教育錯配對勞動力幸福感的影響機制研究

馬增林， 于璟婷， 王 磊

（東北農業大學 經濟管理學院， 黑龍江 哈爾濱 150030）

一、問題提出

幸福是人類追求的終極目標之一， 是個體根據自身標準對其生活質量的綜合性評價［1］， 是經濟發展的最終目的和精神動力［2］。 改革開放以來， 中國經濟取得巨大成就， 已跨上 “上中等收入” 新臺階［3］。 但據全球幸福報告 （2012） 顯示， 中國經濟增長速度明顯高于國民幸福感提升速度［4］。 在此背景下， 中國政府高度重視國民幸福感問題， 十九大報告明確提出， “增進民生福祉是發展的根本目的”。 隨后， 政府陸續推出就業促進、 教育助學等 “幸福工程”， 著力將經濟發展所創造的物質財富轉化為國民更高程度的幸福感。

幸福不僅成為政府的施政目標， 也成為學術界關注的焦點。 事實上， 幸福感的影響因素十分復雜，如經濟、 人口社會學特征、 政策以及環境因素等［5-7］， 其中教育對幸福感的影響已成為幸福經濟學的研究熱點。 該領域的相關研究大多側重于教育水平的提高能否提升幸福感， 未充分探討勞動力市場中， 作為供給方面的勞動力人力資本和作為需求層面的用人單位間匹配不合理的互動效應， 即教育錯配①教育錯配是指勞動力實際接受的教育與崗位要求不符， 既包括勞動力實際受教育年限與工作所需受教育年限間的差距， 也包括其專業與勝任職業間的錯配， 本文著重考察教育年限的不匹配。。 教育錯配的研究始于20 世紀70 年代的美國［8］， 鄧肯和霍夫曼（Duncan ＆ Hoffman， 1981）［9］最早界定了該研究的核心概念： 教育過度和教育不足。 當勞動力實際受教育年限超出工作所需教育年限時， 稱為教育過度；反之， 受教育年限低于工作所需教育年限時， 則稱為教育不足。 教育過度和教育不足統稱為教育錯配。那么， 在經濟高質量發展、 產業進一步細分的市場環境中， 中國勞動力市場是否存在教育錯配現象？ 如果存在， 在不同群體間差異如何？ 教育錯配給勞動力幸福感帶來怎樣的影響， 其作用機制及邊界條件是什么？

本文采用2017 年中國綜合社會調查（CGSS） 數據， 基于社會比較理論， 從工作、 教育水平兩個角度， 即分別以相同工作的教育適配者或相同教育水平的教育適配者為參照點， 實證檢驗教育錯配對勞動力幸福感的影響， 以期為回答上述問題提供切實可靠的微觀證據， 并為緩解人力資源配置不當的負面效應， 構建幸福社會提供政策啟示。

本文可能的邊際貢獻在于： （1） 機制創新， 構建有調節的中介模型， 探討工資、 社會公平感在教育錯配影響勞動力幸福感過程中的作用機制， 彌補已有研究僅探討二者關系的不足； （2） 視角新穎， 從社會比較理論視角深入認識教育錯配對幸福感產生影響作用的潛在心理過程， 使該理論成為探究教育錯配后果的新的理論基礎； （3） 數據有一定代表性， 采用最新的微觀調查數據， 并運用2018 年中國家庭追蹤調查（CFPS） 數據進行穩健性檢驗， 補充來自中國勞動力市場的新證據。

二、文獻綜述

教育錯配的相關研究大體可分為兩類： 一是從理論上解釋教育錯配存在的原因； 二是分析教育錯配的影響效應。

1. 教育錯配現象的理論闡述

經濟學者們運用不同理論解釋勞動力市場上存在的教育錯配現象。 人力資本理論從勞動力供給角度認為， 教育擴招使勞動力市場上供大于求， 出現教育錯配現象［10］。 但根據該理論， 在完全競爭條件下， 教育錯配現象是暫時的， 可以通過工資調整、 勞動力流動等措施在長期達到新的供求平衡。 然而，在現實中， 勞動力具有異質性， 勞動力市場難以達到完全競爭條件［11］。 信號篩選理論從勞動力需求角度為教育過度現象長期持續存在提供了更合理的理論基礎。 該理論強調工作的可獲得性， 在信息不對稱的勞動力市場上， 學歷成為企業篩選人才的標準， 勞動力需要不斷增加教育投資以獲取更好的工作，這使得最終獲得工作的勞動力往往出現教育過度［12］。 勞動力市場分割理論則為更一般的教育錯配現象提供解釋。 根據該理論， 勞動力市場被分割為一級勞動力市場和二級勞動力市場。 一級勞動力市場一般擁有較好的工作環境、 較高的薪酬待遇和較完善的福利保障， 因此， 勞動力往往不斷提高教育水平以在一級勞動力市場實現高質量就業。 由于一級勞動力市場工作崗位有限， 供大于求， 導致教育過度現象。 而在二級勞動力市場上， 供小于求， 出現教育不足現象［10］。

上述理論從不同角度為教育錯配現象的短期存在提供了理論支撐， 但對于該現象是否會隨著時間的推移逐漸得到改善這一問題存在著不同的理論解釋。 本文認為， 勞動力市場分割理論對中國勞動力市場中的教育錯配現象具有更好的解釋力。 這是因為， 城鄉二元計劃經濟體制將中國勞動力市場分割為農村勞動力市場和城市勞動力市場［13］。 這兩個市場在工資、 福利等方面存在較大差異， 進而引發教育錯配現象。 并且， 由于制度約束和流動壁壘等因素的長期存在， 教育錯配將是一個持續性問題。

2. 教育錯配的影響效應

國內外學者探討了教育錯配現象引發的不同層次的影響， 從宏觀層次， 教育錯配會對社會生產力的提高形成約束， 影響經濟增長的持續性和穩定性［14］； 從企業層次， 教育過度負向影響勞動生產率［15］； 從個人層次， 教育過度者遭受顯著的工資懲罰［16］。 現有研究雖然從多個層次豐富了對教育錯配貨幣影響效應的理解且取得了較為一致的研究結論， 但未充分探討教育錯配的非貨幣化收益， 如幸福感。

既有的關于教育錯配對勞動力幸福感影響的研究不多， 主要有兩種觀點。 一種觀點認為， 教育錯配對勞動力幸福感具有負向影響。 薩利納斯-希門尼斯等（Salinas-Jimenez et al.， 2016） 基于歐洲社會調查數據發現， 教育過度者由于未實現從事某份工作的期望， 將產生較低的主觀幸福感［17］。 弗蘭克和侯（Frank ＆ Hou， 2018） 以加拿大移民和本地勞動力為研究對象發現， 由于教育過度而形成的向下就業與失業一樣均將導致主觀幸福感的損失［18］。 另一種觀點認為教育錯配對勞動力幸福感具有正向影響。 穆恩等（Moon et al.， 2019） 以韓國畢業生為研究對象發現， 教育過度將提高個體幸福感［19］。 巴蒂羅-阿馬多爾和維拉-拉多薩（Badillo-Amador ＆ Vila-Lladosa， 2006） 發現， 當教育適配者與教育錯配者從事相似工作時， 教育錯配年限對幸福感將產生積極的影響［20］。 也有專家認為教育過度對幸福感的影響并不顯著［21］，這可能是由于教育過度對幸福感的正面影響與負面影響之間互補產生了平衡作用。

通過對研究文獻進行梳理后發現， 現有研究仍存在不足之處。 首先， 關于教育錯配與勞動力幸福感關系的研究主要圍繞教育過度展開， 缺乏對教育不足的關注。 在有關教育不足的文獻中， 學者們并未直接探討其與幸福感之間的關系， 而是研究其對與幸福感正相關的工作滿意度產生的影響［22-23］。 其次， 教育錯配對勞動力幸福感的影響尚存在學術爭議， 因此二者之間究竟存在何種因果聯系仍是一個懸而未決的問題。 再次， 上述研究僅僅考慮了教育錯配對勞動力幸福感的直接效應， 而忽視了間接效應。 即使是探討內在機制的研究也大多停留在理論層面， 未通過實證檢驗來證實。 最后， 現有研究多基于國外市場環境， 較少探討中國勞動市場中的教育錯配問題及其對勞動力幸福感的影響。

三、機制分析與研究假設

1. 教育錯配與幸福感

在文獻回顧的基礎上， 本文將基于社會比較理論， 分別以相同工作的教育適配者或相同教育水平的教育適配者為參照， 嘗試建立中國情境下教育錯配影響勞動力幸福感的解釋路徑。

教育錯配可能是勞動力進行社會比較的起因。 社會比較理論認為人們往往通過與他人比較而獲得自身處境的評價［24］， 該評價成為個體能否獲得幸福的心理基礎［25］。 因此， 教育錯配者在與教育適配者對比后， 形成了有關就業質量、 自我價值等方面的認知， 從而影響幸福感。 具體地， 同一工作背景下， 相比教育適配， 教育過度往往伴隨著較好的職業保障［26］、 更好的晉升機會［27］等， 從而可能使教育過度者認為其實現了更高質量的就業， 獲得自我滿足， 使幸福感在綜合作用下與教育過度呈現正相關關系。 相反，教育不足者可能產生低貢獻感和低自我價值認知［28］， 從而負向影響幸福感。 相同受教育程度下， 相比教育適配， 教育過度導致勞動力遭受了隱性失業［29］， 因而可能使其形成就業質量低， 難以通過工作獲得成長的判斷， 從而幸福感下降； 教育不足者獲得工資紅利， 從而產生更為積極的就業評價和自我評價， 幸福感提升。 因此， 本文提出如下假設：

假設H1a： 同一工作背景下， 相比教育適配， 教育過度正向影響勞動力的幸福感， 教育不足負向影響勞動力的幸福感。

假設H1b： 同一受教育年限下， 相比教育適配， 教育過度負向影響勞動力的幸福感， 教育不足正向影響勞動力的幸福感。

2. 工資的中介作用

教育錯配導致勞動力實際工資水平扭曲。 當教育過度者在低于自身受教育水平的工作上就職時，企業愿意為其支付比相同工作的適配者更高的工資， 以此留住高素質人才［30］。 但同時也無法人盡其才， 出現低就現象， 其工資低于受教育年限相同的適配者［31］。 教育不足者在高于自身受教育水平的工作任職時， 由于受教育程度較低， 向雇主傳遞著低產出勞動力的信號， 因此， 企業會相應減少其工資［23］。 但相比教育水平相同的教育適配者， 其實現了更高水平就業， 工資水平也有所提高［32］。 因此，本文提出如下假設：

假設H2a： 同一工作背景下， 相比教育適配， 教育過度對工資的影響呈現工資溢價效應， 教育不足對工資的影響呈現工資懲罰效應。

假設H2b： 同一受教育年限下， 相比教育適配， 教育過度對工資的影響呈現工資懲罰效應， 教育不足對工資的影響呈現工資溢價效應。

運用溢價和懲罰來揭示教育錯配群體的教育收益特征， 是對相對工資的觀察［33］。 社會比較理論認為，相對收入顯著影響幸福感［34］。 根據教育錯配工資效應的相關研究可知， 同一工作背景下， 相比教育適配，教育過度使勞動力獲得正向的工資溢價， 從而使其產生自我滿足感， 幸福感高于教育適配者。 教育不足者從事相同的職業， 但工資低于教育適配者， 這種比較可能導致其心理上產生相對剝奪感， 從而大大削弱幸福感。 同理， 相比于相同受教育年限的適配者， 教育過度者遭受工資懲罰， 其幸福感低于教育適配者， 教育不足者獲得工資溢價， 其幸福感高于教育適配者。 因此， 本文提出如下假設：

假設H3： 工資在教育錯配影響幸福感過程中起中介作用。

3. 社會公平感的調節作用

如何緩解不同背景下教育錯配對幸福感的負向影響？ 社會公平感可能發揮著至關重要的作用。 社會公平感是指個人判斷社會事件時的主觀感知［35］。 如前文所述， 教育錯配使教育回報率出現顯著差異， 即導致工資差距， 比如， 相同受教育年限下， 教育過度者遭受工資懲罰， 懲罰程度越大， 與適配者的工資差距越大。 根據社會比較理論， 工資差距的存在使得相比于教育適配者， 教育回報率顯著為負的勞動力幸福感的降低。 已有研究表明， 社會公平感越高， 工資差距對幸福感的影響越小［36-37］。 由于工資在教育錯配影響勞動力幸福感的過程中起中介作用， 因此， 此中介效應的大小會受到社會公平感的影響。 當勞動力的社會公平感較低時， 教育錯配通過工資對幸福感的負向間接影響顯著； 當勞動力的社會公平感較高時， 教育錯配通過工資對幸福感的負向間接影響較小。 因此， 本文提出如下假設：

假設H4： 社會公平感調節教育錯配通過工資對幸福感的負向間接效應。

基于以上分析， 本文構建的研究模型如圖1 所示。

圖1 理論分析框架

四、數據與模型構建

（一） 數據來源

鑒于核心變量數據的時效性以及資料的保密性， 本文采用2017 年CGSS 數據， 一共獲得有效問卷12 582份。 考慮到研究內容， 本文僅保留年齡在16～60 歲且在2017 年處于就業狀態的個體， 最后刪除了主要變量存在缺失的樣本， 共獲得有效樣本4 186 份。

（二） 變量測量

被解釋變量為幸福感。 其測度方法是通過詢問“總的來說， 您覺得您的生活是否幸福？”， 回答從非常不幸福=1 到非常幸福=5， 分數越低， 幸福感越低。 該方法盡管比較簡便， 但與眾多學者的做法一致［38-39］， 因此， 具有較高的效度和信度。 雖然該度量主觀性強， 易產生測量誤差， 但當幸福感為因變量時， 即使其為主觀指標， 但只要誤差具有隨機性， 不會因測量誤差而產生估計偏誤［40］。

核心解釋變量為教育-職業匹配指標， 即教育過度、 教育不足兩個虛擬變量， 以及工作所需教育年限或實際受教育年限。 測算方法主要有： 主觀評價法、 工作分析法和實際匹配法（標準差法和眾數法）。 由于受訪者傾向于得出教育過度的主觀評價， 而工作分析法的衡量標準具有滯后性， 故本文采用實際匹配法處理現有數據， 即標準差法為主要測量方法， 眾數法為輔助測度方法。 具體做法如下： 根據周密等（2018）［41］的做法， 首先基于國家統計局《職業分類標準》， 將樣本所從事的職業劃分為七大職業類型（不包括軍人）； 再依據省份-職業分組， 然后運用標準差法或眾數法將其分為教育不足、教育過度。

標準差法為先采用平均值法求出某一職業的平均受教育年限， 再在此均值上加減一個標準差， 形成區間。 在區間內部， 樣本實際受教育年限即為工作所需教育年限， 在區間外部， 工作所需教育年限為平均受教育年限。 當個人實際受教育年限超出該區間并靠右， 為教育過度， 賦值為1， 其他情形賦值為0；超出該區間并靠左， 為教育不足， 賦值為1， 其他情形賦值為0。 其中， 實際受教育年限由將勞動力最高學歷轉換為相應的教育年限得出。 眾數法是先求出某一職業中頻率最高的教育年限作為工作所需教育年限， 當勞動力實際受教育年限大于該值①眾數法計算的工作所需受教育年限出現了多個缺省值， 查看數據結構后用中位數替代眾數進行了填補， 而中位數不同于眾數有少數存在著小數的情況， 因此將A 賦值為1。時， 視為教育過度， 賦值為1， 其他情形賦值為0； 小于該值時，視為教育不足， 賦值為1， 其他情形賦值為0。

中介變量為工資。 由于工資的原始數據分布不均， 且呈正偏態分布， 因此將工資進行對數化處理以衡量該變量。

調節變量為社會公平感。 通過“總的來說， 您認為當今的社會公不公平” 這一問題測量， 回答從完全不公平=1 到完全公平=5， 分數越低， 社會公平感越低， 該方法已被學者采用［42］， 因此具有較高的效度和信度。

本文基于前人研究， 引入年齡、 性別、 婚姻狀況、 健康情況、 工作時間、 人口規模、 社交頻率、 所在區域等控制變量， 來減小因變量遺漏而造成的估計偏差。

所有變量的釋義和描述性統計見表1。

表1 變量釋義和描述性統計

（三） 模型設定

勞動力幸福感是典型的有序離散數據。 雖有學者指出， 若使用普通最小二乘法（OLS） 回歸， 將排序視為連續數據來處理， 可能影響估計的準確性［43］。 也有學者指出， 有序概率（Oprobit） 模型與OLS 回歸所得的估計結果在系數方向和顯著性水平上是高度一致的［44］。 由于本文研究重點在于勞動力教育錯配對幸福感的影響及其作用機制， 而估計結果的大小， 并不是要揭示的重點。 鑒于此， 本文將采用OLS 估計和Oprobit 模型分別進行回歸。

本文基于考察教育錯配工資效應的經典V-V 模型， 從工作、 教育水平兩個視角， 采用以下回歸模型探討教育錯配對幸福感的影響效應。

1.OLS 估計

普通的OLS 估計將幸福感作為基數進行處理， 具體模型設定如下：

Y=α0+αrSr+αeSe+αuSu+γX+μ（1）

式（1） 中，Y表示幸福感，μ為誤差項，X為一系列控制變量，So和Su分別代表教育過度和教育不足虛擬變量，Se表示工作所需教育年限（Sr） 或勞動力實際受教育年限（Sa）。 工作角度， 此時Se=Sr，αo和αu分別表示相比于相同工作的教育適配者， 教育過度、 教育不足對勞動力幸福感的影響； 教育水平角度，此時Se=Sα，αo和αu分別表示相比于相同教育水平的教育適配者， 教育過度和教育不足對勞動力幸福感的影響。

2. Oprobit 模型

該模型將幸福感視為排序變量， 需使用潛變量推出MLE （極大似然估計） 估計量：

Y*=α0+αrSr+αeSe+αuSu+γX+μ（2）

式（2） 中，Y*表示幸福感的潛變量， 與Y存在一定的數量關系， 當Y*≤C1時， 勞動力感到非常不幸福（Y=1）； 當C1＜Y*≤C2時， 感到比較不幸福（Y=2）； 以此類推， 當Y*＞C4 時， 感到非常幸福（Y=5）。

假設μ～N （0， 1） 分布，X表示所有解釋變量，Φ（·） 表示累積分布函數， 則Y可表示為：

P（Y =1）= Φ（C1- Xβ）

P（Y =2）= Φ（C2- Xβ）- Φ（C1- Xβ）

……

P（Y =5）=1- Φ（C4- Xβ） （3）

五、實證分析

（一） 勞動力教育-工作匹配測度

基于標準差法， 本文分戶籍、 性別、 工作經驗、 來源地區和教育程度， 計算中國勞動力市場中教育過度、 教育適配和教育不足的發生率， 詳見表2。

表2 勞動力教育與工作錯配發生率及比較 單位：%

表2（續）

如表2 所示， 中國勞動力市場的教育錯配率為27.16%， 其中教育過度占12.40%， 教育不足占14.76%， 但教育錯配在不同群體中的發生率存在較大差異， 具體而言：

從戶籍角度出發， 橫向來看， 農民工的教育過度率遠低于教育不足率， 城鎮戶籍勞動力的情況與之相反。 這可能是由于中國教育體系中的城鄉差異仍普遍存在， 所以導致大部分農業戶籍的勞動力學歷程度低， 教育不足發生率高。 縱向來看， 就教育適配率而言， 城鎮戶籍勞動力高于農民工群體， 這可能是由于戶籍制度捆綁著排他性的就業制度， 導致農民工難以找到與其教育水平相匹配的工作。 以上研究結論不僅與葉爾肯拜·蘇琴和伍山林（2016）［33］的研究結果一致， 也支持了勞動力市場分割理論對中國教育錯配現象長期存在的解釋。

從性別來看， 女性和男性的教育適配率是相似的， 分別為73.31%和72.46%。 但女性的教育過度率遠低于男性群體。

從工作經驗來看， 教育適配率最高的是擁有11～30 年工作經驗的勞動力， 具有10 年及以下工作經驗的勞動力最易出現教育過度， 具備31 年及以上工作經驗的勞動力最易出現教育不足。 由此看出， 工作經驗可以彌補教育年限的不足， 使勞動力得到合適的工作。

從來源地區來看， 東部沿海地區教育過度發生率最高， 西部地區教育不足發生率最高， 這可能是由于區域經濟發展情況存在差異， 東部地區正處于經濟高增長時期， 人才匯聚， 就業競爭激烈， 更易出現教育過度， 西部地區經濟發展相對緩慢， 對人才的吸引力較小， 更易出現教育不足。

從教育程度來看， 隨著學歷提高， 教育不足率逐漸降低， 教育過度率逐步增加， 說明高中及以下學歷無法滿足勞動力市場的用工需求， 而大專及以上學歷勞動力處于教育適配狀態的較少， 只能向下尋找工作機會。

（二） 勞動力教育錯配對幸福感的影響效應檢驗

1. 基本結果

表3 報告了教育錯配對勞動力幸福感影響的OLS 回歸②使用方差膨脹因子（VIF） 檢驗多重共線性的問題， 除了年齡及其平方， 其余解釋變量不存在多重共線性問題（VIF 都沒超過3）。和Oprobit 模型估計結果。 其中列（1）、列（2）為控制工作所需教育年限后得到的回歸結果， 無論是將幸福感視為連續變量的OLS 回歸， 還是認為其為內在排序的Oprobit 模型， 相比于相同工作的教育適配者， 教育過度者的幸福感顯著提升， 教育不足者的幸福感顯著降低， 假設H1a 得到驗證。 列（3）、 列（4） 為控制實際受教育年限后的回歸結果， 同理， 無論何種回歸， 相比于相同教育水平的教育適配者， 教育過度者的幸福感顯著下降， 教育不足者的幸福感顯著提升， 假設H1b 通過檢驗。

表3 教育錯配對幸福感的影響

2. 內生性討論

雖然得到初步的分析結果， 但由于教育錯配存在的測量誤差會引起內生性估計偏誤， 還不能武斷地接受這一結論。 對于規模未知、 方向未知的測量誤差偏誤通常用工具變量法來校正［45］， 因此， 本文將尋找教育錯配的工具變量。 由于式（1） 存在多個內生變量， Oprobit 模型難以直接采用工具變量法進行估計， 且OLS 回歸和Oprobit 模型估計結果較為一致， 故參照周廣肅和孫浦陽（2017）［46］的方法， 采用線性兩階段最小二乘法（2SLS） 對計量模型重新進行估計， 見表4。 需要指出， 如此， 基準模型和工具變量模型中教育錯配對幸福感的影響程度不再具有可比性， 但本文關注的重點是性質。

工具變量的選擇。 本文借鑒顏敏和王維國（2018）［47］的做法， 用眾數法度量下的教育-職業匹配指標作為標準差法度量下相應變量的工具變量①由于實際受教育年限是通過調查得出， 并非由實際匹配法計算而來， 因此當Se=Sr時， 工具變量為眾數法測量下的So、Su、Sr，當Se=Sa時， 工具變量為眾數法測量下的So、Sr。。 主要理由如下： 核心解釋變量的測量誤差將引起估計的有偏和不一致性。 假設為真實值， 而為測量值，e1為測量誤差， 若）=0 且那么， 在含誤差變量經典假設（CEV） 下， OLS 估計將向零偏誤。 解決的辦法是獲取的第二種度量， 假設其中為第二種方法的測量值， 即均錯誤地度量了， 但它們的測量誤差e1和e2不相關， 而是對同一種概念的兩種測度方式， 顯然相關， 此時可以用作為的工具變量。 兩種測度方式下各個核心變量測度指標具有強相關性， 但未完全相關， 相關系數介于0.68 到0.86 之間， 說明教育錯配測量指標方差中的14%～32%來自測量誤差。 因此， 本文采用眾數法測算相應指標作為工具變量， 旨在得到更為有效和一致的估計結果。

本文通過DWH 統計量來檢驗模型的內生性， 控制工作所需教育年限后， 模型檢驗結果為6.44， 在10%水平下顯著， 代表模型存在內生性問題。 第一階段回歸顯示眾數法度量下的教育-職業匹配指標與標準差法度量下的相應變量均在1%水平上顯著正相關， 且F 統計量（273.22、 1657.40、 451.05） 均大于10。 控制實際受教育年限后， 模型檢驗結果為4.96， 在10%水平下顯著。 第一階段工具變量與核心解釋變量在1%水平下顯著正相關， 且Kleibergen ＆ Paaprk rk LM （P=0.00）、 Kleibergen ＆ Paaprk Wald F（565.07） 檢驗結果拒絕工具變量識別不足和弱識別的原假設。

表4 報告了2SLS 的估計結果， 由列（1） 可知， 同一工作中， 教育不足仍在5%水平上負向影響幸福感， 而教育過度對幸福感的影響不顯著， 說明在糾正了教育錯配的測量誤差后， 相比相同工作的教育適配者， 教育過度者的幸福感未顯著提高。 由列（2） 可知， 同一受教育年限下， 教育過度對幸福感的影響在方向上與基準回歸結果一致， 顯著性增強， 而教育不足的回歸系數未通過顯著性檢驗， 說明在修正測量誤差后， 與相同教育水平的教育適配者相比， 教育不足者的幸福感未顯著提高。

表4 教育錯配對幸福感的影響（工具變量估計）

表4（續）

3. 穩健性檢驗

為了進一步驗證實證結果的可靠性， 本文進行了穩健性檢驗： （1） 更換被解釋變量， 有學者運用生活滿意度測度幸福感［48］， 因此， 本文將勞動力幸福感的測量調整為李克特七級量表的下列問題： “總的來說， 您對自己現在整體生活狀況的滿意程度”， 分數越高， 幸福感水平越高， 并重新進行2SLS 估計。（2） 更換數據來源， 為克服樣本不同對回歸結果的影響， 本文運用2018 年CFPS 數據， 對基準模型重新進行2SLS 估計， 其中樣本篩選及各變量的測量方法與前文一致， 在此不再贅述。 表5 報告了穩健性檢驗的實證結果， 可以看出其估計結果均與工具變量法的估計結果一致。

表5 穩健性檢驗：教育錯配對幸福感的影響

上述實證結果均表明， 相比于相同工作的教育適配者， 教育不足者的幸福感顯著下降； 相比于相同教育水平的教育適配者， 教育過度者的幸福感顯著下降。 該研究結論支持了教育錯配負向影響勞動力幸福感的觀點。

相比于相同工作的教育適配者， 教育過度者幸福感的變化在統計上不顯著的原因可能是， 影響教育過度者的參照點為具有相同學歷的個體， 而非從事同一工作的同事， 故即使教育過度者發現， 相比于從事相同工作的適配者， 其可以獲得高質量就業， 也不會對其幸福感產生較大影響。 同理， 影響教育不足者幸福感的比較對象為從事同一工作的同事， 而非受教育年限相同的適配者。

六、機制檢驗

本節將構建有調節的中介模型檢驗教育錯配影響幸福感的作用機制及邊界條件。

（一） 中介效應檢驗

本文采用自助法（Bootstrap） 進行中介變量的檢測［49］， 設定Bootstrap 樣本量為5 000， 選擇模型4 和95%置信度。

1. 同一工作背景下中介效應檢驗

如表6 所示， 相比相同工作的教育適配者， 教育不足者的教育回報率在1%水平上顯著為負， 遭受工資懲罰； 教育過度者的教育回報率在1%水平上顯著為正， 獲得工資溢價， 假設H2a 得到檢驗， 該實證結果與皮爾曼和魯布（Pearlman ＆ Rubb， 2020）［30］的研究結論一致。 從表6 可以看出， 工資在1%水平上正向影響幸福感， 效應大小為0.08， 支持了個體工資顯著正向影響幸福感的觀點［50］。

從表7 的中介效應檢驗可以看出， 同一工作背景下， 工資在教育不足和幸福感之間發揮的中介作用顯著（LLCI=-0.03，ULCI=-0.01， 置信區間不包含0）。 加入工資后， 教育不足對幸福感的直接影響效應仍顯著， 說明工資在教育不足影響幸福感過程中起部分中介作用。

表6 同一工作背景下教育不足通過工資影響幸福感變量關系的回歸分析

表7 同一工作背景下中介效應驗證結果

2. 相同受教育年限背景下中介效應檢驗

本文運用同樣的方法， 檢驗了相同教育背景下， 工資在教育過度與幸福感間的中介效應。

如表8 所示， 相比教育水平相同的教育適配者， 教育不足者的教育收益率高21.31%， 教育過度者的教育收益率比適配者低11.19%， 與前人研究結果一致［31-32］， 假設H2b 得到驗證。

從表9 可以看出， 同一受教育年限背景下， 工資在教育過度和幸福感之間的中介作用顯著（LLCI=-0.02，ULCI=-0.01， 置信區間不包含0）。 加入工資后， 教育過度對幸福感的直接影響效應仍顯著， 說明工資在教育過度影響幸福感過程發揮部分中介作用。 綜上， 假設H3 通過驗證。

表8 同一受教育年限下教育過度通過工資影響幸福感變量關系的回歸分析

表9 同一受教育年限下中介效應驗證結果

（二） 調節效應檢驗

本文同樣采用Bootstrap 法， 檢驗社會公平感在正負一個標準差下有調節的中介效應， Bootstrap 樣本量為5 000， 選擇模型15 和95%置信度， 見表10。

同一工作背景下， 當社會公平感較低時， 教育不足通過工資影響勞動力幸福感的間接效應顯著， 95%置信區間為［-0.07， -0.03］， 不包括0。 當社會公平感較高時， 教育不足通過工資影響勞動力幸福感的間接效應不顯著， 95%置信區間包括0， 因此， 隨著社會公平感的提高， 教育不足通過工資負向影響勞動力幸福感的間接效應逐漸減弱。 同時， 由有調節的中介效應的判定指標Index可知，Index=0.03， 95%置信區間為［0.02， 0.04］， 該有調節的中介效應顯著。 其中同一工作背景下， 在高社會公平感（+1SD）和低社會公平感（-1SD） 情況下， 工資與幸福感關系的調節效應如圖2 所示。

同一受教育年限背景下， 當社會公平感較低時， 教育過度通過工資影響勞動力幸福感的間接效應顯著， 95%置信區間為［-0.04， -0.01］， 不包括0。 當社會公平感較高時， 教育過度通過工資影響勞動力幸福感的間接效應不顯著， 因此， 社會公平感越高， 教育過度通過工資負向影響勞動力幸福感的間接效應越弱。 同時，Index=0.02， 95%置信區間為［0.01， 0.02］， 該有調節的中介效應顯著。 其中， 同一受教育年限背景下， 在高社會公平感（+1SD） 和低社會公平感（-1SD） 情況下， 工資與幸福感關系的調節效應如圖2 所示。 綜上， 假設H4 成立。

表10 社會公平感的調節效應檢驗

表10（續）

圖2 社會公平感對工資與幸福感關系的調節效應

七、研究結論與政策啟示

本文采用2017 年CGSS 數據發現， 中國勞動力市場中存在著較為嚴重的教育-職業錯配現象， 發生率為27.16%， 且在不同群體中存在較大差異。 因此， 在中國政府高度重視國民幸福感的背景下， 探討教育錯配對勞動力幸福感的影響具有重要的理論與現實意義。 本文基于社會比較理論， 采用多元線性回歸分析法、 自助法， 以教育適配者為參照， 從工作、 教育水平兩個角度檢驗教育錯配與幸福感之間的關系，并通過引入工資和社會公平感進一步探究二者之間的影響機制與邊界條件。 研究結果顯示： （1） 與同一工作的教育適配者相比， 教育不足者的幸福感顯著降低， 教育過度者的幸福感無顯著差異； 與相同教育水平的教育適配者相比， 教育過度者的幸福感顯著降低， 教育不足者的幸福感無顯著差異。 在運用工具變量法并進行穩健性檢驗后， 上述結論仍成立。 （2） 同一工作背景下， 工資在教育不足影響幸福感過程中發揮部分中介作用； 相同教育背景下， 工資在教育過度影響幸福感過程中發揮部分中介作用。 （3） 同一工作背景下， 教育不足通過工資對幸福感的間接效應在低社會公平感下比高社會公平感下更強； 相同教育背景下， 教育過度通過工資對幸福感的間接效應在低社會公平感下比高社會公平感下更強。

本文研究結果較好地解決了學術爭議， 進一步支持了教育錯配負向影響勞動力幸福感的觀點， 除此之外， 還具有明確的政策含義。 首先， 個人、 企業和政府應形成三位一體的互動體系， 降低教育錯配的發生率。 其次， 企業應落實同工同酬政策， 依法保障教育錯配者的勞動報酬權益。 最后， 政府應優先考慮對勞動力社會公平感提升作用更大的公共服務建設， 從而緩解教育錯配對幸福感的負向影響。