120?1994-2016China AcademicJournal ElectronicPublishingHouse.All rights reserved.http:/www.cnki.net

张 川 川 ： “ 中 等 教 育 陷 阱 ” ？ （ 二 ） 实证方 法 本文 采用 下述 计量模 型估计就业 需求 对个体教育 投资决 策 的影 响 ： ＝ Ｐ〇 ＋ Ｐ ｉ Ｅｃ， ＋ Ａ ｃ ＋ １７ ， ＋ Ｕ ｉｃ ｌ （ １ ） ， 为 虚拟 变量 ， 表示 ＊ 年 （ 《 ＝ １ ９ ９ ０ ， ２０００ ， ２００５ ） 城 市 ｃ 中 的 个 人 ｉ 是 否 进人 高 中 或大 学 。 为 ｔ 年 城市 ｃ 非 农就业人 口 占 劳 动 年龄人 口 的 比 例 ， 反 映地 区 劳 动 力 市 场 的 就业 需求 。 ① 心 为 城市 固 定 效应 ， １ 为年 份 固 定效 应 。 为 随机干扰 项 。 本 文首 先对模 型 （ １ ） 进行 ＯＬＳ 估 计 ， 作 为 随 后 的 工 具变量 （ ＩＶ ） 估 计结果 的 参 照 。 在 回 归 中 ， 本 文控 制 个 体 的性 别 和 户 籍状态 。 本 文没有 加入更多 其他 的 控制 变 量 ， 一 方 面 是 由 于 人 口 普 查 数 据 信息 极 为 有 限 ； 另 一 方面是 为 了 避免 引 人更 多 的 内 生性 问 题 。 理论上 我们 可 以使用 来 自 城市 统 计年鉴 的 数据控 制 一 些城 市层 面的 宏 观经济 变量 （ 例如 ＧＤＰ 、 固定 资产投 资 、 各 级学 校数 目 等 ） ， 尽 管 这会导致严重 的 样 本损 失 ， ②但是 更 主 要 的 问题 是 此 类变 量 通 常受 到 当 地 高 中 和 大 学 人学 率 的 影 响 ， 内 生 于 模型 的 因 变 量 ， 作 为 控 制 变 量 引 人模 型 反 而 会 导 致估 计 偏 误 （ Ａｎ ｇｒｉｓ ｔ ＆ Ｐｉ ｓｃ ｈｋｅ ， ２００９ ） 。 并且 ， 本 文将通 过 Ｉ Ｖ 估 计解决潜在 的 遗 漏变量 问 题 ， 是否 加人控 制 变 量 只会影 响 参数 估计 的 效率 ， 并 不会 影 响参 数估计 的 一 致性 。 模型 （ ｌ ） 〇 ＬＳ 估 计的 主要 问 题 是存 在 反 向 因 果 。 教 育 决策 直 接 影 响 到 劳 动 力 供 给 ， 这 决定 着 城市 的 均衡就业 数量 ， 即变 量 。 因 此 ， 我 们需 要 一 个 影 响 劳动 力 需求 但 是却 不 直接 影 响 劳 动力 供 给 的 变量 作 为 城市 非农 就业率 的 工 具变量 ， 一 个理想 的 工具 变量 是 当地 的产 品 需 求 ， 因 为产 品 需 求 会产 生对 劳动 力 的 引 致 需求 ， 但是并 不直 接影 响 劳动 力 供给或 教 育决策 。 另 一 方 面 ， 模 型 （ １ ） 的 ０Ｌ Ｓ 估计还存在遗 漏变 量 问题 。 尽 管模 型 （ １ ） 控 制 了 城 市 固 定 效 应 和 年份 固 定 效应 ， 但 是有 些 相 关变量 是同 时 随地 区 和 时间 变 化 的 。 因 此 ， 我们 不仅需 要 为 就业 变量 寻找到 需 求 面 的 冲击 ， 还需要 需 求 冲 击 外生 于其他 随地 区 和 时 间变 化 的 城市 特征 。 有 鉴 于此 ， 一 方面 ， 本 文利用 城市 出 口 作 为 非 农 就业 率 的 工具变量 ， 出 口 属 于产品 需 求 ， 是 就业 水平 的 需求 面 冲击 ， 能够 很好 地解 决模型 （ １ ） ０ ＬＳ 估 计的 反 向 因 果 问 题 ； 另 一 方面 ， 在计算城 市出 口 时 ， 本文 按照 Ｂａ ｒｔｉ ｋ 工具变量 的 构 建方 法构 建城市 出 口 冲 击变量（ ８时； １ ｛ ， １ ９９ １ ； ８３ １＾１｛ ， ２〇０６ ） 。 七１＾ （ ２ ０ １ ５ ） 在研究 墨西 哥就业 岗 位变 动对 青少 年教 育投 资 的 影响 时采用 了 类似 的方法构 建工具变量 ， 用 于解决 岗 位数量 的 内 生性 问 题 。 本 文 同 Ａｔ ｋｉｎ （ ２０ １ ５ ） 的 区别 在于他是 基于全 国就业 增长 构建 Ｂ ａ ｒｔｉ ｋ 工具变 量 ， 而 本文是 基于全 国 总 出 口 额构 建变 量。 由 于外 部产 品需求 相 比本 国 总就业 需求 更加 外生 于劳动 力 供给决策 ， 基于 出 口 需 求构 建的 Ｂａ ｒｔｉ ｋ 工具 变量 在避免遗漏 变量 问题 的 同 时也能够更好地 避免反 向 因 果 问题 。 具体的 ， Ｉ Ｖ 估计的 一 阶段模型为 ： Ｅ ｃ ｌ ＝ ７〇 ＋ ７ｉ ｌ＾ （ ＾ ｊ ＝ ｌ ｓ ｈ ａｒ ｅ ｃｊ ＊ Ｅｘｐ 〇 ｎｊ ｔ ） ＋ ｓ Ｅ ｔ （ ２ ） 其 中 ， 为城市 层面 的 加权 出 口 额 ， 即 城 市 出 口 需 求 冲 击 。 具体 的 ， 以 表 示 ｔ 期 行业 ） 的 全 国 总 出 口 额 ， 权重 的 定义 如 下 ： ｅ ｍｐ ｌ ｏｙｍ ｅｎｔ ＿ ｍｆｇｃｊ ｓ ｈａ ｒｅ ｅｊ — （ ３ ） ＾ ｅ ｍｐ ｌ ｏ ｙｍｅ ｎｔ — ｍｆｇｃｊ ｃ 其 中 ， 表示城 市 Ｃ 在制 造 业行 业 只 精 确 到 两 位 代码 水 平 ） 的 就业 比 重 。 直 觉上 讲 ， 这一 策 略 利用 了 各城 市在 制 造业 产 品 生产 上具有专业化 分工 这一 事实 。 由 于 制 造业 品生 产集 中度 在城市 水 平上存在差 异 ， 使 得制 造业 品 的 总 出 口 需求对 不 同城 市造 成 的 冲 击不 同 。 ① 理论上 ， 我 们 需 要估 计的 是就 业 需 求 对教 育 决 策 的 影 响 ， 但 是 在 数据 中 我 们 实 际观 察 到 的 是供求 共 同作 用 下 的 均 衡 就 业 数量 。 ② 全 国 地 级 市 大 概 有 ３ ３ ０ 个左右 ， 历 年 《 城市 统 计年 鉴 》 所 覆盖 的地 级 市 数 目 只有 大约 ２７ ０ 个 。 １ ２０

经济海宝2015年第12期方程（2）所展示的第一阶段估计本身具有重要的经济含义，因为国际贸易对地区劳动力市场的影响本身就是一个十分重要的研究课题。通过估计方程（2），我们可以直接得到出口冲击对就业的影响，这有助于我们全面理解贸易开放政策的社会经济影响。当然，国内已经有专门针对这一问题的研究，这并不是本文的主要关注点。但是，第一阶段估计的经济含义对于我们理解最终的IV估计结果是十分重要的。在异质性处理效应的理论框架下,IV估计得到的是局域平均处理效应（localaveragetreatmenteffect，LATE），即由排他性工具变量（excludedinstrumentvariable）所导致的内生解释变量的变化所引起的被解释变量的变化（Imbens&Angrist,1994）。这意味着，本文基于方程（1）和方程（2)所得到的IV估计是由出口冲击所带来的就业需求变化对个体教育投资的影响。国内就业需求的变化并不仅仅源于外部产品需求冲击，国内产品需求的变动同样会引起就业变化，如果由国内需求和国外需求所带来的就业需求变化存在显著的异质性影响，本文IV估计的结果就只能适用于外部出口需求变动所引致的就业需求变动。如果出口产品需求创造的就业岗位和国内产品需求创造的就业岗位对劳动力具有不同的技能水平要求，这两类产品需求所引致的就业需求变动就可能对个体教育投资决策产生不同的影响。四、实证结果（一）出口扩张与就业增长表2报告了基于城市面板数据估计的城市出口冲击对非农就业的影响，即方程（2）的估计结果。城市出口总额每增加1%，非农就业人口占劳动年龄人口的比重显著增长0.047个百分点，显示出口产品需求产生了显著的劳动力引致需求。前文指出，在新古典劳动力市场理论框架下，新增就业岗位的技能要求对个体劳动力供给决策和教育投资决策有显著影响，因此，本文将非农就业人口按照学历水平分为高学历组和低学历组，用于粗略地判断出口引致的劳动力需求所对应的岗位技能水平。本文首先按照就业人口是否具有高中学历分别估计出口对就业的影响。结果显示，城市出口冲击引致的就业需求更多地集中于高中以下学历人口。本文进一步按照就业人口是否具有大学学历进行分组估计。结果显示，出口冲击引致的就业需求儿乎完全表现为大学以下学历人口的就业增长，出口冲击对大学学历人口就业的影响在统计上不显著。这也间接表明，出口需求带动的高中及以上学历就业人口的增长基本上集中于高中学历人口。表2出口扩张与就业增长：固定效应（FE）估计因变量：就业人口/劳动年龄人口总就业高中以下高中及以上大学以下大学学历0.047**.0.031*0. 017**0.045***0.002出口冲击(0. 003)(0. 001)(0.006)(0.004)(0. 005)VVVVV年份固定效应899899899899899观测值0.2770.3680.2280. 623R平方（组内）0. 196注：出口冲击为对数值，见文中方程（2)。括号中为异方差稳健标准误。、”、分别表示在1%、5%、10%的水平上显著（以下各表同）。表2的估计结果表明，1990一2005年间出口扩张创造的主要是中低技能就业岗位，新增就业岗位并不要求劳动力具有大学学历。为进一步验证出口扩张创造的主要为中低技能就业岗位，本文在表3中考察了制造业行业出口扩张同行业在业人口平均学历水平之间的关系。表3A部分的结果显示，1990一2005年间以及2000一2005年间，出口增长较快的行业同时也是大学学历就业人口所占比重较低的行业。表3B部分显示了类似的经验事实，1990—2005年间以及2000—2005年间，在出口扩张较快的行业，具有高中学历的就业人口占该行业总就业人口的比重显著更低。121?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreserved.http://www.cnki.net

年 第 １ ２ 期 方 程 （ ２ ） 所展示 的 第 一 阶段估计本身具有重 要 的 经 济含义 ， 因 为 国 际 贸 易对 地区 劳 动 力 市场 的 影 响 本身就 是一 个 十 分重要 的 研究 课题 。 通 过估 计方程 （ ２ ） ， 我们 可 以 直接 得 到 出 口 冲击 对 就 业的 影 响 ， 这 有 助 于 我们 全面 理解 贸 易 开 放政策 的 社会经济影 响 。 当 然 ， 国 内 已 经有专 门 针 对这 一 问 题 的研究 ， 这 并不是本文 的 主 要 关 注 点 。 但 是 ， 第 一 阶段 估计 的 经 济 含 义对 于 我们 理 解最 终的 ＩＶ 估计结果是 十分重要 的 。 在异质性处 理效 应 的 理论框架下 ， ＩＶ 估计得 到 的 是局 域平 均处 理效 应 （ ｌ ｏ ｃａ ｌ ａ ｖｅｒａｇ ｅ ｔｒｅ ａｔ ｍ ｅｎｔ ｅｆｆｅｃ ｔ ， ＬＡＴＥ ） ， 即 由 排他性 工具 变量 （ ｅ ｘｃ ｌｕ ｄ ｅ ｄ ｉ ｎｓ ｔ ｒｕ ｍｅ ｎｔ ｖ ａｒｉａ ｂｌ ｅ ） 所导致的 内 生 解释变量 的 变化所 引起 的 被 解 释变 量 的 变 化 （ Ｉ ｍｂ ｅｎｓ ＆ Ａ ｎｇ ｒｉＳｔ ， １ ９９ ４ ） 。 这 意 味 着 ， 本文 基于 方程 （ １ ） 和 方程 （ ２ ） 所得到 的 ＩＶ 估 计是 由 出 口 冲 击 所带 来 的 就业 需 求 变化对 个体教 育 投 资 的 影 响 。 国 内 就业 需求 的 变化并 不 仅仅 源于 外部 产 品 需求 冲 击 ， 国 内 产 品 需 求 的 变 动 同 样 会引 起就 业 变 化 ， 如果 由 国 内 需求 和 国外 需 求所带来 的 就业 需求 变 化 存在 显 著 的 异 质性 影 响 ， 本文 Ｉ Ｖ 估计的 结果就 只 能适 用于外 部 出 口 需 求变动 所引 致 的 就 业需 求变 动 。 如 果 出 口 产 品 需 求创 造 的 就业 岗 位 和 国 内 产 品 需求创造 的 就业 岗 位 对劳 动 力 具有 不 同 的 技 能水 平要 求 ， 这 两 类 产 品 需 求 所 引 致 的 就 业需求 变 动就 可能对个体教 育 投资决策产 生不 同 的 影响 。 四 、 实 证结果 （ 一 ） 出 口 扩 张与 就 业增 长 表 ２ 报告 了 基 于城市面板 数 据估 计 的 城 市 出 口 冲 击 对非 农 就 业 的 影 响 ， 即 方 程 （ ２ ） 的 估 计结 果 。 城 市 出 口 总额 每增 加 １ ％ ， 非农 就业人 口 占 劳动年 龄 人 口 的 比 重显著 增 长 ０ ． ０４７ 个百 分点 ， 显 示 出 口 产 品 需求 产生 了 显著 的 劳 动力 引 致 需求 。 前文 指 出 ， 在新古典劳 动力 市场 理论框架下 ， 新 增 就业 岗 位的 技 能要求 对个体劳动 力 供给决 策 和教育投 资决策有 显著 影 响 ， 因 此 ， 本文将 非农就 业人 口 按照 学历 水平分 为 高 学历组 和 低学历组 ， 用 于粗略 地判 断 出 口 引 致 的 劳 动 力 需 求所对 应 的 岗 位 技 能 水平 。 本文 首先按 照 就业人 口 是 否具有高 中 学 历分别 估计 出 口 对 就 业 的 影 响 。 结果 显示 ， 城 市 出 口 冲 击 引 致 的就 业需 求更 多地集 中 于 高 中 以下 学历 人 口 。 本文 进一 步按 照 就业人 口 是否 具有 大学学历进 行分组估 计。 结果 显 示 ， 出 口 冲 击引 致 的 就业 需求 几乎 完 全 表 现 为 大 学 以 下 学历人 口 的 就业 增 长 ， 出 口 冲 击对大学 学 历人 口 就业 的 影 响 在统 计上 不 显著 。 这 也 间 接表 明 ， 出 口 需求 带 动 的 高 中 及以 上学 历就 业人 口 的 增 长基本上 集 中 于高 中学 历人 口 。 表 ２ 出 口 扩 张 与 就 业 增 长 ： 固 定 效 应 （ ＦＥ ） 估计 因 变 量 ： 就 业 人 口 ／ 劳 动 年 龄 人 口 总 就 业 ￣ 高 中 以 下 ￣ ｜ 高 中 及 以 上 大 学 以 下 ￣ 大 学 学 历 ＾ ０． ０４７ ＊ ？ ＊ ０ ． ０３ １ ＊ ＊ ＊ ０ ． ０ １ ７ ＊＊ ＊ ０ ． ０４ ５ ？ ０ ． ００ ２ 出 口 冲 击 （ ０ ． ００ ６ ） （ ０ ． ００４ ） （ ０ ． ０ ０３ ） （ ０ ． ００ ５ ） （ ０ ． ０ ０ １ ） 年 份 固 定 效 应 Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ 观 测 值 ８９ ９ ８ ９９ ８ ９ ９ ８ ９９ ８ ９９ Ｒ 平 方 （ 组 内 ） ０ ． ２７ ７ ０ ． １ ９６ ０ ． ３ ６ ８ ０ ． ２２ ８ ０ ． ６ ２３ 注 ： 出 口 冲 击为 对数值 ， 见文 中 方程 （ ２ ） 。 括 号 中 为异 方差 稳 健标准误 。 ￣ ￣ ， 分别 表 示在 １ ％ 、５ ％ 、 １ ０ ％ 的 水 平上 显 著 （ 以 下 各表 同 ） 。 表 ２ 的估计结 果 表明 ， １ ９ ９ ０ — ２００５ 年 间 出 口 扩 张 创 造 的 主 要 是 中 低 技能 就 业 岗 位 ， 新 增 就 业 岗 位 并不 要 求劳 动力 具有 大学 学历 。 为 进 一 步 验证 出 口 扩张创 造 的 主要 为 中 低 技 能 就业 岗 位 ， 本 文在 表 ３ 中 考 察了 制 造业 行业 出 口 扩张 同行业在 业 人 口 平 均 学历 水平 之 间 的 关系 。 表 ３ Ａ 部分 的 结果 显示 ， １ ９９ ０ — ２００５ 年 间 以及 ２０００ — ２ ０ ０５ 年 间 ， 出 口 增 长较快 的 行业 同 时也是 大 学 学历 就业 人 口 所 占 比 重 较低 的行 业 。 表 ３ Ｂ 部分显 示 了类似 的 经 验 事实 ， １ ９ ９０ — ２００５ 年 间 以 及 ２０００ — ２００ ５ 年 间 ， 在 出 口 扩 张较快 的 行业 ， 具有 高 中 学 历 的 就业 人 口 占 该行业 总 就业 人 口 的 比重 显著 更低 。 １ ２ １

张川川：“中等教育陷阱”？综上，我国出口扩张所创造的就业岗位主要为中低技能岗位，所推动的就业增长集中于高中及以下学历人口。在新古典劳动力市场理论框架下，我们可以预期出口扩张引致的就业增长将导致个体大学教育投资下降。接下来，本文从经验上对这一理论推断进行检验。表 3（二）就业增长与个体教育决策分行业出口扩张和就业人口表4报告了OLS和IV估计结果。OLS平均学历水平的相关性估计显示城市非农就业人口占劳动年龄人1990—20001990—20052000—2005口比重同19--21岁高中毕业生进人大学学A：因变量：大学学历就业人口比重习的概率显著负相关，但是同16—18岁初0.016°行业出口总额0.0060.012'(0. 006)中毕业生进入高中学习的概率显著正相关。变化（对数）(0. 007)(0.008)272727观测值利用出口冲击作为非农就业率工具变量所0. 164R平方0.1350.281做IV估计显示，城市非农就业人口占劳动B：因变量：高中及以上学历就业人口比重年龄人口比重每增加1个百分点，导致0.0160.031 **0.040 **行业出口总额19一21岁青年就读大学的概率显著降低(0. 013)(0. 014)(0. 017)变化（对数）0.264%，其中进入本科院校学习的概率显272727观测值著降低0.171%，同OLS估计结果比较接R平方0. 1870. 3640. 239近。然而，针对高中人学率的估计显示，非注：行业分类按照两位代码划分。因变量为1990年、2000年、农就业机会的增加导致16一18岁初中毕业2005年三年的行业平均水平，自变量为表中第一行所标示时期的生进人高中学习的概率同样出现了显著下行业出口总额变化。回归控制了进口冲击。括号中为标准误。降，表明OLS估计可能存在较严重的内生性偏误。不过，OLS估计和IV估计的差异也可能部分地源于就业需求变动对个体教育投资决策的异质性影响。由于在平均水平上，出口需求所引致的就业需求对劳动力技能水平的要求可能低于总体就业需求一—包括国内产品需求和出口产品需求在内的总产品需求所引致的劳动力需求一一对劳动力技能水平的要求，IV估计更可能发现就业需求对个体教育投资存在负向影响。①严格地讲，表4的IV估计结果表明，由制造业品出口需求所引致的非农就业增长导致了19—21岁高中毕业生进入大学学习的概率显著下降，导致了1618岁初中毕业生进人高中学习的概率显著下降。总体而言，中国出口扩张所推动的制造业和服务业就业增长对教育发展，特别是高等教育发展产生了显著的负面影响。表4就业增长与个体教育投资决策因变量：是否入学（=1,是；=0,否）OLS估计IV估计高等院校本科院校普通高中高等院校本科院校普通高中0. 167***0.276**0.162 **0. 034 ***0. 264 *** 0. 171 **就业率(0.015)(0. 008)(0. 010)(0. 029)(0. 015)(0. 019)Kleibergen-Paap F-statN. AN.AN.A76.1776.1792.06观测值211408211408799921211408211408799921R平方0.1480.0820.2480.0930. 0410.180注：是否人学条件于完成前一阶段学习，包括已经毕业和调查时仍然在读。是否进入高等院校基于19一21岁人口计算；是否进人高中基于16一18岁人口计算；高等院校包括三年制大专院校和四年制本科院校。所有回归都控制了是否农村户籍、性别、城市固定效应和年份固定效应。IV估计的工具变量为出口冲击。括号中为在城市水平上集聚的稳健标准误。①由异质性处理效应导致的OLS估计和IV估计的差异更可能表现在针对高中入学决策的估计。因为岗位技能要求越高，低技能劳动力的相对需求越小，低技能劳动力增加教育投资的激励就越高，在岗位技能要求较高的情况下，初中毕业生进一步进行教育投资的激励会高于高中毕业生。122?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.All rightsreserved.http:/www.cnki.net

张 川 川 ： “ 中 等 教 育 陷 阱 ” ？ 综上 ， 我 国 出 口 扩张 所创 造 的 就业 岗 位 主要 为 中低 技 能岗 位 ， 所 推动 的 就业 增长 集 中 于 高 中及 以 下学历 人 口 。 在新古 典劳动力 市场 理论 框架 下 ， 我 们 可 以 预期 出 口 扩 张 引 致 的 就业增 长 将 导 致 个体 大学 教育 投 资下 降。 接 下来 ， 本文 从经 验上 对这一 理论推断进行 检验 。 表 ３ 分行 业 出 口 扩 张 和 就 业 人 口 （ 二 ） 就业 增 长 与个 体教 育 决策 平 均 学 历 水 平 的 相 关 性 表 ４ 报告 了 Ｏ ＬＳ 和 Ｉ Ｖ 估计结 果 。 Ｏ ＬＳ １ ９９０ — ２０ ００ １ ９９０ — ２０ ０５ ２０００ — ２０ ０５ 估 计显 城 市 非农■ 就业 人 口 占 劳 动 年： 龄 人 Ａ ： 因 变 量 ： 大 学 学 腿业 人 口 ＆ 重 口 比重 同 １ ９ — ２ １ 岁 高 中 毕 业生进 入 大学 学 行 业 出 口 总 额 － ０ ． ００ ６ － ０ ． ０ １ ２ ＊ － ０ ． ０ １ ６ ＊ 习 的 概率 显著 负 相 关 ， 但是同 １ ６ — １ ８ 岁 初 变 化 （ 对 数 ） （ ０ ． ０ ０６ ） （ ０ ． ０ ０ ７ ） （ ０ ． ００ ８ ） 中 毕业 生 进入高 中 学 习 的 概率显著 正相 关。 观 测 值 ２ ７ ２７ ２ ７ ￣￣ 利用 出 口 冲 击 作 为 非农 就业率工 具 变 量 所 Ｒ 平 方 ０ ． １ ３５ ° － ２８ １ ０ ． １ ６＾ ￣￣ 做 ＩＶ 估计显 示 ， 城市非 农就业 人 口 占 劳动 Ｂ ： 因 变 ： ｔ ： 高 中 ｆ ■ 以 Ｊｉ ＃ 历 就 Ｕ Ｐ ｆｅ ｔ 年龄 人 口 比 重 每 增 加 １ 个 百 分 点 ， 导 致 行 业 出 口 总 额 － ０． ０ １ ６ － ０ － ０ ３ １ ＊ ＇ － 〇 ． 〇４ 〇 ＊ ＊ １ ９ — ２ １ 岁 青 年 就 读 大 学 的 概 率 显 著 降 低 －－ （ 了 ＿ （ 〇 ． ， １１１－ 〇 ． ２６４ ％ ， 其 中 进 人 本 科 院 校 学 ■概 率显 ｎ＆ ｌ ０ ＾６ ４ ０ ＾９ ￣一 著 降低 ０ ． １ ７ １ ％ ， 同 Ｏ ＬＳ 估 计 结果 比 较 接 注 ： 行业 分类 按 照 两 位代码 划 分。 因 变 量为 １ ９ ９ ０ 年 、 ２０ ００ 年 、 近 。 然而 ， 针 对高 中 入 学 率 的 估 计显 币 ， 非 ２００５ 年三 年 的行 业 平均 水 平 ， 自 变 量 为 表 中 第 － 行所 标示 时 期 的 农 就业机 会 的 增加 导致 １ ６— １ ８ 岁 初 中 毕业 行业 出 口 总 额 变 化 。 回 归 控制 了 进 １ ３ 冲击 。 括号 中为 标 准 误 。 生 进入高 中 学 习 的 概率 同 样 出 现 了 显 著 下 降 ， 表 明 Ｏ ＬＳ 估计可能 存在 较严重 的 内 生性 偏误 。 不 过 ， Ｏ ＬＳ 估计 和 Ｉ Ｖ 估计 的 差 异 也 可能 部 分地 源 于就业 需求 变 动对个体教育 投资决策 的 异质 性影 响 。 由 于 在平 均水 平 上 ， 出 口 需求所 引 致 的 就 业需 求对 劳动 力技 能水 平的 要求 可能 低于 总 体 就业需 求 — 包括 国 内 产 品 需求 和 出 口 产品 需 求在 内 的 总产 品需 求所 引 致 的 劳动力 需求 — 对劳 动力 技 能水 平 的 要 求 ， Ｉ Ｖ 估计更可 能发 现 就业需 求 对个体教 育投 资存 在 负 向影 响 。 ① 严格地 讲 ， 表 ４ 的 ＩＶ 估 计结果表 明 ， 由 制 造 业 品 出 口 需 求 所 引 致 的 非农就业增 长导 致 了 １ ９ 一 ２ １ 岁 高 中 毕业 生 进 入 大学 学 习 的 概率 显 著下 降 ， 导 致 了 １ ６ — １ ８ 岁 初 中 毕业 生进 人 高 中 学习 的 概 率显著 下 降 。 总 体而 言 ， 中 国 出 口 扩 张 所 推动 的 制 造业 和 服 务 业就 业增 长对 教 育发展 ， 特 别是 髙 等 教育发 展产 生 了 显著 的 负 面影 响 。 表 ４ 就 业 增 长 与 个体 教 育 投 资 决 策 因 变 量 ： 是 否 入 学 （ ＝ １ ， 是 ； ＝ ０ ， 否 ） Ｏ ＬＳ 估 计 Ｉ Ｖ 估 计 高 等 院 校 本 科 院 校 普 通 高 中 高 等 院 校 本 科 院 校 普 通 高 中 ？ １ － ０ ． ２７ ６ ＊ ＊＊ － ０ ． １ ６２ ＊ “ ０． ０３ ４ “ ＊ － ０． ２６４ . － ０ ． １ ７ １ . － ０． １ ６７ ＊ ＊ ＊ 就 业 率 （ ０ ． ０ １ ５ ） （ ０ ． ００ ８ ） （ ０ ． ０ １ ０ ） （ ０ ． ０２９ ） （ ０ ． ０ １ ５ ） （ ０． ０ １ ９ ） Ｋｌｅ ｉ ｂｅ ｒｇ ｅ ｎ － Ｐａａｐ Ｆ－ ｓ ｔａｔ Ｎ． Ａ Ｎ． Ａ Ｎ． Ａ ７ ６． １ ７ ７ ６． １ ７ ９２ ． ０６ 观 测 值 ２ １ １ ４０ ８ ２ １ １ ４ ０８ ７ ９９９ ２ １ ２ １ １ ４ ０８ ２ １ １ ４ ０８ ７ ９９９ ２ １ Ｒ 平 方 ０ ． １ ４ ８ ０ ． ０ ８２ ０ ． ２４ ８ ０． ０９ ３ ０ ． ０４ １ ０ ． １ ８０ 注 ： 是 否 入 学 条件 于 完 成 前 一 阶段 学 习 ， 包括 已 经 毕 业和 调 査 时仍 然 在读 。 是 否 进 人 高 等 院 校基 于 １ ９ 一 ２ １ 岁 人 口 计算 ； 是 否 进 入 髙 中 基 于 １ ６ — １ ８ 岁 人 口 计算 ； 高等 院 校 包括 三 年 制 大专 院 校 和 四年制 本 科院 校 。 所 有 回 归 都 控制 了 是否 农 村 户 籍 、 性别 、 城 市 固 定 效 应 和 年 份 固 定 效 应 。 ＩＶ 估计 的工 具 变 量为 出 口 冲 击 。 括 号 中 为 在 城市 水 平上集 聚 的 稳 健标准 误。 ① 由 异 质 性处理效应 导致 的 Ｏ ＬＳ 估 计 和 ＩＶ 估 计 的差 异 更 可 能 表现 在针 对 高 中 人 学 决策 的估 计 。 因 为 岗位 技 能 要求越 髙 ， 低 技 能 劳 动 力 的 相 对需 求 越 小 ， 低 技 能 劳 动力 增 加教育 投 资 的激 励 就越 高 ， 在 岗 位 技 能要 求较 高 的情 况 下 ， 初 中 毕业 生 进 一 步 进 行 教 育 投 资 的激 励会高 于 高 中 毕业 生 。 １ ２ ２

经涛海宝2015年第12期（三）个体异质性：分性别和户籍的估计前文理论分析指出，当教育的机会成本和教育回报发生变化时，个体贴现率、预期和家庭信贷约束方面的差异会导致就业机会变化对教育投资决策的异质性影响。由于度量个体贴现率水平是十分困难的，而在本文所使用数据条件的限制下更不可能，因此我们不对个体贴现率差异所可能导致的异质性效果进行讨论。在教育回报方面，以往的经验研究显示女性教育回报显著高于男性（Zhangetal.，2005；黄志岭、姚先国，2009）。因此，我们预期在出口扩张导致就业机会增加的情况下，女性教育投资的减少会低于男性。在信贷约束方面，理想情况下，我们可以通过考察来自低收入家庭的孩子是否更容易在就业机会增加时减少教育投资来检验信贷约束对个体教育投资的影响，遗撼的是人口普查数据并没有家庭收人信息。然而，一个被普遍接受的事实是，中国农村家庭平均收人水平远远低于城镇家庭。由于我国教育体系以公立学校为主，教育投资的直接成本对于农村学生和城镇学生而言区别很小，因此我们可以通过对比城市学生和农村学生在就业机会变化时教育投资决策的差异来间接检验信贷约束这一作用机制。表5就业增长与个体教育投资决策：分组估计因变量：是否入学（=1，是；=0，否）OLS估计IV估计高等院校本科院校普通高中高等院校本科院校普通高中A：分性别估计男性0. 162 *** 0. 275 ***0. 154***0.286**0. 174 ***0.050***就业率(0.019)(0. 011)(0. 014)(0. 037)(0. 021)(0.026)观测值111,872441,610111,872111,872441,610111,8720.038R平方0.1500. 0790. 2330.0870.163女性0.223 *0.167 **0.069*- 0. 064 **-0.146 **0.164*就业率(0.023)(0.012)(0.015)(0.045)(0. 023)(0. 027)观测值995369953635831199536995363583110.0880. 044R平方0.1800.2720.0970.199B：分城乡估计农村户籍0. 170 **0. 0270.135*0.0590.030**0.280*就业率(0.019)(0.008)(0.013)(0.035)(0.015)(0.023)9051990519观测值90519583769905195837690.0260. 090R平方0.0740.0500. 0150. 051城镇户籍0.188 *0.137 ***0. 074 **0.0800. 172 *0.347就业率(0. 024)(0. 013)(0. 021)(0.062)(0.035)(0.048)观测值120889120889216152120889120889216152R平方0.1440. 0970. 1550.0930.0520. 079注：所有IV估计都通过了弱工具变量检验，限于篇幅，检验统计量未报告。其他说明同表4。表5A部分报告了分性别的OLS和IV估计结果。本文以IV估计结果为准，OLS估计结果作为参照，限于篇幅仅对IV估计结果进行讨论。IV估计结果与理论预期完全一致，出口扩张所引致123?1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http://www.cnki.net

年 第 １ ２ 期 （ 三 ） 个体异 质性 ： 分性别 和 户 籍 的 估计 前文 理论分析指 出 ， 当 教 育 的 机会 成本 和 教 育 回 报 发 生 变化时 ， 个体 贴现 率 、 预 期 和 家庭 信贷 约束方面的 差 异会导致就业 机会变 化对 教育 投资 决策 的 异 质性 影 响 。 由 于度 量个体贴 现率水平是 十分困 难的 ， 而 在本 文所 使用 数据条 件 的 限制 下更不可 能 ， 因 此我们 不对 个体 贴现 率差 异所 可能 导 致的 异 质性效果进行 讨论。 在 教育 回 报 方 面 ， 以 往 的 经 验研究 显 示 女 性 教 育 回 报 显 著 高 于男 性 （ Ｚｈａ ｎｇ ｅ ｔ ａｌ ． ， ２０ ０５ ； 黄志 岭 、 姚 先国 ， ２００ ９ ） 。 因 此 ， 我们预 期 在 出 口 扩 张 导致 就业机 会增 加 的 情况 下 ， 女性教 育投资 的减少会低 于男 性 。 在信贷 约束 方面 ， 理想 情 况 下 ， 我们 可 以 通 过考察 来 自 低收 人家庭 的 孩 子是 否更 容易 在 就业机 会 增 加 时 减少 教育 投 资 来检验 信 贷 约 束 对 个体教 育 投 资 的 影 响 ， 遗憾的 是 人 口 普査 数据并 没有家庭 收人 信息 。 然 而 ， 一 个被普遍 接受 的事 实是 ， 中 国 农村 家庭 平均 收入水平 远 远低 于城镇 家庭 。 由 于我 国 教 育体 系 以 公 立 学校 为 主 ， 教 育 投 资 的 直 接成 本对 于 农村 学生 和城 镇 学生而 言 区 别很小 ， 因 此我 们 可 以通 过 对 比城 市 学生 和 农村学 生在 就 业 机会 变化 时教育投 资决 策 的 差异 来 间 接检验信 贷约 束这 一 作 用机 制 。 表 ５ 就 业 增 长 与 个 体 教 育 投 资 决 策 ： 分 组 估 计 因 变 量 ： 是 否 入 学 （ ＝ １ ， 是 ； ＝ 〇 ， 否 ） ＯＬＳ 估 计 Ｉ Ｖ 估 计 高 等 院 校 ｜ 本 科 院 校 ｜ 普 通 高 中 高 等 院 校 了 本 科 ＾校 ＆通 高 中 Ａ ： 分 性 别 估 计 男 性 一 ０． ２ ７５ . － ０ ． １ ５４ ＊“ ０ ？ ０ ５０ . － ０ ． ２ ８６ . － ０ ． １ ７４ ＾ － ０ ． １ ６２ ＊＊ ＊ 就 业 率 （ ０． ０ １ ９ ） （ ０． ０ １ １ ） （ ０ ． ０ １ ４ ） （ ０ ． ０３ ７ ） （ ０ ， ０ ２ １ ） （ ０． ０２ ６ ） 观 测 值 １ １ １ ， ８ ７ ２ １ １ １ ， ８ ７ ２ ４ ４ １ ， ６ １ ０ １ １ １ ， ８７２ １ １ １ ， ８７ ２ ４ ４ １ ， ６ １ ０ Ｒ 平 方 ０ ． １ ５０ ０． ０ ７９ ０ ． ２３３ ０ ． ０８ ７ ０ ． ０ ３８ ０． １ ６３ 女 性 － ０． ２ ２３ . － ０ ． １ ６７ . ０ ． ０ ６９ . 一 ０ ． １ ４ ６ ＿ － ０ ． １ ６４ ＊ “ － ０ ． ０６４ ＂ 就 业 率 （ ０． ０ ２３ ） （ ０． ０ １ ２ ） （ ０ ． ０ １ ５ ） （ ０ ． ０４ ５ ） （ ０ ． ０ ２３ ） （ ０ ． ０２７ ） 观 测 值 ９９５ ３６ ９９５ ３ ６ ３５ ８３ １ １ ９ ９５３ ６ ９ ９５ ３６ ３５８ ３ １ １ Ｒ 平 方 ０． １ ８ ０ ０． ０ ８８ ０ ． ２７２ ０ ． ０９ ７ ０ ． ０ ４４ ０ ． １ ９９ Ｂ ： 分 城 乡 估 计 农 村 户 籍 － ０． ０２７ － ０． ０ ３０ . ０ ． ２ ８０ ｗ － ０ ． １ ３ ５ . － ０ ． ０ ５９ . － ０． １ ７０ . 就 业 率 （ ０ ． ０ １ ９ ） （ ０． ０ ０８ ） （ ０ ． ０ １ ３ ） （ ０ ． ０３ ５ ） （ ０ ． ０ １ ５ ） （ ０ ． ０ ２３ ） 观 测 值 ９ ０５ １ ９ ９０５ １ ９ ５ ８ ３７６９ ９０ ５ １ ９ ９ ０５ １ ９ ５ ８ ３７ ６９ Ｒ 平 方 ０ ． ０ ７４ ０． ０ ２６ ０ ． ０９０ ０ ． ０５ ０ ０ ． ０ １ ５ ０． ０ ５ １ 城 镇 户 籍 一 ０， １ ８８ . － ０． １ ３ ７ . ０ ． ０７ ４ － ０ ． ０ ８０ － ０ ． １ ７２ . ０ ． ３ ４７ ＊＊ ＊ 者＆ 业 ￥ （ ０ ． ０ ２４ ） （ ０ ． ０ １ ３ ） （ ０． ０ ２ １ ） （ ０ ． ０６ ２ ） （ ０ ． ０ ３５ ） （ ０ ． ０４ ８ ） 观 测 值 １ ２ ０ ８８９ １ ２０ ８ ８ ９ ２ １ ６ １ ５２ １ ２ ０８ ８９ １ ２ ０ ８８９ ２ １ ６ １ ５ ２ Ｒ 平 方 ０ ． １４ ４ ０ ． ０９ ７ ０． １ ５５ ０ ． ０９ ３ ０ ． ０ ５２ ０ ． ０７ ９ 注 ： 所有 ＩＶ 估计都 通 过 了 弱 工具变 量检验 ， 限于 篇幅 ， 检验统计量未 报 告 。 其他 说 明 同 表 ４ 。 表 ５ Ａ 部分报告 了 分性别 的 ＯＬＳ 和 Ｉ Ｖ 估计结果 。 本文 以 ＩＶ 估 计结 果 为 准 ， Ｏ ＬＳ 估 计 结 果 作 为参 照 ， 限 于 篇 幅仅对 Ｉ Ｖ 估计结果进 行讨论 。 ＩＶ 估计结果与 理 论预期 完 全一 致 ， 出 口 扩 张 所引 致 １ ２ ３

张川川：“中等教育陷阱”？的就业需求增加对男性大学和高中入学率的负面影响均明显高于女性。这也意味着如果除出口扩张以外的其他因素（例如，国家教育投人、家庭收人水平的上升等）对男性和女性教育投资的影响相同，则随着出口规模的不断扩大和相伴随的就业增长，女性的学历水平会逐渐赶上甚至超过男性学历水平。事实上，我国的性别教育差距在过去二十多年间表现出不断减小的趋势。2009年，女性大学人学人口数首次超过了男性。这与本文的实证发现是一致的，表明就业机会增加对两性教育投资的非对称性影响有可能是导致性别教育差距缩小的原因之一。表5B部分报告了分城乡的OLS和IV估计结果。IV估计结果显示，对大学教育投资而言，非农就业人口占劳动年龄人口的比重每增加1个百分点，农村19一21岁高中毕业生进人大学的概率显著下降0.135%，其中，进入本科院校学习的概率显著下降0.059%；对城镇19—21岁高中毕业生进人大学的概率没有统计上显著的影响，但是进入本科院校学习的概率显著下降了0.172%。在高中入学决策上，农村青年和城镇青年表现出了明显不同，非农就业机会的增加显著降低了农村16—18岁初中毕业生进人高中的概率，但是显著增大了城镇16-18岁初中毕业生进人高中的概率。①整体而言，表5B部分的结果显示，就业机会增加对农村青年教育投资的负面影响同时表现在高中和大学两个阶段，但是对城镇青年的影响仅表现在教育层次最高的本科阶段。（四）对结论稳健性的进一步检验1.人口迁移的影响本文采用的是局部劳动力市场的分析范式，假定地区劳动力市场之间不存在完全的要素流动。尽管这是现有文献中十分流行的做法，例如Autoretal.（2013）、Atkin（2015）等均采用了相同的做法，我们仍然不能忽视地区之间劳动力要素的流动对参数估计可能产生的影响。如果地区之间的劳动力要素流动完全无摩擦，局部劳动力市场中的劳动力供给弹性就会非常大，新增就业机会将吸引大量外来青年劳动力流人，就业机会越多的城市流入的人口越多，这会导致我们高估就业增长对个体教育投资的负面影响。②为了检验实证结论是否稳健，本文剔除了跨县（市）迁移人口，重新估计了非农就业对个体教育投资的影响，结论完全一致。③2.制造业就业与个体教育决策本文所构建的出口冲击是基于制造业品出口计算的，但是却没有基于制造业就业计算地区就业需求，而是同时计算了制造业和服务业就业。这看似奇怪，实际上则是考到了制造业就业的本地就业乘数效应。出口扩张在带动制造业就业增长的同时也间接带动了服务业就业。Moretti（2010）、Moreti&Thulin（2013）已经从经验上估计了美国和瑞典的制造业就业乘数，显示制造业就业对服务业就业具有显著的带动作用；张川川（2015a）基于中国数据所做研究有相同的发现。因此，我们没有理由在分析出口扩张对就业的影响时仅局限于制造业就业。①非农就业扩张对城镇青年高中人学率的正向影响在理论上有三种可能的原因：（1)如果劳动力市场存在城镇部门和农村部门的分割，例如，在同等情况下，城镇劳动力所进人的就业部门平均而言岗位技能水平更高，就业扩张对城镇劳动力技能水平的要求就会高于农村劳动力，从而在较低的初始技能水平上，就业需求的增加就可能导致城镇人口增加教育投资以提高技能水平（2）城镇家庭比农村家庭更少受到信贷约束的影响，因此就业机会的增加更不容易对其教育投资产生负面影响；（3）城镇人口可能具有更高的保留工资水平，对就业岗位层级的要求也更高，在较低的初始技能水平上，更倾向于进行教育投资以提高自身技能水平。②篇幅所限，结果未报告。需要说明的是，DeBrauw&Giles(2008）的研究显示外出务工机会的增加会影响到农村家庭的教育决策。因此，区分出口引致需求对本地就业和流动人口就业的影响，并继而分析迁移务工决策同教育决策之间的关系本身是一个很有意义的研究课题，这也可以将本文的研究同DeBrauw&Giles（2008）的研究更紧密地联系起来。然而，要在当前本文的局部均衡分析框架下统一考虑本地就业和跨地区迁移务工决策是十分困难的，增加这样的分析也远远超出了论文篇幅的要求。③由于本文是以城市（地级市）为基本分析单位，理论上，我们只需要剔除跨城市迁移流动人口，但是受人口普查数据所限，我们只能够识别受访者是否为跨县（市）迁移流动人口，此处对样本的限制更严格。124?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreserved.http://www.cnki.net

张川 川 ： ＂ 中 等教育 陷 阱 ” ？ 的 就 业需 求增 加 对男 性大 学 和 高 中 入学 率 的 负 面 影 响 均 明 显 高 于 女性 。 这 也意 味着 如果 除出 口 扩 张 以 外 的 其他 因 素 （ 例 如 ， 国 家教 育 投人 、 家庭收 人水平 的 上 升 等 ） 对男 性 和 女 性 教 育 投 资 的 影 响 相 同 ， 则 随 着 出 口 规 模的 不 断扩大和 相 伴 随 的 就业 增长 ， 女性 的 学 历水平会逐渐赶上 甚至趙过男 性 学 历水 平 。 事 实上 ， 我 国 的性別教育 差 距在过去 二十 多年 间 表现 出 不 断 减 小 的 趋势 。 ２００ ９ 年 ， 女 性 大学 人学 人 口 数 首次超过 了男 性。 这 与 本 文 的 实证发现 是 一 致 的 ， 表 明 就业 机 会 增 加 对两 性 教 育 投 资 的 非对 称性 影 响有 可能 是导 致性别教 育差 距缩 小 的 原 因 之一 。 表 ５ Ｂ 部 分报告 了 分 城乡 的 Ｏ ＬＳ 和 Ｉ Ｖ 估计结果 。 Ｉ Ｖ 估 计结 果 显示 ， 对 大学教育投 资 而 言 ， 非 农 就业人 口 占 劳 动年龄人 口 的 比重 每增 加 １ 个百 分点 ， 农村 １ ９ 一 ２ １ 岁 高 中 毕业生进 人大学 的 概率 显著 下 降 ０ ． １ ３ ５ ％ ， 其 中 ， 进入 本科 院 校 学 习 的 概 率显 著下 降 ０ ． ０５ ９ ％ ； 对 城镇 １ ９ 一 ２ １ 岁 高 中 毕 业 生进入 大学 的 概率 没有 统 计上 显 著 的 影 响 ， 但 是 进人 本科 院 校 学 习 的 概 率 显著 下 降 了 ０ ？ １ ７ ２ ％ 。 在 高 中 入学 决策 上 ， 农 村青 年和 城镇青 年 表现 出 了 明显 不 同 ， 非农 就业 机会 的增 加 显著降低 了农 村 １ ６— １ ８ 岁 初 中 毕业 生 进入高 中 的 概 率 ， 但 是显 著 增 大 了 城 镇 １ ６ — １ ８ 岁 初 中 毕业 生 进入高 中 的 概 率 。 ① 整 体而言 ， 表 ５ Ｂ 部 分的 结果 显示 ， 就业机会 增加 对农 村 青年 教育 投 资 的 负 面 影 响 同 时表 现 在 高 中 和大 学 两个 阶段 ， 但 是对 城镇 青年 的影 响 仅表 现在教 育 层次 最高 的 本科 阶 段 。 （ 四 ） 对结论稳 健性 的 进一 步 检 验 １ ． 人 口 迁移 的影 响 本文采 用 的 是局 部劳 动力 市场 的 分析范 式 ， 假定 地 区 劳动 力 市 场之 间 不 存在 完全 的要 素 流动 。 尽 管 这是现有 文献 中 十分 流行 的 做 法 ， 例如 Ａｘ ｉｔ ｏ ｒ ｅ ｔ ａｌ ． （ ２０ １ ３ ） 、 Ａｔ ｋ ｉｎ （ ２０ １ ５ ） 等 均采 用 了 相 同 的 做 法 ， 我 们仍然不 能 忽 视地 区 之 间 劳 动 力 要 素 的 流 动 对参 数估计可 能 产 生 的 影 响 。 如 果地 区 之 间 的 劳 动 力 要 素流 动完 全 无摩 擦 ， 局 部劳动 力 市 场 中 的 劳动力 供给 弹性 就会 非 常大 ， 新增就业 机会将吸 引 大 量外来青 年劳动 力 流人 ， 就 业机会越多 的 城 市 流入 的 人 口 越 多 ， 这 会导 致我 们高估就 业增长对 个体教育 投资 的 负 面 影 响 。 ？ 为 了 检验实证结论是否稳 健 ， 本 文剔 除 了 跨县 （ 市 ） 迁移 人 口 ， 重 新 估 计 了 非农就业 对个体教育 投资 的 影 响 ， 结论 完全一 致。 ③ ２ ． 制造 业就业 与个 体教 育决策 本文 所构建 的 出 口 冲 击是 基于制 造 业 品 出 口 计算 的 ， 但是 却 没 有 基 于 制 造 业 就业计算 地 区 就 业 需 求 ， 而是 同 时计算 了 制 造业 和 服务业 就业 。 这看似奇怪 ， 实 际上则 是考虑到 了制 造业 就 业 的 本 地就业乘数效 应 。 出 口 扩 张 在 带 动 制 造 业 就 业 增 长 的 同 时 也 间 接 带 动 了 服 务 业 就 业 。 Ｍ ｏｒ ｅ ｔ ｔｉ （ ２ ０１ ０ ） 、 Ｍｏｒｅｔｔｉ ＆ Ｔｈｕｌ ｉ ｎ （ ２０ １ ３ ） 已 经从经 验上估 计 了 美 国 和 瑞 典 的 制 造业就业 乘数 ， 显 示制 造业就 业对服 务业就业具有 显 著 的 带动 作 用 ； 张 川 川 （ ２０ １ ５ ａ ） 基于 中 国 数 据 所 做研究有相 同 的 发现 。 因 此 ， 我们 没 有理 由 在 分析 出 口 扩张 对就业 的 影 响 时仅局 限 于 制 造业就 业 。 ① 非 农就 业扩张 对城镇 青 年 高 中 人 学率 的 正 向 影 响 在 理 论上 有 三 种 可 能 的原 因 ： （ １ ） 如果劳 动 力 市 场 存在城 镇部 门 和 农 村 部 门 的 分割 ， 例 如 ， 在 同 等 情况 下 ， 城镇劳 动 力 所 进 人 的就业部 门 平均 而 言 岗 位 技能 水 平 更高 ， 就业扩 张对 城 镇劳动 力 技能 水 平 的 要 求 就会髙 于 农村 劳 动 力 ， 从 而在 较低 的初 始技 能 水 平上 ， 就业 需 求 的 増 加 就 可 能 导 致城镇 人 口 增 加 教 育 投 资 以 提 高技 能 水 平 ； （ ２ ） 城镇 家庭 比 农 村家庭 更 少受 到 信贷 约 束的 影 响 ， 因 此 就业 机 会 的增 加更 不 容 易 对 其教 育 投资 产 生 负 面 影 响 （ ３ ） 城 镇人 口 可 能 具有更高 的保 留 工 资水 平 ， 对就 业 岗 位 层 级的要 求 也 更 髙 ， 在 较 低 的 初 始技 能水 平 上 ， 更 倾 向 于 进 行 教 育 投 资 以 提 高 自 身 技 能 水 平 。 ② 篇 幅 所 限 ， 结果 未 报告。 需要 说明 的 是 ， Ｄｅ Ｂ ｍｉｉ Ｗ ＆ Ｇｉ ｌｅ ｓ （ ２ ００８ ） 的研 究 显示 外 出 务 工 机会的 增 加 会影 响 到 农村家 庭的 教 育 决 策 。 因 此 ， 区分 出 口 引 致需 求 对 本 地 就业 和 流 动 人 口 就业 的 影 响 ， 并继 而分 析迁 移 务工 决 策 同 教 育 决 策 之间 的 关系 本身 是一 个 很有 意 义 的 研究课 题 ， 这 也可 以 将本 文 的 研 究 同 Ｄ ｅ Ｂ ｒａ Ｕｗ ＆ Ｇｉ ｌ ｅｓ （ ２ ００８ ） 的 研究更 紧 密地联 系 起来 。 然 而 ， 要在 当 前本 文 的 局 部 均 衡 分 析 框架 下统 一 考 虑 本地 就 业 和跨 地 区迁 移 务 工决 策 是 十 分 困难 的 ， 增加 这 样 的分 析也 远远 超 出 了 论 文篇 幅 的要求 。 ③ 由 于 本 文 是 以 城 市 （ 地 级 市 ） 为基 本分析 单位 ， 理 论上 ， 我 们 只需要 剔 除跨城市 迁移 流 动 人 口 ， 但是 受 人 口 普 査 数 据 所 限 ， 我 们 只 能 够识别 受访 者是 否 为 跨县 （ 市 ） 迁 移 流动 人 口 ， 此处 对 样 本 的 限制 更 严 格 。 １ ２ ４