高校擴招政策對性別收入差距的影響
——基于CHIPS微觀數據的實證分析

●翁淑虹　蔣冬瑤

高校擴招政策對性別收入差距的影響
——基于CHIPS微觀數據的實證分析

●翁淑虹蔣冬瑤

運用2002年和2008年中國家庭收入調查項目（CHIPS）數據的城鎮樣本，采用三重差分方法進行實證檢驗，比較分析了高等教育擴招政策對于性別收入差距的影響。結果表明:高等教育擴招導致性別收入差距下降了約13.2%，且其一定程度上是擴招使得女性上大學的比例增大，性別教育差距縮小。這一現象在東部地區比較明顯，但在中西部地區并不明顯。由此提出，擴招政策對于縮小性別收入差距有積極作用，對這一政策的權衡還需考慮多方面影響。

高校擴招；收入差距；三重差分模型；性別教育差距；教育回報率

一、引言

世界各國的性別收入差距，都是明顯存在的（陳煜婷、張文宏，2015①），因此，從性別角度看待收入差距，已成為國內外的重要議題之一（Parish and Busse，2000②；Shu and Bian，2003③；李實、馬欣欣，2006④）。中國家庭收入調查項目（CHIPS）三年數據顯示，2002年數據中女性收入占男性收入百分比為65.13%，2007年占比為73.33%，2008年占比72.91%，這說明我國城鎮性別收入差距呈現著逐年降低的趨勢。

一般來說，性別收入差異的勞動力市場因素，是可進行解釋的部分，也是該問題研究的切入點。在勞動力市場因素中，人力資本是收入的重要影響因素。因此，在有關收入差異的實證研究中，焦點之一就是高校擴招對收入不平等的影響。1999年開始，我國實行高等教育擴招政策，旨在通過高等教育不斷擴大招生規模來積累人力資本、提高國民素質、緩解就業壓力、拉動內需，以及應對產業轉型升級、實現可持續發展等社會經濟問題。我國的普通本?？普猩鷶?、高中畢業生數和普通高等教育入學率自1999年以后開始井噴式增長。1999年普通高等教育招生規模達到154.86萬人，較1998年增長約43%，2012年，普通高等學校招生數更是達到688.8萬人，1999-2012年這段時期內我國的高等教育入學率達到0.79，是1978-1998這段時期的三倍之多，這也使得我國高等教育快速進入到了大眾化階段。

在一定程度上，性別收入不平等一定程度上是性別的受教育水平不平等造成的。我國重男輕女現象嚴重，在高等教育擴招前，高等教育的性別結構明顯失衡。1999年實施擴招政策后，中國高等教育的性別結構發生了重大的變化，在校大學生中女性的比例由之前不超過40%上升至50%左右的水平，性別教育差距在不斷縮小。問題是，高校擴招是否會使男女的收入差距得以降低？又是如何使其變化的？是否通過降低性別教育差距來降低的收入差距？通過閱讀文獻筆者發現少有學者關注這一問題，為解答上述問題我們進行了以下工作。首先我們利用CHIPS2002和CHIPS2008數據，對擴招前后的性別收入差距做了簡單的統計描述分析，發現其存在顯著變化。其次，運用三重差分的方法，回答了高校擴招是否對性別收入差距有顯著影響。最后，通過分析擴招對教育不平等的影響來進一步分析這種現象的內在機制。在對我國擴招與大學畢業生就業的研究（邢春冰、李實2011）⑤以及對高校擴招與職業代際流動和性別差異（呂姝儀、趙忠2015）⑥等分析中都運用到了這種差分方法。

二、數據選取與處理

本文使用2002年和2008年中國家庭收入項目（CHIPS）數據。CHIPS數據是中國收入分配研究院在1988年、1995年、2002年和2007年四次全國入戶調查的基礎上形成的，被稱為迄今中國收入分配與勞動力市場研究領域中最具權威性的基礎性數據資料。調查是在國家統計局的協助下由中外研究者共同組織完成的，也是“中國收入和不平等研究”項目的組成部分。

2002年和2008年的CHIPS調查均包含三個子樣本：農村住戶樣本、農村—城鎮流動人口樣本、城鎮住戶樣本。由于農村住戶的受教育程度普遍偏低，所以我們主要關注城鎮住戶的狀況，并對以上兩個數據中均選用城鎮住戶樣本以進行分析。2002年和2008年城鎮住戶的樣本量分別是20632個和14859個。根據我國學制設置，對這部分樣本計算其“理論”上的學習和畢業時間：假設入學年齡為6歲，18歲高考并進入大學，大學本科時間為4年，專科時間為3年，則大學本科畢業和?？飘厴I時間分別為22歲和21歲。⑦由于擴招政策主要影響高等教育，所以我們將分析的對象限定于受教育程度為高中及以上的樣本。在參考了其他文獻（如吳要武、趙泉，2010；邢春冰、李實，2011）的基礎上，我們選取了2002年和2008年數據中年齡在22-37歲之間的樣本。根據本文的推斷，2002年數據中上述年齡段的樣本參加高考的時間為1983-1998年，其不受擴招政策的影響，2008年數據中上述年齡段的樣本參加高考的時間為1989-2004年，其中1999-2004年參加高考的樣本受到擴招政策的影響，按照上述推斷其年齡為22-27歲，將此年齡組定義為“年輕組別”。而年齡段為28-37歲的樣本參加高考的時間為1989-1998年，未受到影響，將此年齡組定義為“年老組別”。由于年齡和教育程度的限制，并剔除沒有工作的樣本和有缺失值的樣本，最終的樣本量為2002年2920個樣本，2008年2591個樣本。

表1列出了數據基本的描述統計。從中可以看出，2002年樣本的平均月收入為893.18元，平均年齡為30.8歲，男性占49.4%，已婚人群占72.2%，漢族占絕大多數，少數民族只占4.6%。樣本中擁有高中或中專學歷占46.4%，大學及以上學歷占53.6%，東部地區樣本占34.2%，中部占40.5%，西部占25.3%。非殘疾比例為83.1%，經驗即工作年數平均為10.1年。2008年，樣本的平均月收入增加到了2388.43元，但標準差有所上升，說明在這兩個時期內，收入不平等程度擴大了。平均年齡、男性樣本以及已婚的比例沒有大的變化，漢族和東部地區樣本的比例均有所提高，殘疾人員的比例下降，平均工作年數減少了3.3年。大學生所占比重顯著提升，由2002年的53.6%增加到了67.6%，這說明擴招促使城鎮受過大學教育的勞動力數量顯著提高。職業分為七類，相對于2002年，2008年的服務業人員的比例增加，負責、管理人員和工人的比例減少，其他職業比例沒有大變化。行業分為十六類。

表1　數據基本的描述統計（22-37歲、高中以上學歷）

三、擴招與性別收入差距的關系分析

（一）描述統計結果

在本文的分析中，有三組重要的虛擬變量：年份、年齡組以及性別變量。根據本文要研究的主要內容，把三組數據對應的收入均值描述性信息報告在表2中。整體來說，2002年女性收入比男性低13.2%，2008年女性收入比男性低23.7%，可以得出女性的收入普遍低于男性。2008年的性別收入差距相比于2002年來說擴大了，這一點在之后的回歸中也會體現出來。

圖1給出了2002年和2008年數據中22-37歲男性和女性分別的收入均值情況?？梢钥闯觯?008年28-37歲年齡組的兩條性別收入曲線基本平行，22-27歲年齡組的性別收入差距相對于28-37歲年齡組有縮小的趨勢。而2002年的數據中22-37歲均為未受擴招影響的樣本，兩條性別收入曲線基本相似。但即使是未受擴招影響的樣本，收入差距在22-27歲也有縮小的情況。所以，即使很小的年齡差異對于收入的影響也會很大，如果僅僅利用2008年數據進行前后比較擴招對性別收入差距的影響就會出現偏差。但整體來說，2008年性別收入差距的縮小主要集中在22-27歲年輕組別，所以我們有理由相信這兩者之間的差異是大學擴招導致的。從圖中也可以看出，隨著年齡增長（工作經驗增加），收入也都持續提高，呈上升趨勢。

表2　分性別、年齡的收入描述

圖1　2002年和2008年不同年齡段的分性別收入情況

（二）擴招對收入的影響回歸分析

1.模型設定

某項政策實施后，可能會對一部分個體產生影響，而對另一部分個體沒有影響，通常把產生影響的個體稱為干預組，而沒有受到影響的個體被稱為對照組。要評估政策的影響效果，一般情況下由于兩組本身的系統性差異，不能直接對比兩組樣本在政策發生前后的結果變量，而要采用雙重差分估計，即收集政策發生前后兩個時期的個體數據 （既包括干預組，也包括對照組），先估算兩組樣本在政策實施前后結果變量的差異，分別進行差分，再對兩個差分值再次差分，得到的差值就可以作為政策的影響效果。雙重差分模型為：

其中，D為政策虛擬變量，對于干預組D=1，對照組D=0；t為時期虛擬變量，政策發生前t=0，政策發生后t=1。D●t為D與t的交互項，ε為擾動項。

根據本文研究目的，運用2002年和2008年的數據，具體模型如下：

其中，y表示月工資收入，即由勞動者在工作中通過勞動所產生的收入，包括工資、補貼和獎金。之所以采用工資收入，是由于其最能體現勞動者的人力資本⑥。根據Mincer（1974）提出的工資收入方程，將月工資收入取對數，并把月收入對數作為被解釋變量。age22-27表示樣本的年齡是否處于22-27歲之間，若處于之間，取1，否則取0。year表示樣本是否來自2008年，若是2008年的樣本，則取1，來自2002年則取0。age22-27●year為age22-27與year的交互項，X為其他控制變量，包括性別（gender）、年齡（age）及其平方項（age2）、受教育程度（edu）、婚姻狀況（marr）、民族（nation）、殘疾 （dis）、工作經驗 （exp）及其平方項（exp2）、職業 （occup）、行業 （sector）、東部地區（eastern）、中部地區（middle），ε為擾動項。其中2008年的數據中沒有工作年數這一問題，故經驗即工作年數是由數據年數減去開始工作的年數計算得出。地區是按東、中、西三部分劃分，東部地區包括北京、遼寧、上海、江蘇、浙江和廣東；中部地區包括山西、安徽、河南和湖北；西部地區包括重慶、四川、云南和甘肅。

表3簡單說明了雙重差分模型的原理（為簡單起見，沒有考慮控制變量X），β1表示2002年年老組別和年輕組別收入的差異，β1+β3表示2008年年老組別和年輕組別收入的差異，則β3為擴招前后年老組別和年輕組別對收入對數的影響差異。同理，β2為年老組別在兩個年份之間收入的差異，β2+β3為年輕組別在兩個年份之間收入的差異，也可以得到β3為擴招對收入的影響。綜上，在控制了年齡差異和時間趨勢后，交互項的系數β3就代表了教育擴招對收入的影響。

由于上述雙重差分模型把性別變量簡單地當作解釋變量，只能由性別變量的系數得到男性與女性收入上的差距的百分比，而得不到性別收入差距中由于教育擴招影響的結果占多大程度。進一步，為了得到教育擴招對性別收入差距的影響，我們對上述模型進行改進：將性別變量和年齡虛擬變量、性別變量和年份虛擬變量的兩兩交互項、以及三者的交互項納入到上述模型中，得到三重差分模型：

根據上式，我們分別分離出擴招對女性與男性的收入、以及兩者之間收入差異的影響：

（1）擴招對男性收入的影響：

Inγ中的下標1、2分別表示擴招前（year=0）和擴招后（year=1）。

（2）擴招對女性收入的影響：

（3）擴招對男性和女性收入差異的影響：

2.回歸分析結果

本部分對所設定的模型進行實證檢驗，分析高等教育擴招政策對性別收入差距的影響?？刂谱兞肯嚓P系數矩陣顯示，控制變量間相關性較小，不會產生多重共線性問題。

表4的a1首先進行了對沒有加入與年齡組有關的虛擬變量的回歸，只引入性別與年份的交互項，來分析不同年份之間性別收入差距的變化趨勢。從性別與年份的交互項的系數可以看出，2008年的性別收入差距相比于2002年增大了9.7%，并在1%的置信水平上顯著。這說明樣本在兩個年份之間，性別收入差距是擴大的。剔除了不顯著的控制變量（marr、nation、dis）后的回歸結果（a2）顯示，2008年的性別收入差距較2002年依然增大了9.5%。2008年收入水平相比于2002年增長了86.5%，說明整體收入水平隨時間呈現顯著增長。

b0使用前文給定的模型進行回歸，加入了年齡組變量及其相關的交互項，三個變量的交互項系數顯示，高等教育擴招政策使得性別收入差距降低了13.2%，剔除不顯著的控制變量（nation、dis）后結果為b1，下降的效應仍為13.2%，這意味著高校擴招政策的確對縮小性別收入差距起著一定的作用。將a1和b1的結果比較來看，整體上兩個年份之間的性別收入差距擴大9.5%，但是如果沒有擴招對性別收入差距縮小的影響，性別收入差距將會進一步被拉大。此外在剔除了不顯著變量的b1結果中，年齡、年齡平方項、經驗、經驗平方項、是否上了大學、婚姻狀況、地區差異這些變量都對收入有著顯著的影響。

為說明不同組間的性別收入差距是擴招導致的而不是年齡組本身的差異造成的，檢驗模型b的有效性，本文構建一個證偽檢驗:在表4的c模型中，將樣本年齡組設定為28-37歲，并將年齡組分為28-32歲（人為干預組）和33-37歲（對照組）兩組，并定義變量age28-32，若樣本年齡介于28-32歲之間，取值為1，若介于33-37歲之間，取值為0，其余交互項定義與b模型相似。其他變量保持和b模型中一致，由于28-37歲年齡組的樣本沒有受到高校擴招的影響，預測其回歸結果三重交互項是不顯著的，該預測與回歸結果吻合，不論是否剔除不顯著的控制變量（c0和c1模型），這兩個年齡組的人在不同年份間的性別收入差距并不顯著，這在一定程度上說明b模型中的得到的性別收入差距并不是年齡組本身的差異造成的，而是擴招帶來的影響。

表3　雙重差分原理

表4說明，雖然2008年的性別收入差距相比于2002年增大了，但擴招在一定程度上縮小了這種差距?；貧w結果初步驗證了前文的推斷，即高校擴招政策會通過縮小教育上的性別差距來縮小性別收入差距。為提高本文說服力，后文將對這一推斷的作用機制進行進一步的驗證。

四、進一步的解釋

在文章這一部分我們對前文的猜測加以印證，首先分析擴招與性別教育差異的關系，其次分析不同性別教育回報率的問題，來說明前文的結論的內在機制。

（一）擴招與性別教育差異的關系分析

表4　高校擴招對性別收入差距的影響（差分模型）

表5　分性別、年齡的大學及以上教育水平比例

教育在很大的程度上決定了一個人的收入水平，為解釋前文的回歸結果，即擴招為什么縮小了性別收入差距，下面我們來分析擴招對性別教育差距的影響。首先我們對不同年份不同年齡段的男性與女性的收入水平進行簡單的描述統計，其次對其進行回歸分析。

1.描述統計結果

表5列出了2002年和2008年不同性別、不同年齡組別中大學及以上教育水平的樣本占總體同齡同性別人群的比例。雖然兩個年份各自的樣本中，男性上大學的比例均高于女性，但相比于2002年，2008年男性整體中上大學比例提高了13%，女性樣本中上大學的比例提高了15%，女性上大學比例的提升速度大于男性。分年齡段來看，22-27歲年齡組上大學的比例男性上升了24.9%，女性上升了16.7%，男性上大學比例的增長速度高于女性；28-37歲年齡組上大學的比例男性上升了8.4%，女性上升了14.6%，女性高于男性。

2.擴招對教育程度影響的回歸分析

為保證前后的一致性，此處的回歸仍選用前文中篩選的樣本進行分析。延續前文中擴招對性別收入差距影響的三重差分模型，引入受教育程度（edu）作為被解釋變量，即樣本是否為大學或大專及以上學歷；仍將 year2008、age22-27、gender、age22-27●year2008、age22-27● gender、year●gender、age22-27●year2008●gender因素作為解釋變量引入方程；同時引入其他控制變量控制其對受教育程度的影響，包括年齡（age）及其平方項（age2）、婚姻狀況（marr）、父母最高受教育程度（edulevfm）、兄弟姐妹個數（brother sister）、東部地區（eastern）和中部地區 （middle），并以西部地區作為對比。其中edulevfm變量參考了陳奇（2013）中變量的設置：綜合考慮父母親雙方的情況，以父母中學歷較高的一位的文化程度來體現家庭文化背景，而不是僅僅考慮父親的文化程度⑦。但數據中父母最高受教育程度有部分缺失值，在處理數據時，為防止該部分數據被刪除，保證前后回歸數據的一致性，筆者對兩個年份樣本父母最高受教育程度分別求均值，并將缺失值代替為均值（edulevfm=5）。控制變量相關系數矩陣顯示，控制變量間相關性較小，不會產生多重共線性問題。下面對這一模型進行回歸結果分析。

表6　高校擴招對性別教育差距的影響（差分模型）

表6對教育進行了回歸。結果表明，擴招對于縮小性別教育水平的差距有著顯著的影響，在logit模型中，擴招使得男性高于女性上大學的概率比擴招前縮小了61.2%；probit模型中，擴招使得男性高于女性上大學的概率比擴招前縮小了36.9%。兩個回歸結果的似然比檢驗結果分別為586.71和585.03，都在0.000水平下顯著?；貧w估計結果與描述統計的結果相吻合。

描述統計和回歸分析的結果都表明，高校擴招政策有助于縮小性別教育差距，這與陳奇（2013）的結論一致。⑧這也說明擴招對于縮小性別收入差距的作用確實在一定程度上是由于其縮小了性別教育差距。筆者猜測這是因為擴招政策使得女性上大學的可能性增加了，使在擴招前不能上大學的那部分女性獲得了高等教育，縮小了男性女性受到高等教育概率上的差異，從而進一步地縮小了其性別上的收入差距。

表7　性別教育回報率回歸

（二）性別教育回報率回歸分析

本部分對性別教育回報率進行了回歸分析。表7中（1）未加入year2008●gender交互項，回歸結果表明，女性比男性的教育回報率顯著高出6.9%，在（2）中加入年份和性別交互項后，女性比男性的教育回報率高出8.1%，這說明在接受相同的教育時，女性比男性獲得的收入更高。也正因這樣，當擴招使得女性教育水平與男性的差距縮小時，存在一定的性別教育回報率的差異起到乘數作用，使得男性與女性的收入差距得以進一步的縮小。當然這里的模型存在一定的能力內生性問題，但由于該模型不是文章中的重要模型，只是為解釋現象進行的回歸，簡便起見，不再對其進行工具變量處理。

通過兩方面的分析，我們驗證了前文猜測擴招一定程度上通過縮小教育差距進而縮小性別收入差距的事實。

五、穩健性檢驗

文章中把1999年的高校擴招視為一個自然實驗，所以它的有效性就需要評估。參照吳要武（2010）的文章⑨，選用28-37歲年齡組作為22-27歲年齡組的控制組時，兩個群體處于不同生命周期，市場表現可能不同。這可能造成一定程度的內生性偏差。但上文中將28-37歲年齡組作為整體，28-32歲作為干預組分析的結果說明，不同年齡段的差異不明顯。且重復截面數據和差分估計，可以消除不隨時間變化的異質性偏差，這意味著即使存在一定的偏差，本文差分模型也還是有效的。

（一）穩健性回歸

參照邢春冰和李實（2011）文章中穩健性檢驗的方法⑩，表8重新定義年老組別，回歸（1）中將28-31歲的樣本刪除，年老組別定義為32-37歲，（2）中將28-33歲的樣本刪除，年老組別定義為34-37歲，（3）中不刪除樣本、但對其進行中位數回歸，分別對運用三重差分模型進行回歸，三重交互項結果仍是顯著的，說明擴招對性別收入差距仍有顯著影響，這說明本文回歸結果是穩健的。

表8　穩健性檢驗

（二）分地域檢驗

中國勞動力市場發育呈現明顯的東、中、西差異，東部地區就業市場供過于求，而中西部表現為供不應求。如今隨著經濟水平發展的不平衡，畢業生主要選擇去東部城市發展就業。本文此處分地域回歸主要目的在于分析不同地域在該問題上的差別。文章前文提到將樣本按省份分為東、中、西三部分，此處對每一部分分別進行回歸分析。

表8中給出了高等教育擴招政策對不同地區畢業生性別收入差距的回歸結果。對東部地區而言，在1%的顯著性水平下，擴招使得性別收入差距降低了36.9%之多，而對于中西部地區，結果并不顯著，并不排除由于樣本量較小導致顯著性較差的可能。比較結果可知，擴招政策對于東部地區的性別收入差距影響最大。東部地區經濟水平上升迅速，使得教育發展迅猛，高于中西部地域的發展水平，且東部地區供過于求，市場競爭較為激烈，這促使其性別收入差距的縮小更加明顯。而中西部地區（尤其西部地區）的教育水平還相對比較落后，發展不如東部迅速，這使得中西地區的性別收入差距并沒有顯著地降低。

表9　分地域回歸

六、結論及思考

（一）結論

本文運用2002年和2008年CHIPS數據，首先分析預測了高校擴招對性別收入差距的影響，進而運用三重差分方法實證檢驗，得出以下結論：

第一，高等教育擴招政策對性別收入差距有著顯著的縮小效應。2008年的樣本中性別收入差距比2002年降低了13.2%，且通過本文的驗證，證明這種改變不是年齡組本身的差異造成的。通過回歸驗證，該結論是穩健的。

第二，通過分析教育回報率的差異可知，女性比男性的教育回報率高出6%-8%。當擴招使得女性教育水平與男性的差距縮小時，性別教育回報率差異所起到的乘數作用，更使得男性與女性的收入差距得以進一步的縮小。

第三，分地域回歸顯示，東部地區而言，在1%的顯著性水平下，擴招使得性別收入差距降低了36.9%之多，而對于中西部地區，結果并不顯著。分析其原因，主要是中西部地區教育水平的發展慢于東部地區，且市場上需求大于供給，性別收入差距的降低被延緩了。

（二）思考

盡管高校擴招降低了大學畢業生的收入、提高了失業率，但是這項政策對于我國長久以來的性別收入差距問題而言，其積極意義是應當肯定的。教育是勞動者積累自身人力資本的最主要的方式，勞動者通過接受教育可以獲取專業知識和專業技能，從而有助于提高勞動生產效率和個人的工資收入水平。通過以上的分析可以發現，教育擴招與性別收入差距之間存在顯著的影響關系，擴招后群體男性和女性的收入差距縮小了。而且，教育擴招對性別收入差距的影響，不僅取決于男性和女性勞動力群體的的教育水平，也取決于男性和女性教育回報率的不同，因而將教育擴招這一因素對性別收入差距影響的兩個方面綜合考慮才更全面、更有效?？梢酝ㄟ^加大高等教育投入來縮小性別收入差距，更大程度地優惠女性群體，或許性別間的收入差距將會有著更大程度的降低。同時，也要注重中西部地區的教育發展，提高中西部地區的經濟水平，使其性別收入差距得以縮小，保證東中西地區的平衡與穩定。

高等教育擴招政策對性別收入差距的影響并不是一個短期的效應，并且將持續存在，隨著時間的推移，高校擴招的影響效應也在不斷更新中，總之，高等教育擴招對性別收入差距的影響還需進一步地持續觀察研究。

注釋：

①陳煜婷、張文宏.市場化背景下社會資本對性別收入差距的影響——基于2009JSNet全國數據.［J］.社會，2015（6）:178-205.

②Parish，L.William and Sarah Busse.2000.“Gender and Work: Chinese Urban Life Under Reform.”In Chinese Urban Life Under Reform:The Changing Social Contract，edited by Wen Tang and William L.Parish.Cambridge:Cambridge University Press:209-231.

③Shu，X.&Bian，Y.Male-femalewagedeterminationandgender wagediscriminationinChina'sruralindustrialsector.LaborEconomics，1998 （1），67-89.

④李實、馬欣欣.2006.中國城鎮職工的性別工資差異與職業分割的經驗分析［J］.中國人口科學（5）:2-13.

⑤邢春冰、李實.擴招_大躍進_教育機會與大學畢業生就業［J］.經濟學，2011（10）.

⑥呂姝儀、趙忠.高校擴招_職業代際流動與性別差異［J］.勞動經濟研究，2015（3）:52-69.

⑦張卓、徐俊.我國高校擴招對大學生收入影響的實證分析［J］.未來與發展，2015（9）:32-36.

⑧陳奇.擴招與高等教育機會的性別平等化［D］.浙江:浙江師范大學，2013.

⑨吳要武、趙泉.高校擴招與大學畢業生就業［J］.經濟研究，2010 （9）:93-108.

⑩邢春冰、李實.擴招_大躍進_教育機會與大學畢業生就業［J］.經濟學，2011（10）.

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［12］吳要武、趙泉.高校擴招與大學畢業生就業［J］.經濟研究，2010 （9）:93-108.

［13］邢春冰、李實.擴招_大躍進_教育機會與大學畢業生就業. ［J］.經濟學，2011（10）.

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（責任編輯：張斌）

翁淑虹蔣冬瑤/北京師范大學經濟與工商管理學院經濟系