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摘要：公共教育支出对一国居民收入分配差距有重大的影响。理论上，公共教育支出除了通过收入初次分配并形成人力资本，从而长期影响居民收入分配差距外，还能发挥短期收入再分配的调节作用。本文采用1997—2015年中国21个省份的面板数据，使用误差修正模型，考察了中国公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应与长期影响。研究结果表明，公共教育支出在长期和短期均加剧了居民收入分配差距。导致这一结果的原因，主要是教育扩展的结构效应和当期公共教育支出的不公平分布。因此，在继续加大公共教育支出力度的同时，还应优化公共教育支出结构，注重公共教育支出的公平分配，以缩小居民收入分配差距。

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关键词：公共教育支出；居民收入分配差距；初次分配；人力资本

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改革开放以来，随着经济的高速增长以及居民收入的急剧上升，中国居民收入分配差距出现了不断扩大的趋势且备受社会关注，同时也引起了政府的高度重视。进入新世纪，政府采取了诸多促进居民收入分配公平的措施，使中国居民收入分配差距总体呈现下降的趋势，但下降幅度较小，居民收入分配差距仍然较大。党的十九大明确指出，要进一步缩小居民收入分配差距，并使其更加合理、有序。政府干预居民收入分配的政策工具有多种，一个普遍的观点认为，公共教育支出在促进居民收入分配公平中发挥着重要的作用。Schultz指出增加人力资本是缩小收入差距的一种方法，而增加对公共教育的支出是增加人力资本的重要途径。中国每年的公共教育经费已由1978年的75.05亿元增加到了2016年的31373亿元，按可比价格计算增加了443倍。中国公共教育支出对居民收入分配差距究竟产生了怎样的影响?弄清这一问题，对于中国公共教育支出政策与居民收入分配政策的进一步完善具有重要的理论与现实意义。在已有研究中，大多文献研究教育与收入分配差距的关系，鲜有文献直接关注公共教育支出对居民收入分配差距的影响效应，这些为数不多的实证研究基本上考察的是公共教育支出对居民收入分配差距的长期影响。理论上，公共教育支出除了通过收入初次分配并形成人力资本，从而长期影响居民收入分配差距外，还能发挥短期收入再分配的调节作用。本文运用1997—2015年中国21个省份的面板数据，通过建立误差修正模型，研究了中国公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应和长期影响。

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一、文献综述 copyright dedecms

教育与收入分配关系的理论研究表明，教育投资形成人力资本，人力资本作为一种生产要素，按其贡献大小参与要素收入分配；同时，人力资本也是一种资本，对其投资可以获得相应的资本回报，投资越多，回报越高。但人力资本分布不均也可能会导致收入分配的差异。早期学者Schultz、Becker和Chiswick与Mincer等通过构建关于收入分配的人力资本模型进行研究，结果均表明，教育分布情况和教育扩展是影响收入分配不平等的主要因素。一般来说，教育分布不平等对收入分配不平等有正向的影响，而教育拓展对收入分配不平等的影响不确定，可能是正向的，也有可能是负向的。理论上，教育对收入分配不平等的影响是不确定的。Knight和Sabot认为公共教育能改善收入分配状况，因为从公共教育的利益归宿来看，公共教育比私人教育更能有效促进经济增长，更能降低收入不平等程度。Chen也赞同这种观点，并提出提高公立学校入学率的政策建议。但Sylwester却表明公共教育并不能必然缩小居民收入分配不平等，有可能还会扩大收入分配不平等程度，贫困家庭学生会因为选择入学而放弃收入的机会成本，这会直接减少贫困家庭学生的入学机会。尤其在发展中国家，富裕家庭学生相比贫困家庭学生更有升学优势，在越高阶段的教育中，富裕家庭学生有越多的入学机会，他们最终获得了教育补助，这也从客观上扩大了收入分配不均等。 copyright dedecms

教育与收入分配关系的实证研究非常丰富。其中，有关教育支出分布不均等与居民收入分配不平等关系的实证研究得出了基本一致的结论。Becker和Chiswick、Winegarden使用教育支出指标的方差作为衡量教育分布不平等的指标，选取包括美国、加拿大和荷兰3个国家的跨国数据以及32个国家的截面数据进行实证研究，结果显示教育分布不平等与居民收入分配不平等存在显着的正相关关系。但是，有关教育拓展与收入分配不平等的经验研究得出的结论并不一致，有时甚至完全相反。Morris和Adelman使用43个国家的跨国样本数据进行实证研究，发现教育扩展有助于居民收入分配平等。而Ram研究发现，教育拓展对中等收入国家居民收入差距有缩小作用，但对低收入国家居民收入差距有扩大作用。赖得胜[1]使用49个国家的跨国数据验证了教育扩展与收入分配不平等存在倒U型关系。白雪梅[2]基于1982—2000年的数据测算了Becker和Chiswick的人力资本模型，其经验研究表明教育拓展与收入分配不平等呈倒U型关系，且当时中国处于倒U型曲线左侧。 本文来自织梦

也有少数学者直接考察公共教育支出与居民收入分配差距的关系，且在此类研究中，公共教育支出对居民收入分配的影响也是不确定的。Psacharopoulos实证研究了大学教育补贴对居民收入分配差距的影响，结果发现发展中国家的大学教育补贴提高了基尼系数，即扩大了居民收入分配差距。Slywester将近二十年的基尼系数变化量作为被解释变量，以近十年国家教育支出占GDP的比重为解释变量，检验公共教育支出对收入分配的影响，发现公共教育支出会缩小居民收入分配差距。这种效应在高收入国家表现得更加明显。 内容来自dedecms

梳理现有文献后可以发现，公共教育支出与居民收入分配差距的关系具有不确定性，直接考察公共教育支出对居民收入分配差距影响的实证研究也没有得出一致的结论。值得注意的是，这些为数不多的研究中，一部分用当期公共教育支出作为解释变量，忽视了公共教育支出对居民收入分配差距的长期影响；另一部分则采用滞后的公共教育支出数据，仅考察了公共教育支出对居民收入分配差距的长期影响，而忽视了公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应。公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应表现为当期公共教育支出的收入再分配效应，即通过减少低收入者对子女教育的刚性支出来改善居民收入分配差距。合理的公共教育支出结构和分布，不仅可以通过收入再分配缩小当期的居民收入分配差距，且在一定程度上影响了教育支出长期的居民收入分配效应。而公共教育支出的长期影响则主要表现为能够通过形成人力资本来缩小居民收入分配差距。另外，在面板数据模型中，直接对变量采取传统OLS回归可能会存在伪回归的问题，直接影响了研究的可信度。针对已有研究的不足，本文采用1997—2015年中国21个省份的面板数据，建立面板误差修正模型进一步考察中国公共教育支出在短期对收入的再分配效应，以及这种短期效应对公共教育支出与居民收入分配差距的长期影响。 本文来自织梦

二、模型构建与数据来源

本文用各省份居民收入分配差距作为被解释变量。衡量各省份居民收入分配差距的指标有多种，在这里我们采用基尼系数来度量各省份居民收入分配差距。基尼系数为0，表明收入完全平等：基尼系数为1，表明所有的收入汇集于同一个人手中。本文用公共教育支出占GDP的比重作为解释变量。公共教育支出占GDP比重较大的省份比这一比重较小的省份对教育支持力度大。因此，本文假设前者比后者更重视教育。在后文中，笔者会用公共教育支出的绝对规模代替其占GDP的比重进行稳健性检验。公共教育支出对居民收入分配差距影响效应的具体公式如下： 织梦内容管理系统

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其中，i代表省份，t代表年份，lnGINIit代表第t年i省份的基尼系数的自然对数，lnEXP/GDPit代表第t年i省份的公共教育支出占GDP比重的自然对数，μit为随机扰动项。 dedecms.com

因为各省份的统计年鉴中没有直接公开居民总体收入的基尼系数，仅分开列示了各省份城镇和农村居民收入的分组数据，且城镇和农村的居民收入分组形式并不统一，因而本文在估算居民总体基尼系数时无法形成有效统一的数据。由于估算存在困难，许多关于居民收入分配的经验研究采用的是城镇居民收入基尼系数来代替总体收入基尼系数，但是农村居民的收入分配状况会影响居民总体收入基尼系数，显然用城镇居民收入基尼系数作为居民总体收入差距的衡量指标是不全面的。基于此，本文借鉴田卫民[3]提出的计算省域内居民总体收入基尼系数的方法，利用各省份统计年鉴中城镇和农村居民的收入分组数据，先使用分组收入基尼系数计算公式测算出各地区城镇以及农村居民收入基尼系数，然后依据Sundrum介绍的城乡分解法来计算居民总体收入基尼系数。具体计算公式如下：

其中，Pc和Pr分别代表城镇和农村居民人口的比重，GINI代表各省份居民总体收入基尼系数，GINIc和GINIr分别表示城镇和农村居民收入基尼系数，I代表各省份的人均收入，Ic和Ir分别代表城镇和农村居民的人均收入。 织梦内容管理系统

本文数据中涉及的各省份居民总体收入基尼系数由式（2）测算而得，其他城镇和农村居民收入、公共教育支出、人口和GDP等原始数据均源于1998—2016年各省份的统计年鉴。在样本分析中，由于部分省份的统计年鉴中没有城乡居民收入分组数据，导致居民收入基尼系数的缺省值较多，故本文仅采用21个省份1997—2015年的面板数据进行分析。为了消除变量间均值悬殊的问题，本文将模型中各变量取自然对数，且基尼系数衡量规模为0—100，公共教育支出的单位为亿元，公共教育支出占GDP的比重衡量单位为％。各变量的描述性统计结果，如表1所示。 内容来自dedecms

从表1可以看出，基尼系数的均值为37.633，标准差为5.424，说明各省份居民总体收入基尼系数存在一定差异。公共教育支出的均值为345.219，标准差为328.338，且最小值与最大值的差异悬殊，公共教育支出占GDP比重均值为3.277，标准差为1.149，说明各省份的公共教育支出存在显着差异。对所有变量都取自然对数，一是为了消除变量之间数值的悬殊差异；二是有利于缓解异方差和数列相关等问题。 copyright dedecms

三、检验结果与分析

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运用省级面板数据的协整检验及误差修正模型来考察公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应与长期影响，首先需要判断面板数据中各变量的平稳性，即要对面板数据进行单位根检验。若存在同阶单整，则可以进一步检验公共教育支出与居民收入分配差距的变量是否存在长期的均衡关系，即对其进行协整检验；若存在长期的均衡关系，方可通过建立面板误差修正模型考察公共教育支出对居民收入分配不平等的短期效应。 dedecms.com

（一）单位根检验

本文采用的数据是省级面板数据，可能是非平稳的，直接对其进行回归检验，极易导致伪回归，因此，在回归前需使用单位根检验来检验数据的平稳性。为了提高结论的可信度，避免使用单一检验方法带来的缺陷，本文使用LLC、Breitung和IPS三种面板单位根检验方法来检验待处理的变量是否在同一水平上平稳，从而保证结果的稳健性。三种检验方法的原假设和备择假设都是H0：面板数据存在单位根；H1：面板数据不存在单位根。表2报告了变量lnGIN1和lnEXP/GDP的水平数据和一阶差分的单位根检验结果。

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表2显示，对于变量lnGINI和lnEXP/GDP，三种检验方法显示大部分结果不显着，即存在单位根，这说明这两个序列是不平稳的，故不能直接对二者进行回归。对二者进行一阶差分，并运用三种方法对lnGINI和lnEXP/GDP的一阶差分项做单位根检验。从表2可以看出，无论是针对同质面板的LLC检验和Breitung检验，还是针对异质面板的IPS检验，其检验结果都显示两个变量经过一阶差分后变得平稳，即lnGINI和lnEXP/GDP是一阶平稳序列。因此，式（1）中各变量为同阶单整，可能存在协整关系，可进一步对其进行协整检验。 dedecms.com

（二）协整检验 内容来自dedecms

通过上述单位根检验发现，lnGINI与lnEXP/GDP是同阶单整的，可以通过协整检验来考察变量间的长期均衡关系。由于本文只讨论两个变量之间的关系，故采用了Kao检验方法来进行面板协整检验。Kao检验方法的原假设和备择假设分别为H0：变量之间不存在协整关系；H1：变量之间存在协整关系。Kao检验结果显示，ADF统计量为-2.526，p值为0.000，在1％的水平上拒绝了变量间不存在协整关系的原假设，表明lnGINI与lnEXP/GDP之间存在长期稳定的协整关系。在此基础上，我们运用Engle-Granger两步法估计长期均衡方程。采用面板数据进行回归时，还需要通过F检验和Hausman检验选择采用固定效应模型还是随机效应模型。检验结果表明，F检验和Hausman检验统计量非常显着，p值也均小于0.010，均拒绝选择随机效应模型的原假设，说明本文适合选择固定效应模型。固定效应模型回归的结果显示，变量lnGINI与InEXP/GDP的回归系数为0.070，t值为2.491，P值为0.013，通过了5％水平上的显着性检验，说明该系数具有显着性。进一步对模型残差进行单位根检验，LLC统计量的值为-1.689，对照标准值发现其在5％的显着性水平下拒绝“存在单位根”的假设，说明残差序列是平稳的。由此EG两步法也说明lnGINI与lnEXP/GDP之间存在协整关系。

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一般而言，公共教育支出能够扩大教育规模，提高国民整体的受教育程度，能对经济产生积极的影响，但公共教育支出与居民收入分配差距的关系是不确定的。那么对中国的实际情况而言，二者的关系会是怎样呢?通过以上回归结果可以看出，lnGINI和lnEXP/GDP的回归系数显着为正，从长期来看，公共教育支出扩大了居民收入分配差距，即教育支出占GDP比重每增加1个百分点，基尼系数增加0.070个百分点。理论上，出现这种结果可能有以下三个方面的原因：一是增加公共教育支出意味着教育扩展（劳动人口平均教育年限增加），而教育扩展与收入不平等间存在倒U型关系。若公共教育支出增加所引起的劳动人口平均教育年限增加位于倒U型曲线左边，则会扩大居民收入分配不平等的程度，即产生了结构效应；反之，则会缩小居民收入分配差距。根据李祥云等[4]研究显示，在教育分布状况既定的情况下，当中国劳动人口平均受教育年限达到11.400年时，收入不平等程度达到最大。目前中国21个省份中只有少数省份的劳动人口平均受教育程度达到了这一年限。二是众多研究均表明，教育分布不平等也会加剧居民收入分配不平等的程度。教育分布不平等指的是教育资源在地区之间、城乡之间、群体之间的分布不均等。分析中国公共教育支出现状可以发现，高等教育和高级中等教育的支出占总教育支出的比重较大，而由于义务教育的普及，义务教育支出所占比重较小。而低收入阶层的人获取高等教育和高级中等教育的机会少于高收入阶层。根据收入分布的情况可以发现，较多的教育公共支出被分配给了经济发达地区城镇高收入阶层，造成地区间、城乡间、群体问的教育机会和教育资源分布的不平等，加剧了富人与穷人之间受教育程度的差异，由此加剧了居民收入分配的不平等程度。三是在教育规模扩大的过程中，公共教育支出在结构与地区间配置的不合理，引起了教育的学科、层次及结构方面的失衡，从而导致了过度教育的现象。过度教育是指与实际工作所需的教育程度相比，个体所接收的教育程度过高。改革开放以来，中国大力发展高等教育，提升高等教育支出比重。然而在中国高等教育推进的过程中，出现了教育学科、层次、结构等方面的失衡，间接导致了劳动力供给出现失衡的状况。教育学科及层次的配置不合理，导致在目前高新技术产业人才仍旧短缺的情况下，大批毕业生从事与自身教育水平不相匹配的工作，技能不能被充分利用。同时，改革开放以来，虽然中国经济飞速发展，但是区域间、行业间发展的程度依然存在较大差距，城市强乡村弱、东部强西部弱的格局仍然没有发生改变，这使得受教育个体在选择就业地点时倾向于城市地区和东部地区。在此情况下，即使国家加大对西部城市和落后地区的公共教育支出力度，但受教育个体就业分布不均衡仍将扩大城乡、区域经济发展的差异，使居民收入分配差距进一步扩大。而长期的教育获得的分布状况与短期的公共教育支出的收入再分配效应高度关联，如当期偏向高等教育不合理的公共教育支出结构，以及不平等的公共教育支出的地区和个人分布，这些都会导致长期教育获得的不平等，进而扩大居民收入分配差距。以下对公共教育支出的短期居民收入分配效应的考察，将有助于对中国公共教育支出与居民收入分配差距之间长期关系的理解。 本文来自织梦

（三）误差修正模型

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协整检验表述的是变量之间的一种长期均衡关系，而实际上许多经济过程的实现需要若干周期的时间，经济数据通常产生于非均衡的过程。因此，在建立模型时，需要用数据的动态非均衡过程来逼近长期均衡过程。对于非稳定的变量，可以通过差分的方法将其转化为稳定的序列进行估计，但这时的模型只表达了变量之间的短期关系，而没有揭示长期关系。为解决这个问题，本文将每个变量的滞后项也引入到回归模型中，通过对模型进行变形构建面板误差修正模型。

协整检验证明了公共教育支出与居民收入基尼系数存在长期稳定的关系，并给出了确切的回归关系，在此基础上，引入面板误差修正模型（ECM）考察短期修正机制，得到公共教育支出对居民收入基尼系数的短期动态影响，并通过考察误差修正项的系数来判断其短期修正机制的影响。当两个变量都是一阶平稳的序列时，一般采用一阶线性自回归分布滞后模型来估计lnGINI和InEXP/GDP之间的关系，即在式（1）的基础上进行变形，加入lnGINI与lnEXP/GDP的一阶滞后项lnGINIi,t-1和lnEXP/GDPi,t-1，然后将得到的分布滞后模型两边各减去lnGINIi,t-1，并适当变形得到误差修正模型如下：

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其中，ΔlnGINIit表示lnGINIit与lnGINIi,t-1的差，即lnGINI的波动，ΔlnEXP/GDPit表示lnEXP/GDPit与lnEXP/GDPi,t-1的差，即lnEXP/GDP的波动，εit为随机误差项。式（3）表明居民收入基尼系数的短期波动不仅取决于公共教育支出占GDP的比重的短期变化，还取决于误差修正项的滞后项ECMi,t-1的影响，差分序列的系数β1则表示短期弹性。 本文来自织梦

利用1997—2015年中国21个省份的面板数据以及式（1）的残差项来估计误差修正模型（3），得到的回归结果显示，误差修正项的系数为-0.206，且在1％的水平上是显着的，这与误差修正模型的反向修正机制相符合。尽管在短期内公共教育支出对居民收入基尼系数的影响可能会偏离均衡状态，但通过误差修正机制的作用，这种偏离会慢慢向均衡状态靠近，这也说明了公共教育支出与居民收入基尼系数之间存在长期稳定的关系。误差修正项反映了公共教育支出占GDP的比重与居民收入基尼系数在短期波动中偏离其长期均衡关系的程度，其系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从回归结果来看，调整力度为0.206。值得高度关注的是，当期公共教育支出的波动对居民收入基尼系数波动的回归系数为0.063，且影响显着为正，也就是当期公共教育支出扩大了当期居民收入分配差距，即当期公共教育支出占GDP的比重每增加1个百分点，导致当期反映居民收入差距的居民收入基尼系数扩大0.063个百分点。不过，短期的公共教育支出占GDP的比重对居民收入基尼系数的弹性系数0.063小于长期弹性系数0.070。高收入阶层普遍追求更高的学历，而低收入群体更倾向于普及的义务教育和职业教育，而短期公共教育支出偏向高等教育的特点，使得当期公共教育支出对当期居民收入产生再分配的作用，富人从教育投入中获得更高收益，而穷人则获益于较小比重的教育支出，从而在一定程度上加剧了居民收入分配不平等。这再一次验证前文的分析，导致中国公共教育支出扩大长期居民收入分配差距的原因，主要是公共教育支出增加所导致的教育扩展的结构效应和当期公共教育支出的不公平分布。

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（四）稳健性检验 copyright dedecms

为了检验上述结论的稳健性，我们直接用各省份的公共教育支出绝对规模的自然对数替代公共教育支出占GDP的比重的自然对数，重新建立误差修正模型来考察公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应和长期影响。 本文来自织梦

同样采用上文的分析方法对公共教育支出的自然对数lnEXP进行单位根检验。结果显示，变量lnEXP是不平稳的，但其一阶差分项是平稳的。继续对lnGINIit和lnEXPit进行Kao协整检验，结果显示，其在1％水平上拒绝了原假设，二者间存在协整关系，可以建立误差修正模型。稳健性检验的结果报告显示，就公共教育支出对居民收入分配不平等的长期影响而言，解释变量lnEXP在1％的显着性水平上为正，即公共教育支出每增加1个百分点，居民收入基尼系数在长期增加0.019个百分点，在短期增加0.041个百分点，误差修正项对长期的调整力度为0.204。与用lnEXP/GDP作为解释变量相比，长期、短期与误差修正项的系数及显着性水平都没有发生明显变化，唯一不同的是各项系数都变小了。这可能是由变量数量级的不同而引起的，由此可以看出，我们估算的结果是稳健的。 织梦好，好织梦

四、主要结论与政策建议

本文运用1997—2015年中国省级面板数据，构建面板误差修正模型，研究了各省份公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应和长期影响，主要结论如下：一是根据面板单位根检验的结果，解释变量与被解释变量都是一阶单整的，可以进行协整检验，检验结果说明，各省份的公共教育支出与其居民收入基尼系数之间存在长期均衡关系。二是就公共教育支出对居民收入分配差距的长期影响而言，公共教育支出占GDP比重每增加1个百分点，居民收入基尼系数增加0.070个百分点，即公共教育支出扩大了长期居民收入不平等的程度。三是从公共教育支出对居民收入分配差距的短期效应来看，当期公共教育支出的波动对当期居民收入基尼系数波动的影响也表现为正向的扩大作用，当期公共教育支出占GDP的比重每增加1个百分点，当期居民收入基尼系数扩大0.063个百分点。误差修正项的一阶滞后项通过反向修正机制来调整短期波动偏离长期均衡的程度，调整力度为0.206。四是公共教育支出占GDP比重的大小对居民收入分配差距的长期扩大作用要大于短期。 织梦好，好织梦

基于上述研究结论，本文认为，中国公共教育支出扩大了居民收入分配差距，主要是由于增加公共教育支出所导致教育扩展的结构效应和当期公共教育支出分布不公平共同引起的。要充分发挥中国公共教育支出缩小居民收入分配差距的作用，需进一步完善中国的公共教育支出政策。具体地说，主要包括以下三个方面：一是各省份继续加大公共教育支出的力度，扩大教育规模，使劳动人口的平均受教育年限越过受教育年限与居民收入分配呈倒U型曲线的最高点，即11.400年这个拐点。二是优化公共教育支出结构和教育资源配置。中国公共教育支出结构不合理，教育资源配置不公平，长期公共教育支出偏重高等教育，教育资源更倾向于分配给高收入阶层，要改变这种支出结构，应优化教育机会与教育资源的配置。因为从利益归宿角度来看，与增加高等教育公共支出相比，增加基础教育的公共支出会使穷人或弱势群体获益更多。今后新增的公共教育支出应更多向贫困地区尤其是贫困农村地区倾斜，这不仅能发挥公共教育支出短期的收入再分配调节作用，且还能确保长期教育的公平性。三是在继续扩大教育规模的过程中，协调公共教育支出的结构和地区之间的合理配置，完善劳动力市场。加大对职业教育的投入，并优化高等教育学科、层次，使劳动者充分发挥自身教育技能，使教育所学与工作所需能正确匹配，提高就业率与收益率。同时，在继续加大对西部城市和落后地区的教育支出力度的前提下，制定相应政策吸引毕业大学生等优质人才去往乡村及西部不发达地区，促进就业分布均衡发展，从而缩小城乡之间、东西部间的居民收入分配差距。由上文可知，增加教育支出力度，尤其是优化教育支出结构和教育资源配置，完善劳动力市场，不仅能发挥公共教育支出对居民收入分配不平等程度的短期调控作用，且还能在长期缩小居民收入分配差距。 织梦内容管理系统

参考文献。 织梦内容管理系统

[1]赖德胜.教育扩展与收入不平等[J].经济研究，1997，（10）：46-53.

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[2]白雪梅.教育与收入不平等：中国的经验研究[J].管理世界，2004，（6）：53-58. 织梦内容管理系统

[3]田卫民.省域居民收入基尼系数测算及其变动趋势分析[J].经济科学，2012，（2）：48-59.

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[4]李祥云，刘慧，陈芸.中国教育扩展、教育分布与居民收入差距——基于省级面极数据的实证分析[J].教育与经济，2016，（3）：23-28.

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