高校扩招对我国居民收入分配差距的影响研究-基于1999-省际面板数据的实证分析

1、    高校扩招对我国居民收入分配差距的影响研究基于1999省际面板数据的实证分析    摘要：本研究围绕高校扩招对居民收入分配差距的影响进行实证研究，选取19992018年我国31个省份（不含我国港、澳、台地区）的面板数据进行门槛回归估计。本研究发现，样本期间内高校扩招对于缩小收入分配差距具有显著作用，且表现出鲜明的门槛特征。高校扩招对收入分配差距的影响还存在经济门槛效应和技术门槛效应：经济发展水平越高，高校扩招缩小收入分配差距的作用越强；随着技术水平的提升，高校扩招缩小收入分配差距的作用先增强后减弱。据此，为更好地推动高等教育与社会经济发展，发挥高等

2、教育人力资本促进居民收入分配公平的作用，我国可以实施因地制宜的分地区高校扩招政策；强化经济发达地区对经济欠发达地区的带动作用；加快培养高层次应用型人才以适应技术进步对高层次人才的需求。关键词：高校扩招，收入分配差距，门槛回归，经济门槛效应，技术门槛效应基金项目：国家社科基金（教育学）项目（cia160222）一、引言随着经济的迅速发展，我国已跨上“上中等收入”新台阶，但面临陷入“中等收入陷阱”的风险。许多国家进入中等收入阶段后会在发展过程中遇到诸多经济增长问题，如巴西、墨西哥等已经陷入“中等收入陷阱”的国家先后呈现出严重的收入分配失衡特征1。中国住户调查年鉴2019显示，20032018年我国

3、的基尼系数始终保持在0.45以上，突破了0.4的国际警戒线。这显然不利于我国跨越“中等收入陷阱”，因此收入分配差距问题成为学界研究的重点问题之一。影响收入分配差距的因素有很多，如人力资本投资、经济发展、劳动力流动、国家体制与政策等2334。人力资本理论认为，不同的人力资本投资水平对经济发展具有不同的投资收益率，从而引起收入分配差距3。正规学校教育投资是人力资本投资的一种重要形式，特别是高等教育作为高端人才培养和科技创新的主阵地，对于国家人力资本水平的提高、经济社会的发展以及收入分配格局的改变尤为重要。在世界各国高等教育的发展进程中，政府通过扩大高等教育规模促进高等教育人力资本投资机会的均等化以

4、降低社会收入分配不均等程度是大有可为的4。既有研究表明，在其他条件不变的情况下，高等教育毛入学率的提高会导致基尼系数的降低，高校扩招使得越来越多的公民有机会接受高等教育，从而对收入分配差距产生缩小作用5。因此，高校扩招对于收入分配差距具有重要影响。早在1998年12月，受到国企改制、市场经济改革等影响，我国出现大规模失业现象，经济增速也大大放缓。为解决经济与就业问题，教育部发布的面向21世纪教育振兴行动计划明确要求积极稳步发展高等教育，并提出将高等教育毛入学率由1997年的9.1%提高到2000年的11%左右的目标。1999年，我国开始实施高校扩招政策，普通高校在校生数迅速攀升，由1999年的

5、413.4万人增长至2019年的3 031.5万人。钟秉林教授指出，2019年我国高等教育毛入学率据估计超过50%，标志着我国正式进入高等教育普及化阶段6。为加快“双一流”建设，教育部、财政部、国家发展改革委于2018年8月印发的关于高等学校加快“双一流”建设的指导意见明确提出，要适度扩大博士研究生规模，加快发展博士专业学位研究生教育。在新冠肺炎疫情影响下，为促进高校毕业生“稳就业”，2020年2月，国务院常务会议提出扩大2020年硕士研究生招生和专升本规模。2020年3月，教育部网站公布了教育部、国家发展改革委、财政部印发的关于“双一流”建设高校促进学科融合加快人工智能领域研究生培养的若干意

6、见，要求在人工智能领域扩大研究生培养规模，安排研究生尤其是博士生招生计划专项增量。近日，我国多所高校陆续发布的博士研究生招生简章显示，我国高校博士研究生招生人数普遍增加。由此可见，我国本科生、硕士研究生及博士研究生规模在进一步扩大。在此形势背景下，深入分析高校扩招对居民收入分配差距的影响对于高等教育的发展和社会收入分配公平具有重要意义。围绕高校扩招对收入分配差距的影响，国内外学者作了诸多研究，主要分为3种观点。第一种观点认为二者关系为非线性关系。如韩雪峰对我国基尼系数和高等教育毛入学率进行协整回归分析，得出我国高等教育毛入学率与居民收入分配差距的关系呈倒u型的发展趋势7。第二种观点认为高校扩招

7、能够显著促进收入分配公平。如卜振兴运用分位数回归模型实证检验了高校扩招与收入分配差距的关系，发现高等教育毛入学率的提升能够降低基尼系数，前者每提升1%，后者便会降低0.629%8。石大千等运用倍差法进行分析得出，高校扩招通过规模效应、教育机会增加效应、非农就业效应能够在一定程度上缩小城乡收入差距，且显著缩小了经济发展水平较低地区及教育资源配置劣势地区的城乡收入差距9。孙文远等通过分析发现，高校扩招能够显著缩小东部地区的收入分配差距10。第三种观点认为高校扩招对收入分配差距的缩小作用甚微，甚至有扩大收入分配差距的影响。如马丁·卡诺依（martin carnoy）、罗朴尚（prashan

8、t loyalka）和格雷戈里·安卓希查克（gregory androushchak）以金砖国家为例，通过分析得出高校扩招对收入分配公平的作用甚微11。李祥云通过研究发现，在中西部欠发达地区高校扩招能够显著拉大收入差距12。李郁芳等使用rif分布分解法进行研究发现，高校扩招的禀赋效应与价格效应在一定程度上加剧了城镇居民收入不平等的状况13。上述研究运用多种计量经济学方法围绕高校扩招与收入分配差距的关系进行分析并取得了一定的成果，但也存在以下不足。其一，既有研究一般关注高校扩招本身对收入分配差距所产生的影响，有部分学者虽考虑到高校扩招对收入分配差距影响的经济发展差异，但对此尚未取得共识

9、，甚至得出了完全相反的结论。其二，目前学界尚未有学者关注高校扩招对收入分配差距影响的技术发展差异。徐舒认为，技能偏向型技术进步导致对高技术人员的需求量大幅增加，引起高技术人员相对工资的上升，进而促进高技术人员的供给增加，致使其工资水平逐渐下降，从而推进收入分配公平；然而，高技术人员供给量的增加并未完全弥补技术进步带来的收入差距扩大，最终导致收入分配不公平程度上升14。据此我们推断，在高校扩招过程中，高技术人员供给量虽有所增加但仍无法满足技术进步的需求，高校扩招对收入分配差距的影响存在技术发展差异的可能。其三，多数学者运用传统线性分析方法如rif分布分解法和分位数回归模型等对高校扩招与收入分配差

10、距的关系进行分析，仅有寥寥可数的文献使用非线性分析方法如协整回归分析等述及高校扩招与收入分配差距的非线性关系，但尚无文献采用非线性分析方法中的门槛回归方法对二者的关系进行实证分析。据此，为进一步探究1999年以来我国高校扩招与居民收入分配差距的实然关系，分析高校扩招对居民收入分配差距影响的经济发展差异和技术发展差异，本研究采用门槛回归方法分析我国31个省份（不含我国港、澳、台地区）高校扩招对居民收入分配差距所造成的影响，以期为充分发挥我国高等教育发展促进居民收入分配公平的作用提供建议。二、研究设计（一）理论模型从上文分析可以看出，我国高校扩招对收入分配差距的影响既可能是线性的，也可能是非线性的

11、。门槛回归作为非线性计量方法的代表，是一种可以自动检测并确定门槛值的分组检验方法，为本研究提供了适当的分析工具。检验结果如果为不存在门槛，则表明二者关系为线性关系；如果为存在门槛，则表明二者关系为非线性关系。同时，该模型可设置多个门槛变量，能够研究其他门槛变量是否作用于高校扩招对收入分配差距的影响。为此，本研究通过构建门槛模型来检验19992018年我国31个省份高校扩招对居民收入分配差距的影响。由于采用的数据类型为面板数据，本研究根据布鲁斯·汉森（bruce e. hansen）的面板门槛回归模型15进行实证研究。如果存在1个门槛值，即当高校扩招水平高于或低于这个门槛值时，高校扩招

12、对收入分配差距的影响存在差异，则本研究可以设定单一门槛模型如公式（1）所示；如果存在2个门槛值，即当高校扩招水平低于第一个门槛值、高于第二个门槛值或在两个门槛值之间时，高校扩招对收入分配差距的影响存在差异，则本研究可以设定双重门槛模型如公式（2）所示。theilit=i+xit+1eduit·1（qitr）+2eduit·1（qity）+it； （1）theilit=i+xit+1eduit·1（qit1）+2eduit·1（1qit2）+3eduit·1（qit2）+it. （2）其中，theil和edu分别表示被解释变量收入分配差距和解释变

13、量高校扩招，q表示门槛变量，x表示控制变量；i表示省份，i=1，2，31，t表示年份，t=1，2，20（下同）；为单一门槛模型中待估计的门槛值，1为双重门槛模型中待估计的第一个门槛值，2为双重门槛模型中待估计的第二个门槛值；1、2、3及为待估计系数；扰动项it为独立同分布；个体截距项i表明该模型为固定效应模型。（二）变量选择1.被解释变量：居民收入分配差距theil。本研究采用泰尔指数反映各省份居民收入分配的不公平程度，计算方法与赵锦春等16相同。计算公式为：theilit=pit/pt·j=12（iijt/ijt）·ln（j=12iijt/ijt）. （3）其中，j=1，

14、2，分别表示城镇和农村地区；iijt表示t时期i省份城镇（j=1）或农村（j=2）居民人均收入，pit表示t时期i省份的人口数量；pt表示t时期全国的人口数量，ijt表示t时期全国城镇（j=1）或农村（j=2）居民人均收入。全国及各省份的人口数量p选取常住人口数量。19992018年城镇居民人均收入i1选用城镇居民人均可支配收入；19992012年农村居民人均收入i2选用农村居民人均纯收入，20132018年农村居民人均收入i2选用农村居民人均可支配收入。2.解释变量：高校扩招edu。高校扩招水平具有多种统计口径：一是普通高等学校在校生数12，二是高等教育毛入学率8，三是大专及以上学历人口比重

15、17。考虑到数据的可得性，本研究选用普通高等学校在校生数作为高校扩招水平的衡量指标。3.控制变量：经济发展水平、城镇化水平及技术进步水平。一是经济发展水平：本研究用贸易开放程度trade表示。陈怡、胡文骏等选择贸易开放程度表征经济发展水平，认为贸易开放会扩大居民收入分配差距18-19。本研究选用经营单位所在地进出口总额与gdp的比值来衡量trade。二是城镇化水平：本研究用城镇化率urban表示。聂高辉等选用城镇化率（城镇人口占总人口的比重）衡量城镇化水平，发现城镇化水平对收入分配公平仅在短期内有效：城镇化在发展初期往往需要开展基础设施建设，增加的劳动力需求为农村人口提供了大量就业机会，这有助

16、于促进收入分配公平；但随着城镇化基础设施建设的基本完成，劳动力需求逐渐减少，因而难以继续推进收入分配公平20。三是技术进步水平：本研究用全要素生产率的增长率tfpch表示。郑猛、涂涛涛等的研究表明，用tfpch表示的技术进步水平与收入分配差距之间存在密切的联系21-22。本研究采用牛洋等的研究中基于数据包络法的生产率指数法（dea-malmquist）计算tepch23。从t时期到t+1时期生产率变化指数如下：令，其表示从t时期到t+1时期的技术效率变化；令，其表示从t时期到t+1时期的技术变化。技术效率变化可分解为纯效率变化（pech）与规模效率变化（sech），因此全要素生产率变化指数tf

17、pch=pech×sech×tech。malmquist指数大于1，表示技术水平提高；小于1，表示技术水平降低；等于1，表示技术水平不变。公式（4）中x为投入变量，包括劳动力l和实际资本存量k。劳动力l采用社会从业人员数；实际资本存量k没有直接数据，故本研究根据张军等24的方法进行相关计算。产出变量y用省份实际gdp表示，本研究以1999年省份实际gdp为基期gdp，计算不变价格人均gdp以得出平减指数，并据此计算出省份实际人均gdp。已有研究表明，经济发展水平会作用于高校扩招对收入分配差距的影响，故本研究将经济发展水平作为门槛变量进行分析。此外，本研究根据已有研究推断高校

18、扩招对收入分配差距的影响可能存在技术发展差异，故将技术进步水平也作为门槛变量进行分析。但本研究尚未发现有文献证明城镇化水平可以影响高校扩招对缩小收入分配差距的作用。因此，本研究在实证分析过程中分别将高校扩招、经济发展水平和技术进步水平作为门槛变量，将经济发展水平、技术进步水平及城镇化水平作为控制变量，检验高校扩招对居民收入分配差距影响的门槛效应。（三）样本选择与数据来源鉴于我国高校扩招政策实施起于1999年，本研究将1999年作为样本研究起点；受数据更新限制，最新数据可获取至2018年。因此，本研究以19992018年为样本期间，选取我国31个省份（不含我国港、澳、台地区）的面板数据进行分析，

19、相关数据均来源于20002019年31个省份的统计年鉴。本研究在对各变量样本期间内的数据进行统计后，通过stata 14得出各变量的统计信息（见表1）。表1变量的描述性统计结果变量定义均值标准差最小值最大值theil泰尔指数0.0490.4850.0010.251edu（万人）普通高校在校生数60.05446.9650.400214.080trade进出口总额/gdp0.2820.3640.1681.721tfpch全要素生产率的增长率0.4900.1590.1860.896urban城镇人口/总人口1.0490.0390.8521.179注：观测数为620个。三、研究结果本研究首先对样本数据

20、进行单位根检验，确保所有变量数据序列平稳以便进行回归分析，并进行多重共线性检验，以避免模型估计中出现多重共线性带来的回归系数不显著等问题；其次进行高校扩招对收入分配差距影响的门槛效应检验，以检测是否存在门槛、门槛个数及门槛值；最后在确定存在门槛的前提下进行门槛效应估计，确定影响系数值，并对高校扩招对居民收入分配差距的影响进行具体分析。（一）单位根检验和多重共线性检验在门槛回归分析之前进行单位根检验和多重共线性检验，有利于避免模型估计中出现伪回归、多重共线性带来的回归系数不显著等问题。本研究使用stata 14对所有变量数据进行了fisher 检验和levin、lin and chu检验（以下简

21、称llc检验）两种单位根检验。检验结果如表2所示，fisher检验结果显示所有变量均在1%水平上显著，llc检验结果显示所有变量均在10%水平上显著。这表明所有变量均通过检验，体现出平稳性。因此，所有变量都符合纳入面板门槛回归模型的基本条件。表2单位根检验p值结果变量fisher检验llc检验theil0.000 0*0.013 1*edu0.000 0*0.000 0*trade0.000 0*0.031 6*tfpch0.000 0*0.000 0*urban0.000 0*0.061 4*注：*、*、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；下同。本研究在此基础上对变量进行多重共线性检验

22、，结果如表3所示。方差膨胀因子vif平均值为1.53，在110范围内，故该模型不存在多重共线性问题，不需要进行差分或增加样本容量。表3多重共线性检验vif结果变量vifedu1.15trade1.79tfpch1.15urban2.02平均值1.53（二）回归结果分析1.门槛效应检验。本研究对模型的门槛效应进行检验，以检测是否存在门槛、门槛个数以及门槛值。具体方法为观测p值，若p值显示模型在1%、5%或10%水平上显著，则模型通过检验，存在门槛效应。本研究首先对模型进行单一门槛效应检验：若检验未通过，则模型不存在门槛效应；若检验通过，则模型存在单一门槛效应。在单一门槛效应存在的基础上，本研究对

23、模型进行双重门槛效应检验：若检验未通过，则模型仍为单一门槛；若检验通过，则模型存在双重门槛效应。以此类推，本研究对模型进行三重门槛效应检验。本研究分别以edu、trade、tfpch为门槛变量，采用自抽样（bootstrap）方法反复抽样300次得到具体的检验结果（见表4、表5）。表4门槛效应检验门槛变量门槛效应检验f值p值1%临界值5%临界值10%临界值edu单一门槛0.960.060 0*87.902 264.421 947.709 9双重门槛7.690.940 0134.576 262.388 657.449 0trade单一门槛93.300.000 0*85.907 860.287 2

24、35.974 4双重门槛8.420.060 0*75.924 550.020 444.594 5三重门槛20.400.360 095.939 053.458 551.282 7tfpch单一门槛27.360.040 0*28.466 226.248 818.561 8双重门槛17.200.100 0*41.133 625.811 516.567 6三重门槛8.100.620 059.968 631.844 828.009 9表5门槛值估计结果门槛变量门槛模型门槛估计值95%置信区间edu（万人）单一门槛模型167.970 0167.970 0，169.850 0trade双重门槛模型0.368

25、 90.362 2，0.375 20.730 60.709 6，0.737 7tfpch双重门槛模型1.047 01.045 0，1.048 01.052 01.051 0，1.053 0从表4、表5可以看出，以edu为门槛变量时，门槛检验的p值显示该模型在10%水平上显著，具有单一门槛效应，门槛值为167.970 0万人；该模型未通过双重门槛效应检验。以trade为门槛变量时，p值显示该模型在10%水平上显著，具有双重门槛效应，两个门槛值分别为0.368 9和0.730 6；该模型未通过三重门槛效应检验。以tfpch为门槛变量时，p值显示该模型在10%水平上显著，具有双重门槛效应，两个门槛值

26、分别为1.047 0和1.052 0；该模型未通过三重门槛效应检验。通过以上分析可知，高校扩招与居民收入分配差距的非线性关系得到验证，以edu为门槛变量时该模型体现出单一门槛效应，分别以trade和tfpch为门槛变量时该模型均体现出双重门槛效应。2.门槛效应估计。在通过门槛效应检验、明确门槛个数及门槛值的基础上，本研究进行门槛效应估计，确定影响系数值，并对估计结果进行分析。表6分别显示了以edu、trade、tfpch为门槛变量时门槛效应模型的估计结果。首先，以edu为门槛变量时，模型为单一门槛模型，门槛值为167.970 0万人。在该模型下，高校扩招对收入分配差距影响的估计系数在两个阶段都

27、在1%水平上显著。当edu低于门槛值167.970 0万人时，高校扩招能够促进收入分配公平，普通高等学校在校生数每增加1万人，泰尔指数降低0.000 084 0。当edu跨过门槛值时，高校扩招对收入分配公平的作用仍然是正向的，但作用力度加大，普通高等学校在校生数每增加1万人，泰尔指数降低0.000 156 8。由此可知，以edu为门槛变量时，高校扩招对收入分配公平具有促进作用，edu较低时作用较弱，edu较高时作用增强。其次，以trade作为门槛变量时，模型具有双重门槛，门槛值分别为0.368 9和0.730 6。在该模型下，高校扩招对收入分配差距影响的估计系数在第一个阶段在5%水平上显著，在

28、后两个阶段在1%水平上显著。当trade低于门槛值0.368 9时，高校扩招对收入分配公平的影响系数为0.000 045 3；当trade在0.368 90.730 6范围内时，影响系数增加到0.000 160 2；当trade跨过门槛值0.730 6时，影响系数增加到0.000 266 8。这表明经济发展水平对于高校扩招促进收入分配公平的影响是正向的，但这种影响在不同的经济发展水平下存在差异：经济发展水平较低时，影响较弱；经济发展水平较高时，影响较强。最后，以tfpch作为门槛变量时，模型也具有双重门槛，门槛值分别为1.047 0和1.052 0。在该模型下，高校扩招对收入分配差距影响的估计

29、系数在3个阶段都在1%水平上显著。当tfpch低于门槛值1.047 0时，高校扩招对收入分配公平的影响系数为0.000 139 6；当tfpch在1.047 01.052 0范围内时，影响系数增加到0.000 192 8；而当tfpch跨过门槛值1.052 0时，高校扩招对收入分配公平的影响系数降低，为0.000 125 2，但这种影响仍是正向的。这表明技术进步水平对于高校扩招促进收入分配公平的影响是正向的，但随着技术进步水平的不断提升，这种影响先增强后减弱。表6门槛效应模型估计结果 edutradetfpch门槛值167.970 0万人0.368 9 0.73061.047 0 1

30、.0520edu（q1）-0.000 084 0*（-4.87）-0.000 045 3*（-2.70）-0.000 139 6*（-7.63）edu（1q2）-0.000 160 2*（-8.41）-0.000 192 8*（-10.63）edu（q2）-0.000 156 8*（-10.06）-0.000 266 8*（-14.73）-0.000 125 2*（-7.81）trade0.019 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.

31、014 40*（-1.87）-0.013 70*（-1.91）-0.009 56*（-1.41）常数项0.051 10（6.29）0.055 30*（7.31）0.043 60*（5.09）注：括号内数值为t值。概而论之，高校扩招对收入分配差距具有显著的缩小作用，且这种作用随着高校扩招、经济发展水平和技术进步水平的不同而表现出差异性；经济发展水平的提升能够显著促进高校扩招对收入分配差距的缩小作用；技术进步水平的提高使得高校扩招对收入分配公平的促进作用先增强后减弱。另外，通过观察控制变量trade、urban、tfpch的估计结果，本研究发现trade、urban 的影响系数均为正值，而tfpc

32、h的影响系数为负值。这表明经济发展水平和城镇化水平具有扩大居民收入分配差距的作用，而技术进步水平的提升则能够缩小居民收入分配差距。四、结论与建议（一）主要结论综上，本研究可以得出，19992018年我国31个省份高校扩招与居民收入分配差距的关系既非倒u型关系，也非正向或负向的线性关系。高校扩招对我国居民收入分配差距具有显著的缩小作用，且在经济发展水平与技术进步水平不同的地区，高校扩招对于收入分配差距的影响具有差异性，表现为高校扩招对收入分配差距影响的经济门槛效应和技术门槛效应。另外，经济发展水平和城镇化水平的提升具有扩大居民收入分配差距的作用，而技术进步水平的提升则能够缩小居民收入分配差距。第

33、一，高校扩招能够显著缩小居民收入分配差距，且表现出鲜明的门槛特征。高校扩招主要通过规模效应机制和外溢效应机制促进居民收入分配公平。一方面，高校扩招政策的实施使得高校入学门槛降低，学生资助政策的配套实施保障了低收入家庭学生享受高等教育的机会。这能够有效提高低收入家庭学生受教育水平，促进其人力资本积累，有助于增强低收入家庭学生进入劳动力市场后获得收入的能力，从而促进低收入群体与高收入群体间收入差距的缩小。另一方面，高校扩招具有提升高中阶段教育入学率的外溢效应。由于接受高等教育的前提条件是通过高考，高等教育入学门槛的降低便会对学生群体尤其是低收入家庭学生产生正向的激励作用，从而使他们更倾向于在初中教

34、育完成后选择继续接受高中教育，而非在义务教育结束后直接进入劳动力市场，由此产生扩大高中教育规模的外溢效应。在此基础上，无论该部分群体能否参加或通过高考，高中教育规模的扩大也能够提升其受教育程度与人力资本水平，因而在某种程度上缩小居民收入差距。第二，高校扩招对居民收入分配差距的影响存在经济门槛效应。当经济发展水平跨越两个不同的门槛值时，高校扩招对居民收入分配公平的促进作用不断增强。这表明高校扩招政策的实施在经济发展水平不同的地区对居民收入分配差距产生的效果具有差异性。产生这种差异的原因在于两点。其一，经济发展水平是一个地区高等教育发展的基础、前提和保障，各省份的经济发展水平往往决定着政府财政收入

35、与高等教育支出水平。在经济欠发达省份实施高校扩招政策，可能导致经济欠发达省份的高等教育办学资源愈加紧张，进而对其教学质量产生不良影响。这不利于学生知识的获取和技能的培养，进而影响其进入劳动力市场后的工资水平。其二，经济欠发达省份富裕家庭的学生不成比例地获取了有限的高等教育财政资源12。李春玲认为，高校扩招过程中增加的受教育机会的获得需要以家庭教育投资为基础，因而家庭条件较好的学生更有机会获得高校扩招带来的受教育机会；而低收入家庭的学生则获取不到高校扩招带来的入学机会或只能接受专科教育，因而其高等教育收益率远低于中高收入家庭的学生25。因此，经济欠发达省份的高校扩招对收入分配差距的缩小作用要弱于

36、经济发达省份。第三，高校扩招对居民收入分配差距的影响存在技术门槛效应。当tfpch跨越第一个门槛值时，高校扩招缩小居民收入分配差距的作用增强；当技术水平不断提升并跨越第二个门槛值时，高校扩招对收入分配差距的缩小作用又有所减弱。之所以会出现这种变化，是因为前期的技术进步会促使劳动力市场对高技术人才的需求量增加，低收入群体通过接受高等教育提高相应技术能力，能增加获得高收入工作的机会，从而提高低收入群体的收入并缩小收入分配差距。然而，当技术进步达到一个更高的水平时，社会劳动力需求会逐渐偏向于更高层次的技术人员，从而产生技术的挤兑效应，致使原来的高技术人员转变为低技术人员。这使得部分低技术人员失业，即

37、技术性失业，从而导致不同层次技术人员间的收入差距增大。此外，经济发展水平、城镇化水平和技术进步水平作为控制变量对居民收入分配差距也有不同影响。其一，经济发展水平扩大了居民收入分配差距。按照库兹涅茨倒u型假说，随着经济发展水平的提升，收入分配差距先扩大后缩小2327；实证分析结果显示，我国经济发展水平在持续扩大居民收入分配差距，这表明我国目前尚处于库兹涅茨倒u型曲线的左侧。其二，技术进步水平能够显著缩小居民收入分配差距。其原因在于，技术的不断提升使高技术人才需求量逐渐增加，导致高技术人才工资率上升，进而引起高技术人员供给量的增加，这使得高技术人员的工资率逐渐下降，从而缩小居民收入分配差距。其三，

38、城镇化水平的逐步提升对于居民收入分配差距具有一定的扩大效应。理论而言，合理的城镇化发展应当有助于资源配置效率的提升，从而促进社会收入分配公平。然而，实证分析结果与理论却不相符，我国城镇化发展近年来持续扩大了居民收入分配差距。其主要原因在于，我国长期以来实行城乡分割的“二元”经济政策，造成城乡收入差距不断扩大。农村优质劳动力资源流失，青壮年劳动力和文化程度较高的劳动力转移到城市就业，这在一定程度上降低了农村劳动生产率，减少了农村劳动收入，从而扩大了收入分配差距。（二）讨论与建议我国高校扩招在促进各省份高等教育规模发展的同时为维护社会公平作出了重要贡献，但也提醒我们，未来高等教育的发展不宜继续沿用

39、“一刀切”的扩招方式，而可以考虑采取因地制宜的扩招政策，依据地区经济发展水平与技术进步水平进行适宜调整，提升高校扩招对居民收入分配差距的缩小作用。与此同时，我国要尽量降低经济发展水平、城镇化水平对收入分配公平的消极影响，并使其发挥积极作用。基于上述研究结论，在我国高等教育已迈入普及化阶段的背景下，为更好地推动我国高等教育与社会经济发展，发挥高等教育人力资本促进居民收入分配公平的作用，本研究提出以下几点建议。一是采用因地制宜的分地区高校扩招政策，着力提升高等教育质量，充分发挥其促进收入分配公平的作用。实证分析结果显示，当经济发展水平的衡量指标跨越特定门槛值时，高校扩招缩小居民收入分配差距的作用会

40、显著增强。高等教育自身发展的规律也表明，经济发展水平决定并制约着高等教育的发展。因此，高校扩招的规模、速度应当尽量与经济发展的水平、速度相协调，“一刀切”式的高校扩招政策容易导致部分经济发展水平落后的地区盲目地超前发展高等教育，从而引发高等教育资源浪费、高等教育质量下降等一系列问题。我国应当避免实施以牺牲高等教育质量为代价的高校扩招，而要以实现高等教育内涵式发展为目标，切实提升高等教育质量26，确保高等教育规模的扩大良好地适应区域经济发展水平，充分发挥高校扩招缩小收入分配差距的作用，从而兼顾效率与公平。我国可以依据经济发展水平分地区实施高校扩招政策：对于经济发展水平较高的地区而言，其可进一步实

41、施高校扩招政策以显著促进收入分配公平；对于经济发展水平较低的地区而言，其则需适度调整、控制高等教育规模扩大的节奏。二是推进区域协调发展，实现经济发达地区对经济欠发达地区的带动作用。为充分发挥高校扩招缩小收入分配差距的经济门槛效应，我们可借鉴粤港澳大湾区等区域建设规划与实践经验，推动区域之间及区域内部在教育、经济领域的互动与合作。如通过一体化市场机制的建立促进区域间要素的自由流动，打破不合理的市场分割和行政壁垒，将经济发达地区的资本、技术要素与经济欠发达地区的自然、人力要素相结合；加大经济欠发达地区的基础教育与职业教育发展力度，加大对家庭经济困难学生的资助力度，保障其享有接受高等教育的机会；通过

42、高等教育一体化促进人才培养、图书馆、高校智库等多个领域实现区域资源共享；明确区域定位，通过政策鼓励、引导和支持经济发达地区的企业到经济欠发达地区投资办厂，加强经济欠发达地区的基础设施建设；促进企业与科研院校的创新合作，构建产学研合作创新机制，形成由企业、科研院校、科技中介及政府等主体组成的协同创新机制等。三是加快培养高层次应用型人才，以适应技术进步对高层次人才的需求，提升专业学位研究生培养质量，优化高校扩招对收入分配差距影响的技术门槛效应。研究结果表明，当技术进步水平跨越两个不同的门槛值时，高校扩招缩小居民收入差距的作用会先增强后减弱。之所以技术进步到一定水平后高校扩招对收入分配差距的缩小作用

43、减弱，是因为高层次技术人员的供给不足。因此，为应对未来技术水平的不断提升，保证与之相匹配的高层次技术人员的供给，优化高校扩招对收入分配差距的技术门槛效应，政府与高校应当着重推进高层次应用型人才的培养，以充分发挥高校扩招对于居民收入分配差距的缩小作用。目前，我国对应用型人才的培养主要以高等职业教育为主，高端应用型人才的培养较为匮乏。近年来，国家已逐步加强对高层次应用型人才培养的重视，学位与研究生教育发展“十三五”规划明确要求，高校应积极培养专业学位硕士研究生，以满足社会各界对高层次应用型人才的需求。教育部副部长翁铁慧表示，2020年硕士研究生扩招名额重点投向临床医学、公共卫生、集成电路、人工智能

44、等专业，以高层次应用型人才专业学位为主27。然而，专业学位研究生培养在实践过程中仍然存在与学术型研究生的选拔标准、培养方式及评价方式趋同等问题，这日趋影响着高层次应用型人才培养的质量。因此，我国可以在今后研究生扩招中继续侧重于专业学位研究生，依据社会经济发展情况对扩招专业予以及时调整，不断优化研究生培养结构；加快完善专业学位研究生人才选拔与培养体系，凸显专业型人才与学术型人才的培养差异，在培养目标、选拔标准、课程体系、导师指导及学位论文评价等方面强化两类研究生培养的区分度，重点关注专业学位研究生的实践创新与应用能力及职业需求；借鉴美国专业学位研究生培养经验，促进专业学位研究生培养与行业执业资格

45、考试的衔接，从而提升专业学位研究生教育的社会认同度。此外，针对经济发展水平、技术进步水平和城镇化水平作为控制变量对于居民收入分配差距产生的影响，鉴于技术进步水平无论作为控制变量还是门槛变量都具有缩小居民收入分配差距的作用，且其功能可以通过高校扩招得到进一步发挥，故本研究在此不再赘述。由于目前我国经济发展水平与收入分配差距的关系尚处在库兹涅茨倒u型曲线的左侧，为充分发挥经济发展水平缩小收入分配差距的作用，我国应当进一步提高各省份经济发展水平，尽快拉动二者关系进入库兹涅茨曲线的右侧部分。为减弱城镇化水平对扩大居民收入分配差距的影响，首先，我国应进一步深化城乡二元户籍制度改革，推动劳动力实现城乡间的

46、自由流动。党的十八大以来，我国户籍制度改革进程显著加快，目前我国31个省份（不含我国港、澳、台地区）均已出台户籍制度改革意见，要求取消农业与非农业户口性质区分，但事实上农民与非农的隐形区隔仍然存在28。要想充分发挥城镇化提升资源配置效率的作用，我国应当全面深化户籍制度改革，避免出现户籍不同导致的“同工不同酬”和就业歧视现象，使劳动力转移后享受与城镇居民同等的待遇，以缩小城镇内部的居民收入分配差距。其次，我国应进一步优化乡镇企业发展环境，以优惠政策吸引人才与技术进驻农村，通过技术外溢推动农村经济发展，吸引农村劳动力回流，以缩小农村内部的居民收入分配差距。五、研究不足及展望需要指出的是，本研究选取

47、普通高等学校在校生数衡量地区高校扩招水平，采用泰尔指数反映各省份居民收入分配差距，但现实中各地区高校数量分布不均，且部分大学生毕业后存在跨省就业的现象，这会在一定程度上造成本地区高校扩招对收入分配差距作用的估计结果存在偏差。今后的研究如果能够突破这方面的局限，则可以对各省份高校扩招与居民收入分配差距的关系作出更精确的估计。注释：禀赋效应指接受高等教育群体规模的相对扩大使得收入不平等加剧；价格效应指接受高等教育的劳动力供给相对市场对劳动力的需求增加，从而导致教育收益率的降低，继而缓解收入不平等。1（·）代表示性函数。2013年前城镇和农村居民收支数据来源于独立开展的城镇、农村住户抽样调

48、查。从2013年起国家统计局开展了城乡一体化住户收支与生活状况调查，故2013年及以后的数据来源于此项调查。该调查与2013年前的分城镇和农村住户调查的调查范围、调查方法、指标口径有所不同。此处也可采用其他检验方法，其检验结果是类似的。llc检验结果中，有的变量在1%水平上显著，有的在5%水平上显著，有的在10%水平上显著。由于在1%、5%水平上显著的变量一定会在10%水平上显著，因此本研究称所有变量均在10%水平上显著。参考文献：1魏熙晔，龚刚，李梦雨.收入分配、产业升级与中等收入陷阱j.浙江社会科学，2019（10）：62-74+158.2曾湘泉.劳动经济学（第三版）m.上海：复旦大学出版社，2017.3许成安，汪淑珍，陈婷.人力资本投资与东西部收入分配差距形成机制探析j.财政研究，2007（12）：15-18.4张凤林