Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
# 学習・生活空間の充実

# ▶木造の広々とした校舎に施された施設の工夫

① 普通教室のドアは開口部2.7mの両開きで、車いすが余裕を持ってすれ違うことができる。取っ手の横には衝突防止のために透明なアクリル板を設置している。また、児童生徒の注意をそらすことなく教室の中の様子を見ることができるように、大人の目の高さにもアクリル板を設置している。

③廊下の壁は展示スペースとして活用することができる。児童生徒の作品や活動の写真を、車いすの児童生徒の目の高さに掲示し、日々の活動を振り返る機会を作っている。

④ 枝を組み合わせたような吹き抜けの天井は、森の中にいるような雰囲気を味わうことができる。

②廊下に設置されたパネルヒーターの目隠しはベンチとして活用している。活動における待機の場所や、児童生徒の交流の場になっている。

⑥ 歩行の練習のため、一人が上り下りする幅に、手すりが設置された階段が整備されている。

⑤昇降口にはベンチが設置されている。教職員や保護者が隣に座り、児童生徒の靴の脱ぎ履きの支援を容易に行うことができる。

⑦ 教室表示は、棟の色とマークに対応していて、場所を認識する助けとなっている。

## 施設全体の特徴

長野県稲荷山養護学校は、児童生徒の個々の教育的ニーズに応じて、小学部・中学部では3つの「ブロック」、高等部では3つの「コース」を設けて、教育課程を編成しており、校舎の配置やゾーニングはブロック、コースに対応した計画となっている。また、各室の設計は各ブロック、コースにふさわしいものとしており、例えば移動に全介助が必要な児童生徒を含むブロック（名称は「3ブロック」という）の教室には床暖房が設置されている。

県内産のカラマツを用いた木造校舎はゆったりとした造りで、ベンチやロッカーなどの造作家具や室名札を、児童生徒の特性に配慮して整備している。

## ゆったりと温かみのある空間

全体が木材で建築された温かみのある校舎は、児童生徒が快適に過ごせる、ゆったりとした造りになっている。

普通教室のドアは開口部が2.7mある両開きで、車いすが余裕を持ってすれ違うことができるようになっている。児童生徒同士の衝突を防止するために、取っ手の横には、向こう側が見えるよう透明なアクリル板を設置している。また、児童生徒の注意をそらすことなく教職員等が教室内の様子を見ることができるよう、大人の目の高さにも同じくアクリル板を設置している（①）。
## 学習・生活空間の充実

# ▶▶教室・トイレなど、良好な生活空間

⑧3プロックの児童生徒が使用する教室は、車いすでの活動を考慮し通常の2倍の広さを確保している。また、床暖房や吊り遊具設置のための金具も整備されている。

⑨トイレは、オストメイト用便器、幼児用便器など、数種類の便器が一箇所にそろっており、介助用のベッド等も備えられている。また、入口はカーテンではなく、引き戸になっている。

## 企業等との連携による職業教育の充実等に資する空間の整備

# ▶▶ 生徒の社会的自立を支援する作業関係諸室

⑩ クリーニング室には、業務用の洗濯機材のほか、接客カウンターも設置しており、クリーニング店の業務を一通り実践することができる。水の使用を考慮して、床は防水の仕様にしている。

⑪ 木工室にも、工房で使用されているような木材加工機器が設置されている。安全面に配慮して機械同士の距離を長く取れるように広い床面積が確保されている。

廊下に設置されたパネルヒーターの目隠しは、ベンチとして使用され、活動における待機の場所や、児童生徒の交流の場になっている（②）。廊下の壁は広く、展示のスペースとして活用することができる。児童生徒の作品や、活動の写真を、車いすの児童生徒の目の高さに揭示し、日々の活動を振り返る機会を作っている（③）。

枝を組み合わせたような吹き抜けの天井は、森の中にいるような雰囲気を味わうことができる（④）。

## 児童生徒の活動を支援する工夫

児童生徒が靴を脱ぎ履きしやすいよう、昇降口の靴箱の前にはベンチが設置されている。保護者や教職員による靴の脱ぎ履きの支援も容易に行うことができる(⑤)。

歩行の練習のために、一人が上り下りする幅に手すりを設置した階段を設けている(⑥)。

教室表示は、その部屋がある棟の色とマークに対応して設置されており、広い校舎内において、自分のいる場所を認識する助けとなっている $ ^{⑦} $ 。

## 重度の障害のある児童生徒の活動に配慮した教室

3 プロックの児童生徒が使用する普通教室は、車いすでの活動が多いことなどを考慮して、他のプロックの児童生徒が使用する教室の2倍の広さが確保されている。また、車いすから降りてリラックスする活動が冬場も快適に行えるよう、床暖房も設置されている。また、天井には、吊り遊具を設置するための金具が整備されている $ ^{⑧} $ 。
# ▶▶ 自然エネルギーの活用に配慮した施設

12 自然エネルギー活用推進の一環として、木質ペレットを使用したペレットストーブを利用しており、柵で囲むことによって安全に配慮している。

⑬ 屋根に設置された太陽光パネル、発電容量は10kW。

## プライバシーにも 配慮されたトイレ

トイレは、オストメイト用便器、幼児用便器など、数種類の便器がそろっており、介助の程度や体格等の違いによって使い分けることができる。おむつ等の備品を置く棚や介助用のベッドも設置されている。入口はカーテンではなく引き戸になっており、児童生徒のプライバシーにも配慮されている $ ^{⑨} $ 。

## 社会的自立を支援する 作業関係諸室の整備

高等部の生徒の卒業後の社会的自立を支援するため、職業教育を行う作業関係諸室(クリーニング室、木工室、パン工房等)を整備している。クリーニング室には、業務用の洗濯機材のほか、接客カウンターも設置しており、クリーニング店の業務を一通り実践することができる。水の使用を考慮して、床は防水の仕上げにしている $ ^{⑩} $ 。木工室にも、工房で使用されているような木材加工機器が設置されている。安全面に配慮して機械同士の距離を長く取れるように広い床面積が確保されている。製作したいすやハンガーラックなどは校内に展示され、地域の学校の文化祭等での販売も行われる $ ^{⑪} $ 。

## 自然エネルギーの活用と省エネ

校内の暖房には、都市ガスを利用したボイラー3基のほかに、木質ペレットを使用するペレットボイラー1基、ペレットストーブ6台を使い分け、自然エネルギーの活用と省エネルギーに努めている（⑫）。また、環境教育に活用できる太陽光発電システムも導入している（⑬）。

## 学校から

温かみのある木造の校舎によって、知的障害と肢体不自由の児童生徒が行動を共にし、児童生徒の笑顔があふれる学びの場ができました。障害の種別を超えて、互いに刺激し合い学び合う環境を作ることは可能だと実感しています。今後も「子ども第一」をモットーに、熱意を持って教育内容の充実に努めたいと考えています。

## 検討委員会から

地域の木材(カラマツ)を使用した学校建築そのものから、児童生徒はたくさんのことを学ぶことができる。例えば、木材の温かさ・柔らかさ、香り、手触り、足音の響きなど、五感を磨く環境があるといったことである。県内の木材の産地、体育館の太い梁等の来歴、森の恵みや自然への関心も高めることができる。

地域の木材を使い、地域に根付いた、地域の誇りとなる学校である。
都道府県	ゾーン	ゾーン名	海岸	地区名	1970'	2000'	2011	2014	タイプ	1970'→2000'	2000'→2011	2011→2014	勾配1/n
茨城県	Ⅰ	北茨城	1	北茨城市五浦	1975.11.3	2004.12.17	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅰ	北茨城	2	北茨城市大津	1975.10.22	2001.4.23	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	1	1	1	30
茨城県	Ⅰ	北茨城	3	高萩市高萩	1975.11.3	2002.10.2	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	2	2	10
茨城県	Ⅰ	北茨城	4	高萩市川尻	1975.10.6	2002.10.2	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	2	2	10
茨城県	Ⅱ	日立	5	日立市	1975.1.15	2002.10.2	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	6	日立市	1975.1.15	2002.10.2	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	7	日立市	1975.1.15	2002.10.2	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	8	日立市	1975.1.15	2002.10.2	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	9	日立市	1975.1.21	2002.10.2	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	10	日立市	1975.1.21	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	4	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	11	日立市	1975.1.21	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	12	日立市	1975.1.21	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	13	日立市河原子	1975.1.21	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	3	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	14	日立市	1975.1.10	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	3	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	15	日立市	1975.1.10	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	5	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	16	東海村久慈	1975.1.10	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	1	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	17	東海村常陸那珂	1975.1.11	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	1	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	18	ひたちなか市常陸那珂	1975.1.13	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	4	1	1	10
茨城県	Ⅱ	日立	19	ひたちなか市阿字ヶ浦	1974.12.31	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	ポケット	1	1	4	10
茨城県	Ⅲ	鹿島	20	大洗町大洗	1975.1.31	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	沿岸	3	1	1	10
茨城県	Ⅲ	鹿島	21	大洗町サンビーチ	1975.1.31	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	沿岸	1	2	2	50
茨城県	Ⅲ	鹿島	22	大洗町	1975.1.13	2007.1.11	2011.3.12	2014.7.22	沿岸	2	1	1	30
茨城県	Ⅲ	鹿島	23	旭村上釜	1975.1.31	2007.1.11	2011.3.27	2014.7.22	沿岸	2	1	1	30
茨城県	Ⅲ	鹿島	24	大洋村・鹿嶋市	1975.1.15	2007.1.11	2011.3.27	2014.7.22	沿岸	2	1	1	30
茨城県	Ⅲ	鹿島	25	鹿嶋市鹿島港北	1975.1.23	2007.1.11	2011.3.27	2014.7.22	沿岸	1	1	1	30
茨城県	Ⅲ	鹿島	26	鹿嶋市鹿島港中央	1975.1.23	2007.1.11	2011.3.27	2014.7.8	沿岸	4	1	1	30
茨城県	Ⅲ	鹿島	27	神栖市神栖	1975.1.3	2002.3.13	2011.3.27	2014.7.8	沿岸	5	1	1	30
資料 4 重点地区調查 希少種・確認種一覽
VI：「レッドデータブックふくしまー福島県の絶滅のおそれのある野生生物ー」

EX+EW:絶滅 A:絶滅危惧 I 類 B:絶滅危惧 II 類 C:準絶滅危惧 N:注意

CR+EN: 絶滅危惧 I 類 VU: 絶滅危惧 II 類 NT: 準絶滅危惧

V：「宮城県レッドリストの公表について」(平成25年，宮城県)

A: Aランク B: Bランク C: Cランク D: Dランク

Ⅳ：「レッドリストの改訂について」(平成25年，岩手県)

VU:絶滅危惧Ⅱ類 NT:準絶滅危惧

1) ●: 選定基準に該当する重要種。▲: 確認地点においては重要種ではないが、その他の県では重要種となる種。

科名	種名	調査地区	重要種の選定基準
和名	学名	宮城県	I	II	III	IV	V	VI
織笠川河口	北上川河口	蒲生	井土浦	広浦南	松川浦
イラクサ	エゾイラクサ	Urtica platyphylla	○	C
タデ	シロバナサクラタデ	Persicaria japonica	○	C
アカザ	ハマアカザ	Atriplex subcordata	○	○	○	C
ハママツナ	Suaeda maritima	○	●	●	NT	A
マツモ	マツモ	Ceratophyllum demersum	○	B
ユキノシタ	タコノアシ	Penthorum chinense	○	NT	B	B
バラ	シャリンバイ	Rhaphiolepis umbellata	○	B
ハマナス	Rosa rugosa	●	○	NT	B
マメ	センダイハギ	Thermopsis lupinoides	●	VU
ミヅハコベ	ミヅハコベ	Elatine triandra var. pedicellata	○	○	C
アリハウグサ	ホザキノフサモ	Myriophyllum spicatum	○	○	B
セリ	ハマボウフウ	Glehnia littoralis	○	○	○	B	B
サクラソウ	ウミミドリ	Glaux maritima var. obtusifolia	●	A	CR+EN	A
モクセイ	ヒイラギ	Osmanthus heterophyllus	○	C
ミツガシワ	ガガブタ	Nymphoides indica	●	NT	CR+EN	EX+EW
ヒルムシロ	リュウルゲモ	Potamogeton pectinatus	●	NT	B	CR+EN	EX+EW
カワツルモ	Ruppia rostellata	●	NT	A	VU	A
ミズアオイ	ミズアオイ	Monochoria korsakowii	○	NT	A	B
イネ	アイアシ	Phacelurus latifolius	●	●	●	●	NT	C
ミクリ	ミクリ	Sparganium erectum ssp. stoloniferum	●	●	NT	D	NT	N
カヤツリグサ	ジョウロウスゲ	Carex capricornis	●	VU	CR+EN
オオクグ	Carex rugolosa	●	●	NT	NT	B
アオガヤツリ	Cyperus nipponicus	○	○	C	C
イガガヤツリ	Cyperus polystachys	○	○	○	C
マツカサススキ	Scirpus mitsukurianus	○	C	B
18科	25種	5種	10種	11種	4種	5種	7種	0種	0種	8種	10種	11種	22種
## 確認種一覽

分類群	科名	種名	調查地区	備考
岩手県	宮城県
和名	学名	織笠川河口	北上川河口	蒲生	井土浦	広浦南	松川浦
マツバイ	Eleocharis acicularis var. longiseta	○	○	○
クログワイ	Eleocharis kuroguwai	○	○
テンツキ	Fimbristylis dichotoma	○	○
ホタルイ	Scirpus juncoides var. hotarui	○	○
マツカサススキ	Scirpus mitsukurianus	○	重要種
フトイ	Scirpus tabernaemontani	○	○	○
カンガレイ	Scirpus triangulatus	○	○
サンカクイ	Scirpus triqueter	○	○	○
ウキヤガラ	Scirpus yagara	○	○	○	○	○
ショウガ	ショウガ	Zingiber mioga	○
一	97科	492種	273種	185種	236種	189種	145種	211種	一

1) 種名や配列等は、原則として「植物目録1987」(環境庁、昭和62年)に準拠したが、一部について図鑑等の文献を参考にした。

2) 出典の略号は以下の資料を示す。

環目錄：「植物目錄」(環境庁自然保護局編.1987)

平凡草 I：「日本の野生植物 草本 I 单子葉類」(佐竹義輔他,平凡社,1982)

平凡草 Ⅱ：「日本の野生植物 草本 Ⅱ 離弁花類」(佐竹義輔他,平凡社,1982)

平凡草 Ⅲ：「日本の野生植物 草本Ⅲ 合弁花類」(佐竹義輔他,平凡社,1981)

平凡木 I：「日本の野生植物 木本 I」(佐竹義輔他,平凡社,1989)

保育草 I：「原色日本植物図鑑 草本編Ⅱ 離弁花類」(北村四郎他,保育社,1957)

イネ科図譜：「日本イネ科植物図譜」(長田武正,平凡社,1989)

平凡帰化：「日本の帰化植物」(清水建美,平凡社,2003)

帰化写真：「日本帰化植物写真図鑑」(清水矩宏ほか,全国農村教育協会,2001)

帰化写真2：「日本帰化植物写真図鑑第2巻」(植村修二ほか,全国農村教育協会,2010) 外来ハンド：「外来種ハンドブック」(村上興正ほか,日本生態学会,2002)

特定外来:要:特定外来生物法 要注意外来生物

特定外来:特定外来生物法 特定外来生物
Cabinet Office

# The Returns to College Quality in Japan: Does Your College Choice Affect Your Earnings?

Makiko Nakamuro and Tomohiko Inui

November 2013

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan

The views expressed in “ESRI Discussion Papers” are those of the authors and not those of the Economic and Social Research Institute, the Cabinet Office, or the Government of Japan. (Contact us: https://form.cao.go.jp/esri/en_opinion-0002.html)
The Returns to College Quality in Japan:

Does Your College Choice Affect Your Earnings? $ ^{1} $

Makiko Nakamuro $ ^{2} $

Faculty of Policy Management, Keio University

Tomohiko Inui

College of Economics, Nihon University

Keywords: Identical Twins, College Quality, School Basic Survey, Endogeneity

JEL classifications: I22, I28
## I ntroduction

The college advancement rate in Japan became approximately 55%, which is gradually increasing with time (see Figure 1). Parallel to this phenomenon, it became well known that the variation in earnings among college graduates had grown substantially. As shown by many economists, graduates from more selective colleges were more likely to have higher earnings than graduates from less selective colleges. For example, Iwamura (1996) employed the integral method to calculate the rate of private returns to education of some selected universities, and then showed that the returns of Hitotsubashi University, one of the top-notch national universities in the country, was approximately 10%—much higher than lower ranked national and private universities. Moreover, Kambayashi et al (2008) used the microdata from the Basic Survey on Wage Structure and proved that, while the between-group wage differentials became rather smaller, the within-group wage differentials, such as tertiary educated workers, became larger over time depending on workers' heterogeneity. A plausible explanation for why variation in earnings among college graduates became substantial is, as argued by Monk (2000) and Brewer et al (1999), that it may reflect the quality of education, which is often measured by expenditures on educational resources, such as faculty per student, tuition fees, and student enrollments. In other words, it is
hypothesized that this variation may account for how effectively a college has spent money on education. According to a comprehensive review conducted by Card & Krueger (1996), their conclusion is as follows: “most studies of labor market outcomes show a positive effect of school quality” (p. 135).

A notable exception to this conclusion is, however, recent studies focusing on higher education. Several empirical studies attested to the signaling effect of education, originally proposed by Spence (1973). In sharp contrast to the human capital theory, signaling assumes that education actually creates only few skills but has a substantial impact on earnings; employers use the information about the college that their prospective employee actually graduated from as a screening device to assess their innate ability or productivity that cannot be observed when hiring them. In other words, employers basically trust the rigid screening process of admission committees that are able to observe a wider range of student characteristics, even including students' motivation, ambition, and maturity reflected in their essays.

One specific type of signaling is what is called the sheepskin effect, a jump in the returns to education when degrees are completed. For instance, Jaeger & Page (1996) found that a degree receipt substantially increases the returns to college education. Chatterji, Seaman, & Singell (2003) also provided evidence of a significant,
positive, gender-specific signaling effect of education, although there are only a few studies using the data in Japan (for example, Abe, 2002). If signaling is true, it can be seen as a positive effect of college quality on earnings.

Furthermore, one methodological problem in estimating the returns to college quality is the selection bias that arises when a part of the labor market outcomes can be explained by workers’ unobserved characteristics that are also correlated with their college choice. It is highly possible that the variation in earnings among college graduates may simply reflect the selection of who is admitted and who is not: students with greater ability and parental support are more likely to be admitted by more selective colleges through screening processes at the entrance examinations. In fact, Hoxby and Terry (1999) empirically showed that the reason for a substantial growth in the variation in earnings among tertiary educated workers was largely explained by an increased return to ability of an individual over time.

We now understand the effect of the nonrandom selection of students on different college quality. Some studies attempted to address the causal inference between college quality and subsequent earnings later in life, and to answer the question of whether the labor market returns to college education are significant after controlling for unobserved student and family characteristics. Monk (2000) ran wage regressions
with a wide variety of individual and family endowment variables. Brewer et al (1999) also ran wage regressions with a selection correction term identified by the inclusion of tuition and financial aid. Widely cited papers released by Dale & Krueger (2002) and Long (2008) employed two approaches: one compared students who were accepted and rejected by a comparable set of colleges and the other controlled for the average SAT score of each institution to which students applied. Hoekstra (2009) examined the causal effect of college selectivity on earnings by using the information on confidential admission records drawn from an anonymous flagship state university, allowing him to compare students who were barely accepted and rejected. Behrman et al (1996) used the sample of female twins born in Minnesota to eliminate the effect of unobserved heterogeneity of an individual. A more recent study conducted by Smith (2013) also used a larger sample of twins in the US, and that undertaken by Lindahl & Regner (2003) used a sample of siblings in Sweden. However, the conclusions drawn from previous literature did not reach a solid consensus on the effect of college quality on various education outcomes: some concluded that college quality matters (Behrman et al, 1996; Brewer et al, 1999; Monk, 2000; Long, 2008; Hoekstra, 2009; Smith, 2013), while others believed it does not (Dale & Krueger, 2002; Lindahl & Regner, 2003).

This brings us to the main questions of interest: what is the causal effect of

This brings us to the main questions of interest: what is the causal effect of
college quality on earnings? If college quality matters, what type of college characteristics might lead to higher labor market premiums? In particular, Behrman et al. (1996) found a positive and significant labor market return from attending small, private, and Ph.D.-granting universities with highly rewarded, experienced faculty members. We basically follow the line of previous research conducted by Behrman et al. (1996). In our study, the large amount of twins' data that we collected through the web-based survey in Japan is combined with the official statistics, with a wide variety of college characteristics and college selectivity.

This data set lets us complement prior research, and makes several contributions to previous literature. In many studies, college quality is a combined indicator of college resources and college selectivity because in the United States, the students' choice of college is largely affected by not only college selectivity but also resources, particularly tuition and financial aid. However, in Japan, college selectivity is almost entirely determined by student performance in written exams, and admission committees do not freely choose students on the basis of any individual characteristics that are beyond their performance in entrance exam. Moreover, college quality is largely affected by government policy: the national and prefectural public universities are competitive educational entities, sometimes more than private universities, where a substantial
amount of subsidies has been allocated. Therefore, in this context, Japan is a very suitable subject to explore the effect of college quality, separate from college selectivity conditional on individual characteristics. We also take advantage of using official statistics, providing a wide range of college characteristics and resources. Many studies just simply address whether college selectivity matters; nevertheless, the effectiveness of spending on college education is a more critical issue for public policy. This research must provide a clue on how to allocate limited resources for education to colleges.

The results drawn from empirical analyses show that there is no strong evidence for the positive returns to college quality in Japan after controlling for college selectivity and unobserved individual heterogeneity. However, in some empirical specifications, the composition of full-time faculty members, e.g., a student–faculty ratio and a full-time faculty ratio, is regarded as an important determinant of the variation in subsequent earnings among college graduates. Furthermore, although the sample is quite small, college quality has a significantly positive effect on students from low-income families.

The rest of this study is organized as follows: the next section reviews the relevant literature in this field of study; the third section introduces the empirical models to be estimated; the fourth section introduces the data used and variables defined for
empirical analyses; the fifth section presents the empirical results; and the final section provides conclusions.

## Relevant Literature

In this section, we briefly summarize previous literature that dealt with potential bias to obtain consistent estimates of the effect of college quality on earnings.

Monk (2000) ran wage regressions while controlling for a wide variety of student characteristics, such as family background and innate ability, measured by the Armed Forces Qualification Test. The empirical results showed that, although graduates from more selective colleges earn significantly more than those from less selective colleges, there were substantial variations across racial and gender groups in the returns to college education. Brewer et al (2000) employed the Heckman correction and added a selection correction term identified by an inclusion of the net costs of college attendance.

Frequently cited articles in this field of study were conducted as

quasi-experiments by Dale and Krueger (2002) and Long (2008). Their proposed

solution toward ability bias is to include in the traditional model of the returns to

education an unrestricted set of dummy variables, indicating groups of students who

received the same admissions decisions from the same set of institutions. The authors
assume that students with a similar history of acceptance and rejections will possess essentially the same average value of the observed and unobserved attributes assessed by admissions committees in making decisions. They were thus able to overcome a selection by controlling for the set of unobserved characteristics that influence college admissions and, perhaps, earnings. The conclusion drawn from Dale & Krueger (2002) was surprising for both academia and policymakers: the authors demonstrated that the effect of college quality was indistinguishable from zero, while Long (2008) took a similar strategy and concluded that college quality has a positive impact on college graduation but not on hourly wages.

The other type of literature is considered to be a natural experiment: exploiting the features of twins or siblings. In particular, identical twins (monozygotic twins, hereafter MZ twins) are produced in the same pregnancy, when a single zygote splits into two separate embryos by chance. The two are genetically identical, which thus enables us to hypothesize that a pair of MZ twins share the same innate abilities. In addition to genetic endowments, they also share the same family and neighborhood environments. The method to answer the causal question in this approach is to compare the difference in education and earnings between MZ twins and then isolate the effect of education on earnings while holding differences in genetic and family endowments.
## constant

A large number of economic studies used the sample of twins to identify the causal effect of years of schooling on earnings (for example, Ashenfelter & Krueger, 1994; Ashenfelter & Rouse, 1998; Rouse, 1998); however, only a few studies focused on college quality. The prominent study was conducted by Behrman et al (1996). The authors use a sample of 403 female MZ twins and 306 female nonidentical twins (dizygotic twins; hereafter, DZ twins) born in Minnesota between 1936 and 1955.

Lindahl & Regner (2003) also took a similar strategy to Behrman et al (1996) and used a sample of siblings in Sweden.

However, the conclusions drawn from previous literature did not reach a solid consensus on the effect of college quality on earnings: some concluded that college quality matters (Behrman et al., 1996; Brewer et al., 1999; Monk, 2000; Long, 2008; Hoekstra, 2009; Smith, 2013), while others did not (Dale & Krueger, 2002; Lindahl & Regner, 2003).

## Empirical Models

Our empirical strategy follows the strategies of Behrman et al (1996) and

Lindahl & Regner (2005). We outline a simple wage equation where $ W_{ij} $ is the

logarithmic form of annual earnings for twins i (i=1,2) in family j, and $ X_{ij} $ is a vector of
individual characteristics, including age, squared age, gender, marital status, years of tenure at the current employment, and average working hours a day. $ S_{ij} $ represent the college selectivity measured by the deviation value, while $ C_{ij} $ is a vector of college characteristics and resources. $ A_{i} $ is unobserved family endowments, which are common within twin-pairs and are constant over time (therefore, $ A_{1} = A_{2} = A_{j} $ ), and random disturbance with mean zero and constant variance ( $ e_{ij} $ ). The mathematical expression is written as follows:

$$ W_{i j}=A_{i}+\boldsymbol{X}_{i j}\boldsymbol{\alpha}+\boldsymbol{C}_{i j}\boldsymbol{\beta}+S_{i j}\boldsymbol{\gamma}+e_{i j}, $$

If we estimate equation (1) using the conventional ordinary least squares (OLS), the

result may be affected by the problem of omitted variable bias. The unobserved

differences in native abilities and family backgrounds contained in the error term $ (e_{ij}) $

make the OLS estimates biased and inconsistent. To deal with this potential bias, we

applied a twins’ setting to the above wage equation:

$$ W_{1j}=A_{j}+\boldsymbol{X}_{1j}\boldsymbol{\alpha}+\boldsymbol{C}_{1j}\boldsymbol{\beta}+S_{1j}\boldsymbol{\gamma}+e_{1j}, $$

$$ W_{2j}=A_{j}+\boldsymbol{X}_{2j}\boldsymbol{\alpha}+\boldsymbol{C}_{2j}\boldsymbol{\beta}+S_{2j}\boldsymbol{\gamma}+e_{2j}, $$

First, we took a difference between equations (1) and (2) to eliminate the unobserved

family endowments shared within twin-pairs $ (A_{j}) $ and obtain within-fixed effects

estimates of $ \beta $ and $ \gamma $ , holding other factors constant. The $ \beta $ and $ \gamma $ estimated by the