共同富裕视阈下我国高等教育对收入分配的影响

黎秀妍

（石河子大学 师范学院，新疆 石河子 832003）

一、引言

从党的十九大提出“本世纪中叶全体人民共同富裕基本实现”的目标到2021 年习总书记指出“已经到了扎实推动共同富裕的历史阶段”中可以了解到，我国共同富裕的进程正在加速推进。共同富裕是全体人民的共同富裕，推进共同富裕首先涉及的是国家经济发展与个体收入分配的问题，在于提升个体收入水平和收入的稳定性、缩小不同群体之间的收入差距。推进共同富裕的过程中，“提低、扩中”至关重要。而高等教育与国家的经济发展有着密切的联系，教育对收入水平具有重要影响，同时也是人力资本获得的重要途径。“2021年，我国各种形式的高等教育在学总规模4430 万人，毛入学率已经达到57.8%”，[1]高等教育已经迈入普及化阶段。国外学者Knight 和Sabot 指出“教育对个体的收入存在着双重作用：‘压缩效应’会导致收入差距的减少，而‘结构效应’会导致不同群体收入差距拉大。”[2]目前，国内也有研究者把目光聚焦于教育对个体收入、收入分配的影响，但由于使用的数据与方法不同，高等教育究竟是拉大各群体之间的收入差距还是缩小收入差距，现有的研究并没有统一的结论。高等教育对处于最低层次的收入群体、中等收入群体与最高的收入群体之间的影响效应有多大？高等教育能否肩负起中等收入群体提质扩容的重任？能否调节各收入群体之间的差距？后续共同富裕不断推进的过程中，高等教育应该如何内涵式、高质量发展助推共同富裕？这些问题都需要进一步研究。因此，高等教育对个体收入的影响研究将对高等教育未来的高质量发展以及接下来高等教育如何助推共同富裕的实现具有重要的理论意义和现实意义。

二、文献综述

教育的回报率研究一直都是学术界关注的焦点，国内外相关的文献也比较丰富。关于高等教育与收入之间关系的研究，从研究对象来看，研究者一是把研究对象设定为全国层面的全体居民；二是对样本分类后进行分析。对于国家之间教育回报率的研究，Psacharopoulos 和Patrinos 梳理了大量关于各国教育投资回报率的研究，发现教育收益率与地区经济发展水平成反比，证实了经济落后的国家或地区积极发展教育有利于提高居民收入，缩小与发达国家之间的收入差距。[3]黄静则从流动人口与城市本地人口着手，研究两者之间高等教育回报率的差异。[4]也有研究者探究区域之间的教育回报率，区域分组的回归结果显示，高等教育的社会回报存在明显的区域差异，东部地区的回报率最高，其次是西部地区，而中部地区则不明显。[5]赵显洲的研究也同样证实了中国东部地区的教育回报率普遍高于中部和西部地区。[6]农村与城市的教育回报率，黄斌等对浙、皖、陕三省农村进行调查，重点分析农村不同收入群体之间的收入差距，[7]方超等人研究高等教育大众化对城镇居民教育收益的影响。[8]

关于高等教育扩大或缩小收入差距的研究，研究者没有一致的结论。一部分研究者认为高等教育能缩小收入差距。如邢春冰等人利用五轮CHIP 数据进行研究，发现城乡教育回报率差异明显缩小；[9]王丽和李凤兰基于CFPS 数据发现高等教育能缩小不同收入群体之间的收入差距。[10]但也有研究者认为，高等教育会扩大收入差距。Martins 和Pereira 对90 年代中期西方国家受教育回报率，发现个体间收入差异呈现扩大的态势。[11]此外，郑猛认为教育收益率呈现“U 型”变化，尽管教育扩张可以提高整体收入水平，但对改善收入差距效果不明显。[12]郭冉和周皓通过倾向性得分匹配等方法对2003-2015 年中国高等教育回报率进行分析，研究发现，2008 年后我国呈现为“倒U 形”教育回报模式，处于中间的人群能够获得较高的收入溢出效应。[13]

为了探究高等教育对不同群体的收入异质性，有学者运用分位数回归对高等教育在不同分位点上的群体的收入效应进行研究。已有的研究结果发现，教育是提升收入的重要途径，但对于教育收益率的分布特征存在分歧。[14]可以归为三种观点，第一种观点认为，处于高分位点的群体，其教育收益率也会相应增加，[15][16]分布在高工资收入段的群体，其高等教育回报远远高出分布于低段；[17]第二种观点认为，高等教育有利于处于低分位点群体的收入增长。随着收入分位点的提高，中国的教育收益率逐渐下降，教育收益率有助于缩小中国不同群体的收入差距；[18][19]对于低收入群体，较高的教育程度对个体的收入增长有更积极的影响；[20]第三种观点则认为，教育收益率不随分位点变动。[21]

对已有文献的回顾，本研究贡献如下：利用中国综合社会调查的最新数据（CGSS 2018）进行研究，在年份的层面推进高等教育对个体收入的探究，同时因2018 年为十九大召开之后的新一年，也是高等教育从大众化迈向普及化的衔接年，选用2018 年数据展开研究具有其特殊意义。其次，在研究对象方面，本研究把研究对象划分为7 个不同层次的收入水平，全面考察高等教育对不同收入群体的异质性。最后，在计量模型的建构上，控制个体接受高等教育的内生性问题，运用多种计量方法试图获得更为精准的研究结果，揭示高等教育和个体以及不同群体间的影响效应。

三、数据、变量与方法

（一）数据来源

本研究数据来源于2018 年中国综合社会调查（CGSS）。中国综合社会调查是始于2003 年，具有全国性、综合性的学术调查项目。该项目数据质量高，应用范围广，涉及与本研究相关的核心变量，且样本具有代表性。使用Stata 剔除缺失值等影响研究结果准确性的数据，选取年龄段为18 岁到60 岁的个体，得到有效样本3195 个，其中男性1679 人，占52.55%；女性1516 人，占47.45%。

（二）变量选择

1.被解释变量

个体工作总收入。调查中有许多涉及收入的问题，包括个人与家庭等方面的收入。参照已有的研究，[22]通过选择问卷中“个人去年全年的总收入”对缺失值等进行处理后取对数作为研究的被解释变量。

2.解释变量

个体受教育程度。设置一组虚拟变量表征个体的受教育程度，本研究主要考虑高等教育对个体收入分配的影响，把接受正规高等教育（包括大学专科、本科以及研究生）的个体赋值为1；没有接受高等教育（包括文盲、小学、初中、中专职高等）的个体赋值为0。

3.控制变量

考虑到社会个体生活在复杂的社会环境中，本研究基于个人基本特征、家庭背景因素以及社会宏观环境因素出发纳入控制变量，以此获得更为客观的实证结果，提高回归估计的精确度。此外，为处理模型的内生性问题，设置父亲以及配偶受教育程度作为工具变量（表1）。

表1 变量描述性统计

（三）研究方法

1.眀瑟收入方程

本研究先采用修改后的眀瑟收入方程讨论高等教育对个体收入的影响，模型公式构建如下：

其中，lninci为被解释变量，表示个体全年总收入的对数；i表示个体样本；edui为解释变量，表示不同省份的样本的受教育程度；α1表示解释变量edui的系数；X表示控制变量，包括个人基本特征、家庭背景以及社会宏观环境三个层面的控制变量，εi表示随机干扰项。

2.分位数回归（QR）

因采用传统的最小二乘法回归不能全面的分析高等教育对各群体的收入效应，本研究进一步采用Koenker 和Passett[23]提出的分位数回归，捕捉高等教育在不同收入群体中的异质性。构建模型如下：

其中，Qyi（τ/edui）表示个体全年总收入对数的第τ个条件分位点，β1（τ）表示个体受教育程度在各个分位点上的回归系数估计；βi（τ）为第τ个分位数系数估计。X表示控制变量，εi（τ）表示随机干扰项。本研究将对被解释变量第5、20、35、50、65、80 和95 百分位数进行回归，这五个百分位数分别代表最低收入，低收入，中等偏低收入，中等收入，中等偏高收入，高收入，最高收入群体的收入水平，试图以范围更广的分位点揭示高等教育对不同收入群体收入溢出效应的全貌。

四、实证结果分析

（一）OLS 回归结果分析

OLS 回归前的多重共线性检验结果显示，模型的平均VIF 值为2.26，各变量的VIF 值均小于10，可以判断构建的模型不存在多重共线性的影响。表2 展示的是高等教育对个体收入的总体影响的OLS 模型回归结果。

表2 OLS 回归结果

从回归模型（1）-（4）可以发现，个体接受高等教育对收入的回归系数呈显著的正向关系，即可以认为，接受高等教育在个体收入提高的过程中仍然起到重要的影响作用。高等教育肩负国家的可持续发展和个体的发展重要任务，接受高等教育能够提升个体的综合能力，提高自身的能力资本，使得个体获得更多的发展机会和更好的工作岗位。

具体来看，模型（1）没有加入其它控制变量，仅纳入解释变量（个体受教育程度）进行分析。回归结果显示，个体接受高等教育对收入的效应为0.987（P＜0.01），回归结果极大，解释力度弱。

模型（2）纳入家庭层面的控制变量进行分析。个体接受高等教育对收入影响的回归结果较模型（1）有所下降，收入效应为0.774（P＜0.01）。但回归结果较大，解释力度仍然不足。其中家庭经济状况和母亲受教育程度对个体的收入存在显著的正向影响。由此可见，母亲的受教育程度是个体收入增加的关键要素之一。

模型（3）纳入个人基本特征层面的控制变量进行分析。此时回归结果显示的收入效应为0.417（P＜0.01），模型拟合度为0.416，回归模型的解释力得到很好的改善。其中性别、户口类型、健康情况和工作经验与个体的收入存在显著相关。性别显著影响个体的收入，表现为男性的收入效应显著高于女性；户口类型显著影响个体的收入，表现为非农业户口个体的收入效应显著高于农业户口个体；个体健康情况对个体收入呈显著正相关，工作经验与个体收入为负相关。

模型（4）把所有的控制变量放入回归中，此时高等教育对个体收入效应为0.347（P＜0.01）。与传统的研究经验不一样的是，工作经验年限较少的个体比工作经验丰富的个体收入高，这种原因可能是个体总体的学历提高，个体进入社会工作的时间延迟造成工作经验年限降低，但从侧面反映出学历对收入的影响。

根据OLS 回归结果可知，个体接受高等教育与否对个体的工资收益存在着明显的影响，同时也证实了国家努力发展高等教育，促进高等教育从大众化到普及化的转变在推动共同富裕过程中的意义。

（二）分位数回归结果分析

为了探究不同收入群体中高等教育对收入的具体影响，本部分采用分位数回归模型（QR），测量不同收入群体接受高等教育的边际贡献，全面细致地刻画高等教育在不同收入群体中收入效应的全貌。表3 为受教育程度对个体收入的分位数回归结果。

表3 分位数回归结果

从分位数回归结果可以发现，高等教育对各分位点上群体的收入存在显著的正向影响，控制变量的显著性也与前面保持一致（与OLS 回归结果保持一致）。从图1 可见，随着个体收入水平的提升，教育对个体收入效应的溢出效应呈现先下降再波动缓慢上升后下降的趋势（先下降，然后呈“倒U 型”）。

具体来看，在5%分位数的最低收入群体的收入效应为0.272，接受高等教育能对最低收入群体的收入的边际贡献明显高于在90%分位数的最高收入群体的收入效应，表明高等教育能够缩小两端收入群体的收入差距。也有可能是最低收入群体能够得到更多的社会关注，获得政策扶持的机会比低收入群体要大，相较于处于最高收入层次的群体，对高等教育的投资具有更大的收入增加潜力。与第35、50、65、80 位分位数的边际贡献相比仍然较低。在20%分位数的低收入群体的收入效应最低，为0.217，但高等教育对该部分群体仍然具有增收作用。第35%、50%、65%和80%分位数的收入效应分别为0.338、0.349、0.393 和0.459，呈缓慢上升的趋势，并且在80%分位数上，高等教育对个体收入的估计系数达到最高值，该结果与王丽和李凤兰[10]的研究结果不一致。通过控制变量可发现，性别、户口类型、个体的健康状况、工作经验、家庭经济状况和母亲受教育程度都影响着不同收入群体的收入溢出效应，具体变化趋势见图1。

图1 分位数回归估计结果图

综上所述，高等教育对不同收入群体的影响具有异质性，呈现“下降—缓慢上升—下降”的总体趋势。接受高等教育可以使中间部分收入群体的收入利益最大化。同时，接受高等教育能够缩小最低收入与最高收入群体的收入差距，在一定程度上反映了高等教育是破解阶层固化，促进社会流动，缩小群体间收入差距的一剂“良药”。

（三）内生性问题的处理

借鉴已有的研究经验，选择父亲受教育程度[10]与配偶受教育程度[24]作为个体受教育程度的工具变量。从结果中可以发现，在方程的不可识别的检验中（Underidentification test），得到LM 统计值为368.726（p＜0.01），强烈拒绝“不可识别”的原假设。在过度识别检验中得到的Hansen J statistic 卡方统计值为0.725（p＞0.05），说明所采用的工具变量接受“过度拟合”的原假设检验；弱识别检验（Weak identification test）显示，Wald-F 统计量为526.987，KP Wald-F 统计量为199.268，大于所有临界值，拒绝了“弱工具变量”的原假设，即父亲的教育和配偶的教育程度并不是弱工具变量且作为工具变量是有效的。

从TSLS 回归结果可以看到，个体受教育程度的估计系数为0.507（见表2）。相对于传统的OLS回归，利用工具变量对个体受教育程度的内生性进行控制之后，高等教育对个体收入的提高更为明显，比OLS 回归系数稍高，但总体变化与显著性与OLS 回归类似。说明受教育程度系数显著且与个体收入呈现正相关，同时也可以反映出OLS回归的确会存在内生性问题。

（四）稳健性检验

防止研究结论有偏，使研究结果更为客观科学。选用小时工资进行分析，再次进行OLS 回归，以此检验回归结论的稳健性。结果显示（见表4），接受高等教育对个体小时工资收入的影响系数为0.424，与前面OLS 回归、TSLS 回归的系数方向和显著性保持一致。证明回归较为稳健，高等教育对收入具有正向的促进作用。

表4 高等教育对个体小时工资收入影响的回归结果

五、结论与启示

（一）研究结论

本研究利用2018 CGSS 数据，综合运用传统最小二乘法、分位数回归等计量分析方法，先考察了高等教育对收入的影响，进一步对处于不同收入分位点上的群体进行异质性分析，最后对模型的内生性问题处理，进行稳健性检验。基于实证结果，得到以下结论：

第一，在当前阶段，高等教育对个体收入存在着积极的正向影响。通过处理回归内生性问题之后得出，个体接受高等教育的收入溢出效应为0.34～0.50。

第二，高等教育对各收入群体的收入溢出效应呈现出先下降，然后随着分位点的上升，出现“倒U 型”的趋势。高等教育能缩小各收入群体间的收入差距，（在最低收入和最高收入群体的收入影响效应的对比中也有所体现），但各群体之间接受高等教育与溢出效应的异质性也较为显著。

第三，高等教育能对中等收入群体起到提质扩容的作用。高等教育对中等及中等偏高的收入群体（τ50、τ65、τ80）的收入溢出效应较高，中等及中等偏高收入成为接受高等教育最主要的获益群体，从长远来看，有利于共同富裕的扎实推进，维护社会的稳定。

第四，性别和户口等先赋性因素对个体收入仍具有较大的束缚。反映出当前我国劳动力市场仍需跨越性别歧视、户籍壁垒等屏障。该问题对收入处于第5、20、30 百分位数的群体影响较大。

（二）研究建议

根据上述结论可以发现，虽然高等教育在一定程度上促进了个体的薪资收入，但在不同的收入群体上，高等教育对个体的收入的溢出效应存在显著的差异，高等教育对降低不同群体内部收入差异的效能并未得到完全发挥。在当前我国扎实推进共同富裕的背景下，为了更好地达到高等教育促进收入分配公平，实现共同富裕的目标，需要重视高等教育的优质均衡发展，使得高等教育的作用得到最大发挥。本研究提出如下建议：

第一，重视高等教育在推进共同富裕过程中促进个体收入分配公平的作用。我们要看到高等教育对个体的收入及分配所起到的积极作用，继续发展高质量的高等教育，推动高等教育内涵式发展，合理配置高等教育资源。同时还要考虑到高等教育在不同群体中的收入溢出效应具有异质性。例如，对于低收入群体（τ20）来说，接受高等教育获得的收益比其他收入群体要低，甚至比最低收入群体的收入效益低。在共同富裕推进的过程中，相对贫困的群体需要得到关注，要在精准识别低收入群体的前提下，均衡地发展高质量的高等教育，在教育公平上迈出更大的步伐，高等学校招生录取比适当向低收入家庭学生倾斜，给予他们更多的优惠政策，为个体提供更多接受高等教育的机会。如果没有关注低收入群体这个前提，直接完全忽略群体之间存在的差异，盲目发展高等教育，无疑会拉大社会各群体之间的收入差距，造成收入分配不公平，阻碍共同富裕目标的实现。

第二，重视高等教育对中等收入群体提质扩容的作用。在高等教育的高质量发展中迈向共同富裕，发挥高等教育提高中等收入群体比重和质量中的作用，具有重要的战略意义。要继续加强高等教育的改革力度，提高中等收入水平群体的整体素质，培养高质量的人才队伍，增加高素质的人力资本存储量，在高等教育普遍提高群体居民收入的基础上推动更多低收入群体跨入中等收入群体行列。释放全社会的人力资本潜力，并逐步实现高等教育对社会效益的最大化，为共同富裕的推进打一剂“稳定剂”。

第三，鼓励家庭对高等教育的投资。根据个体的实际情况，选择高等职业教育或者普通高等教育，这对个体的发展具有重大意义。长期以来，人们受到传统观念束缚，部分家庭存在进入职业学校读书就是低人一等的观念。而在当前阶段，这种观念是需要摒弃的。高等职业教育应受到大家的“重视”而不是“歧视”。高等职业教育作为高等教育重要的组成部分，要肩负起培养高级专门人才和职业人员的责任，加快完善高等职业教育体系，同时也要打破壁垒，充分地让高等职业教育与普通高等教育之间有更多的流动性。

第四，构建中间大、两头小的分配结构，需要社会的合力。这不仅是高等教育的责任，更是政府和社会的责任。政府需要进一步完善社会保障体系，在政策层面支持低收入群体获得工作岗位，保证低收入群体的收入，提高低收入群体在社会流动中的竞争力；不同的群体可以通过平等的机会提高自身的资本和改变自身要素的禀赋，更要打破性别、户籍的壁垒，保证社会的公平性。