高等教育的文凭效应及其异质性——基于中国综合社会调查数据的实证分析

张 琦 陈建华

（上海师范大学教育学院，上海 200233）

一、引 言

根据2021年教育事业统计数据结果显示：2021年，全国共有高等学校3012 所，各种形式的高等教育在学总规模4430 万人，高等教育毛入学率57．8%［1］。如今我国劳动力市场的竞争格局已经发生了较大改变，拥有普通高等教育文凭依然要面临残酷的竞争，2022 届高校毕业生规模达1067 万人［2］，“就业难”“薪酬低”成为普遍现象，高等教育文凭与高收入之间的联系已经模糊。

“读书无用”“文凭贬值”“就业难”等主观判断暗含着将现在与过去进行对比，世代差异则从本质上刻画了现在与过去的区别。不同世代所经历的重大社会历史事件塑造了其独特性。Ryder 提出了世代的概念，他认为世代效应是社会变化的本质，代表着已有经验的影响［3］，它们包括早期生活条件以及在整个生命过程中的历史和社会因素［4］。世代差异反映了社会条件的外生背景变化。人们出生在不同的时期，同样不可避免地被镶嵌在当时的社会结构中［5］。社会结构的不断变化无疑会给不同世代所拥有的文凭赋予不同的内涵与价值。我国社会结构整体上呈现从传统社会向现代社会转变的趋势，社会结构变迁驱动着高等教育的改革与发展。改革开放以来，高等教育规模、招生制度、就业制度等都作出了适应性调整。对于某一批人而言，之所以属于或不属于同一个世代，其决定性因素在于他们是否具有同样的重要社会历史经历及其体验［6］。文革对我国教育制度造成了严重破坏，进入高校时不以分数作为选拔的标准，而是“推荐制”，这就抑制了高等教育文凭对个体能力的筛选作用，文凭与收入间的关系无法得到体现。早期世代（生于1960－1969年）获取高等教育文凭加入劳动力市场时处于改革开放及高考制度恢复的背景下，以考试作为人才选拔的标准使得高等教育的筛选作用得以发挥，经济发展也逐渐步入正轨；中期世代（生于1970－1979年）获取高等教育文凭并加入劳动力市场时正处于逐步建立社会主义市场经济体制这一重大社会历史背景中；后期世代（生于1980－1989年）经历了高等教育扩招，获取文凭后我国进入经济全球化进程，文凭获取难度降低也在一定程度上弱化了高等教育的筛选作用。新世代（生于1990年之后）取得高等教育文凭时处于我国经济结构转型的重要历史时期，高等教育大众化进程也不断加快。

高等教育不断作出适应性改革以促进宏观经济发展，培养了大批人才为经济建设服务。如果将高等教育视为投资，个体必然会对其未来收益怀有期待。为此，本文将围绕高等教育文凭与收入的关系，探究如下问题：（1）就个体而言，拥有高等教育文凭仍然能带来更多收入吗？ （2）随着经济结构调整，不同世代的高等教育文凭与收入之间的关系存在怎样的差异？ （3）高等教育文凭对不同收入群体的贡献有何不同？

二、文献综述

自从西奥多·舒尔茨（Theodore Schultz）提出人力资本理论以来，有关教育与收入的关系一直是人们讨论的话题。人力资本理论从教育所具有的生产性作用出发，认为教育通过提高人的内在劳动生产率从而提高收入；筛选理论表明，教育本身充当着“过滤器”来筛选出能力更强的人，发出更高生产力的信号，而这个信号能使个体在劳动力市场上得到回报。人力资本理论与筛选理论成为研究教育与收入关系的重要理论基础，前者体现教育的“生产性收益”，后者体现教育的“信号收益”。

有关高等教育生产性收益的研究主要集中于收益率的计量、异质性、长期变动等方面。陈俊生运用内部收益率法计算出我国高等教育的个人收益率为13．5%［7］。王丽和李凤兰运用明瑟收入方程计算出普及化阶段接受高等教育使得个体收入提高34．3%［8］。高等教育收益率的异质性研究从不同群体、不同收入阶层等方面展开。黄静和易丽发现高等教育群体每增加一年工作经验，其平均月工资收入增长率要比非高等教育群体高出5 倍［9］。马文武发现除去收入两端的最低最高收入阶层，整个社会基本表现收入阶层越高，高等教育投资收益率越高［10］。张晓昕则从不同就业类型出发，发现非正规就业者与正规就业者的教育收益率都在本科阶段达到最高［11］。高等教育收益率的长期变动也是学者研究的焦点之一。方超和黄斌对我国城镇居民的整体高等教育收益率变动进行了测算，由大众化前的19%增至大众化后的37．8%［12］，反映出高等教育收益率明显的时期变化。张东和朱必详研究了1998－2006年高等教育投资收益率的变动，发现无论收入差异归因于教育的比例多大，这一时期高等教育收益率均呈下降趋势，从经济角度为高中生弃考提供了解释［13］。

国外学者较早通过实证研究区分了教育的生产性收益及信号收益。信号收益即文凭效应，反映的是拥有文凭本身给个体带来的额外收入。有关文凭效应的研究大致可以分为两类：一是文凭效应的存在性，二是文凭效应的异质性。

学者们对不同国家劳动力市场中是否存在文凭效应进行了研究，实证结果并非都支持文凭效应的存在性，但大多数结果表明文凭效应确实存在。Clark 和Martorell 利用美国的数据，通过实证研究表明高中文凭效应并不存在［14］。Anna 等发现在巴西劳动力市场中各教育阶段都存在文凭效应，但随着时间变化，中学和大学的文凭效应有所下降［15］。Olfindo 以菲律宾城市非农业雇佣工人为样本，在控制个体差异后，发现高等教育文凭效应显著存在［16］。Schady 通过断点回归模型、半参数模型等多种估计方法，证明了小学、中学和大学等各类文凭均存在明显的文凭效应［17］。我国劳动力市场中的文凭效应同样得到许多学者的证实。王俊和刘泽云通过相对教育位置法证实了教育的功能既体现为提升人力资本，也体现为发送信号［18］。管震和孙志军的实证结果表明，我国教育回报率约为9．5%，其中约4%属于“生产性收益”，5．5%属于“信号收益”［19］。李峰亮等人运用样条模型（Spline Model）同样证明了我国劳动力市场中确实存在着文凭效应［20］。

除了证明文凭效应确实存在以检验筛选理论，有关文凭效应的研究也关注由文凭本身的“质量”及部门、性别、地区等因素带来的文凭效应的异质性。张青根发现，非公共部门的文凭效应显著高于公共部门且在高等教育层次上更加明显［21］。张青根和沈红发现由于劳动力市场中存在着性别歧视，男性教育生产性收益率显著高于女性，女性教育信息收益率显著高于男性，教育信息功能可减轻劳动力市场对女性的歧视［22］。除性别歧视外，容貌歧视以更内隐的方式存在于劳动力市场中。杨园争等人首次揭示出容貌歧视在高学历群体中的失效［23］，即对于拥有较高层次文凭的劳动者而言，收入并不会受到容貌的影响。近年来也有学者开始关注同一层次但不同“质量”的文凭在信号价值方面的差异。Freier 研究了是否获取荣誉学位对法学专业学生的文凭效应的影响，实证结果表明拥有荣誉学位并通过州司法考试的法学学生获得了约14%的显著收入溢价，即荣誉学位具有更高的信号价值［24］。Pauline 和Ben 在此基础上将研究对象扩展为所有专业的学生，发现学业荣誉（由严格的GPA 分值确定）能对文凭效应起到“增强作用”，但这种作用在大学毕业后的第三年就消失了［25］。由此说明，同一层次的文凭也能向劳动力市场发出个体能力不同的信号。基于英国本科学位存在分级制度（Degree Classification） 这一事实，Giorgio 发现较高等级的本科文凭可能存在信号作用［26］。Andy 和Georg 的实证结果进一步表明了不同等级下文凭效应的异质性，相较于二等学位，获得一等学位会使得个体在高工资行业工作的概率提高14%，工资收入提高3%，并且作者认为更详细的分级方案可能会使毕业生的薪酬和能力更好地匹配［27］。

对已有研究的分析可以归纳为如下三点。第一，有关高等教育收益的研究更多侧重于从人力资本的视角出发，探究高等教育对个体收益的影响及其变动，体现的是高等教育的“生产性”收益，较少基于筛选理论探究高等教育文凭的信号价值给个体带来的收益。第二、已有研究较少考虑获取高等教育文凭的社会历史背景对其本身价值的影响。第三，有关高等教育文凭效应的研究较少关注不同收入层次下文凭效应的异质性，体现的是文凭对所有收入层次的“平均”效应。

本文可能的边际贡献在于：其一，从研究内容看，通过世代将高等教育与经济社会发展相联系，探究高等教育文凭效应的世代差异，将高等教育文凭与收入的关系置于更广泛的社会历史背景中，拓展了高等教育文凭效应的时间维度；其二，考察不同收入水平下文凭效应的异质性，更全面地刻画高等教育文凭效应对不同收入群体的作用；其三，采用Heckman 两阶段法对样本选择偏差进行纠正，通过样本分割进行稳健性检验，使结论更加可信。

三、研究设计

（一）数据来源

本文所用数据为中国综合社会调查2015 和2017年的数据（CGSS2015、CGSS2017）①中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）始于2003年，是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目。论文使用数据全部来自中国人民大学中国调查与数据中心主持之《中国综合社会调查（CGSS）》项目。感谢此机构提供数据协助，本论文内容由作者自行负责。，该调查收集的与本研究相关的问题及对应官方编码如下：出生日期（a31）、目前的最高教育程度（a7a）、是否毕业（a7b）、获得最高学历的年份（a7c）、调查前一年的全年职业（劳动）收入（a8b）、工作单位或公司所有制性质（a59k）、从事第一份非农工作到目前工作的年限（a59c），工作状况（a59a）等，这些信息都是计量个人教育收益的重要信息。由于本文着眼于文凭本身在劳动力市场中的信号价值，故保留已经毕业并且就业状态为“受雇于人”的样本，最终获得有效样本2945 份。

（二）变量设定

1．被解释变量

被解释变量为全年职业（劳动）收入对数。由于通货膨胀等因素影响，不同年份的收入水平具有一定差异，但由于在变量设置时选取全年职业收入的对数作为被解释变量，再加上调查的年份仅间隔两年，社会经济发展水平仅有较小的波动，所以对相邻年份（2014 及2016）的收入水平差异忽略不计。把全年职业（劳动）收入限定在2000－400000 之间以避免离群值的影响，并取对数。

2．核心解释变量

核心解释变量为高等教育文凭。由于本文研究高等教育的文凭效应，故将教育文凭分为两类，即非高等教育文凭（大专以下）和高等教育文凭（大专及以上）。由于文革中断了十年高考，故剔除1978－1980年获取高等教育文凭的样本。

3．控制变量

本文主要选取两种类型的控制变量，一是关于个体特征的变量，包括受教育年限、性别、父亲受教育水平、所属世代、是否党员等；二是涉及工作特征的变量，包括工作所在地区、工作单位所有制性质（公共部门和非公共部门）、工作经验等。姜帅和龙静通过实证研究发现家庭文化资本在高质量教育获得方面发挥着比家庭经济资本更显著的促进作用［28］，为了控制家庭文化资本对高等教育文凭获得的影响，本文将父亲是否拥有高等教育文凭作为代理变量加以控制。林道立等把不同教育层次的年限作为虚拟变量放入回归方程以刻画各阶段教育年限的真实回报率［29］，但由于本文的核心解释变量是文凭层次，为了避免自变量间严重的共线性问题，把受教育年限作为连续型变量加入回归方程，借鉴沈红、张青根的设定方法，将受教育年限按中国学制处理［30］。为了考察文凭效应的世代差异，按照样本出生的年代分为四个不同的世代：60 后（生于1960－1969年）、70 后（生于1970－1979年）、80 后（生于1980－1989年）、90 后（生于1990－1999年）。根据国家统计局公布的中国统计年鉴2015，将地区人均生产总值作为地区分组依据，分为高经济水平与低经济水平①根据国家统计局官方网站公布的中国统计年鉴2015 人均地区GDP 进行排序：高人均GDP 水平分别为天津、北京、上海、江苏、浙江、内蒙古、福建、广东、辽宁、山东、重庆、吉林、湖北、陕西、宁夏；低人均GDP 水平分别为湖南、青海、海南、河北、新疆、黑龙江、河南、四川、江西、安徽、广西、山西、西藏、贵州、云南、甘肃。

表1 变量设定及描述性统计

（三）计量模型

本文采用的计量模型为明瑟收入方程，其基本形式如下：

其中，lny为工资收入的对数，sch 为个人受教育年限，系数β表示多接受一年学校教育所导致的个人收入变化的百分比，衡量的是教育的“生产性收益”，x表示一组控制变量，γ是各控制变量的回归系数，a表示截距项，ε表示随机扰动项。借鉴美国学者Jaeger 和Page 在1996年使用的“文凭效应法”［31］，具体做法是加入代表文凭的虚拟变量D来分离教育的生产性收益及文凭本身的信号收益（即文凭效应），基本的明瑟方程变为如下形式：

在模型（2）中，如果文凭虚拟变量D 前的系数λ通过显著性检验，则表明文凭效应是存在的。需要指出的是，由于被解释变量采用收入的对数形式，所以在衡量文凭虚拟变量对收入的影响时需要进行转换，具体公式为：eλ－1，其中λ为文凭虚拟变量的系数，若λ为负数则使用公式1－eλ，转换后才能解释为文凭引起的收入变动的百分比（文凭效应）。为了探究不同世代的高等教育文凭效应，对模型（2）进行扩展，加入代表文凭虚拟变量与世代虚拟变量的交互项（D*timei），分别以非高等教育文凭及60后为参照组，上述模型（2）变为：

本文主要采用两种方法来确定明瑟收入方程中的待估参数，一是普通最小二乘法（OLS）考察平均意义上的文凭效应；二是分位数回归法（Quantile Regression，QR）考察不同收入下文凭效应的异质性，相较于均值回归，它既不需要假定误差项的分布函数，又能在某种程度上克服异方差的问题，而且对于异常值的敏感程度小，是一种稳健性方法［32］。

利用Heckman 两阶段法［33］解决可能存在的样本选择偏差问题。第一阶段用Probit 模型估计样本选择进入劳动力市场的概率（包含所有就业状态的样本），并计算每个样本的逆米尔斯比率（inverse Mills’ratio），第二阶段则将逆米尔斯比率作为控制变量加入上述模型（2）、（3）进行回归。为了保证Heckman两阶段法的有效运用，第一阶段回归中Probit 模型的被解释变量为是否进入劳动力市场。基于研究问题，本文将就业状态“受雇于人”定义为进入劳动力市场，由此才能通过文凭向雇主发送能力信号，其他就业状态则表示未进入劳动力市场。前文基础回归中仅保留了就业状态为“受雇于人”的样本，忽略了拥有高等教育文凭但就业状态为“个体工商户、自己是老板、在自家企业工作”等其他就业状态的样本，可能导致选择性偏误从而错误估计劳动力市场中真实的文凭效应。

三、研究结果

（一）高等教育的文凭效应

对模型（1）、（2）、（3）利用OLS 进行回归后得到待估参数，回归结果见表2。由（1）、（2）结果可知，加入文凭虚拟变量后，受教育年限的回归系数所代表的教育收益率明显下降了，从9．6%下降到5．9%，模型的拟合优度R2从33．7%上升到35．4%，表明模型的解释力度有所提升。高等教育文凭虚拟变量的系数显著为正，即文凭对个体收入有显著的正向影响，高等教育的文凭效应仍然是存在的。以非高等教育文凭作为对照组，高等教育文凭效应为39．65%①由前文所提公式eλ—1 换算所得，其中λ 为回归系数，如高等教育文凭效应：e0．334－ 1＝0．3965，文凭效应均由此公式换算。，即从平均意义上来看，高等教育文凭能给个体带来39．65%的额外收入。

就控制变量对收入的影响来看，代表劳动力市场分割的三大控制变量即性别、部门、地区均对个体收入有显著影响，其中女性、公共部门、低经济水平地区的个体收入更低。从世代虚拟变量来看，其系数都显著为正，70 后、80 后、90 后的收入都显著高于60 后。上述控制变量的回归系数均高度显著，加入回归方程是有意义的。

（二）高等教育文凭效应的世代异质性

高等教育文凭效应存在部分世代异质性。由表2模型（3）的回归结果可知，世代与高等教育文凭的交互项均为负数，其中90 后与高等教育文凭的交互项系数高度显著，以60 后为参照组，70、80、90后的高等教育文凭效应分别降低了4．11%、3．92%、21．26%。70 后、80 后的文凭效应尽管有所降低，但并不显著，可能由于70 后、80 后获取高等教育文凭时正处于社会主义市场经济建设与高速发展的时期，需要大量人才为经济建设服务。尽管取得高等教育文凭的人数不断增加，但与非高等教育文凭相比仍然能够在劳动力市场中向雇主发出能力更强的信号，从而凭借文凭优势获取更多的额外收入。但90 后的高等教育文凭效应显著降低，与60 后相比呈现出明显的世代差异。究其原因，当90 后获取高等教育文凭时，我国经济发展已经处于结构转型的时代，高等教育大众化进程也在不断推进，仅仅拥有一纸文凭难以在竞争激烈的劳动力市场中脱颖而出。文凭效应的世代差异部分得到证实，文凭的信号价值在一定程度上确实降低了，这也能够部分解释人们对更高层次文凭的追求。近年来出现了“考研热”现象（根据官方数据，2022 考研报考人数首次突破400 万，增速超过20%），现象背后隐含的是人们对文凭与更高收入之间的理性预期。

对模型进行共线性检验发现，三个模型所有变量的VIF 值均小于10，不存在严重多重共线性，模型（3）中交互项的VIF 值分别为4．44、7．15、5．21，整体上估计系数是基本稳健的。

（三）高等教育文凭效应的收入异质性

为了考察不同收入水平下文凭效应的异质性，采用分位数回归进行估计，从0．1 到0．9 分位点分别代表低收入、中等偏下收入、中等收入、中等偏上收入、高收入，结果如表2所示。所有收入分位点上的高等教育文凭效应均高度显著为正。根据分位数回归结果计算出不同收入下高等教育文凭效应分别为29．69%、35．66%、43．47%、42．48%、51．74%。图1中直线为OLS 估计的高等教育文凭效应（39．65%），折线为分位数回归估计的文凭效应，OLS 回归反映文凭对收入的“平均效应”，明显高估了低收入群体的高等教育文凭效应，低估了高收入群体的高等教育文凭效应。随着收入分位点的变化，教育收益率呈现先减后增的“u 型”变化趋势，对收入分布两端的影响大于对中间收入群体的影响，但高等教育文凭效应呈现出截然不同的变化趋势，总体上表现为“先缓慢增加，后微幅下降，再迅速增加”，文凭的信号价值对于高收入群体的贡献远高于低收入群体。由此可见，尽管随着世代变化，文凭效应有所下降，但就不同收入群体来看，高收入群体的文凭效应显著高于低收入群体。高等教育文凭与高收入之间的正向关联仍然存在，但并不绝对。

表2 高等教育的文凭效应及世代和收入异质性

表2（续）

图1 高等教育文凭效应随收入分位数的变化

对0．1 和0．9 收入分位点进行系数差异检验，结果显示p 值为0．0826，通过10%显著性水平检验，即高等教育文凭效应在低收入和高收入群体中确实存在明显差异。

（四）样本选择偏差

Heckman 两阶段回归结果如表3所示，逆米尔斯比率的回归系数均高度显著异于零，表明确实存在样本选择偏差问题。利用Heckman 两阶段法纠正样本选择偏差后，高等教育文凭效应为40．49%且高度显著，OLS 低估了高等教育的文凭效应；以60 后为对照组，90 后的文凭效应显著降低了30．86%，OLS 也低估了高等教育文凭效应的世代差异。其原因可能在于利用OLS 估计时遗漏了拥有高等教育文凭但由于各种原因（自身能力较强可能有更多就业选择，也更有可能获得较高收入）并未进入劳动力市场的个体，导致在平均意义上低估了参与回归的个体的高等教育文凭效应。从回归系数的方向和显著性上来看，在纠正样本选择偏差后，高等教育的文凭效应及存在部分世代差异的结论仍然是可信的。

表3 Heckman 两阶段回归结果

（五）稳健性检验

为了考察估计系数的稳健性，本文采用样本分割进行稳健性检验。由于文凭与收入的关系受经济发展水平影响较大，选取高经济发展水平地区这一子样本进行回归分析。结果如表3所示，核心解释变量的系数与方向都与上述回归结果表现出一致性，由此可知，上述回归结果是稳健的，即高等教育文凭能够显著正向影响个体收入且在不同世代和收入水平下呈现出异质性。

表4 稳健性检验

五、结论与讨论

本文借鉴“文凭效应法”的思路将个人教育收益中生产性收益以及信号收益进行分离，利用中国社会综合调查数据在证明高等教育文凭效应仍然存在的基础上，进一步探究了文凭效应在不同世代和收入水平下的异质性。利用Heckman 两阶段法纠正样本选择偏差及进行稳健性检验后，实证结果依旧是可信的。主要研究结果如下：（1）高等教育的文凭效应显著为正，拥有高等教育文凭能给个体带来额外收入。由于获取高等教育文凭在一定程度上足以说明个体拥有更强的能力，在加入劳动力市场时能向雇主发出生产率更高的信号。雇主对其劳动生产率有着正向的预期，所以愿意支付更高的薪酬，由此体现出高等教育文凭本身的信号价值。（2）高等教育的文凭效应在部分世代间存在显著差异，以60 后为参照，高等教育文凭给90 后带来的额外收入显著下降。60 后获取高等教育文凭时正处于改革开放新时期，拉开了以经济建设为中心的现代化，各行各业都需要大量人才作为驱动经济发展的引擎，这一阶段高等教育毛入学率低，获取高等教育文凭难度大，高等教育文凭与能力之间存在着强联系。当90后获取高等教育文凭时，高等教育规模不断扩张导致每年高校毕业人数大幅增长，高等教育的筛选作用在一定程度上受到影响，加上经济发展对于高层次人才的要求越来越高，导致一般意义上的高等教育文凭优势被削弱，反映在收入上即文凭效应降低了。（3）高等教育文凭对不同收入群体的贡献并未呈现教育收益率的“U 型”变化趋势，而是“先缓慢上升再微幅下降，最后快速上升”的趋势，即高等教育文凭对高收入群体的贡献显著大于对低收入群体的贡献，可能原因在于高收入群体拥有更多“筹码”（丰富的实践经历、扎实的专业知识、实用的其他技能）与其文凭相辅相成。

以上结果充分说明高等教育文凭对于个体收入的重要意义，尽管随着世代变迁，高等教育文凭本身对个体收入的影响有所下降，但仍然能显著正向影响个体收入。投资高等教育仍然是必要的。高等教育文凭对高收入群体的贡献更大，由此来看，高等教育投资毫无疑问是有现实意义的。这并非意味着拥有高等文凭就必定能跻身于高收入行列，影响收入的因素错综复杂，文凭是关键因素之一。随着高等教育文凭获取难度降低，文凭与高能力、高收入间的关系不再绝对。

本文的目的并不在于支持筛选理论。筛选理论和人力资本理论都是我们思考和认识教育与收入间复杂关系的工具。在实证研究中，人力资本理论与筛选理论都做了妥协而且都进一步地扩展了自己，也让人们更加认清了这样的一个事实——教育的生产功能和信息功能会随地域、时代的不同而发生变化，这使得人们对于教育的经济功能有了更深刻的认识与理解［34］。

基于本文的结论，结合当前高校毕业生面临的残酷就业形势，有如下思考和建议。

第一，政府扩大高等教育供给仍然是必要的。实证结果表明，拥有高等教育文凭能给个体带来明显的“信号收益”，相较于未拥有高等教育文凭的人获得更多收入。尽管我国高等教育毛入学率如今已经超过50%，正式迈入了普及化阶段，但拥有高等教育文凭的个体所占比例仍然低于很多发达国家。政府应该继续创造条件提高人们的受教育水平，从而提升劳动力素质，并且引导人们在进行教育决策时理性思考与选择。美国社会学家柯林斯从符号统治的角度提出，学历和文凭乃是一种“选择”的工具［35］。文凭作为教育信号的集中表现，是大学生搜寻工作的“入场券”，是完成某类工作的能力信号，是劳动力市场供需双方解决逆向选择的一种对策结果［36］。应该明确的是，尽管从世代差异看，高等教育文凭的信号价值有所下降，但无论是从平均意义上显著为正的高等教育文凭效应，还是从不同收入群体来看，高等教育文凭与收入之间的正向联系仍然存在，高等教育仍然是具有现实意义的一项投资。

第二，高等教育机构应着力提升人才培养的质量，高校既要“严进”也要“严出”，让高等教育文凭真正作为能力的一种信号，在劳动力市场真实体现文凭的信号价值。文凭效应的本质在于劳动力市场对文凭获得者所拥有的能力的一种反馈，由于如今获得高等教文凭难度下降，人才出口把关不严更容易稀释和破坏文凭向劳动力市场发出能力信号的作用。规模扩张的时代早已过去，走质量提升之路才是当下的正确方向。以质量为导向的高等教育才能促进人才培养和经济发展“同频共振”，充分发挥人才在经济发展与社会进步中的价值。

第三，将生涯规划教育端口前移，下沉至基础教育阶段。生涯规划教育不仅是高等教育机构的责任，也应该成为基础教育的使命。遗憾的是，我国从基础教育阶段到高等教育阶段，对于生涯规划教育并不重视。一项关于中外各国职业生涯规划教育的对比研究表明，将职业生涯规划教育贯穿到从小学到大学的整个学校教育体系是部分发达国家的经验共识［37］，而我国职业生涯规划教育尚未得到应有的重视，导致部分毕业生在思考和规划自己未来就业方向时手足无措。可喜的是，高考改革开始重视学生的选择能力以及规划未来的意识，如何结合高考改革的背景，重新审视和重视生涯规划教育是改革深入推进不得不回答的问题。如何构建以生涯发展为导向的课程以真正提升学生的选择能力，实现从“有选择”到“会选择”的跨越式转变，是各阶段学校教育应该直面的问题。

第四，引导学生在就业选择中遵循“满意”而非“最优“的有限理性原则。在劳动力市场分割的现实面前，拥有高等教育文凭的个体无法都进入高工资、高福利的一级劳动力市场。对职业的非理性期待往往容易被残酷的就业现实击碎。拥有高等教育文凭的我们到底希望从事什么样的职业？ 我们到底适合从事什么样的职业？ 在对自己形成正确的认识及合理的职业期待下，遵循“满意”就业决策原则，尽力弥合理想与现实之间的差距。但是，做出教育决策是困难的，因为没有人能预知未来，唯一不变的就是改变，就业环境的复杂性与不确定性均处于高位，个体决策背后往往由多重因素作用。我们能做的就是在充分搜集信息的基础上，遵循“满意原则”，做出一个尽可能让自己满意的职业选择，抛弃“最优”职业的想法，找到适合自己的一片天地。