教育扩展对共同富裕的统计效应检验.pdf

2023 年第 10 期（总第 534 期）张广龙嗣何启志渊浙江工商大学 统计与数学学院袁浙江 杭州 310018冤一尧引言百年大计，教育为本。教育是实现共同富裕的重要途径。改革开放以来，中国重视教育事业，极大提升了国民受教育程度，为中国经济做出了巨大贡献。但经济飞速发展的背后，我国的教育水平差距却在不断拉大（张男星和王纾等，2014）。西南财经大学发布的中国家庭收入不平等报告指出受教育程度是影响家庭收入的主要原因（罗靳雯和彭湃，2016）。人力资本理论也认为教育对于收入水平有决定性作用，个人受教育程度差异势必导致个人收入差异，进而导致收入不平等问题，阻碍共同富裕（赖德胜和王琦，2022）。目前尚没有文献专门研究教育扩展对共同富裕的影响效应，关于教育扩展与社会发展、经济增长、收入差距的关系，主要存在三种不同的观点。第一种观点认为教育扩展有利于缩小收入差距，促进收入公平。Tinbergen（1972）研究美国、荷兰、加拿大的教育水平发现教育扩展对收入分配有重要影响，平均受教育程度的增加有助于减小收入差距。孟大虎和许晨曦（2022）计算了 20022018 年全国 31 个省（区、市）的教育平均年限和教育基尼系数，发现教育扩展产生了消除收入不平等、促进共同富裕的积极效应。第二种观点认为教育扩展不利于缩小收入差距。Sylwester（2002）认为教育扩展带来的教育质量提升造成教育不平等，扩大了收入分配差距。方超和罗英姿（2016）研究了教育对收入差距缩小的影响，发现教育扩展反而提升了教育不平等，并未缓解收入差距。第三种观点认为教育扩展对收入平等的影响呈倒 U 形曲线关系，教育扩展带来的影响不是短期的，而是长期的。白雪梅（2004）使用最小二乘法估计发现教育与收入不平等之间存在稳定的关系，教育不均会加剧收入不平等，教育不均和收入差距存在倒 U 形关系。孙百才（2005）从教育分配、教育收益率两个中间变量入手，验证了教育扩展和收入不平等存在倒 U 形关系。黄维海和陈娜等（2019）通过对中国 30 年教育的研究，发现教育扩展对收入不摘要：在理解共同富裕内涵的基础上袁围绕富裕性尧共同性和可持续性三大维度建立省渊区尧市冤共同富裕指标体系袁使用 2015要2021 年省渊区尧市冤面板数据分析教育扩展对共同富裕的影响效应遥在此基础上袁研究教育质量和高等教育规模的调节作用袁进一步探究结构异质性和区域异质性影响遥 研究结果表明院第一袁教育扩展与共同富裕的关系呈 U 形曲线袁长期教育扩展影响共同富裕发展遥第二袁教育扩展对共同富裕的影响受到教育质量和高等教育比的调节作用遥 第三袁教育扩展对共同富裕的影响具有明显结构异质性和区域异质性遥 研究结果为实现共同富裕提供教育扩展这一新的视野袁丰富了教育与共同富裕领域的研究遥关键词：共同富裕曰教育扩展曰教育质量曰高等教育比中图分类号院G522.3文献标识码院A文章编号院2096-8647渊2023冤10-0003-09DOI院10.13999/ki.tjllysj.2023.10.001作者简介院张广龙嗣渊1998要冤袁男袁宁夏银川人袁在读硕士,研究方向为社会经济统计曰何启志渊1974要冤袁男袁安徽合肥人袁博士袁教授袁博士生导师袁研究方向为数据分析遥教育扩展对共同富裕的统计效应检验共同富裕专题窑2023 年第 10 期（总第 534 期）平等呈先升后降库兹涅茨的倒 U 形曲线关系。虽然学者们未达成共识，但为本文提供了广阔的研究思路。实现共同富裕首先要消除收入不平等，教育扩展势必对共同富裕具有重要影响作用，探究教育扩展对收入差距的影响对实现共同富裕具有深远意义。二尧教育扩展影响共同富裕的理论分析渊一冤教育扩展对共同富裕的影响科技是国家实现技术飞跃、增强综合国力的核心动力，人才是链接教育与科技的桥梁，是教育成果转化为科技成果的关键环节，而教育是一切的起点，是培养人才、发展科技的基础。在当前国际形势下，我国缺乏核心技术竞争力严重阻碍现代化发展（郑永和和王一岩，2023）。科技的发展进步需要教育，中国当前正从劳动密集型产业模式向高新技术产业模式转型，更加需要技术型人才（黄群慧，2018）。通过教育扩展提升国民素养，提升劳动者素质，是加快产业结构升级转型、提升生产效能的关键。教育水平的提高将培养更多创新型人才，有助于中国在世界经济竞争中处于有利地位。改革开放以来，中国推行先富带动后富政策，教育扩展呈现区域差距加大问题。由此，我们认为教育扩展在最初受经济条件制约、环境限制、资源匮乏等因素的影响下，教育扩展成果有限。因此教育扩展对共同富裕的影响是非线性的，应该是先降后升的 U 形关系，提出假设 1：H1：教育扩展短期内不利于共同富裕，长期教育扩展对共同富裕产生促进效应，二者呈 U 形关系。渊二冤教育质量在教育扩展和共同富裕之间的调节作用教育质量是衡量教育水平的重要因素，也是决定教育对人的影响作用的关键因素。赖德胜（1997）对 49个国家进行测算，发现教育质量不均衡已经成为影响共同富裕的尖锐矛盾。Blanden 和 Machin（2004）对英国教育的研究发现，教育质量不均和教育扩展共同加剧了不平等。教育质量不均引发学区房炒作热、课外辅导热等社会问题不利于共同富裕（李兵和张成林，2020）。教育质量均衡是扩大社会流动，保持社会和谐健康，促进社会团结进步的必要条件，也是新发展阶段走向共同富裕的前提（秦玉友，2022）。不难看出，教育质量的差异不仅限制了高质量教育发展，还破坏了教育公平，引发一系列社会问题。因此建立教育质量评价体系、确保教育质量，是推进教育高质量发展的必要路径，故提出假设 2：H2：教育质量在教育扩展与共同富裕之间发挥调节作用。教育质量越高，教育扩展对共同富裕的促进效应越强。渊三冤高等教育比在教育扩展和共同富裕之间的调节作用高等教育比是反映教育高质量发展普及率、覆盖率的重要因素。教育扩展有助于高等教育占比提高，推动教育高质量发展（段会冬，2023）。扩大高等教育规模可以促进经济高质量发展（赵庆年和刘克实，2022）。提高高等教育比例，将为国家培养更多高素质人才，增加人才储备，有助于解决我国技术创新不足、核心技术受制于人等难题。而且提升高等教育比可以让更多人接受高等教育，为市场提供更多高水平劳动者。王丽和李凤兰（2022）发现高等教育普及缩小了低收入群体和高收入群体之间的收入差距，提高了低收入群体子女的高考录取率。张凯宁（2014）发现高等教育比的提高有助于打破阶级固化，为低收入群体提供上升渠道。故提出假设 3：H3：高等教育比在教育扩展与共同富裕之间发挥调节作用。高等教育比越高，教育扩展对共同富裕的促进效果越好。三尧模型构建与指标构建渊一冤模型设定本文利用 20152021 年中国 31 个省（区、市）的面板数据研究教育扩展、教育均衡对共同富裕的影响，选择双向固定效应模型，同时考虑省（区、市）固定效应和年份时间效应，构建教育扩展对共同富裕的影响效应模型如下：CPEit=茁0+茁1EDUit+茁2EDUit2+茁3Xit+姿t+滋i+着it（1）式中，i 代表省（区、市），t 代表年份，CPE 表示共同富裕指数，EDU 是衡量教育扩展水平的指标，引入平方项来考察其 U 形效应，X 代表其他控制变量，姿 表示时间效应，滋 表示个体效应，着 为随机误差项，茁0为常数项，茁1、茁2、茁3为待估计系数。渊二冤变量说明与指标构建1.被解释变量。参考陈丽君和郁建兴等（2021）、韩亮亮和彭伊等（2022）、胡鞍钢和周绍杰（2022）对共共同富裕专题窑4窑2023 年第 10 期（总第 534 期）一级指标富裕性共同性可持续性表 1共同富裕指标体系二级指标物质富裕度精神富裕度发展协调度服务共享度发展质量绿色发展三级指标城镇居民人均可支配收入农村居民人均可支配收入城镇居民人均消费支出农村居民人均消费支出城镇居民恩格尔系数农村居民恩格尔系数居民人均娱乐文化消费支出电视广播覆盖率图书馆数数字图书馆数人均拥有公共图书馆藏书量城镇化率城乡居民收入倍差泰尔指数基尼系数每千人医疗机构床位数每千人拥有执业助理或医师数每千人注册护士数每万人公共交通车辆每万人拥有公共厕所数公共服务支出占比公共安全支出占比社会保障支出占比住房补贴R&D 经费投入专利授权数数字化率一般公共预算收入税收收入森林覆盖率人均水资源量造林面积城市绿化覆盖率垃圾无害化处理量碳排放量自然灾害经济损失指标属性垣垣垣垣原原垣垣垣垣垣垣原原原垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣垣原原本文采用熵权法计算共同富裕综合得分。首先建立数据矩阵。假设有 m 个评价指标，n 个评价对象，建立的数据矩阵如下：X=x11x12x1mx21x22x2mxn1xn2xnm杉删山山山山山山山山山山山山煽闪衫衫衫衫衫衫衫衫衫衫衫衫（2）同富裕内涵的解读，基于发展性、共享性和可持续性三个维度，构建包括 3 个一级指标、6 个二级指标和 36个三级指标的共同富裕指标体系（见表 1）。单位元元元元原原元%个个册/人%原原原张人人台个%元元项%元元%立方米/人公顷%吨/日吨元指标权重3.8123.6162.9862.3012.4462.5033.2541.3873.4632.9124.5232.7854.7734.3144.8791.4201.3571.8651.1391.7632.5963.1992.1752.1143.1523.8822.1313.6043.1622.4983.8023.4901.2073.8410.9271.152共同富裕专题窑2023 年第 10 期（总第 534 期）由于各指标计量单位不同，无法直接用于计算，因此在正式计算前需要进行正规化处理。正向指标：xij=xij-xjminxjmax-xjmin（3）负向指标：xij=xjmax-xijxjmax-xjmin（4）计算指标比重 bij：bij=xijni=1移xij（5）计算第 j 个指标的信息熵 ej：ej=-1lnyyi=1移（bijlnbij）（6）计算指标的权重 Wij：Wij=1-ejnj=1移（1-ej）（7）最后根据指标权重加权计算共同富裕得分 Sij：Sij=wjxij（8）计算出 20152021 年中国 31 个省（区、市）的共同富裕得分及排名，见表 2。排名1234567891011表 22015要2021 年中国各省渊区尧市冤共同富裕得分均值及排名省渊区尧市冤上海北京浙江天津江苏广东福建辽宁山东重庆海南得分0.63600.62730.51440.41830.41820.41360.37140.35470.31960.31540.3076排名12131415161718192021省渊区尧市冤湖北内蒙古湖南陕西江西黑龙江四川宁夏河北吉林得分0.30510.28940.28930.28760.28390.28210.27790.27230.26530.2641排名22232425262728293031省渊区尧市冤广西安徽青海河南云南新疆山西贵州甘肃西藏得分0.25860.25280.25270.24610.24550.24200.23590.23540.19260.16852.核心解释变量。教育扩展会扩大教育覆盖范围，增加受教育人数，延长受教育时间，进而使平均受教育年限增加。杨俊和李雪松（2007）、孟大虎和欧阳任飞等（2017）选取平均受教育年限衡量教育扩展水平，将受教育水平划分为未上学、小学、初中、高中和中专、大专及本科以上文化水平，分别赋予不同数值计算平均受教育年限。由于近年来我国高等教育的扩展，普通高校入学率明显增高。因此按照过去的教育水平划分不符合当前中国教育环境，为此本文将教育年限中大专和大学文化水平分开，加入研究生以上教育水平层次。根据 中国人口统计年鉴，具体教育水平对应教育年限的计算公式如下：EDU=ni=1移PiLi（9）其中，Pi为 6 岁以上受到不同级别教育的人口比例，Li是不同级别教育水平对应的教育年限。3.控制变量。参考许永洪和萧珍丽等（2019）、何春和刘荣增（2021）的研究，本文从经济发展、对外开放、科技投入、人口增长四个角度选取控制变量。经济发展选择人均 GDP 衡量；对外开放选择外商投资占 GDP比重衡量；科技投入使用政府科技支出占政府支出比例衡量；人口增长利用人口出生率反映。淤文盲教育水平为 1袁小学学历教育水平为 6袁初中学历教育水平为 9袁高中和职高学历教育水平为 12袁大专学历教育水平为 15袁大学学历教育水平为 16袁研究生以上学历教育水平为 19遥共同富裕专题窑6窑2023 年第 10 期（总第 534 期）以上数据来自 中国统计年鉴 和各省（区、市）统计年鉴，部分缺失数据使用线性插值法进行填补。通过 Stata14.0 软件得到本文的变量描述性统计结果如表 3。四尧实证分析渊一冤基准回归结果表 4 为教育扩展影响共同富裕水平的回归结果。表 4 第（1）列是仅考虑教育扩展的回顾结果，其中教育扩展系数-0.006，不显著，表明教育扩展对共同富裕的影响可能是非线性的；表 4 第（2）列是加入教育扩展平方项后的回归结果，教育扩展系数-0.059，显著为负，教育扩展的平方项系数 0.003，显著为正，说明教育扩展对于共同富裕的影响呈 U 形；表 4 第（3）列是加入控制变量后的回归结果，教育扩展系数-0.124和教育扩展平方项系数 0.006 在 1%水平上显著，说明教育扩展对共同富裕呈现先抑制后促进的 U 形影响。为了确保分析结果的正确性和可靠性，参考 Lind和Mehlum（2010）对 U 形影响关系的做法，通过测试被解释变量和解释变量之间的正负影响关系，以及极值点是否存在于费勒区间内，对教育扩展和共同富裕之间是否存在 U 形关系进行检验。表 5 为教育扩展和共同富裕 U 形关系检验的结果。教育扩展的极值点为 9.698，在 99%水平的费勒区间取值范围为5.063，12.782，由于极值点位于其中并且 p 值 0.01，拒绝不存在 U 形关系的原假设，认为教育扩展和共同富裕存在 U 形关系。通过斜率-0.063和 0.419 可以进一步确认教育扩展初期会抑制共同富裕水平，后期会促进共同富裕，证明二者存在 U 形关系，H1 得到验证。变量类型被解释变量核心解释变量调节变量控制变量表 3变量描述性统计结果变量名称共同富裕教育扩展教育质量高等教育比经济发展对外开放科技投入人口增长均值0.31310.0152.9150.14410.0150.2390.0450.104方差0.1170.3721.1010.0680.3720.2470.0210.031最小值0.1149.1841.4130.0529.1840.0070.0140.036最大值0.72211.1487.9810.36711.1481.2160.1190.179观测数217217217217217217217217渊1冤-0.006渊0.007冤0.313*渊0.065冤控制控制217321.0800.923表 4教育扩展影响共同富裕的回归结果变量名称教育扩展教育扩展平方经济发展对外开放科技投入人口增长C时间固定效应省份固定效应NFR2渊2冤-0.059*渊0.022冤0.003*渊0.001冤0.515*渊0.102冤控制控制217290.2900.929渊3冤-0.124*渊0.029冤0.006*渊0.002冤0.229*渊0.071冤-0.062*渊0.025冤0.179渊0.125冤0.001渊0.001冤0.112渊0.159冤控制控制217217.8500.938共同富裕注院*尧*和*分别表示在 1%尧5%和 10%水平下显著袁渊 冤中的数为标准误遥 表 6尧表 7尧表 8尧表 9尧表10 同遥变量教育扩展表 5教育扩展和共同富裕 U 形关系检验极值点9.698t 值2.960p 值0.001斜率 20.41999%水平置信区间5.063袁12.782斜率 1-0.063共同富裕专题窑2023 年第 10 期（总第 534 期）渊二冤稳健性检验为了确保研究结果的稳健性，使用剔除直辖市、替换因变量和自变量的方法进行稳健性检验。首先使用剔除直辖市的方法检验稳健性。由于直辖市在政治、经济、文化、教育等领域的地位特殊，受政策倾斜较大，因此去除直辖市后重新估计结果更加具有普遍性。表 6 的第（1）列是剔除北京、上海、天津、重庆后的估计结果。其次使用替换因变量的方法检验稳健性。将被解释变量由熵值法构建的省（区、市）共同富裕指数替换为主成分分析法构建的省（区、市）共同富裕指数重新进行估计，表 6 第（2）列是替换因变量回归的结果。最后使用替换解释变量的方式检验稳健性。按照传统教育扩展的计算方式重新分组，按照文盲计分为1、小学学历计分为 6、初中学历计分为 9、高中和中专学历计分为 12、大专及本科以上学历计分为 16 的规则计算出 20152021 年的教育扩展水平。表 6 的第（3）列为替换核心解释变量的回归结果。根据上述计算结果，教育扩展系数皆显著为负，教育扩展平方项皆显著为正，教育扩展对共同富裕影响为 U 形，与前文研究结果一致，再次证明了假设 H1 成立，也说明了本文的研究结果稳健可靠。渊三冤内生性检验本文使用两阶段最小二乘法和 GMM 估计法缓解可能存在的内生性问题。选择各级在校生人数作为工具变量，参考干春晖和郑若谷等（2011）、陈诗一和陈登科（2018）将核心解释变量的滞后项作为工具变量可以提高估计的有效性，加入教育扩展的一阶滞后项作为工具变量。通过不可识别检验、弱工具变量检验判断工具变量选择是否合理，使用过度识别检验判断工具变量是否有效。表 7 的列（1）是使用二阶段最小二乘法检验内生性问题的检验结果，教育扩展系数-0.032 和教育扩展平方项系数 0.002 显著，教育扩展与共同富裕的关系满足 U 形假设，其中工具变量LM统计值 160.692 显著，通过不可识别检验。在弱工具变量检验中结果 302.165 远远大于 10%显著性水平下Stock-Yogo 的临界值 19.93，说明所选工具变量不是弱工具变量。Hansen J 检验结果 p 值 0.996 不显著，接受原假设，说明所选工具变量各级在校生人数和一阶滞后的教育扩展是外生工具变量。列（2）使用 GMM 估计检验内生性问题，核心解释变量系数-0.033 和 0.002 显著未变号，LM 统计值 16.228 显著，Wald-F 统计值为70.108 大于临界值 19.93，Hansen J 检验结果 p 值0.997 不显著，所以接受原假设，说明工具变量选取合理有效。综上所述，使用各级在校生规模和教育扩展的一阶滞后项作为工具变量控制内生性问题后，教育扩展对共同富裕影响先减后增呈现 U 形关系与前文一致，并且工具变量通过不可识别检验、弱工具变量检验和过度识别检验，确保了工具变量的有效性，再次说明研究结果的稳健性。渊1冤-0.124*渊0.029冤0.006*渊0.002冤-1.395*渊0.600冤控制控制控制189218.6380.923表 6教育扩展影响共同富裕的稳健性检验变量名称教育扩展教育扩展平方C控制变量时间固定效应省份固定效应NFR2渊2冤-0.710*渊0.143冤0.037*渊0.008冤-20.579*渊2.947冤控制控制控制217683.9380.974渊3冤-0.094*渊0.024冤0.005*渊0.001冤-0.569渊0.551冤控制控制控制217202.2630.923共同富裕注院 内为 p 值袁 内为 Stock-Yogo 弱识别检验10豫水平上的临界值遥渊1冤-0.032*渊0.012冤0.002*渊0.001冤-2.187*渊0.110冤控制160.6920.000302.16519.930.0000.996217840.9710.959表 7教育扩展影响共同富裕的内生性检验变量名称教育扩展教育扩展平方C控制变量不可识别检验弱工具变量检验过度识别检验NFR2渊2冤-0.033*渊0.013冤0.002*渊0.001冤-2.188*渊0.117冤控制16.2280.00070.10819.930.0000.997217497.2070.959共同富裕共同富裕专题窑8窑2023 年第 10 期（总第 534 期）渊四冤调节效应研究本文使用生均教育经费衡量教育质量，表 8 第（1）列教育扩展和教育质量的交互项系数 0.041 显著为正，表明教育质量越高，教育扩展越有利于共同富裕，也就是说高质量的教育扩展有助于实现共同富裕。表8 第（2）列替换被解释变量为主成分分析法建立的共同富裕指数，教育扩展和共同富裕的交互项系数0.209 在 1%的显著性下显著，再次证明了教育质量的调节效应成立，验证了假设 H2。使用大学以上受教育人口占总教育人口比例衡量高等教育比，表 9 第（1）列中教育扩展和高等教育规模的交互项系数 0.002 显著为正，表明高等教育比例越高，教育扩展对共同富裕的推进效果越明显。表 9第（2）列替换被解释变量为主成分分析法建立的共同富裕指数，教育扩展和共同富裕的交互项系数 0.009在 1%的显著性下显著，高等教育比的调节效应成立，假设 H3 得到证实。渊五冤异质性检验为研究不同教育扩展水平对共同富裕的异质性影响，本文将教育扩展水平分成三部分：义务教育扩展，包含未上学、小学学历和初中学历人群；中级教育扩展，包含高中学历和职业技术学历人群；高等教育扩展，包含大专学历、大学学历、硕士学历和博士学历人群。表 10 第（1）列和第（2）列为义务教育扩展水平对共同富裕的影响结果。义务教育扩展系数 0.008 显著，加入义务教育扩展平方项后系数 0.024 不再显著，但平方项系数未通过显著性检验。这说明义务教育扩展对共同富裕的影响是线性的，义务教育扩展有助于实现共同富裕。表 10 第（3）列和第（4）列是中级教育扩展对共同富裕的影响结果。中级教育扩展系数不显著，加入了中级教育扩展平方项后，中级教育扩展系数-0.051 和中级教育扩展平方项系数 0.005 通过显著性检验，这说明中级教育扩展和共同富裕的影响关系呈 U 形，长远看中级教育扩展对共同富裕具有促进作用。表 10 第（5）列和第（6）列是高等教育扩展对共同富裕的影响结果。结果显示，高等教育扩展系数-0.013 在高等教育扩展平方项加入前不显著，加入后系数变成-0.088，高等教育扩展平方项系数 0.006也通过了显著性检验，说明高等教育扩展对共同富裕的影响是非线性的，高等教育扩展初期不利于共同富裕，后期会促进共同富裕，呈现 U 形效应。上述结果表明，普及义务教育有利于降低文盲率，提高国民文化水平，降低贫困发生率，提高人民收入水平，促进共同富裕发展。而中级教育和高等教育属于专业型教育，有助于提升劳动者素质，为国家培养高素质人才。共同富裕-熵值法渊1冤-0.065*渊0.025冤0.004*渊0.001冤-0.223*渊0.101冤0.041*渊0.016冤控制控制控制-1.915*渊0.734冤217199.2580.927表 8教育质量的调节作用变量名称教育扩展教育扩展的平方教育质量教育扩展伊教育质量控制变量时间固定效应省份固定效应CNFR2共同富裕-主成分法渊2冤-0.409*渊0.125冤0.024*渊0.007冤-0.517渊0.509冤0.209*渊0.079冤控制控制控制-17.760*渊3.685冤217594.8750.975共同富裕-熵值法渊1冤-0.058*渊0.025冤0.002渊0.002冤-0.019*渊0.008冤0.002*渊0.001冤控制控制控制-0.783渊0.520冤217198.1480.927表 9高等教育比的调节作用变量名称教育扩展教育扩展的平方高等教育比教育扩展伊高等教育比控制变量时间固定效应省份固定效应CNFR2共同富裕-主成分法渊2冤-0.287*渊0.126冤0.012渊0.009冤-0.056渊0.041冤0.009*渊0.005冤控制控制控制-16.421*渊2.617冤217588.1110.974共同富裕专题窑2023 年第 10 期（总第 534 期）五尧结论和建议本文基于教育视角，通过计算各省（区、市）的教育扩展水平反映教育扩展政策的执行效果，主要结论如下：第一，教育扩展与共同富裕呈现 U 形关系，短期内教育扩展不利于共同富裕，从长期看教育扩展对于共同富裕有显著的促进效果。第二，教育质量和高等教育比在教育扩展与共同富裕的影响中产生调节效果。生均教育经费越高，教育质量越高，教育效果越好，有助于促进教育扩展对共同富裕的影响；高等教育比的扩大有助于高等教育普及，让更多人接受高等教育，提高社会劳动力水平，缩小低收入群体和高收入群体收入差距，有利于实现共同富裕。第三，教育扩展与共同富裕的影响存在结构异质性和区域异质性。义务教育扩展有助于共同富裕，而普通教育扩展和高等教育扩展早期对共同富裕有不利影响，长期对共同富裕实现有积极效果，符合 U 形曲线，其中高等教育扩展对共同富裕的影响效应比普通教育教扩展的影响效应更强。基于以上结论，提出以下建议：第一，注重教育质量。在教育扩展的同时，需要注重教育公平，缩小不同地区和不同学校之间的差距是维护教育公平、确保教育质量的关键，对缓解收入不平等、缩小贫富差距、实现共同富裕有重大影响。教育扩展应该减少教育水平不同导致的教育质量差异，推动公共教育发展，加大宏观调控力度，解决当下教育资源分配不均的问题。同时合理分配师资力量，确保学校设施标准化建设，为学生提供良好的学习环境。进一步推行双减政策，构建良好的教育生态，提高学校教学质量，让教育回归课堂。第二，扩大高等教育比例。继续扩大高等教育规模，增加大学入学率，提高硕士、博士等高级人才占比，有助于提高我国整体劳动力素质，增强劳动者市场竞争力，为社会提供更多高级人才，不仅可以调节高收入人群收入，还可以保障中等收入人群扩大，缩小收入差距。提升高等教育比例可以使更多农村孩子接受高等教育，有助于提升农村人口受教育水平，从根本上提高农民收入，确保脱贫不返贫。第三，改革教育体制，健全教育体系，增加教育投入。改革教育体制，适当延长义务教育，确保义务教育在偏远地区落实到位，保证义务教育的质量水平。建立健全教育资助系统和助学体系，拓宽教育渠道，鼓励更多学生继续深造，以学费减免、助学金、补贴等手变量名称义务教育扩展义务教育扩展平方中级教育扩展中级教育扩展平方高等教育扩展高等教育扩展平方C控制变量时间固定效应省份固定效应NFR2表 10不同教育扩展水平对共同富裕的异质性影响渊1冤0.008*渊0.003冤-0.221*渊0.014冤控制控制控制217330.0610.928共同富裕渊2冤0.024*渊0.012冤-0.001渊0.325冤-0.763渊0.563冤控制控制控制217204.4230.933渊3冤0.041渊0.007冤0.243*渊0.013冤控制控制控制217320.8400.926渊4冤-0.051*渊0.018冤0.005*渊0.001冤-0.047渊0.495冤控制控制控制217206.9610.934渊5冤-0.013渊0.007冤0.277渊0.013冤控制控制控制217325.5700.927渊6冤-0.088*渊0.024冤0.006*渊0.002冤-0.299渊0.561冤控制控制控制217208.0610.934共同富裕专题窑10窑2023 年第 10 期（总第 534 期）段解决资金困难导致的升学问题。提升政府公共教育支出，保障教育经费，推动公共教育协调发展，提高我国整体教育水平，从而促进共同富裕。音参考文献院1张男星袁王纾袁孙继红.我国高等教育综合发展水平评价及区域差异研究J.教育研究袁2014袁35渊5冤院28-36.2罗靳雯袁彭湃.教育水平尧认知能力和金融投资收益院来自 CHFS 的证据J.教育与经济袁2016渊6冤院77-85.3赖德胜袁王琦.阅读尧人力资本与收入J.教育经济评论袁2022袁7渊4冤院3-16.4TINBERGEN J.The Impact of Education on IncomeDistributionJ.Review of Income and Wealth袁1972袁18渊3冤院255-265.5孟大虎袁许晨曦.教育扩展与我国教育不平等的变化院基于教育基尼系数的考察J.杭州师范大学学报渊社会科学版冤袁2022袁44渊1冤院50-60.6SYLWESTER K.A Model of public Education andIncome Inequality with a Subsistence ConstraintJ.SouthernEconomical 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