范曉婷， 陳昕爽， 張 寧

(1. 山東師范大學 經(jīng)濟學院， 山東 濟南 250358； 2. 芝加哥大學 哈里斯公共政策學院， 美國 芝加哥 60601)

一、 引言

隨著經(jīng)濟的迅速發(fā)展，我國已跨上“上中等收入”新臺階，但面臨陷入“中等收入陷阱”的風險。許多國家進入中等收入階段后會在發(fā)展過程中遇到諸多經(jīng)濟增長問題，如巴西、墨西哥等已經(jīng)陷入“中等收入陷阱”的國家先后呈現(xiàn)出嚴重的收入分配失衡特征[1]?！吨袊粽{(diào)查年鑒—2019》顯示，2003—2018年我國的基尼系數(shù)始終保持在0.45以上，突破了0.4的國際警戒線。這顯然不利于我國跨越“中等收入陷阱”，因此收入分配差距問題成為學界研究的重點問題之一。影響收入分配差距的因素有很多，如人力資本投資、經(jīng)濟發(fā)展、勞動力流動、國家體制與政策等[2]334。人力資本理論認為，不同的人力資本投資水平對經(jīng)濟發(fā)展具有不同的投資收益率，從而引起收入分配差距[3]。正規(guī)學校教育投資是人力資本投資的一種重要形式，特別是高等教育作為高端人才培養(yǎng)和科技創(chuàng)新的主陣地，對于國家人力資本水平的提高、經(jīng)濟社會的發(fā)展以及收入分配格局的改變尤為重要。在世界各國高等教育的發(fā)展進程中，政府通過擴大高等教育規(guī)模促進高等教育人力資本投資機會的均等化以降低社會收入分配不均等程度是大有可為的[4]。既有研究表明，在其他條件不變的情況下，高等教育毛入學率的提高會導致基尼系數(shù)的降低，高校擴招使得越來越多的公民有機會接受高等教育，從而對收入分配差距產(chǎn)生縮小作用[5]。因此，高校擴招對于收入分配差距具有重要影響。早在1998年12月，受到國企改制、市場經(jīng)濟改革等影響，我國出現(xiàn)大規(guī)模失業(yè)現(xiàn)象，經(jīng)濟增速也大大放緩。為解決經(jīng)濟與就業(yè)問題，教育部發(fā)布的《面向21世紀教育振興行動計劃》明確要求積極穩(wěn)步發(fā)展高等教育，并提出將高等教育毛入學率由1997年的9.1%提高到2000年的11%左右的目標。1999年，我國開始實施高校擴招政策，普通高校在校生數(shù)迅速攀升，由1999年的413.4萬人增長至2019年的3 031.5萬人。鐘秉林教授指出，2019年我國高等教育毛入學率據(jù)估計超過50%，標志著我國正式進入高等教育普及化階段[6]。為加快“雙一流”建設，教育部、財政部、國家發(fā)展改革委于2018年8月印發(fā)的《關于高等學校加快“雙一流”建設的指導意見》明確提出，要適度擴大博士研究生規(guī)模，加快發(fā)展博士專業(yè)學位研究生教育。在新冠肺炎疫情影響下，為促進高校畢業(yè)生“穩(wěn)就業(yè)”，2020年2月，國務院常務會議提出擴大2020年碩士研究生招生和專升本規(guī)模。2020年3月，教育部網(wǎng)站公布了教育部、國家發(fā)展改革委、財政部印發(fā)的《關于“雙一流”建設高校促進學科融合加快人工智能領域研究生培養(yǎng)的若干意見》，要求在人工智能領域擴大研究生培養(yǎng)規(guī)模，安排研究生尤其是博士生招生計劃專項增量。近日，我國多所高校陸續(xù)發(fā)布的博士研究生招生簡章顯示，我國高校博士研究生招生人數(shù)普遍增加。由此可見，我國本科生、碩士研究生及博士研究生規(guī)模在進一步擴大。在此形勢背景下，深入分析高校擴招對居民收入分配差距的影響對于高等教育的發(fā)展和社會收入分配公平具有重要意義。

圍繞高校擴招對收入分配差距的影響，國內(nèi)外學者作了諸多研究，主要分為3種觀點。第一種觀點認為二者關系為非線性關系。如韓雪峰對我國基尼系數(shù)和高等教育毛入學率進行協(xié)整回歸分析，得出我國高等教育毛入學率與居民收入分配差距的關系呈倒U型的發(fā)展趨勢[7]。第二種觀點認為高校擴招能夠顯著促進收入分配公平。如卜振興運用分位數(shù)回歸模型實證檢驗了高校擴招與收入分配差距的關系，發(fā)現(xiàn)高等教育毛入學率的提升能夠降低基尼系數(shù)，前者每提升1%，后者便會降低0.629%[8]。石大千等運用倍差法進行分析得出，高校擴招通過規(guī)模效應、教育機會增加效應、非農(nóng)就業(yè)效應能夠在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距，且顯著縮小了經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)及教育資源配置劣勢地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距[9]。孫文遠等通過分析發(fā)現(xiàn)，高校擴招能夠顯著縮小東部地區(qū)的收入分配差距[10]。第三種觀點認為高校擴招對收入分配差距的縮小作用甚微，甚至有擴大收入分配差距的影響。如馬丁·卡諾依(Martin Carnoy)、羅樸尚(Prashant Loyalka)和格雷戈里·安卓希查克(Gregory Androushchak)以金磚國家為例，通過分析得出高校擴招對收入分配公平的作用甚微[11]。李祥云通過研究發(fā)現(xiàn)，在中西部欠發(fā)達地區(qū)高校擴招能夠顯著拉大收入差距[12]。李郁芳等使用RIF分布分解法進行研究發(fā)現(xiàn)，高校擴招的稟賦效應與價格效應(1)稟賦效應指接受高等教育群體規(guī)模的相對擴大使得收入不平等加劇；價格效應指接受高等教育的勞動力供給相對市場對勞動力的需求增加，從而導致教育收益率的降低，繼而緩解收入不平等。在一定程度上加劇了城鎮(zhèn)居民收入不平等的狀況[13]。

上述研究運用多種計量經(jīng)濟學方法圍繞高校擴招與收入分配差距的關系進行分析并取得了一定的成果，但也存在以下不足。其一，既有研究一般關注高校擴招本身對收入分配差距所產(chǎn)生的影響，有部分學者雖考慮到高校擴招對收入分配差距影響的經(jīng)濟發(fā)展差異，但對此尚未取得共識，甚至得出了完全相反的結(jié)論。其二，目前學界尚未有學者關注高校擴招對收入分配差距影響的技術發(fā)展差異。徐舒認為，技能偏向型技術進步導致對高技術人員的需求量大幅增加，引起高技術人員相對工資的上升，進而促進高技術人員的供給增加，致使其工資水平逐漸下降，從而推進收入分配公平；然而，高技術人員供給量的增加并未完全彌補技術進步帶來的收入差距擴大，最終導致收入分配不公平程度上升[14]。據(jù)此我們推斷，在高校擴招過程中，高技術人員供給量雖有所增加但仍無法滿足技術進步的需求，高校擴招對收入分配差距的影響存在技術發(fā)展差異的可能。其三，多數(shù)學者運用傳統(tǒng)線性分析方法如RIF分布分解法和分位數(shù)回歸模型等對高校擴招與收入分配差距的關系進行分析，僅有寥寥可數(shù)的文獻使用非線性分析方法如協(xié)整回歸分析等述及高校擴招與收入分配差距的非線性關系，但尚無文獻采用非線性分析方法中的門檻回歸方法對二者的關系進行實證分析。據(jù)此，為進一步探究1999年以來我國高校擴招與居民收入分配差距的實然關系，分析高校擴招對居民收入分配差距影響的經(jīng)濟發(fā)展差異和技術發(fā)展差異，本研究采用門檻回歸方法分析我國31個省份(不含我國港、澳、臺地區(qū))高校擴招對居民收入分配差距所造成的影響，以期為充分發(fā)揮我國高等教育發(fā)展促進居民收入分配公平的作用提供建議。

二、 研究設計

(一) 理論模型

從上文分析可以看出，我國高校擴招對收入分配差距的影響既可能是線性的，也可能是非線性的。門檻回歸作為非線性計量方法的代表，是一種可以自動檢測并確定門檻值的分組檢驗方法，為本研究提供了適當?shù)姆治龉ぞ?。檢驗結(jié)果如果為不存在門檻，則表明二者關系為線性關系；如果為存在門檻，則表明二者關系為非線性關系。同時，該模型可設置多個門檻變量，能夠研究其他門檻變量是否作用于高校擴招對收入分配差距的影響。為此，本研究通過構(gòu)建門檻模型來檢驗1999—2018年我國31個省份高校擴招對居民收入分配差距的影響。由于采用的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)，本研究根據(jù)布魯斯·漢森(Bruce E. Hansen)的面板門檻回歸模型[15]進行實證研究。

如果存在1個門檻值，即當高校擴招水平高于或低于這個門檻值時，高校擴招對收入分配差距的影響存在差異，則本研究可以設定單一門檻模型如公式(1)所示(2)1(·)代表示性函數(shù)。；如果存在2個門檻值，即當高校擴招水平低于第一個門檻值、高于第二個門檻值或在兩個門檻值之間時，高校擴招對收入分配差距的影響存在差異，則本研究可以設定雙重門檻模型如公式(2)所示。

Theilit=μi+θXit+β1Eduit·1(qit≤r)+

β2Eduit·1(qit>γ)+εit;

(1)

Theilit=μi+θXit+β1Eduit·1(qit≤γ1)+β2Eduit· 1(γ1γ2)+εit.

(2)

其中，Theil和Edu分別表示被解釋變量收入分配差距和解釋變量高校擴招，q表示門檻變量，X表示控制變量；i表示省份，i=1,2,…,31，t表示年份，t=1,2, …,20(下同)；γ為單一門檻模型中待估計的門檻值，γ1為雙重門檻模型中待估計的第一個門檻值，γ2為雙重門檻模型中待估計的第二個門檻值；β1、β2、β3及θ為待估計系數(shù)；擾動項εit為獨立同分布；個體截距項μi表明該模型為固定效應模型。

(二) 變量選擇

1. 被解釋變量：居民收入分配差距Theil。本研究采用泰爾指數(shù)反映各省份居民收入分配的不公平程度，計算方法與趙錦春等[16]相同。計算公式為：

(3)

其中，j=1,2，分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)；Iijt表示t時期i省份城鎮(zhèn)(j=1)或農(nóng)村(j=2)居民人均收入，pit表示t時期i省份的人口數(shù)量；pt表示t時期全國的人口數(shù)量，Ijt表示t時期全國城鎮(zhèn)(j=1)或農(nóng)村(j=2)居民人均收入。全國及各省份的人口數(shù)量p選取常住人口數(shù)量。1999—2018年城鎮(zhèn)居民人均收入I1選用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；1999—2012年農(nóng)村居民人均收入I2選用農(nóng)村居民人均純收入，2013—2018年農(nóng)村居民人均收入I2選用農(nóng)村居民人均可支配收入(3)2013年前城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收支數(shù)據(jù)來源于獨立開展的城鎮(zhèn)、農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查。從2013年起國家統(tǒng)計局開展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查，故2013年及以后的數(shù)據(jù)來源于此項調(diào)查。該調(diào)查與2013年前的分城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查的調(diào)查范圍、調(diào)查方法、指標口徑有所不同。。

2.解釋變量：高校擴招Edu。高校擴招水平具有多種統(tǒng)計口徑：一是普通高等學校在校生數(shù)[12]，二是高等教育毛入學率[8]，三是大專及以上學歷人口比重[17]?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本研究選用普通高等學校在校生數(shù)作為高校擴招水平的衡量指標。

3. 控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平及技術進步水平。一是經(jīng)濟發(fā)展水平：本研究用貿(mào)易開放程度Trade表示。陳怡、胡文駿等選擇貿(mào)易開放程度表征經(jīng)濟發(fā)展水平，認為貿(mào)易開放會擴大居民收入分配差距[18-19]。本研究選用經(jīng)營單位所在地進出口總額與GDP的比值來衡量Trade。二是城鎮(zhèn)化水平：本研究用城鎮(zhèn)化率Urban表示。聶高輝等選用城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?衡量城鎮(zhèn)化水平，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對收入分配公平僅在短期內(nèi)有效：城鎮(zhèn)化在發(fā)展初期往往需要開展基礎設施建設，增加的勞動力需求為農(nóng)村人口提供了大量就業(yè)機會，這有助于促進收入分配公平；但隨著城鎮(zhèn)化基礎設施建設的基本完成，勞動力需求逐漸減少，因而難以繼續(xù)推進收入分配公平[20]。三是技術進步水平：本研究用全要素生產(chǎn)率的增長率TFPCH表示。鄭猛、涂濤濤等的研究表明，用TFPCH表示的技術進步水平與收入分配差距之間存在密切的聯(lián)系[21-22]。本研究采用牛洋等的研究中基于數(shù)據(jù)包絡法的生產(chǎn)率指數(shù)法(DEA-Malmquist)計算TEPCH[23]。從t時期到t+1時期生產(chǎn)率變化指數(shù)如下：

(4)

已有研究表明，經(jīng)濟發(fā)展水平會作用于高校擴招對收入分配差距的影響，故本研究將經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量進行分析。此外，本研究根據(jù)已有研究推斷高校擴招對收入分配差距的影響可能存在技術發(fā)展差異，故將技術進步水平也作為門檻變量進行分析。但本研究尚未發(fā)現(xiàn)有文獻證明城鎮(zhèn)化水平可以影響高校擴招對縮小收入分配差距的作用。因此，本研究在實證分析過程中分別將高校擴招、經(jīng)濟發(fā)展水平和技術進步水平作為門檻變量，將經(jīng)濟發(fā)展水平、技術進步水平及城鎮(zhèn)化水平作為控制變量，檢驗高校擴招對居民收入分配差距影響的門檻效應。

(三) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

鑒于我國高校擴招政策實施起于1999年，本研究將1999年作為樣本研究起點；受數(shù)據(jù)更新限制，最新數(shù)據(jù)可獲取至2018年。因此，本研究以1999—2018年為樣本期間，選取我國31個省份(不含我國港、澳、臺地區(qū))的面板數(shù)據(jù)進行分析，相關數(shù)據(jù)均來源于2000—2019年31個省份的統(tǒng)計年鑒。本研究在對各變量樣本期間內(nèi)的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計后，通過Stata 14得出各變量的統(tǒng)計信息(見表1)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

注： 觀測數(shù)為620個。

三、 研究結(jié)果

本研究首先對樣本數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，確保所有變量數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)以便進行回歸分析，并進行多重共線性檢驗，以避免模型估計中出現(xiàn)多重共線性帶來的回歸系數(shù)不顯著等問題；其次進行高校擴招對收入分配差距影響的門檻效應檢驗，以檢測是否存在門檻、門檻個數(shù)及門檻值；最后在確定存在門檻的前提下進行門檻效應估計，確定影響系數(shù)值，并對高校擴招對居民收入分配差距的影響進行具體分析。

(一) 單位根檢驗和多重共線性檢驗

在門檻回歸分析之前進行單位根檢驗和多重共線性檢驗，有利于避免模型估計中出現(xiàn)偽回歸、多重共線性帶來的回歸系數(shù)不顯著等問題。本研究使用Stata 14對所有變量數(shù)據(jù)進行了Fisher檢驗和Levin、Lin and Chu檢驗(以下簡稱LLC檢驗)兩種單位根檢驗(4)此處也可采用其他檢驗方法，其檢驗結(jié)果是類似的。。檢驗結(jié)果如表2所示，F(xiàn)isher檢驗結(jié)果顯示所有變量均在1%水平上顯著，LLC檢驗結(jié)果顯示所有變量均在10%水平上顯著(5)LLC檢驗結(jié)果中，有的變量在1%水平上顯著，有的在5%水平上顯著，有的在10%水平上顯著。由于在1%、5%水平上顯著的變量一定會在10%水平上顯著，因此本研究稱所有變量均在10%水平上顯著。。這表明所有變量均通過檢驗，體現(xiàn)出平穩(wěn)性。因此，所有變量都符合納入面板門檻回歸模型的基本條件。

表2 單位根檢驗P值結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；下同。

本研究在此基礎上對變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果如表3所示。方差膨脹因子VIF平均值為1.53，在1～10范圍內(nèi)，故該模型不存在多重共線性問題，不需要進行差分或增加樣本容量。

表3 多重共線性檢驗VIF結(jié)果

(二) 回歸結(jié)果分析

1. 門檻效應檢驗。本研究對模型的門檻效應進行檢驗，以檢測是否存在門檻、門檻個數(shù)以及門檻值。具體方法為觀測P值，若P值顯示模型在1%、5%或10%水平上顯著，則模型通過檢驗，存在門檻效應。本研究首先對模型進行單一門檻效應檢驗：若檢驗未通過，則模型不存在門檻效應；若檢驗通過，則模型存在單一門檻效應。在單一門檻效應存在的基礎上，本研究對模型進行雙重門檻效應檢驗：若檢驗未通過，則模型仍為單一門檻；若檢驗通過，則模型存在雙重門檻效應。以此類推，本研究對模型進行三重門檻效應檢驗。本研究分別以Edu、Trade、TFPCH為門檻變量，采用自抽樣(Bootstrap)方法反復抽樣300次得到具體的檢驗結(jié)果(見表4、表5)。

表4 門檻效應檢驗

表5 門檻值估計結(jié)果

從表4、表5可以看出，以Edu為門檻變量時，門檻檢驗的P值顯示該模型在10%水平上顯著，具有單一門檻效應，門檻值為167.970 0萬人；該模型未通過雙重門檻效應檢驗。以Trade為門檻變量時，P值顯示該模型在10%水平上顯著，具有雙重門檻效應，兩個門檻值分別為0.368 9和0.730 6；該模型未通過三重門檻效應檢驗。以TFPCH為門檻變量時，P值顯示該模型在10%水平上顯著，具有雙重門檻效應，兩個門檻值分別為1.047 0和1.052 0；該模型未通過三重門檻效應檢驗。通過以上分析可知，高校擴招與居民收入分配差距的非線性關系得到驗證，以Edu為門檻變量時該模型體現(xiàn)出單一門檻效應，分別以Trade和TFPCH為門檻變量時該模型均體現(xiàn)出雙重門檻效應。

2. 門檻效應估計。在通過門檻效應檢驗、明確門檻個數(shù)及門檻值的基礎上，本研究進行門檻效應估計，確定影響系數(shù)值，并對估計結(jié)果進行分析。表6分別顯示了以Edu、Trade、TFPCH為門檻變量時門檻效應模型的估計結(jié)果。首先，以Edu為門檻變量時，模型為單一門檻模型，門檻值為167.970 0萬人。在該模型下，高校擴招對收入分配差距影響的估計系數(shù)在兩個階段都在1%水平上顯著。當Edu低于門檻值167.970 0萬人時，高校擴招能夠促進收入分配公平，普通高等學校在校生數(shù)每增加1萬人，泰爾指數(shù)降低0.000 084 0。當Edu跨過門檻值時，高校擴招對收入分配公平的作用仍然是正向的，但作用力度加大，普通高等學校在校生數(shù)每增加1萬人，泰爾指數(shù)降低0.000 156 8。由此可知，以Edu為門檻變量時，高校擴招對收入分配公平具有促進作用，Edu較低時作用較弱，Edu較高時作用增強。其次，以Trade作為門檻變量時，模型具有雙重門檻，門檻值分別為0.368 9和0.730 6。在該模型下，高校擴招對收入分配差距影響的估計系數(shù)在第一個階段在5%水平上顯著，在后兩個階段在1%水平上顯著。當Trade低于門檻值0.368 9時，高校擴招對收入分配公平的影響系數(shù)為0.000 045 3；當Trade在0.368 9～0.730 6范圍內(nèi)時，影響系數(shù)增加到0.000 160 2；當Trade跨過門檻值0.730 6時，影響系數(shù)增加到0.000 266 8。這表明經(jīng)濟發(fā)展水平對于高校擴招促進收入分配公平的影響是正向的，但這種影響在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下存在差異：經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，影響較弱；經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，影響較強。最后，以TFPCH作為門檻變量時，模型也具有雙重門檻，門檻值分別為1.047 0和1.052 0。在該模型下，高校擴招對收入分配差距影響的估計系數(shù)在3個階段都在1%水平上顯著。當TFPCH低于門檻值1.047 0時，高校擴招對收入分配公平的影響系數(shù)為0.000 139 6；當TFPCH在1.047 0～1.052 0范圍內(nèi)時，影響系數(shù)增加到0.000 192 8；而當TFPCH跨過門檻值1.052 0時，高校擴招對收入分配公平的影響系數(shù)降低，為0.000 125 2，但這種影響仍是正向的。這表明技術進步水平對于高校擴招促進收入分配公平的影響是正向的，但隨著技術進步水平的不斷提升，這種影響先增強后減弱。

表6 門檻效應模型估計結(jié)果

(續(xù)表6)

EduTradeTFPCHTrade0.019 10***(9.03)0.025 20***(13.92)0.021 90***(10.38)Urban0.027 50***(4.33)0.013 70**(2.20)0.035 80***(5.50)TFPCH-0.014 40*(-1.87)-0.013 70*(-1.91)-0.009 56*(-1.41)常數(shù)項0.051 10(6.29)0.055 30***(7.31)0.043 60***(5.09)

注：括號內(nèi)數(shù)值為t值。

概而論之，高校擴招對收入分配差距具有顯著的縮小作用，且這種作用隨著高校擴招、經(jīng)濟發(fā)展水平和技術進步水平的不同而表現(xiàn)出差異性；經(jīng)濟發(fā)展水平的提升能夠顯著促進高校擴招對收入分配差距的縮小作用；技術進步水平的提高使得高校擴招對收入分配公平的促進作用先增強后減弱。另外，通過觀察控制變量Trade、Urban、TFPCH的估計結(jié)果，本研究發(fā)現(xiàn)Trade、Urban的影響系數(shù)均為正值，而TFPCH的影響系數(shù)為負值。這表明經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平具有擴大居民收入分配差距的作用，而技術進步水平的提升則能夠縮小居民收入分配差距。

四、 結(jié)論與建議

(一) 主要結(jié)論

綜上，本研究可以得出，1999—2018年我國31個省份高校擴招與居民收入分配差距的關系既非倒U型關系，也非正向或負向的線性關系。高校擴招對我國居民收入分配差距具有顯著的縮小作用，且在經(jīng)濟發(fā)展水平與技術進步水平不同的地區(qū)，高校擴招對于收入分配差距的影響具有差異性，表現(xiàn)為高校擴招對收入分配差距影響的經(jīng)濟門檻效應和技術門檻效應。另外，經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平的提升具有擴大居民收入分配差距的作用，而技術進步水平的提升則能夠縮小居民收入分配差距。

第一，高校擴招能夠顯著縮小居民收入分配差距，且表現(xiàn)出鮮明的門檻特征。高校擴招主要通過規(guī)模效應機制和外溢效應機制促進居民收入分配公平。一方面，高校擴招政策的實施使得高校入學門檻降低，學生資助政策的配套實施保障了低收入家庭學生享受高等教育的機會。這能夠有效提高低收入家庭學生受教育水平，促進其人力資本積累，有助于增強低收入家庭學生進入勞動力市場后獲得收入的能力，從而促進低收入群體與高收入群體間收入差距的縮小。另一方面，高校擴招具有提升高中階段教育入學率的外溢效應。由于接受高等教育的前提條件是通過高考，高等教育入學門檻的降低便會對學生群體尤其是低收入家庭學生產(chǎn)生正向的激勵作用，從而使他們更傾向于在初中教育完成后選擇繼續(xù)接受高中教育，而非在義務教育結(jié)束后直接進入勞動力市場，由此產(chǎn)生擴大高中教育規(guī)模的外溢效應。在此基礎上，無論該部分群體能否參加或通過高考，高中教育規(guī)模的擴大也能夠提升其受教育程度與人力資本水平，因而在某種程度上縮小居民收入差距。

第二，高校擴招對居民收入分配差距的影響存在經(jīng)濟門檻效應。當經(jīng)濟發(fā)展水平跨越兩個不同的門檻值時，高校擴招對居民收入分配公平的促進作用不斷增強。這表明高校擴招政策的實施在經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)對居民收入分配差距產(chǎn)生的效果具有差異性。產(chǎn)生這種差異的原因在于兩點。其一，經(jīng)濟發(fā)展水平是一個地區(qū)高等教育發(fā)展的基礎、前提和保障，各省份的經(jīng)濟發(fā)展水平往往決定著政府財政收入與高等教育支出水平。在經(jīng)濟欠發(fā)達省份實施高校擴招政策，可能導致經(jīng)濟欠發(fā)達省份的高等教育辦學資源愈加緊張，進而對其教學質(zhì)量產(chǎn)生不良影響。這不利于學生知識的獲取和技能的培養(yǎng)，進而影響其進入勞動力市場后的工資水平。其二，經(jīng)濟欠發(fā)達省份富裕家庭的學生不成比例地獲取了有限的高等教育財政資源[12]。李春玲認為，高校擴招過程中增加的受教育機會的獲得需要以家庭教育投資為基礎，因而家庭條件較好的學生更有機會獲得高校擴招帶來的受教育機會；而低收入家庭的學生則獲取不到高校擴招帶來的入學機會或只能接受?？平逃?，因而其高等教育收益率遠低于中高收入家庭的學生[25]。因此，經(jīng)濟欠發(fā)達省份的高校擴招對收入分配差距的縮小作用要弱于經(jīng)濟發(fā)達省份。

第三，高校擴招對居民收入分配差距的影響存在技術門檻效應。當TFPCH跨越第一個門檻值時，高校擴招縮小居民收入分配差距的作用增強；當技術水平不斷提升并跨越第二個門檻值時，高校擴招對收入分配差距的縮小作用又有所減弱。之所以會出現(xiàn)這種變化，是因為前期的技術進步會促使勞動力市場對高技術人才的需求量增加，低收入群體通過接受高等教育提高相應技術能力，能增加獲得高收入工作的機會，從而提高低收入群體的收入并縮小收入分配差距。然而，當技術進步達到一個更高的水平時，社會勞動力需求會逐漸偏向于更高層次的技術人員，從而產(chǎn)生技術的擠兌效應，致使原來的高技術人員轉(zhuǎn)變?yōu)榈图夹g人員。這使得部分低技術人員失業(yè)，即技術性失業(yè)，從而導致不同層次技術人員間的收入差距增大。

此外，經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和技術進步水平作為控制變量對居民收入分配差距也有不同影響。其一，經(jīng)濟發(fā)展水平擴大了居民收入分配差距。按照庫茲涅茨倒U型假說，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，收入分配差距先擴大后縮小[2]327；實證分析結(jié)果顯示，我國經(jīng)濟發(fā)展水平在持續(xù)擴大居民收入分配差距，這表明我國目前尚處于庫茲涅茨倒U型曲線的左側(cè)。其二，技術進步水平能夠顯著縮小居民收入分配差距。其原因在于，技術的不斷提升使高技術人才需求量逐漸增加，導致高技術人才工資率上升，進而引起高技術人員供給量的增加，這使得高技術人員的工資率逐漸下降，從而縮小居民收入分配差距。其三，城鎮(zhèn)化水平的逐步提升對于居民收入分配差距具有一定的擴大效應。理論而言，合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展應當有助于資源配置效率的提升，從而促進社會收入分配公平。然而，實證分析結(jié)果與理論卻不相符，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展近年來持續(xù)擴大了居民收入分配差距。其主要原因在于，我國長期以來實行城鄉(xiāng)分割的“二元”經(jīng)濟政策，造成城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大。農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動力資源流失，青壯年勞動力和文化程度較高的勞動力轉(zhuǎn)移到城市就業(yè)，這在一定程度上降低了農(nóng)村勞動生產(chǎn)率，減少了農(nóng)村勞動收入，從而擴大了收入分配差距。

(二) 討論與建議

我國高校擴招在促進各省份高等教育規(guī)模發(fā)展的同時為維護社會公平作出了重要貢獻，但也提醒我們，未來高等教育的發(fā)展不宜繼續(xù)沿用“一刀切”的擴招方式，而可以考慮采取因地制宜的擴招政策，依據(jù)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與技術進步水平進行適宜調(diào)整，提升高校擴招對居民收入分配差距的縮小作用。與此同時，我國要盡量降低經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平對收入分配公平的消極影響，并使其發(fā)揮積極作用。基于上述研究結(jié)論，在我國高等教育已邁入普及化階段的背景下，為更好地推動我國高等教育與社會經(jīng)濟發(fā)展，發(fā)揮高等教育人力資本促進居民收入分配公平的作用，本研究提出以下幾點建議。

一是采用因地制宜的分地區(qū)高校擴招政策，著力提升高等教育質(zhì)量，充分發(fā)揮其促進收入分配公平的作用。實證分析結(jié)果顯示，當經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量指標跨越特定門檻值時，高校擴招縮小居民收入分配差距的作用會顯著增強。高等教育自身發(fā)展的規(guī)律也表明，經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定并制約著高等教育的發(fā)展。因此，高校擴招的規(guī)模、速度應當盡量與經(jīng)濟發(fā)展的水平、速度相協(xié)調(diào)，“一刀切”式的高校擴招政策容易導致部分經(jīng)濟發(fā)展水平落后的地區(qū)盲目地超前發(fā)展高等教育，從而引發(fā)高等教育資源浪費、高等教育質(zhì)量下降等一系列問題。我國應當避免實施以犧牲高等教育質(zhì)量為代價的高校擴招，而要以實現(xiàn)高等教育內(nèi)涵式發(fā)展為目標，切實提升高等教育質(zhì)量[26]，確保高等教育規(guī)模的擴大良好地適應區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平，充分發(fā)揮高校擴招縮小收入分配差距的作用，從而兼顧效率與公平。我國可以依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平分地區(qū)實施高校擴招政策：對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)而言，其可進一步實施高校擴招政策以顯著促進收入分配公平；對于經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)而言，其則需適度調(diào)整、控制高等教育規(guī)模擴大的節(jié)奏。

二是推進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的帶動作用。為充分發(fā)揮高校擴招縮小收入分配差距的經(jīng)濟門檻效應，我們可借鑒粵港澳大灣區(qū)等區(qū)域建設規(guī)劃與實踐經(jīng)驗，推動區(qū)域之間及區(qū)域內(nèi)部在教育、經(jīng)濟領域的互動與合作。如通過一體化市場機制的建立促進區(qū)域間要素的自由流動，打破不合理的市場分割和行政壁壘，將經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的資本、技術要素與經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的自然、人力要素相結(jié)合；加大經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的基礎教育與職業(yè)教育發(fā)展力度，加大對家庭經(jīng)濟困難學生的資助力度，保障其享有接受高等教育的機會；通過高等教育一體化促進人才培養(yǎng)、圖書館、高校智庫等多個領域?qū)崿F(xiàn)區(qū)域資源共享；明確區(qū)域定位，通過政策鼓勵、引導和支持經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的企業(yè)到經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)投資辦廠，加強經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的基礎設施建設；促進企業(yè)與科研院校的創(chuàng)新合作，構(gòu)建產(chǎn)學研合作創(chuàng)新機制，形成由企業(yè)、科研院校、科技中介及政府等主體組成的協(xié)同創(chuàng)新機制等。

三是加快培養(yǎng)高層次應用型人才，以適應技術進步對高層次人才的需求，提升專業(yè)學位研究生培養(yǎng)質(zhì)量，優(yōu)化高校擴招對收入分配差距影響的技術門檻效應。研究結(jié)果表明，當技術進步水平跨越兩個不同的門檻值時，高校擴招縮小居民收入差距的作用會先增強后減弱。之所以技術進步到一定水平后高校擴招對收入分配差距的縮小作用減弱，是因為高層次技術人員的供給不足。因此，為應對未來技術水平的不斷提升，保證與之相匹配的高層次技術人員的供給，優(yōu)化高校擴招對收入分配差距的技術門檻效應，政府與高校應當著重推進高層次應用型人才的培養(yǎng)，以充分發(fā)揮高校擴招對于居民收入分配差距的縮小作用。目前，我國對應用型人才的培養(yǎng)主要以高等職業(yè)教育為主，高端應用型人才的培養(yǎng)較為匱乏。近年來，國家已逐步加強對高層次應用型人才培養(yǎng)的重視，《學位與研究生教育發(fā)展“十三五”規(guī)劃》明確要求，高校應積極培養(yǎng)專業(yè)學位碩士研究生，以滿足社會各界對高層次應用型人才的需求。教育部副部長翁鐵慧表示，2020年碩士研究生擴招名額重點投向臨床醫(yī)學、公共衛(wèi)生、集成電路、人工智能等專業(yè)，以高層次應用型人才專業(yè)學位為主[27]。然而，專業(yè)學位研究生培養(yǎng)在實踐過程中仍然存在與學術型研究生的選拔標準、培養(yǎng)方式及評價方式趨同等問題，這日趨影響著高層次應用型人才培養(yǎng)的質(zhì)量。因此，我國可以在今后研究生擴招中繼續(xù)側(cè)重于專業(yè)學位研究生，依據(jù)社會經(jīng)濟發(fā)展情況對擴招專業(yè)予以及時調(diào)整，不斷優(yōu)化研究生培養(yǎng)結(jié)構(gòu)；加快完善專業(yè)學位研究生人才選拔與培養(yǎng)體系，凸顯專業(yè)型人才與學術型人才的培養(yǎng)差異，在培養(yǎng)目標、選拔標準、課程體系、導師指導及學位論文評價等方面強化兩類研究生培養(yǎng)的區(qū)分度，重點關注專業(yè)學位研究生的實踐創(chuàng)新與應用能力及職業(yè)需求；借鑒美國專業(yè)學位研究生培養(yǎng)經(jīng)驗，促進專業(yè)學位研究生培養(yǎng)與行業(yè)執(zhí)業(yè)資格考試的銜接，從而提升專業(yè)學位研究生教育的社會認同度。

此外，針對經(jīng)濟發(fā)展水平、技術進步水平和城鎮(zhèn)化水平作為控制變量對于居民收入分配差距產(chǎn)生的影響，鑒于技術進步水平無論作為控制變量還是門檻變量都具有縮小居民收入分配差距的作用，且其功能可以通過高校擴招得到進一步發(fā)揮，故本研究在此不再贅述。由于目前我國經(jīng)濟發(fā)展水平與收入分配差距的關系尚處在庫茲涅茨倒U型曲線的左側(cè)，為充分發(fā)揮經(jīng)濟發(fā)展水平縮小收入分配差距的作用，我國應當進一步提高各省份經(jīng)濟發(fā)展水平，盡快拉動二者關系進入庫茲涅茨曲線的右側(cè)部分。為減弱城鎮(zhèn)化水平對擴大居民收入分配差距的影響，首先，我國應進一步深化城鄉(xiāng)二元戶籍制度改革，推動勞動力實現(xiàn)城鄉(xiāng)間的自由流動。黨的十八大以來，我國戶籍制度改革進程顯著加快，目前我國31個省份(不含我國港、澳、臺地區(qū))均已出臺戶籍制度改革意見，要求取消農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)戶口性質(zhì)區(qū)分，但事實上農(nóng)民與非農(nóng)的隱形區(qū)隔仍然存在[28]。要想充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化提升資源配置效率的作用，我國應當全面深化戶籍制度改革，避免出現(xiàn)戶籍不同導致的“同工不同酬”和就業(yè)歧視現(xiàn)象，使勞動力轉(zhuǎn)移后享受與城鎮(zhèn)居民同等的待遇，以縮小城鎮(zhèn)內(nèi)部的居民收入分配差距。其次，我國應進一步優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展環(huán)境，以優(yōu)惠政策吸引人才與技術進駐農(nóng)村，通過技術外溢推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，吸引農(nóng)村勞動力回流，以縮小農(nóng)村內(nèi)部的居民收入分配差距。

五、 研究不足及展望

需要指出的是，本研究選取普通高等學校在校生數(shù)衡量地區(qū)高校擴招水平，采用泰爾指數(shù)反映各省份居民收入分配差距，但現(xiàn)實中各地區(qū)高校數(shù)量分布不均，且部分大學生畢業(yè)后存在跨省就業(yè)的現(xiàn)象，這會在一定程度上造成本地區(qū)高校擴招對收入分配差距作用的估計結(jié)果存在偏差。今后的研究如果能夠突破這方面的局限，則可以對各省份高校擴招與居民收入分配差距的關系作出更精確的估計。