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北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2019 年摇 第 2 期

显示,在 10% 的显著性水平上, 内生性问题使 法,对计算得分进行标准化处理,使得被试者单项

OLS 的回归系数被低估。 能力得分服从均值为零,方差为一的标准正态分
(二)能力对收入的影响分析 布。 表 8 为式(3)的回归结果,其中模型 1 ~ 4 报

Hanushek et al. [28] 对 PIAAC 首轮调查的认 告的是计算得分衡量的总体能力回报率估算结
知能力得分进行标准化处理后再进行回归分析, 果,模型 5 为控制了受教育年限后的总体能力回
而有些研究分别使用不同调查数据追踪学生毕业 报率估算结果,模型 6 和 7 分别报告的是个人长
后进入劳动力市场的工作表现 [29 - 30] ,也使用标准 期能力回报率及控制了受教育年限后的个人长期
化的测试分数对年收入进行回归。 因此本文用收 能力回报率。 为使结果更稳健,变量标准误均经
入的对数对能力进行回归时,参照上述研究的做 过怀特异方差修正。

表 8摇 能力对收入影响的最小二乘法回归结果
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)

* * ** ** ** ** **
0郾 059 0郾 063 0郾 067 0郾 065 0郾 070 0郾 129 0郾 123
能力
(0郾 03) (0郾 03) (0郾 03) (0郾 03) (0郾 03) (0郾 06) (0郾 06)
** *** *** ***
0郾 055 0郾 065 0郾 063 0郾 067 0郾 213 0郾 213
年龄
(0郾 02) (0郾 02) (0郾 02) (0郾 02) (0郾 17) (0郾 18)
** *** *** ***
- 0郾 001 - 0郾 001 - 0郾 001 - 0郾 001 - 0郾 003 - 0郾 003
年龄的平方
(0郾 00) (0郾 00) (0郾 00) (0郾 00) (0郾 00) (0郾 00)
** ** **
- 0郾 175 - 0郾 187 - 0郾 196 - 0郾 135 - 0郾 126
性别
(0郾 08) (0郾 08) (0郾 08) (0郾 12) (0郾 13)
0郾 077 0郾 065 - 0郾 021 - 0郾 024
户口
(0郾 07) (0郾 09) (0郾 11) (0郾 14)

0郾 008 0郾 004
教育年限
(0郾 01) (0郾 02)
*** *** *** *** ***
8郾 073 7郾 115 6郾 987 7郾 031 6郾 846 3郾 752 3郾 658
常数项
(0郾 04) (0郾 42) (0郾 40) (0郾 41) (0郾 47) (3郾 65) (3郾 82)
观测数 272 272 271 271 260 131 126

2
R 0郾 011 0郾 029 0郾 051 0郾 054 0郾 062 0郾 057 0郾 052
2
调整过的 R 0郾 010 0郾 020 0郾 040 0郾 040 0郾 040 0郾 020 0郾 000
、 、 分别表示在 1% 、5% 和 10% 水平上显著;括号中为稳健的标准误。
摇 摇 注: *** ** *
摇 摇 从表 8 的模型 1 ~ 5 可见,在不断增加控制变 文估算的结果。 对比模型 4 和模型 5,不控制教
量数量的过程中,能力得分的系数一直保持显著, 育年限的个人能力回报率为 6郾 5% ,在控制了教
数值比较稳定且略有提高,表明这一结果是稳健 育年限后个人能力回报率提高到 7% 。 根据劳动
的。 在控制了年龄、性别、户口、教育年限等因素 力市场中的信号理论,个人通过接受正规教育后
后,个人能力回报率为 7% ,也就是说,标准化计 获得的文凭向劳动力市场发出有效“信号冶,从而
算得分每提高一个标准误单位,个人收入平均增 有助于求职者获得更高的预期收入,因而这种高
[17]
长 7% 。 Hanushek & Zhang 用个人测试分数估 收入不完全是个人高能力的体现,只有在剥离了
算的能力回报率为 19郾 3% ,还有研究用数学测试 文凭的“羊皮纸效应冶后,才能获得更纯粹的个人
[29 - 30] ,均高于本 能力回报率。 根据模型 4 和模型 5 回归系数的对
成绩估算的能力回报率为 12%

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