中国式人情关系会影响教育回报吗？——基于中国家庭追踪调查(CFPS)的实证分析

胡玉梅 祁震 张国建

（1复旦大学经济学院，上海 200433 2东莞证券，上海 201204 3 东北财经大学经济学院，大连 116025）

一、引言

伴随着老龄化问题越来越严重，我国由人口红利时期逐渐步入人力资本红利阶段。相关研究表明，通过加大义务教育阶段的公共支出力度，能够提高低收入阶层的高等教育参与率，从而缓解代际内收入不平等并增强代际间收入流动性（杨娟等，2015），并且高校扩招使得教育分配更加公平从而降低收入不平等（徐舒，2010；李郁芳和艾兴勇，2015）。尽管所持观点仍有所争议，但是教育回报问题引起了经济学家乃至政府高层部门的广泛关注，始终是经济学研究的热点问题之一。现有国内外文献对教育收益率的研究主要基于传统的明瑟工资方程及其各种衍生出来的扩展形式，主要探讨了教育年限、工作经验和个人能力对教育的影响（（Mincer，1974；张晓云和杜丽群，2017）。但是人力资本的形成还会受到家庭、文化和习俗等社会制度的影响，尤其是在中国这样一个具有悠久历史和文化传承的国度，这种非正式社会制度的影响不容忽视。

目前，国内外关于我国教育回报问题的相关文献也十分丰富，部分研究探讨了教育回报与社会收入差距的关系。作为一种重要的人力资本积累方式，教育对社会收入差距的影响最先被人们所关注。很多研究都形成了这样一个共识，即个人接受教育程度的不同会带来社会分化，继而会扩大收入差距，加剧社会不平等（Perotti，1996；Sylwester，2002）。改革开放以来，我国的居民收入差距呈现出迅速扩大继而缓慢缩小的趋势，但是依然未能消除。以城乡收入差距为例，城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入的比值由2008年的3.3倍缓慢下降至2017年的2.4倍。张车伟（2006）将收入差距拉大的原因归结为两点：非市场因素和市场本身因素。其中，非市场因素是指政策、法规的缺失或不健全带来的收入差距拉大，尤其体现在习俗、文化、方言、户籍等非正式的社会制度方面。随着收入不平等程度的加剧，现有研究也大多从这些方面进行展开，研究居民收入差距产生的不同决定因素（Ravallion and Chen，2007；Sicular et al．，2007；万海远和李实，2013）。而市场本身因素是指劳动力资源的有效配置必然使得拥有高人力资本的人获得高收入，拥有低人力资本的人获得低收入。从这个角度而言，人力资本不平等（主要是指受教育程度的不平等）是收入差距拉大的重要原因。

我国地缘辽阔，经济发展程度与市场健全程度在东中西部地区存在很大差异，中西部的市场化程度相比于东部要低得多。市场化程度低意味着劳动力资源的配置效率较低，从而教育回报不完全取决于市场。因此在市场化不健全的中国，除了教育本身的不平等之外，教育回报的不平等也是我国收入差距拉大的重要原因（王海港等，2007）。关键问题是哪些因素会影响教育回报？在市场不那么完善的地方，教育回报还取决于哪些因素？

与社会资本有关的非正式制度会对人类的行为和福祉产生显著的影响（陆铭和李爽，2008），在中国的社会网络中，尤其体现在人情关系上。中国自古以来就是一个传统的关系型社会（Yang，1994；Bian，1997），尤其以“礼仪之邦”著称于世，以送礼等形式存在的人情关系在经济活动中占有重要的地位（周广肃等，2014）。礼仪文化在中国文化传承中广泛而深远地影响和制约着中国人的行为活动，在社会网络中发挥着重要作用，以送礼行为作为中国式人情关系的代表最为合适不过。通过前文的脉络梳理，可以知道非正式存在的社会制度会影响收入差距，而教育回报差距也会造成收入不平等。那么，在中国这种关系型社会的大背景下，以人情关系存在的非正式社会制度是否会影响教育回报？已有文献发现，教育回报率在一定程度上受到了市场化改革进程（Sabirianova et al.，2004）和劳动力市场完善程度（王海港等，2007）的影响，本文进一步指出，以人情关系存在的非正式社会制度在不完善的市场化制度背景下对教育回报产生重要影响。

通过使用中国家庭追踪调查（CFPS）2010年和2012年的微观数据，运用OLS和非线性面板门限计量方法，本文着重研究了人情关系对于教育回报（每增加一年教育带来的收入提高的百分比）的均值影响及其门限效应。具体行文结构如下：第二部分是文献综述和研究假说；第三部分介绍数据、变量和模型设定；第四部分是主要的回归结果及分析，考察人情关系对教育回报的总体影响、门限效应及其异质性分析；第六部分为结论和启示。

二、文献综述与研究假设

现有的文献分别关于中国式人情社会和教育回报率的研究都十分丰富，关于二者的相关研究大致可分为以下三类：

第一类文献主要是与我国教育回报相关的研究。这类文献大多基于微观调查数据，王美艳（2009）利用两次劳动力调查数据，考察了城市中分别来自农村和城市的外来劳动力和本地劳动力在不同教育阶段的教育回报。研究结果表明，农村劳动力在高中或是中专阶段的教育回报率显著高于城市劳动力，而对于城市劳动力而言，接受大专及以上的教育才是显著提高工资水平的重要转折点。简必希和宁光杰（2013）根据中国健康与营养调查（CHNS）1997年和2006年的微观数据，运用PSM的方法克服了估计中存在的选择性偏误和个体异质性，从而比较了中国前后十年高中和大学的教育收益率，发现十年间各阶段教育的平均收益率都得到显著提高，而高中的年收益率均高于大学的年收益率。总结来说，这类文献主要从不同学历、不同社会阶层、不同社会和家庭环境和不同时间段等方面解释了教育回报率呈现出差异性的原因。

第二类研究主要是关于社会资本理论的，即认为人情关系作为一种社会资本，会影响个体的就业与收入。这种非正式制度的存在有其必然合理性，这一类研究开始的比较早，目前的理论和实证都较为成熟。Granovetter（1973）认为社会资本对求职的成功率具有重要影响。他研究了个人的社会资本在就业过程中所起的作用，发现“弱关系”（即一般亲戚朋友）为其提供重要求职信息，并能够在其获取职业地位中发挥关键性作用。这是因为通过“弱关系”得到的信息相比于“强关系”（即亲密的亲戚朋友），往往重复率较低，因此更为重要。周晔馨（2012）使用CHIPS2002年的数据，研究了社会资本不平等对收入不平等的影响，并将影响渠道划分为两类，即资本欠缺以及回报欠缺。通过进一步完善社会资本的度量方法，作者发现低收入农户的社会资本拥有量和回报率均低于高收入农户，因此社会资本是拉大农户收入差距的重要因素。

现有研究大多发现以人情关系存在的非正式社会制度，也是一种社会资本，能够对收入水平和就业产生显著促进作用的同时，也会产生负向作用，比如会拉大居民收入差距。而主要体现为教育不平等的人力资本不平等，也会影响居民收入差距，因此，分析人情关系存在的非正式制度对教育回报的影响就显得尤为重要。鉴于此，本文提出以下研究假设。

研究假设1：中国式人情社会下，以人情关系存在的非正式社会制度会促进教育回报的提升。

第三类研究则是基于第一类研究的拓展，发现教育回报具有区域差异性，并认为市场化程度是教育回报差异的重要原因。这一类研究还处于初步阶段，由于中国的区域差异性较为明显，这就提供了较好的研究资料，因此这类文章往往是基于国内的相关研究。Sabirianova等（2004）使用一些国家层面的统计数据进行了回归，发现各国教育回报率的上升一定程度上是受到了市场化改革以及经济波动情况的影响，改革的速度以及宏观经济波动情况能够有效地解释各国教育回报率的变动进程。王海港等（2007）利用中科院课题“中国城乡居民收入分配”的调查数据，使用分层线性模型的计量方法，发现我国不同区域的城镇居民教育回报存在很大差异，并且劳动力市场的完善与发展有助于提高教育回报率，从而可以在一定程度上解释区域间教育回报的差异。这一类文献从市场化以及劳动力流动等视角解释了教育回报率呈现地区异质性的原因，而尚未从非正式制度视角进行解读。鉴于中国特有的地理环境因素和制度环境，本文提出以下研究假设：

研究假设2：中国式人情社会下，以人情关系存在的非正式社会制度对教育回报的影响可能存在地区异质性特征，即在中东西部存在三种不同表现形式。

基于现有的国内外研究而言，很少有文献探讨人情关系与教育回报两者之间的关系，尤其是在中国的社会制度背景下进行分析，本文是对上述三类研究的进一步深化。相比于第一类研究，本文从非正式社会制度的视角研究了送礼这种人情关系对教育回报的影响，补充了这方面研究的不足；相比于第二类研究，本文不仅回答了人情关系对就业和收入的影响，还回答了教育在这一影响过程中的作用；相比于第三类研究，本文提供了市场化程度对教育回报的影响机制，即存在非市场性因素（人情关系）影响教育回报。

三、数据、变量与模型设定

（一）数据来源

本文所使用的数据，是中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）2010年和2012年的微观数据。该数据由北京大学的中国社会科学调查中心收集并发布，属于全国范围内的抽样调查数据，包括村居问卷、家庭问卷和个人问卷三种。本文主要使用的是个人问卷，该问卷的调查目的是了解个体的家庭环境、受教育情况、职业与经济状况等信息，这就提供了研究人情社会对教育回报影响所需要的数据。

（二）变量选取与描述性统计

1. 被解释变量

本文使用的被解释变量是退休之前居民的收入水平的对数[定义“收入对数”= ln(收入+1)]。为了更精准地获得收入数据，最大限度地减少缺失值，该调查采用“逼问法”获得了收入区间，本文采用该区间的均值作为收入值。

2. 关键解释变量

（1）教育年限。在CFPS的个人问卷中设有这样的问题：“到目前为止，您已完成（毕业）的最高学历是什么”，根据受访者对该问题的回答，设置变量“教育年限”。如果受访者的回答是文盲，则赋值为1；如果受访者的回答是小学，则赋值为5；如果受访者的回答是初中，则赋值为8；以此类推，高中为11；大专为13；本科为15；硕士为18；博士为21。

（2）礼金对数。本文主要使用“礼金对数”作为其拥有的社会资本的一个代理变量，礼金对数=ln(礼金+1)。在CFPS的个人问卷中设有这样的问题：“去年所有赠送出去的礼物/礼金合计折合现金人民币多少钱（元）”。

（3）礼金（大于均值=1）。设置变量“礼金（大于均值=1）”，作为其拥有的社会资本（或人情关系程度）的另一个代理变量，当变量“礼金对数”大于均值时，取值为1，否则取值为0。

3. 控制变量

（1）12岁时的户口（农业户口=1）。高考前的户口状况（12岁时的户口状况是课题组能够获得数据的、距离高考时间最近的高考前户口状况）代表了个体此时的学习环境以及其家庭背景，因此会同时影响其受教育年限和未来的收入水平。在CFPS的个人问卷中设有这样的问题：“您12岁时的户口状况”，如受访者回答是农业户口，则该虚拟变量取值为1；如受访者回答是城市户口，则该虚拟变量取值为0。

（2）不健康程度。本文采用自评健康这一衡量健康的综合性指标，来衡量健康水平。在CFPS的个人问卷中设有这样的问题：“您认为自己的健康状况如何”，根据受访者对该问题的回答，课题组设置变量“不健康程度”，取值1-5，1表示受访者的回答是健康，2表示其回答是一般，3表示比较不健康，4表示不健康，5表示非常不健康。

（3）城市等级。一般认为，一线城市的收入高于二线城市，而二线城市的收入高于三线城市。设置变量“城市等级”，当受访者现在的居住地是一线城市时，取值为1；当受访者现在的居住地是二线城市时，取值为2；当受访者现在的居住地是三线城市或者更落后的城市时，取值为3。

（4）东中西部。一般认为，东部的收入高于中部，而中部的收入高于西部。设置两个虚拟变量：（a）“东部”：当受访者现在的居住地是东部时，取值为1；否则取值为0。（b）“西部”：当受访者现在的居住地是西部时，取值为1；否则取值为0。

遵循文献传统，本文将控制可能影响教育、人情关系或收入的个人特征，包括城乡分类（城市=1）、性别、年龄、兄弟姐妹数、婚姻状态（已婚=1）以及是否党员（是=1）。这些变量的定义和测量简单明了，限于篇幅未能一一说明。

4. 变量的描述性统计

表1报告了收入大于0、年龄小于60岁并且不再上学的成人所有相关变量的描述性统计（按东、中、西地区分组）。从中可以看出，收入和教育年限都满足：东部>中部>西部。而中部的礼金支出最多，礼金大于全样本时礼金均值的概率也最高，其次是东部，最后是西部。总体而言，在中部和西部，收入中用于送礼的部分更多。

表1 各变量按照东中西部分组的描述性统计

（三）模型设定

现有国内外文献在教育回报的研究中，因其使用的便利性，大多基于明瑟工资方程进行相应的扩展。为了与传统文献表示一致，一般化的明瑟工资方程可以表示如下：

其中，lnYi是个体i收入的自然对数；Ei表示受教育年限；βi是个体i的教育收益率，表示在控制其它个体特征的情况下，教育经历每增加一年，其教育收益率平均增加100(eβi- 1)个百分点 ；Xi是个体i可观察的影响收入的个体特征向量， gi( Xi)是一系列个体特征的函数，一般包含工作年限以及工作年限的二次项；Ui是随机干扰项。

为了检验人情社会下的教育回报，即礼金支出对教育回报的影响，课题组在传统明瑟工资方程的基础上继续拓展，通过引入礼金与教育年限的交叉项，回归方程如下所示：

其中， lninci表示个体i收入的自然对数；gifti表示“礼金（大于均值=1）”虚拟变量；eduyi表示教育年限；Xi为一系列与教育回报相关的控制变量，包括所在城市的城乡分类、性别、12岁时的户口状态、年龄、兄弟姐妹数、婚姻状态、不健康程度、是否党员（是=1）、所在城市的等级分类以及区域分类；α, β, γ为变量系数，ε为随机扰动项。教育带来的收入效应为 ：∂lninci/∂eduyi=β2+β3gifti，即β3度量了礼金对教育回报的影响。

同时，由于礼金是连续型变量，上文按照礼金金额是否大于均值来划分两个子样本的方法存在主观性，这样得到的结果可能不可靠。因此，Hansen（1999）提出了非线性面板门限技术，以严谨的网格搜索法来估计门限值，并对门限值的准确性进行假设检验。（2）式中是采用交互项的形式考察了礼金支出对教育回报的影响，而考虑到门限回归的优势，本文将礼金支出作为门限变量，从而考察教育程度是否会随着礼金支出而影响收入水平，从而进一步验证人情关系是否会影响教育回报。

其中，α是门限值，模型的门限效应个数取决于门限值的个数，如（3）式是单一门限面板模型，I(g)为示性函数，Xi的含义与回归方程（2）中的Xi一致，εit为服从零均值、方差 σ2的独立同分布形式。门限回归的基本思想是，如果礼金对教育回报有影响，那么一定存在α，使得 β1≠β2。具体的，在回归方程（3）中，主要关心礼金支出较少时（礼金支出的金额≤α）的教育回报β1和礼金支出较多时（礼金支出的金额>α）的教育回报β2是否相等，以及其相对大小关系。

值得注意的是，在CFPS公开数据中，CFPS（2010年）数据和CFPS（2012年）数据存在无法精确匹配的问题，即无法根据个体id进行完美匹配，只能根据个体的非时变信息（如教育年限、12岁时的户口、所在城市、性别、年龄和兄弟姐妹数等）进行匹配。而门限回归需要面板数据才能实现，因此在门限回归中，本文匹配了2010年和2012年的数据，而在回归方程（2）的OLS回归中，仅使用了2010年的CFPS数据，以保证数据的准确性。

四、实证结果及分析

（一）基准回归结果

本文使用CFPS（2010年）的数据，进行了方程（1）的回归，回归结果在表2的（1）-（4）列给出。第（1）列只加入受教育年限，结果显示受教育程度会显著地提高收入水平。这与现有文献的研究结论是一致的，即通过提高受教育水平能够显著促进人力资本积累，提高收入水平。第（2）列只加入礼金虚拟变量，结果显示支出较多的礼金也会显著地增加收入。这是总体的回归结果，表明礼金支出会提高收入水平，但是是否通过教育程度得以实现？接下来，第（3）列同时加入“教育年限”和“礼金（大于均值=1）”，第（4）列进一步加入了“礼金（大于均值=1）”与“教育年限”的交叉项。由第（4）列可知，交叉项显著，这说明礼金支出越多，教育回报越高。比较（3）、（4）两列可知，当加入了交叉项之后，在第三列非常显著的变量“礼金（大于均值=1）”不再显著，系数也变小很多，而交叉项十分显著，这说明，礼金对收入的影响主要是通过教育实现的，即受教育年限越久，礼金对收入的影响越大，研究假设1得到基本验证。

检验人情社会对教育回报影响的另一种办法是按照支付礼金的金额，将样本分为几个子样本，分别用收入的对数对受教育年限进行回归。具体地，按照礼金金额是否大于均值，课题组将样本分为两个子样本，即“送礼”组和“不送礼”组，回归结果见表2的（5）、（6）两列。比较（5）、（6）两列中教育年限的系数可知，“送礼”时的教育回报为9.9%，明显大于“不送礼”时的教育回报（7.05%）。

从回归中控制变量的估计结果来看，大部分变量都是统计显著的，系数的符号也符合理论预期。城市户口相对于农村户口收入水平较高，男性相对女性收入水平较高，健康程度也是与收入水平正相关的，年龄与收入水平的关系不显著。大城市的受访者收入水平相对较高，东中部地区由于大多具有沿海或是平原等地理位置优势，相对于西部地区的受访者收入水平也较高。

表2 全样本时，礼金对教育回报的影响

（二）门限效应分析

本文采用CFPS（2010年和2012年）的数据，进行了方程（2）的门限回归。门限回归的第一步是决定需要几个门限，回归结果见表3。比较单一门限回归、双重门限回归和三重门限回归的p值，可知三种门限数目在5%的置信区间下都是统计显著的，并且单一门限回归和双重门限回归在1%置信区间统计显著。

表3 门限效果的自抽样检验

第二步，需要决定具体的门限值，结果见表4。双重门限模型估计的门限值的95%置信区间很窄，这说明双重门限的门限值估计是相对准确的，而单一门限和三重门限的门限置信区间都较宽，故单一和三重门限的门限值估计不可信。双重门限模型估计的门限值为500（元）和8000（元）。

表4 门限估计值和置信区间

另一种检验门限值的估计效果的方法是看似然比函数（LR），结果如图1-图4。由于双重门限的两个门限值的似然比函数在虚线以下的部分较窄，故也说明双重门限门限值的估计相对准确。

图1：单一门限门限值的LR函数

图2：双重门限第一个门限值的LR函数

图3：双重门限第二个门限值的LR函数

图4：三重门限第三个门限值的LR函数

最后，门限回归的系数估计结果见表5，由于只有双重门限回归能较为准确地估计门限值，故只有双重门限回归的系数估计结果是可信的。由第（2）列可知，礼金支出小于500元的个体的教育回报（增加一年教育带来的收入提高百分比）为3.8%，礼金支出介于500元和8000元之间的个体的教育回报为7.1%，礼金支出大于8000元的个体的教育回报为8.8%。这说明，礼金支出越多，教育的回报越高。因此，门限回归的结果与上面交叉项以及分样本的回归结果是一致的：受教育程度对于收入的影响，随着礼金支出的不同而不同，即礼金支出会显著影响教育回报，具体来说，礼金支出越多，教育回报越高。对比表2和表5的回归结果，可知，门限回归的结果与分样本、加入交互项的回归结果完全一致，均发现礼金支出会提高教育回报，这说明了回归结果的稳健性。

表5 门限回归的系数估计结果

（三）地区异质性分析

由于东部地区无论在制度环境和地理位置上，还是在本身的人力资本积累和市场化程度方面都强于中西部地区（李文钊和蔡长昆，2012；陈志勇和陈思霞；2014），因此检验礼金对教育回报影响的地区差异性，就显得尤为重要。

为了验证研究假设2，本文将样本按照东、中、西部划分为三部分，分别进行方程（2）的回归，回归结果见表6。比较（1）、（3）、（5）列可知，无论是在东部、中部还是在西部，受教育年限和礼金虚拟变量都会显著地影响个体的收入。比较第（2）列和第（4）列可知，只有在东部和中部，是否支付礼金会影响教育回报，并且无论从交互项的显著性还是系数大小来看，礼金在中部地区对教育回报的影响（在1%的置信水平上显著，系数为0.0459）远远高于其在东部对教育回报的影响（在10%的置信水平上显著，系数为0.0161）。换言之，在东部地区和中部地区，礼金支出更多的是改善高教育水平个体的收入，对于受教育水平较低的个体，礼金支出对其收入影响的程度较低。并且，相比于东部，礼金支出对高教育水平个体收入改善的程度在中部更为明显。

这是比较符合经济学直觉的，背后的原因可能在于：（1）东部地区是市场经济较为发达的地区，因此教育回报更多地由市场决定，较少受到人情因素的影响，而中部的市场化程度则较低，因此人情关系会在较大程度上影响教育回报；（2）东部和中部的劳动力市场化程度较高，如果个体所拥有的人力资本不够，仅靠送礼也无法很好地提高其收入水平。更进一步地分析，可能是由于制度环境等的差异造成劳动力市场的多重二元分割格局，制约了人力资本在某些行业、职业中的影响力度，而且这种现象在中西部地区可能更加明显。并且，由此衍生的收入不平等和就业歧视现象会进一步加剧教育回报的地区差异。

由第（6）列可知，虽然教育年限与“礼金（大于均值=1）”的交互项不显著，但是礼金支出会直接显著地影响收入，这说明在西部，礼金不是通过教育来起作用的，即无论受教育程度如何，礼金都会绝对地提高个体的收入水平。这说明，西部地区个体的收入水平受人情关系的影响更大，送礼所发挥的作用完全不依赖于受教育程度，即使个体所拥有的人力资本不够但是拥有良好的社会关系，依然可以通过付出较少的努力获得高收入。换言之，在西部，人力资本和人情关系都能发挥作用，即可以提高个体收入，并且人力资本和人情关系是相互独立地发挥作用的。人情关系脱离人力资本的影响，单独对个体收入产生直接影响，可能说明，西部的劳动力市场非常不完善，存在“有钱好办事”的不公平现象。

表6 礼金对教育回报的影响：区分东部、中部和西部（加入交互项）

注：括号内是t统计量，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

另一种检验人情社会对教育回报影响的办法是按照支出的礼金金额是否大于均值，将样本分为两个子样本，即“送礼”组和“不送礼”组，回归结果见表7。由（1）（2）两列可知，“送礼”时东部的教育回报为7.98%，“不送礼”时东部的教育回报为5.74%，两者相差2.24%，即送礼在东部能提高教育回报2.24%；比较（3）（4）两列可知，“送礼”在中部能够使教育回报提高6.11%；比较（5）（6）两列可知，在西部，对于“送礼”的人和“不送礼”的人，其教育回报差不多。总而言之，东部由于市场经济较为发达，教育回报率几乎不受人情关系的左右，人情关系在中部主要影响高教育水平的人的教育回报，而人情关系在西部影响所有人的收入，不依赖于教育水平，该结论与加入交互项时的结论一致。

表7 礼金对教育回报的影响：区分东部、中部和西部（分样本）

注：括号内是t统计量，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

五、结论与启示

中国式人情社会下，以送礼行为存在的非正式制度是否会影响教育回报？本文基于这一研究视角进行了实证分析，并对其具体效应进行了解答。本文基于扩展的明瑟工资方程，利用中国家庭追踪调查（CFPS）微观数据，运用OLS和非线性面板门限计量方法，着重研究了人情关系对于教育回报（每增加一年教育带来的收入提高的百分比）的均值影响及其门限效应。本文的研究主要发现了以下几点有趣的经验事实：首先，人情关系会增加教育的回报，平均来说，“送礼”时的教育回报（9.9%）大于“不送礼”时的教育回报（7.05%）。这说明在中国这个传统的关系型社会，人情关系会影响到教育回报；其次，面板门限分析的结果表明，礼金支出小于500元的个体的教育回报（增加一年教育带来的收入提高百分比）为3.8%，礼金支出介于500元和8000元之间的个体的教育回报为7.1%，礼金支出大于8000元的个体的教育回报为8.8%；最后，人情关系的这种影响在东中西部存在地区异质性，主要呈现为三种形态。东部的教育回报率几乎不受人情关系的左右，人情关系在中部主要影响高教育水平的人的教育回报，而人情关系在西部影响所有人的收入，不依赖于教育水平。

本文基于以上经验研究结果，得到以下几点政策启示。

首先，基准回归和门限面板的结果表明，中国式的人情社会下，以送礼方式表现的人情关系总体而言会促进教育回报的提升，其经济学的直觉不难理解，这种非正式社会制度有其存在的意义和价值，不能否认其对教育回报的促进作用。送礼这样的一种行为，能够促进人与人彼此之间的联系，拉近彼此之间的距离，尤其表现在师生关系或是教师群体中，这样的一种行为对教育回报显然会起到促进作用。但是，不一定意味着就必须鼓励送礼这样的一种行为，毕竟这只是非正式社会制度的一类表现。中国人比较注重社会网络和人情关系，或者说更加注重感情，例如与人为善、礼尚往来等都是中国社会的传统道德价值观，而这些也都在教会我们如何与人相处，加强沟通和交流，从而营造一个和谐美好的社会环境。反映在政策层面，我们应该更加重视和谐社会建设，积极在全社会倡导“爱国守法、明礼诚信、团结友善、勤俭自强、敬业奉献”的理念，注重对中国社会传统道德价值观念中积极向上的精华部分的传承和发扬，从而能够更加有效地缓解社会矛盾，促进人与人之间良好社会关系的建立。

其次，东部地区由于具有物质地理特征和市场潜力的先天优势，成熟、良好的制度环境能够为市场机制的基础性资源配置提供良好保障，弱化和消除不合理非正式制度因素的干扰，从而更好发挥市场在人力资源流动和配置中的作用，反而使得人情关系对教育回报发挥的效用更加有限。反映在政策层面，一方面，我们更应该充分发挥东部地区的引领优势，在全社会倡导机会公平和教育公平，继续提高优质教育资源的有效供给和均等分布；另一方面，也应该减少其它非正式社会制度比如户籍身份、方言、宗教信仰等对教育回报造成的影响，加强不同地区之间的社会认同，提高外来移民的归属感和幸福感，促进劳动力在城乡和省际间的自由流动和有效配置。尤其是东部地区大城市间更应该促进高、低技能劳动力的互补和匹配，从而更好发挥人力资本外部性和技能互补性在城市间和城市内部的促进作用。

最后，由于不同地区的教育回报受到人情关系影响的程度和方式是不同的，因此不同地区应有针对性地制定劳动力市场管理政策，特别是通过提高我国中西部地区的教育水平从而带动我国整体教育回报和教育质量的提升。具体而言，比如在中部，“送礼”会影响教育回报，特别是影响高教育水平的人。因此，一方面，应使得中部地区健全市场机制，在人才引进方面不应该盲目，更多考虑是否与当地产业的比较优势相匹配，这样才能因地制宜地提高教育回报。另一方面，高水平和高学历人才引进应该强调公平公正、公开透明。而在西部，“送礼”影响所有人的收入而不影响教育回报，因此，政策导向一方面应是增强制度环境的透明性、构建有效的防范机制，杜绝腐败等不良社会现象的发生，减少权力寻租的可能空间；另一方面，进一步深化体制改革，提高劳动力市场化程度，改善复杂的人情社会关系对教育回报造成的结构性扭曲。