范曉婷， 陳昕爽， 張 寧

(1. 山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 山東 濟(jì)南 250358； 2. 芝加哥大學(xué) 哈里斯公共政策學(xué)院， 美國(guó) 芝加哥 60601)

一、 引言

隨著經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，我國(guó)已跨上“上中等收入”新臺(tái)階，但面臨陷入“中等收入陷阱”的風(fēng)險(xiǎn)。許多國(guó)家進(jìn)入中等收入階段后會(huì)在發(fā)展過程中遇到諸多經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題，如巴西、墨西哥等已經(jīng)陷入“中等收入陷阱”的國(guó)家先后呈現(xiàn)出嚴(yán)重的收入分配失衡特征[1]?！吨袊?guó)住戶調(diào)查年鑒—2019》顯示，2003—2018年我國(guó)的基尼系數(shù)始終保持在0.45以上，突破了0.4的國(guó)際警戒線。這顯然不利于我國(guó)跨越“中等收入陷阱”，因此收入分配差距問題成為學(xué)界研究的重點(diǎn)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(jì)發(fā)展、勞動(dòng)力流動(dòng)、國(guó)家體制與政策等[2]334。人力資本理論認(rèn)為，不同的人力資本投資水平對(duì)經(jīng)濟(jì)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(xué)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(duì)于國(guó)家人力資本水平的提高、經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展以及收入分配格局的改變尤為重要。在世界各國(guó)高等教育的發(fā)展進(jìn)程中，政府通過擴(kuò)大高等教育規(guī)模促進(jìn)高等教育人力資本投資機(jī)會(huì)的均等化以降低社會(huì)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(xué)率的提高會(huì)導(dǎo)致基尼系數(shù)的降低，高校擴(kuò)招使得越來越多的公民有機(jī)會(huì)接受高等教育，從而對(duì)收入分配差距產(chǎn)生縮小作用[5]。因此，高校擴(kuò)招對(duì)于收入分配差距具有重要影響。早在1998年12月，受到國(guó)企改制、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革等影響，我國(guó)出現(xiàn)大規(guī)模失業(yè)現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)增速也大大放緩。為解決經(jīng)濟(jì)與就業(yè)問題，教育部發(fā)布的《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)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(xué)率由1997年的9.1%提高到2000年的11%左右的目標(biāo)。1999年，我國(guó)開始實(shí)施高校擴(kuò)招政策，普通高校在校生數(shù)迅速攀升，由1999年的413.4萬(wàn)人增長(zhǎng)至2019年的3 031.5萬(wàn)人。鐘秉林教授指出，2019年我國(guó)高等教育毛入學(xué)率據(jù)估計(jì)超過50%，標(biāo)志著我國(guó)正式進(jìn)入高等教育普及化階段[6]。為加快“雙一流”建設(shè)，教育部、財(cái)政部、國(guó)家發(fā)展改革委于2018年8月印發(fā)的《關(guān)于高等學(xué)校加快“雙一流”建設(shè)的指導(dǎo)意見》明確提出，要適度擴(kuò)大博士研究生規(guī)模，加快發(fā)展博士專業(yè)學(xué)位研究生教育。在新冠肺炎疫情影響下，為促進(jìn)高校畢業(yè)生“穩(wěn)就業(yè)”，2020年2月，國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議提出擴(kuò)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(guó)家發(fā)展改革委、財(cái)政部印發(fā)的《關(guān)于“雙一流”建設(shè)高校促進(jìn)學(xué)科融合加快人工智能領(lǐng)域研究生培養(yǎng)的若干意見》，要求在人工智能領(lǐng)域擴(kuò)大研究生培養(yǎng)規(guī)模，安排研究生尤其是博士生招生計(jì)劃專項(xiàng)增量。近日，我國(guó)多所高校陸續(xù)發(fā)布的博士研究生招生簡(jiǎn)章顯示，我國(guó)高校博士研究生招生人數(shù)普遍增加。由此可見，我國(guó)本科生、碩士研究生及博士研究生規(guī)模在進(jìn)一步擴(kuò)大。在此形勢(shì)背景下，深入分析高校擴(kuò)招對(duì)居民收入分配差距的影響對(duì)于高等教育的發(fā)展和社會(huì)收入分配公平具有重要意義。

圍繞高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者作了諸多研究，主要分為3種觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為二者關(guān)系為非線性關(guān)系。如韓雪峰對(duì)我國(guó)基尼系數(shù)和高等教育毛入學(xué)率進(jìn)行協(xié)整回歸分析，得出我國(guó)高等教育毛入學(xué)率與居民收入分配差距的關(guān)系呈倒U型的發(fā)展趨勢(shì)[7]。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為高校擴(kuò)招能夠顯著促進(jìn)收入分配公平。如卜振興運(yùn)用分位數(shù)回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)了高校擴(kuò)招與收入分配差距的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高等教育毛入學(xué)率的提升能夠降低基尼系數(shù)，前者每提升1%，后者便會(huì)降低0.629%[8]。石大千等運(yùn)用倍差法進(jìn)行分析得出，高校擴(kuò)招通過規(guī)模效應(yīng)、教育機(jī)會(huì)增加效應(yīng)、非農(nóng)就業(yè)效應(yīng)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(jì)發(fā)展水平較低地區(qū)及教育資源配置劣勢(shì)地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距[9]。孫文遠(yuǎn)等通過分析發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)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(diǎn)認(rèn)為高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的縮小作用甚微，甚至有擴(kuò)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(guó)家為例，通過分析得出高校擴(kuò)招對(duì)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(dá)地區(qū)高校擴(kuò)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(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招的稟賦效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)(1)稟賦效應(yīng)指接受高等教育群體規(guī)模的相對(duì)擴(kuò)大使得收入不平等加??；價(jià)格效應(yīng)指接受高等教育的勞動(dòng)力供給相對(duì)市場(chǎng)對(duì)勞動(dòng)力的需求增加，從而導(dǎo)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(yùn)用多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法圍繞高校擴(kuò)招與收入分配差距的關(guān)系進(jìn)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(guān)注高校擴(kuò)招本身對(duì)收入分配差距所產(chǎn)生的影響，有部分學(xué)者雖考慮到高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，但對(duì)此尚未取得共識(shí)，甚至得出了完全相反的結(jié)論。其二，目前學(xué)界尚未有學(xué)者關(guān)注高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的技術(shù)發(fā)展差異。徐舒認(rèn)為，技能偏向型技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致對(duì)高技術(shù)人員的需求量大幅增加，引起高技術(shù)人員相對(duì)工資的上升，進(jìn)而促進(jìn)高技術(shù)人員的供給增加，致使其工資水平逐漸下降，從而推進(jìn)收入分配公平；然而，高技術(shù)人員供給量的增加并未完全彌補(bǔ)技術(shù)進(jìn)步帶來的收入差距擴(kuò)大，最終導(dǎo)致收入分配不公平程度上升[14]。據(jù)此我們推斷，在高校擴(kuò)招過程中，高技術(shù)人員供給量雖有所增加但仍無法滿足技術(shù)進(jìn)步的需求，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的影響存在技術(shù)發(fā)展差異的可能。其三，多數(shù)學(xué)者運(yùn)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(duì)高校擴(kuò)招與收入分配差距的關(guān)系進(jìn)行分析，僅有寥寥可數(shù)的文獻(xiàn)使用非線性分析方法如協(xié)整回歸分析等述及高校擴(kuò)招與收入分配差距的非線性關(guān)系，但尚無文獻(xiàn)采用非線性分析方法中的門檻回歸方法對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。據(jù)此，為進(jìn)一步探究1999年以來我國(guó)高校擴(kuò)招與居民收入分配差距的實(shí)然關(guān)系，分析高校擴(kuò)招對(duì)居民收入分配差距影響的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異和技術(shù)發(fā)展差異，本研究采用門檻回歸方法分析我國(guó)31個(gè)省份(不含我國(guó)港、澳、臺(tái)地區(qū))高校擴(kuò)招對(duì)居民收入分配差距所造成的影響，以期為充分發(fā)揮我國(guó)高等教育發(fā)展促進(jìn)居民收入分配公平的作用提供建議。

二、 研究設(shè)計(jì)

(一) 理論模型

從上文分析可以看出，我國(guó)高校擴(kuò)招對(duì)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(jì)量方法的代表，是一種可以自動(dòng)檢測(cè)并確定門檻值的分組檢驗(yàn)方法，為本研究提供了適當(dāng)?shù)姆治龉ぞ?。檢驗(yàn)結(jié)果如果為不存在門檻，則表明二者關(guān)系為線性關(guān)系；如果為存在門檻，則表明二者關(guān)系為非線性關(guān)系。同時(shí)，該模型可設(shè)置多個(gè)門檻變量，能夠研究其他門檻變量是否作用于高校擴(kuò)招對(duì)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(yàn)1999—2018年我國(guó)31個(gè)省份高校擴(kuò)招對(duì)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(jìn)行實(shí)證研究。

如果存在1個(gè)門檻值，即當(dāng)高校擴(kuò)招水平高于或低于這個(gè)門檻值時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的影響存在差異，則本研究可以設(shè)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(gè)門檻值，即當(dāng)高校擴(kuò)招水平低于第一個(gè)門檻值、高于第二個(gè)門檻值或在兩個(gè)門檻值之間時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的影響存在差異，則本研究可以設(shè)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(kuò)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(jì)的門檻值，γ1為雙重門檻模型中待估計(jì)的第一個(gè)門檻值，γ2為雙重門檻模型中待估計(jì)的第二個(gè)門檻值；β1、β2、β3及θ為待估計(jì)系數(shù)；擾動(dòng)項(xiàng)εit為獨(dú)立同分布；個(gè)體截距項(xiàng)μi表明該模型為固定效應(yīng)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(jì)算方法與趙錦春等[16]相同。計(jì)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(shí)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(shí)期i省份的人口數(shù)量；pt表示t時(shí)期全國(guó)的人口數(shù)量，Ijt表示t時(shí)期全國(guó)城鎮(zhèn)(j=1)或農(nóng)村(j=2)居民人均收入。全國(guó)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(dú)立開展的城鎮(zhèn)、農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查。從2013年起國(guó)家統(tǒng)計(jì)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(xiàng)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(biāo)口徑有所不同。。

2.解釋變量：高校擴(kuò)招Edu。高校擴(kuò)招水平具有多種統(tǒng)計(jì)口徑：一是普通高等學(xué)校在校生數(shù)[12]，二是高等教育毛入學(xué)率[8]，三是大專及以上學(xué)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(xué)校在校生數(shù)作為高校擴(kuò)招水平的衡量指標(biāo)。

3. 控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平及技術(shù)進(jìn)步水平。一是經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展水平，認(rèn)為貿(mào)易開放會(huì)擴(kuò)大居民收入分配差距[18-19]。本研究選用經(jīng)營(yíng)單位所在地進(jìn)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(duì)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(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增加的勞動(dòng)力需求為農(nóng)村人口提供了大量就業(yè)機(jī)會(huì)，這有助于促進(jìn)收入分配公平；但隨著城鎮(zhèn)化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的基本完成，勞動(dòng)力需求逐漸減少，因而難以繼續(xù)推進(jìn)收入分配公平[20]。三是技術(shù)進(jìn)步水平：本研究用全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率TFPCH表示。鄭猛、涂濤濤等的研究表明，用TFPCH表示的技術(shù)進(jìn)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(luò)法的生產(chǎn)率指數(shù)法(DEA-Malmquist)計(jì)算TEPCH[23]。從t時(shí)期到t+1時(shí)期生產(chǎn)率變化指數(shù)如下：

(4)

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

(三) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

鑒于我國(guó)高校擴(kuò)招政策實(shí)施起于1999年，本研究將1999年作為樣本研究起點(diǎn)；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(guó)31個(gè)省份(不含我國(guó)港、澳、臺(tái)地區(qū))的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于2000—2019年31個(gè)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。本研究在對(duì)各變量樣本期間內(nèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后，通過Stata 14得出各變量的統(tǒng)計(jì)信息(見表1)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注： 觀測(cè)數(shù)為620個(gè)。

三、 研究結(jié)果

本研究首先對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確保所有變量數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)以便進(jìn)行回歸分析，并進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，以避免模型估計(jì)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(jìn)行高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，以檢測(cè)是否存在門檻、門檻個(gè)數(shù)及門檻值；最后在確定存在門檻的前提下進(jìn)行門檻效應(yīng)估計(jì)，確定影響系數(shù)值，并對(duì)高校擴(kuò)招對(duì)居民收入分配差距的影響進(jìn)行具體分析。

(一) 單位根檢驗(yàn)和多重共線性檢驗(yàn)

在門檻回歸分析之前進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和多重共線性檢驗(yàn)，有利于避免模型估計(jì)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(duì)所有變量數(shù)據(jù)進(jìn)行了Fisher檢驗(yàn)和Levin、Lin and Chu檢驗(yàn)(以下簡(jiǎn)稱LLC檢驗(yàn))兩種單位根檢驗(yàn)(4)此處也可采用其他檢驗(yàn)方法，其檢驗(yàn)結(jié)果是類似的。。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，F(xiàn)isher檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有變量均在1%水平上顯著，LLC檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有變量均在10%水平上顯著(5)LLC檢驗(yàn)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(huì)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(yàn)，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(yàn)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(chǔ)上對(duì)變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，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(jìn)行差分或增加樣本容量。

表3 多重共線性檢驗(yàn)VIF結(jié)果

(二) 回歸結(jié)果分析

1. 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究對(duì)模型的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，以檢測(cè)是否存在門檻、門檻個(gè)數(shù)以及門檻值。具體方法為觀測(cè)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(yàn)，存在門檻效應(yīng)。本研究首先對(duì)模型進(jìn)行單一門檻效應(yīng)檢驗(yàn)：若檢驗(yàn)未通過，則模型不存在門檻效應(yīng)；若檢驗(yàn)通過，則模型存在單一門檻效應(yīng)。在單一門檻效應(yīng)存在的基礎(chǔ)上，本研究對(duì)模型進(jìn)行雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)：若檢驗(yàn)未通過，則模型仍為單一門檻；若檢驗(yàn)通過，則模型存在雙重門檻效應(yīng)。以此類推，本研究對(duì)模型進(jìn)行三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究分別以Edu、Trade、TFPCH為門檻變量，采用自抽樣(Bootstrap)方法反復(fù)抽樣300次得到具體的檢驗(yàn)結(jié)果(見表4、表5)。

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 門檻值估計(jì)結(jié)果

從表4、表5可以看出，以Edu為門檻變量時(shí)，門檻檢驗(yàn)的P值顯示該模型在10%水平上顯著，具有單一門檻效應(yīng)，門檻值為167.970 0萬(wàn)人；該模型未通過雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。以Trade為門檻變量時(shí)，P值顯示該模型在10%水平上顯著，具有雙重門檻效應(yīng)，兩個(gè)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(yīng)檢驗(yàn)。以TFPCH為門檻變量時(shí)，P值顯示該模型在10%水平上顯著，具有雙重門檻效應(yīng)，兩個(gè)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(yīng)檢驗(yàn)。通過以上分析可知，高校擴(kuò)招與居民收入分配差距的非線性關(guān)系得到驗(yàn)證，以Edu為門檻變量時(shí)該模型體現(xiàn)出單一門檻效應(yīng)，分別以Trade和TFPCH為門檻變量時(shí)該模型均體現(xiàn)出雙重門檻效應(yīng)。

2. 門檻效應(yīng)估計(jì)。在通過門檻效應(yīng)檢驗(yàn)、明確門檻個(gè)數(shù)及門檻值的基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)行門檻效應(yīng)估計(jì)，確定影響系數(shù)值，并對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。表6分別顯示了以Edu、Trade、TFPCH為門檻變量時(shí)門檻效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。首先，以Edu為門檻變量時(shí)，模型為單一門檻模型，門檻值為167.970 0萬(wàn)人。在該模型下，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的估計(jì)系數(shù)在兩個(gè)階段都在1%水平上顯著。當(dāng)Edu低于門檻值167.970 0萬(wàn)人時(shí)，高校擴(kuò)招能夠促進(jìn)收入分配公平，普通高等學(xué)校在校生數(shù)每增加1萬(wàn)人，泰爾指數(shù)降低0.000 084 0。當(dāng)Edu跨過門檻值時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)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(xué)校在校生數(shù)每增加1萬(wàn)人，泰爾指數(shù)降低0.000 156 8。由此可知，以Edu為門檻變量時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配公平具有促進(jìn)作用，Edu較低時(shí)作用較弱，Edu較高時(shí)作用增強(qiáng)。其次，以Trade作為門檻變量時(shí)，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(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的估計(jì)系數(shù)在第一個(gè)階段在5%水平上顯著，在后兩個(gè)階段在1%水平上顯著。當(dāng)Trade低于門檻值0.368 9時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配公平的影響系數(shù)為0.000 045 3；當(dāng)Trade在0.368 9～0.730 6范圍內(nèi)時(shí)，影響系數(shù)增加到0.000 160 2；當(dāng)Trade跨過門檻值0.730 6時(shí)，影響系數(shù)增加到0.000 266 8。這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)于高校擴(kuò)招促進(jìn)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(jì)發(fā)展水平下存在差異：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，影響較弱；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，影響較強(qiáng)。最后，以TFPCH作為門檻變量時(shí)，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(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的估計(jì)系數(shù)在3個(gè)階段都在1%水平上顯著。當(dāng)TFPCH低于門檻值1.047 0時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配公平的影響系數(shù)為0.000 139 6；當(dāng)TFPCH在1.047 0～1.052 0范圍內(nèi)時(shí)，影響系數(shù)增加到0.000 192 8；而當(dāng)TFPCH跨過門檻值1.052 0時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)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(shù)進(jìn)步水平對(duì)于高校擴(kuò)招促進(jìn)收入分配公平的影響是正向的，但隨著技術(shù)進(jìn)步水平的不斷提升，這種影響先增強(qiáng)后減弱。

表6 門檻效應(yīng)模型估計(jì)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(xiàng)0.051 10(6.29)0.055 30***(7.31)0.043 60***(5.09)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。

概而論之，高校擴(kuò)招對(duì)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(kuò)招、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)進(jìn)步水平的不同而表現(xiàn)出差異性；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升能夠顯著促進(jìn)高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的縮小作用；技術(shù)進(jìn)步水平的提高使得高校擴(kuò)招對(duì)收入分配公平的促進(jìn)作用先增強(qiáng)后減弱。另外，通過觀察控制變量Trade、Urban、TFPCH的估計(jì)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(fù)值。這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平具有擴(kuò)大居民收入分配差距的作用，而技術(shù)進(jìn)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(guó)31個(gè)省份高校擴(kuò)招與居民收入分配差距的關(guān)系既非倒U型關(guān)系，也非正向或負(fù)向的線性關(guān)系。高校擴(kuò)招對(duì)我國(guó)居民收入分配差距具有顯著的縮小作用，且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與技術(shù)進(jìn)步水平不同的地區(qū)，高校擴(kuò)招對(duì)于收入分配差距的影響具有差異性，表現(xiàn)為高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的經(jīng)濟(jì)門檻效應(yīng)和技術(shù)門檻效應(yīng)。另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平的提升具有擴(kuò)大居民收入分配差距的作用，而技術(shù)進(jìn)步水平的提升則能夠縮小居民收入分配差距。

第一，高校擴(kuò)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(kuò)招主要通過規(guī)模效應(yīng)機(jī)制和外溢效應(yīng)機(jī)制促進(jìn)居民收入分配公平。一方面，高校擴(kuò)招政策的實(shí)施使得高校入學(xué)門檻降低，學(xué)生資助政策的配套實(shí)施保障了低收入家庭學(xué)生享受高等教育的機(jī)會(huì)。這能夠有效提高低收入家庭學(xué)生受教育水平，促進(jìn)其人力資本積累，有助于增強(qiáng)低收入家庭學(xué)生進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后獲得收入的能力，從而促進(jìn)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(kuò)招具有提升高中階段教育入學(xué)率的外溢效應(yīng)。由于接受高等教育的前提條件是通過高考，高等教育入學(xué)門檻的降低便會(huì)對(duì)學(xué)生群體尤其是低收入家庭學(xué)生產(chǎn)生正向的激勵(lì)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(wù)教育結(jié)束后直接進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，由此產(chǎn)生擴(kuò)大高中教育規(guī)模的外溢效應(yīng)。在此基礎(chǔ)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(kuò)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(kuò)招對(duì)居民收入分配差距的影響存在經(jīng)濟(jì)門檻效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平跨越兩個(gè)不同的門檻值時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)居民收入分配公平的促進(jìn)作用不斷增強(qiáng)。這表明高校擴(kuò)招政策的實(shí)施在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的地區(qū)對(duì)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(diǎn)。其一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是一個(gè)地區(qū)高等教育發(fā)展的基礎(chǔ)、前提和保障，各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平往往決定著政府財(cái)政收入與高等教育支出水平。在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份實(shí)施高校擴(kuò)招政策，可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份的高等教育辦學(xué)資源愈加緊張，進(jìn)而對(duì)其教學(xué)質(zhì)量產(chǎn)生不良影響。這不利于學(xué)生知識(shí)的獲取和技能的培養(yǎng)，進(jìn)而影響其進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資水平。其二，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份富裕家庭的學(xué)生不成比例地獲取了有限的高等教育財(cái)政資源[12]。李春玲認(rèn)為，高校擴(kuò)招過程中增加的受教育機(jī)會(huì)的獲得需要以家庭教育投資為基礎(chǔ)，因而家庭條件較好的學(xué)生更有機(jī)會(huì)獲得高校擴(kuò)招帶來的受教育機(jī)會(huì)；而低收入家庭的學(xué)生則獲取不到高校擴(kuò)招帶來的入學(xué)機(jī)會(huì)或只能接受?？平逃?，因而其高等教育收益率遠(yuǎn)低于中高收入家庭的學(xué)生[25]。因此，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份的高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的縮小作用要弱于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份。

第三，高校擴(kuò)招對(duì)居民收入分配差距的影響存在技術(shù)門檻效應(yīng)。當(dāng)TFPCH跨越第一個(gè)門檻值時(shí)，高校擴(kuò)招縮小居民收入分配差距的作用增強(qiáng)；當(dāng)技術(shù)水平不斷提升并跨越第二個(gè)門檻值時(shí)，高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的縮小作用又有所減弱。之所以會(huì)出現(xiàn)這種變化，是因?yàn)榍捌诘募夹g(shù)進(jìn)步會(huì)促使勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)高技術(shù)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(yīng)技術(shù)能力，能增加獲得高收入工作的機(jī)會(huì)，從而提高低收入群體的收入并縮小收入分配差距。然而，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步達(dá)到一個(gè)更高的水平時(shí)，社會(huì)勞動(dòng)力需求會(huì)逐漸偏向于更高層次的技術(shù)人員，從而產(chǎn)生技術(shù)的擠兌效應(yīng)，致使原來的高技術(shù)人員轉(zhuǎn)變?yōu)榈图夹g(shù)人員。這使得部分低技術(shù)人員失業(yè)，即技術(shù)性失業(yè)，從而導(dǎo)致不同層次技術(shù)人員間的收入差距增大。

此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和技術(shù)進(jìn)步水平作為控制變量對(duì)居民收入分配差距也有不同影響。其一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平擴(kuò)大了居民收入分配差距。按照庫(kù)茲涅茨倒U型假說，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，收入分配差距先擴(kuò)大后縮小[2]327；實(shí)證分析結(jié)果顯示，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在持續(xù)擴(kuò)大居民收入分配差距，這表明我國(guó)目前尚處于庫(kù)茲涅茨倒U型曲線的左側(cè)。其二，技術(shù)進(jìn)步水平能夠顯著縮小居民收入分配差距。其原因在于，技術(shù)的不斷提升使高技術(shù)人才需求量逐漸增加，導(dǎo)致高技術(shù)人才工資率上升，進(jìn)而引起高技術(shù)人員供給量的增加，這使得高技術(shù)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(duì)于居民收入分配差距具有一定的擴(kuò)大效應(yīng)。理論而言，合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展應(yīng)當(dāng)有助于資源配置效率的提升，從而促進(jìn)社會(huì)收入分配公平。然而，實(shí)證分析結(jié)果與理論卻不相符，我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展近年來持續(xù)擴(kuò)大了居民收入分配差距。其主要原因在于，我國(guó)長(zhǎng)期以來實(shí)行城鄉(xiāng)分割的“二元”經(jīng)濟(jì)政策，造成城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大。農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力資源流失，青壯年勞動(dòng)力和文化程度較高的勞動(dòng)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(dòng)生產(chǎn)率，減少了農(nóng)村勞動(dòng)收入，從而擴(kuò)大了收入分配差距。

(二) 討論與建議

我國(guó)高校擴(kuò)招在促進(jìn)各省份高等教育規(guī)模發(fā)展的同時(shí)為維護(hù)社會(huì)公平作出了重要貢獻(xiàn)，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(kuò)招方式，而可以考慮采取因地制宜的擴(kuò)招政策，依據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與技術(shù)進(jìn)步水平進(jìn)行適宜調(diào)整，提升高校擴(kuò)招對(duì)居民收入分配差距的縮小作用。與此同時(shí)，我國(guó)要盡量降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平對(duì)收入分配公平的消極影響，并使其發(fā)揮積極作用?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，在我國(guó)高等教育已邁入普及化階段的背景下，為更好地推動(dòng)我國(guó)高等教育與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，發(fā)揮高等教育人力資本促進(jìn)居民收入分配公平的作用，本研究提出以下幾點(diǎn)建議。

一是采用因地制宜的分地區(qū)高校擴(kuò)招政策，著力提升高等教育質(zhì)量，充分發(fā)揮其促進(jìn)收入分配公平的作用。實(shí)證分析結(jié)果顯示，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)跨越特定門檻值時(shí)，高校擴(kuò)招縮小居民收入分配差距的作用會(huì)顯著增強(qiáng)。高等教育自身發(fā)展的規(guī)律也表明，經(jīng)濟(jì)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(kuò)招的規(guī)模、速度應(yīng)當(dāng)盡量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平、速度相協(xié)調(diào)，“一刀切”式的高校擴(kuò)招政策容易導(dǎo)致部分經(jīng)濟(jì)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(fèi)、高等教育質(zhì)量下降等一系列問題。我國(guó)應(yīng)當(dāng)避免實(shí)施以犧牲高等教育質(zhì)量為代價(jià)的高校擴(kuò)招，而要以實(shí)現(xiàn)高等教育內(nèi)涵式發(fā)展為目標(biāo)，切實(shí)提升高等教育質(zhì)量[26]，確保高等教育規(guī)模的擴(kuò)大良好地適應(yīng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，充分發(fā)揮高校擴(kuò)招縮小收入分配差距的作用，從而兼顧效率與公平。我國(guó)可以依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分地區(qū)實(shí)施高校擴(kuò)招政策：對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)而言，其可進(jìn)一步實(shí)施高校擴(kuò)招政策以顯著促進(jìn)收入分配公平；對(duì)于經(jīng)濟(jì)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(kuò)大的節(jié)奏。

二是推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的帶動(dòng)作用。為充分發(fā)揮高校擴(kuò)招縮小收入分配差距的經(jīng)濟(jì)門檻效應(yīng)，我們可借鑒粵港澳大灣區(qū)等區(qū)域建設(shè)規(guī)劃與實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，推動(dòng)區(qū)域之間及區(qū)域內(nèi)部在教育、經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的互動(dòng)與合作。如通過一體化市場(chǎng)機(jī)制的建立促進(jìn)區(qū)域間要素的自由流動(dòng)，打破不合理的市場(chǎng)分割和行政壁壘，將經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的資本、技術(shù)要素與經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的自然、人力要素相結(jié)合；加大經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的基礎(chǔ)教育與職業(yè)教育發(fā)展力度，加大對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生的資助力度，保障其享有接受高等教育的機(jī)會(huì)；通過高等教育一體化促進(jìn)人才培養(yǎng)、圖書館、高校智庫(kù)等多個(gè)領(lǐng)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(lì)、引導(dǎo)和支持經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)到經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)投資辦廠，加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)；促進(jìn)企業(yè)與科研院校的創(chuàng)新合作，構(gòu)建產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新機(jī)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(jī)制等。

三是加快培養(yǎng)高層次應(yīng)用型人才，以適應(yīng)技術(shù)進(jìn)步對(duì)高層次人才的需求，提升專業(yè)學(xué)位研究生培養(yǎng)質(zhì)量，優(yōu)化高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距影響的技術(shù)門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步水平跨越兩個(gè)不同的門檻值時(shí)，高校擴(kuò)招縮小居民收入差距的作用會(huì)先增強(qiáng)后減弱。之所以技術(shù)進(jìn)步到一定水平后高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的縮小作用減弱，是因?yàn)楦邔哟渭夹g(shù)人員的供給不足。因此，為應(yīng)對(duì)未來技術(shù)水平的不斷提升，保證與之相匹配的高層次技術(shù)人員的供給，優(yōu)化高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距的技術(shù)門檻效應(yīng)，政府與高校應(yīng)當(dāng)著重推進(jìn)高層次應(yīng)用型人才的培養(yǎng)，以充分發(fā)揮高校擴(kuò)招對(duì)于居民收入分配差距的縮小作用。目前，我國(guó)對(duì)應(yīng)用型人才的培養(yǎng)主要以高等職業(yè)教育為主，高端應(yīng)用型人才的培養(yǎng)較為匱乏。近年來，國(guó)家已逐步加強(qiáng)對(duì)高層次應(yīng)用型人才培養(yǎng)的重視，《學(xué)位與研究生教育發(fā)展“十三五”規(guī)劃》明確要求，高校應(yīng)積極培養(yǎng)專業(yè)學(xué)位碩士研究生，以滿足社會(huì)各界對(duì)高層次應(yīng)用型人才的需求。教育部副部長(zhǎng)翁鐵慧表示，2020年碩士研究生擴(kuò)招名額重點(diǎn)投向臨床醫(yī)學(xué)、公共衛(wèi)生、集成電路、人工智能等專業(yè)，以高層次應(yīng)用型人才專業(yè)學(xué)位為主[27]。然而，專業(yè)學(xué)位研究生培養(yǎng)在實(shí)踐過程中仍然存在與學(xué)術(shù)型研究生的選拔標(biāo)準(zhǔn)、培養(yǎng)方式及評(píng)價(jià)方式趨同等問題，這日趨影響著高層次應(yīng)用型人才培養(yǎng)的質(zhì)量。因此，我國(guó)可以在今后研究生擴(kuò)招中繼續(xù)側(cè)重于專業(yè)學(xué)位研究生，依據(jù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況對(duì)擴(kuò)招專業(yè)予以及時(shí)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(xué)位研究生人才選拔與培養(yǎng)體系，凸顯專業(yè)型人才與學(xué)術(shù)型人才的培養(yǎng)差異，在培養(yǎng)目標(biāo)、選拔標(biāo)準(zhǔn)、課程體系、導(dǎo)師指導(dǎo)及學(xué)位論文評(píng)價(jià)等方面強(qiáng)化兩類研究生培養(yǎng)的區(qū)分度，重點(diǎn)關(guān)注專業(yè)學(xué)位研究生的實(shí)踐創(chuàng)新與應(yīng)用能力及職業(yè)需求；借鑒美國(guó)專業(yè)學(xué)位研究生培養(yǎng)經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)專業(yè)學(xué)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(xué)位研究生教育的社會(huì)認(rèn)同度。

此外，針對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)進(jìn)步水平和城鎮(zhèn)化水平作為控制變量對(duì)于居民收入分配差距產(chǎn)生的影響，鑒于技術(shù)進(jìn)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(kuò)招得到進(jìn)一步發(fā)揮，故本研究在此不再贅述。由于目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與收入分配差距的關(guān)系尚處在庫(kù)茲涅茨倒U型曲線的左側(cè)，為充分發(fā)揮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平縮小收入分配差距的作用，我國(guó)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步提高各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，盡快拉動(dòng)二者關(guān)系進(jìn)入庫(kù)茲涅茨曲線的右側(cè)部分。為減弱城鎮(zhèn)化水平對(duì)擴(kuò)大居民收入分配差距的影響，首先，我國(guó)應(yīng)進(jìn)一步深化城鄉(xiāng)二元戶籍制度改革，推動(dòng)勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)間的自由流動(dòng)。黨的十八大以來，我國(guó)戶籍制度改革進(jìn)程顯著加快，目前我國(guó)31個(gè)省份(不含我國(guó)港、澳、臺(tái)地區(qū))均已出臺(tái)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(shí)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(guó)應(yīng)當(dāng)全面深化戶籍制度改革，避免出現(xiàn)戶籍不同導(dǎo)致的“同工不同酬”和就業(yè)歧視現(xiàn)象，使勞動(dòng)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(guó)應(yīng)進(jìn)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(shù)進(jìn)駐農(nóng)村，通過技術(shù)外溢推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，吸引農(nóng)村勞動(dòng)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(xué)校在校生數(shù)衡量地區(qū)高校擴(kuò)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(shí)中各地區(qū)高校數(shù)量分布不均，且部分大學(xué)生畢業(yè)后存在跨省就業(yè)的現(xiàn)象，這會(huì)在一定程度上造成本地區(qū)高校擴(kuò)招對(duì)收入分配差距作用的估計(jì)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(duì)各省份高校擴(kuò)招與居民收入分配差距的關(guān)系作出更精確的估計(jì)。