張廣龍嗣 何啟志

（浙江工商大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，浙江 杭州 310018）

一、引言

百年大計(jì)，教育為本。教育是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要途徑。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)重視教育事業(yè)，極大提升了國(guó)民受教育程度，為中國(guó)經(jīng)濟(jì)做出了巨大貢獻(xiàn)。但經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的背后，我國(guó)的教育水平差距卻在不斷拉大（張男星和王紓等，2014）。西南財(cái)經(jīng)大學(xué)發(fā)布的中國(guó)家庭收入不平等報(bào)告指出受教育程度是影響家庭收入的主要原因（羅靳雯和彭湃，2016）。人力資本理論也認(rèn)為教育對(duì)于收入水平有決定性作用，個(gè)人受教育程度差異勢(shì)必導(dǎo)致個(gè)人收入差異，進(jìn)而導(dǎo)致收入不平等問(wèn)題，阻礙共同富裕（賴德勝和王琦，2022）。

目前尚沒(méi)有文獻(xiàn)專門(mén)研究教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響效應(yīng)，關(guān)于教育擴(kuò)展與社會(huì)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入差距的關(guān)系，主要存在三種不同的觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為教育擴(kuò)展有利于縮小收入差距，促進(jìn)收入公平。Tinbergen（1972）研究美國(guó)、荷蘭、加拿大的教育水平發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)展對(duì)收入分配有重要影響，平均受教育程度的增加有助于減小收入差距。孟大虎和許晨曦（2022）計(jì)算了2002—2018年全國(guó)31個(gè)?。▍^(qū)、市）的教育平均年限和教育基尼系數(shù)，發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)展產(chǎn)生了消除收入不平等、促進(jìn)共同富裕的積極效應(yīng)。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為教育擴(kuò)展不利于縮小收入差距。Sylwester（2002）認(rèn)為教育擴(kuò)展帶來(lái)的教育質(zhì)量提升造成教育不平等，擴(kuò)大了收入分配差距。方超和羅英姿（2016）研究了教育對(duì)收入差距縮小的影響，發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)展反而提升了教育不平等，并未緩解收入差距。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為教育擴(kuò)展對(duì)收入平等的影響呈倒U形曲線關(guān)系，教育擴(kuò)展帶來(lái)的影響不是短期的，而是長(zhǎng)期的。白雪梅（2004）使用最小二乘法估計(jì)發(fā)現(xiàn)教育與收入不平等之間存在穩(wěn)定的關(guān)系，教育不均會(huì)加劇收入不平等，教育不均和收入差距存在倒U形關(guān)系。孫百才（2005）從教育分配、教育收益率兩個(gè)中間變量入手，驗(yàn)證了教育擴(kuò)展和收入不平等存在倒U形關(guān)系。黃維海和陳娜等（2019）通過(guò)對(duì)中國(guó)30年教育的研究，發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)展對(duì)收入不平等呈先升后降庫(kù)茲涅茨的倒U形曲線關(guān)系。雖然學(xué)者們未達(dá)成共識(shí)，但為本文提供了廣闊的研究思路。實(shí)現(xiàn)共同富裕首先要消除收入不平等，教育擴(kuò)展勢(shì)必對(duì)共同富裕具有重要影響作用，探究教育擴(kuò)展對(duì)收入差距的影響對(duì)實(shí)現(xiàn)共同富裕具有深遠(yuǎn)意義。

二、教育擴(kuò)展影響共同富裕的理論分析

（一）教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響

科技是國(guó)家實(shí)現(xiàn)技術(shù)飛躍、增強(qiáng)綜合國(guó)力的核心動(dòng)力，人才是鏈接教育與科技的橋梁，是教育成果轉(zhuǎn)化為科技成果的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，而教育是一切的起點(diǎn)，是培養(yǎng)人才、發(fā)展科技的基礎(chǔ)。在當(dāng)前國(guó)際形勢(shì)下，我國(guó)缺乏核心技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)力嚴(yán)重阻礙現(xiàn)代化發(fā)展（鄭永和和王一巖，2023）?？萍嫉陌l(fā)展進(jìn)步需要教育，中國(guó)當(dāng)前正從勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)模式向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)模式轉(zhuǎn)型，更加需要技術(shù)型人才（黃群慧，2018）。通過(guò)教育擴(kuò)展提升國(guó)民素養(yǎng)，提升勞動(dòng)者素質(zhì)，是加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)轉(zhuǎn)型、提升生產(chǎn)效能的關(guān)鍵。教育水平的提高將培養(yǎng)更多創(chuàng)新型人才，有助于中國(guó)在世界經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)中處于有利地位。

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)推行先富帶動(dòng)后富政策，教育擴(kuò)展呈現(xiàn)區(qū)域差距加大問(wèn)題。由此，我們認(rèn)為教育擴(kuò)展在最初受經(jīng)濟(jì)條件制約、環(huán)境限制、資源匱乏等因素的影響下，教育擴(kuò)展成果有限。因此教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響是非線性的，應(yīng)該是先降后升的U形關(guān)系，提出假設(shè)1：

H1：教育擴(kuò)展短期內(nèi)不利于共同富裕，長(zhǎng)期教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)，二者呈U形關(guān)系。

（二）教育質(zhì)量在教育擴(kuò)展和共同富裕之間的調(diào)節(jié)作用

教育質(zhì)量是衡量教育水平的重要因素，也是決定教育對(duì)人的影響作用的關(guān)鍵因素。賴德勝（1997）對(duì)49個(gè)國(guó)家進(jìn)行測(cè)算，發(fā)現(xiàn)教育質(zhì)量不均衡已經(jīng)成為影響共同富裕的尖銳矛盾。Blanden和Machin（2004）對(duì)英國(guó)教育的研究發(fā)現(xiàn)，教育質(zhì)量不均和教育擴(kuò)展共同加劇了不平等。教育質(zhì)量不均引發(fā)學(xué)區(qū)房炒作熱、課外輔導(dǎo)熱等社會(huì)問(wèn)題不利于共同富裕（李兵和張成林，2020）。教育質(zhì)量均衡是擴(kuò)大社會(huì)流動(dòng)，保持社會(huì)和諧健康，促進(jìn)社會(huì)團(tuán)結(jié)進(jìn)步的必要條件，也是新發(fā)展階段走向共同富裕的前提（秦玉友，2022）。不難看出，教育質(zhì)量的差異不僅限制了高質(zhì)量教育發(fā)展，還破壞了教育公平，引發(fā)一系列社會(huì)問(wèn)題。因此建立教育質(zhì)量評(píng)價(jià)體系、確保教育質(zhì)量，是推進(jìn)教育高質(zhì)量發(fā)展的必要路徑，故提出假設(shè)2：

H2：教育質(zhì)量在教育擴(kuò)展與共同富裕之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。教育質(zhì)量越高，教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)。

（三）高等教育比在教育擴(kuò)展和共同富裕之間的調(diào)節(jié)作用

高等教育比是反映教育高質(zhì)量發(fā)展普及率、覆蓋率的重要因素。教育擴(kuò)展有助于高等教育占比提高，推動(dòng)教育高質(zhì)量發(fā)展（段會(huì)冬，2023）。擴(kuò)大高等教育規(guī)?？梢源龠M(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（趙慶年和劉克實(shí)，2022）。提高高等教育比例，將為國(guó)家培養(yǎng)更多高素質(zhì)人才，增加人才儲(chǔ)備，有助于解決我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新不足、核心技術(shù)受制于人等難題。而且提升高等教育比可以讓更多人接受高等教育，為市場(chǎng)提供更多高水平勞動(dòng)者。王麗和李鳳蘭（2022）發(fā)現(xiàn)高等教育普及縮小了低收入群體和高收入群體之間的收入差距，提高了低收入群體子女的高考錄取率。張凱寧（2014）發(fā)現(xiàn)高等教育比的提高有助于打破階級(jí)固化，為低收入群體提供上升渠道。故提出假設(shè)3：

H3：高等教育比在教育擴(kuò)展與共同富裕之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。高等教育比越高，教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效果越好。

三、模型構(gòu)建與指標(biāo)構(gòu)建

（一）模型設(shè)定

本文利用2015—2021年中國(guó)31個(gè)省（區(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)研究教育擴(kuò)展、教育均衡對(duì)共同富裕的影響，選擇雙向固定效應(yīng)模型，同時(shí)考慮?。▍^(qū)、市）固定效應(yīng)和年份時(shí)間效應(yīng)，構(gòu)建教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響效應(yīng)模型如下：

式中，i代表?。▍^(qū)、市），t代表年份，CPE表示共同富裕指數(shù)，EDU是衡量教育擴(kuò)展水平的指標(biāo)，引入平方項(xiàng)來(lái)考察其U形效應(yīng)，X代表其他控制變量，λ表示時(shí)間效應(yīng)，μ表示個(gè)體效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3為待估計(jì)系數(shù)。

（二）變量說(shuō)明與指標(biāo)構(gòu)建

1.被解釋變量。參考陳麗君和郁建興等（2021）、韓亮亮和彭伊等（2022）、胡鞍鋼和周紹杰（2022）對(duì)共同富裕內(nèi)涵的解讀，基于發(fā)展性、共享性和可持續(xù)性三個(gè)維度，構(gòu)建包括3個(gè)一級(jí)指標(biāo)、6個(gè)二級(jí)指標(biāo)和36個(gè)三級(jí)指標(biāo)的共同富裕指標(biāo)體系（見(jiàn)表1）。

表1 共同富裕指標(biāo)體系

本文采用熵權(quán)法計(jì)算共同富裕綜合得分。

首先建立數(shù)據(jù)矩陣。假設(shè)有m個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，n個(gè)評(píng)價(jià)對(duì)象，建立的數(shù)據(jù)矩陣如下：

由于各指標(biāo)計(jì)量單位不同，無(wú)法直接用于計(jì)算，因此在正式計(jì)算前需要進(jìn)行正規(guī)化處理。

正向指標(biāo)：

負(fù)向指標(biāo)：

計(jì)算指標(biāo)比重bij：

計(jì)算第j個(gè)指標(biāo)的信息熵ej：

計(jì)算指標(biāo)的權(quán)重Wij：

最后根據(jù)指標(biāo)權(quán)重加權(quán)計(jì)算共同富裕得分Sij：

計(jì)算出2015—2021年中國(guó)31個(gè)省（區(qū)、市）的共同富裕得分及排名，見(jiàn)表2。

表2 2015—2021年中國(guó)各?。▍^(qū)、市）共同富裕得分均值及排名

2.核心解釋變量。教育擴(kuò)展會(huì)擴(kuò)大教育覆蓋范圍，增加受教育人數(shù)，延長(zhǎng)受教育時(shí)間，進(jìn)而使平均受教育年限增加。楊俊和李雪松（2007）、孟大虎和歐陽(yáng)任飛等（2017）選取平均受教育年限衡量教育擴(kuò)展水平，將受教育水平劃分為未上學(xué)、小學(xué)、初中、高中和中專、大專及本科以上文化水平，分別賦予不同數(shù)值計(jì)算平均受教育年限。由于近年來(lái)我國(guó)高等教育的擴(kuò)展，普通高校入學(xué)率明顯增高。因此按照過(guò)去的教育水平劃分不符合當(dāng)前中國(guó)教育環(huán)境，為此本文將教育年限中大專和大學(xué)文化水平分開(kāi)，加入研究生以上教育水平層次。根據(jù)《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，具體教育水平對(duì)應(yīng)教育年限①文盲教育水平為1，小學(xué)學(xué)歷教育水平為6，初中學(xué)歷教育水平為9，高中和職高學(xué)歷教育水平為12，大專學(xué)歷教育水平為15，大學(xué)學(xué)歷教育水平為16，研究生以上學(xué)歷教育水平為19。的計(jì)算公式如下：

其中，Pi為6歲以上受到不同級(jí)別教育的人口比例，Li是不同級(jí)別教育水平對(duì)應(yīng)的教育年限。

3.控制變量。參考許永洪和蕭珍麗等（2019）、何春和劉榮增（2021）的研究，本文從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、對(duì)外開(kāi)放、科技投入、人口增長(zhǎng)四個(gè)角度選取控制變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展選擇人均GDP衡量；對(duì)外開(kāi)放選擇外商投資占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；人口增長(zhǎng)利用人口出生率反映。

以上數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各?。▍^(qū)、市）統(tǒng)計(jì)年鑒，部分缺失數(shù)據(jù)使用線性插值法進(jìn)行填補(bǔ)。通過(guò)Stata14.0軟件得到本文的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4為教育擴(kuò)展影響共同富裕水平的回歸結(jié)果。表4第（1）列是僅考慮教育擴(kuò)展的回顧結(jié)果，其中教育擴(kuò)展系數(shù)-0.006，不顯著，表明教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響可能是非線性的；表4第（2）列是加入教育擴(kuò)展平方項(xiàng)后的回歸結(jié)果，教育擴(kuò)展系數(shù)-0.059，顯著為負(fù)，教育擴(kuò)展的平方項(xiàng)系數(shù)0.003，顯著為正，說(shuō)明教育擴(kuò)展對(duì)于共同富裕的影響呈U形；表4第（3）列是加入控制變量后的回歸結(jié)果，教育擴(kuò)展系數(shù)-0.124和教育擴(kuò)展平方項(xiàng)系數(shù)0.006在1%水平上顯著，說(shuō)明教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕呈現(xiàn)先抑制后促進(jìn)的U形影響。為了確保分析結(jié)果的正確性和可靠性，參考Lind和Mehlum（2010）對(duì)U形影響關(guān)系的做法，通過(guò)測(cè)試被解釋變量和解釋變量之間的正負(fù)影響關(guān)系，以及極值點(diǎn)是否存在于費(fèi)勒區(qū)間內(nèi)，對(duì)教育擴(kuò)展和共同富裕之間是否存在U形關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

表4 教育擴(kuò)展影響共同富裕的回歸結(jié)果

表5為教育擴(kuò)展和共同富裕U形關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。教育擴(kuò)展的極值點(diǎn)為9.698，在99%水平的費(fèi)勒區(qū)間取值范圍為[5.063，12.782]，由于極值點(diǎn)位于其中并且p值＜0.01，拒絕不存在U形關(guān)系的原假設(shè)，認(rèn)為教育擴(kuò)展和共同富裕存在U形關(guān)系。通過(guò)斜率-0.063和0.419可以進(jìn)一步確認(rèn)教育擴(kuò)展初期會(huì)抑制共同富裕水平，后期會(huì)促進(jìn)共同富裕，證明二者存在U形關(guān)系，H1得到驗(yàn)證。

表5 教育擴(kuò)展和共同富裕U形關(guān)系檢驗(yàn)

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性，使用剔除直轄市、替換因變量和自變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先使用剔除直轄市的方法檢驗(yàn)穩(wěn)健性。由于直轄市在政治、經(jīng)濟(jì)、文化、教育等領(lǐng)域的地位特殊，受政策傾斜較大，因此去除直轄市后重新估計(jì)結(jié)果更加具有普遍性。表6的第（1）列是剔除北京、上海、天津、重慶后的估計(jì)結(jié)果。其次使用替換因變量的方法檢驗(yàn)穩(wěn)健性。將被解釋變量由熵值法構(gòu)建的?。▍^(qū)、市）共同富裕指數(shù)替換為主成分分析法構(gòu)建的?。▍^(qū)、市）共同富裕指數(shù)重新進(jìn)行估計(jì)，表6第（2）列是替換因變量回歸的結(jié)果。最后使用替換解釋變量的方式檢驗(yàn)穩(wěn)健性。按照傳統(tǒng)教育擴(kuò)展的計(jì)算方式重新分組，按照文盲計(jì)分為1、小學(xué)學(xué)歷計(jì)分為6、初中學(xué)歷計(jì)分為9、高中和中專學(xué)歷計(jì)分為12、大專及本科以上學(xué)歷計(jì)分為16的規(guī)則計(jì)算出2015—2021年的教育擴(kuò)展水平。表6的第（3）列為替換核心解釋變量的回歸結(jié)果。根據(jù)上述計(jì)算結(jié)果，教育擴(kuò)展系數(shù)皆顯著為負(fù)，教育擴(kuò)展平方項(xiàng)皆顯著為正，教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕影響為U形，與前文研究結(jié)果一致，再次證明了假設(shè)H1成立，也說(shuō)明了本文的研究結(jié)果穩(wěn)健可靠。

表6 教育擴(kuò)展影響共同富裕的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文使用兩階段最小二乘法和GMM估計(jì)法緩解可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。選擇各級(jí)在校生人數(shù)作為工具變量，參考干春暉和鄭若谷等（2011）、陳詩(shī)一和陳登科（2018）將核心解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量可以提高估計(jì)的有效性，加入教育擴(kuò)展的一階滯后項(xiàng)作為工具變量。通過(guò)不可識(shí)別檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)判斷工具變量選擇是否合理，使用過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)判斷工具變量是否有效。表7的列（1）是使用二階段最小二乘法檢驗(yàn)內(nèi)生性問(wèn)題的檢驗(yàn)結(jié)果，教育擴(kuò)展系數(shù)-0.032和教育擴(kuò)展平方項(xiàng)系數(shù)0.002顯著，教育擴(kuò)展與共同富裕的關(guān)系滿足U形假設(shè)，其中工具變量LM統(tǒng)計(jì)值160.692顯著，通過(guò)不可識(shí)別檢驗(yàn)。在弱工具變量檢驗(yàn)中結(jié)果302.165遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10%顯著性水平下Stock-Yogo的臨界值19.93，說(shuō)明所選工具變量不是弱工具變量。Hansen J檢驗(yàn)結(jié)果p值0.996不顯著，接受原假設(shè)，說(shuō)明所選工具變量各級(jí)在校生人數(shù)和一階滯后的教育擴(kuò)展是外生工具變量。列（2）使用GMM估計(jì)檢驗(yàn)內(nèi)生性問(wèn)題，核心解釋變量系數(shù)-0.033和0.002顯著未變號(hào)，LM統(tǒng)計(jì)值16.228顯著，Wald-F統(tǒng)計(jì)值為70.108大于臨界值19.93，Hansen J檢驗(yàn)結(jié)果p值0.997不顯著，所以接受原假設(shè)，說(shuō)明工具變量選取合理有效。綜上所述，使用各級(jí)在校生規(guī)模和教育擴(kuò)展的一階滯后項(xiàng)作為工具變量控制內(nèi)生性問(wèn)題后，教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕影響先減后增呈現(xiàn)U形關(guān)系與前文一致，并且工具變量通過(guò)不可識(shí)別檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，確保了工具變量的有效性，再次說(shuō)明研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 教育擴(kuò)展影響共同富裕的內(nèi)生性檢驗(yàn)

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

本文使用生均教育經(jīng)費(fèi)衡量教育質(zhì)量，表8第（1）列教育擴(kuò)展和教育質(zhì)量的交互項(xiàng)系數(shù)0.041顯著為正，表明教育質(zhì)量越高，教育擴(kuò)展越有利于共同富裕，也就是說(shuō)高質(zhì)量的教育擴(kuò)展有助于實(shí)現(xiàn)共同富裕。表8第（2）列替換被解釋變量為主成分分析法建立的共同富裕指數(shù)，教育擴(kuò)展和共同富裕的交互項(xiàng)系數(shù)0.209在1%的顯著性下顯著，再次證明了教育質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)成立，驗(yàn)證了假設(shè)H2。

表8 教育質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

使用大學(xué)以上受教育人口占總教育人口比例衡量高等教育比，表9第（1）列中教育擴(kuò)展和高等教育規(guī)模的交互項(xiàng)系數(shù)0.002顯著為正，表明高等教育比例越高，教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的推進(jìn)效果越明顯。表9第（2）列替換被解釋變量為主成分分析法建立的共同富裕指數(shù)，教育擴(kuò)展和共同富裕的交互項(xiàng)系數(shù)0.009在1%的顯著性下顯著，高等教育比的調(diào)節(jié)效應(yīng)成立，假設(shè)H3得到證實(shí)。

表9 高等教育比的調(diào)節(jié)作用

（五）異質(zhì)性檢驗(yàn)

為研究不同教育擴(kuò)展水平對(duì)共同富裕的異質(zhì)性影響，本文將教育擴(kuò)展水平分成三部分：義務(wù)教育擴(kuò)展，包含未上學(xué)、小學(xué)學(xué)歷和初中學(xué)歷人群；中級(jí)教育擴(kuò)展，包含高中學(xué)歷和職業(yè)技術(shù)學(xué)歷人群；高等教育擴(kuò)展，包含大專學(xué)歷、大學(xué)學(xué)歷、碩士學(xué)歷和博士學(xué)歷人群。

表10第（1）列和第（2）列為義務(wù)教育擴(kuò)展水平對(duì)共同富裕的影響結(jié)果。義務(wù)教育擴(kuò)展系數(shù)0.008顯著，加入義務(wù)教育擴(kuò)展平方項(xiàng)后系數(shù)0.024不再顯著，但平方項(xiàng)系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明義務(wù)教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響是線性的，義務(wù)教育擴(kuò)展有助于實(shí)現(xiàn)共同富裕。表10第（3）列和第（4）列是中級(jí)教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響結(jié)果。中級(jí)教育擴(kuò)展系數(shù)不顯著，加入了中級(jí)教育擴(kuò)展平方項(xiàng)后，中級(jí)教育擴(kuò)展系數(shù)-0.051和中級(jí)教育擴(kuò)展平方項(xiàng)系數(shù)0.005通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明中級(jí)教育擴(kuò)展和共同富裕的影響關(guān)系呈U形，長(zhǎng)遠(yuǎn)看中級(jí)教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕具有促進(jìn)作用。表10第（5）列和第（6）列是高等教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響結(jié)果。結(jié)果顯示，高等教育擴(kuò)展系數(shù)-0.013在高等教育擴(kuò)展平方項(xiàng)加入前不顯著，加入后系數(shù)變成-0.088，高等教育擴(kuò)展平方項(xiàng)系數(shù)0.006也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明高等教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響是非線性的，高等教育擴(kuò)展初期不利于共同富裕，后期會(huì)促進(jìn)共同富裕，呈現(xiàn)U形效應(yīng)。上述結(jié)果表明，普及義務(wù)教育有利于降低文盲率，提高國(guó)民文化水平，降低貧困發(fā)生率，提高人民收入水平，促進(jìn)共同富裕發(fā)展。而中級(jí)教育和高等教育屬于專業(yè)型教育，有助于提升勞動(dòng)者素質(zhì)，為國(guó)家培養(yǎng)高素質(zhì)人才。

表10 不同教育擴(kuò)展水平對(duì)共同富裕的異質(zhì)性影響

五、結(jié)論和建議

本文基于教育視角，通過(guò)計(jì)算各?。▍^(qū)、市）的教育擴(kuò)展水平反映教育擴(kuò)展政策的執(zhí)行效果，主要結(jié)論如下：

第一，教育擴(kuò)展與共同富裕呈現(xiàn)U形關(guān)系，短期內(nèi)教育擴(kuò)展不利于共同富裕，從長(zhǎng)期看教育擴(kuò)展對(duì)于共同富裕有顯著的促進(jìn)效果。

第二，教育質(zhì)量和高等教育比在教育擴(kuò)展與共同富裕的影響中產(chǎn)生調(diào)節(jié)效果。生均教育經(jīng)費(fèi)越高，教育質(zhì)量越高，教育效果越好，有助于促進(jìn)教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響；高等教育比的擴(kuò)大有助于高等教育普及，讓更多人接受高等教育，提高社會(huì)勞動(dòng)力水平，縮小低收入群體和高收入群體收入差距，有利于實(shí)現(xiàn)共同富裕。

第三，教育擴(kuò)展與共同富裕的影響存在結(jié)構(gòu)異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性。義務(wù)教育擴(kuò)展有助于共同富裕，而普通教育擴(kuò)展和高等教育擴(kuò)展早期對(duì)共同富裕有不利影響，長(zhǎng)期對(duì)共同富裕實(shí)現(xiàn)有積極效果，符合U形曲線，其中高等教育擴(kuò)展對(duì)共同富裕的影響效應(yīng)比普通教育教擴(kuò)展的影響效應(yīng)更強(qiáng)。

基于以上結(jié)論，提出以下建議：

第一，注重教育質(zhì)量。在教育擴(kuò)展的同時(shí)，需要注重教育公平，縮小不同地區(qū)和不同學(xué)校之間的差距是維護(hù)教育公平、確保教育質(zhì)量的關(guān)鍵，對(duì)緩解收入不平等、縮小貧富差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕有重大影響。教育擴(kuò)展應(yīng)該減少教育水平不同導(dǎo)致的教育質(zhì)量差異，推動(dòng)公共教育發(fā)展，加大宏觀調(diào)控力度，解決當(dāng)下教育資源分配不均的問(wèn)題。同時(shí)合理分配師資力量，確保學(xué)校設(shè)施標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)，為學(xué)生提供良好的學(xué)習(xí)環(huán)境。進(jìn)一步推行雙減政策，構(gòu)建良好的教育生態(tài)，提高學(xué)校教學(xué)質(zhì)量，讓教育回歸課堂。

第二，擴(kuò)大高等教育比例。繼續(xù)擴(kuò)大高等教育規(guī)模，增加大學(xué)入學(xué)率，提高碩士、博士等高級(jí)人才占比，有助于提高我國(guó)整體勞動(dòng)力素質(zhì)，增強(qiáng)勞動(dòng)者市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，為社會(huì)提供更多高級(jí)人才，不僅可以調(diào)節(jié)高收入人群收入，還可以保障中等收入人群擴(kuò)大，縮小收入差距。提升高等教育比例可以使更多農(nóng)村孩子接受高等教育，有助于提升農(nóng)村人口受教育水平，從根本上提高農(nóng)民收入，確保脫貧不返貧。

第三，改革教育體制，健全教育體系，增加教育投入。改革教育體制，適當(dāng)延長(zhǎng)義務(wù)教育，確保義務(wù)教育在偏遠(yuǎn)地區(qū)落實(shí)到位，保證義務(wù)教育的質(zhì)量水平。建立健全教育資助系統(tǒng)和助學(xué)體系，拓寬教育渠道，鼓勵(lì)更多學(xué)生繼續(xù)深造，以學(xué)費(fèi)減免、助學(xué)金、補(bǔ)貼等手段解決資金困難導(dǎo)致的升學(xué)問(wèn)題。提升政府公共教育支出，保障教育經(jīng)費(fèi)，推動(dòng)公共教育協(xié)調(diào)發(fā)展，提高我國(guó)整體教育水平，從而促進(jìn)共同富裕。