改革开放以来，中国经济快速增长，人民生活水平日益提高，但近年来中国代际收入流动减缓，逐渐出现阶层固化的趋势。代际收入流动指父代收入与子代收入的相关程度，反映了子代改变经济地位的可能性，代际收入流动水平越高意味着社会机会更加公平 [1] 。代际收入流动的减缓一方面不利于个人提升经济状况，导致个人无法实现自身潜力；另一方面会扩大群体间的贫富差距，导致“富者恒富，贫者恒贫”，加剧社会不公。更重要的是，代际收入流动的减缓还会导致社会不满情绪的增加，引发社会冲突，甚至产生社会动荡 [2] 。因此，促进代际收入流动，对畅通个人向上通道、缓解贫富差距、保障社会公平以及维持社会稳定等方面具有重要意义。

教育是打破阶级固化、促进代际收入流动的重要手段 [3] 。继1999年中国实行高校扩招政策后，2006年，中国教育部强调提高质量是高等教育发展的核心任务；2019年，李克强总理在政府工作报告中首次提到实施高职百万扩招，涉及上千所高职院校；2020年，李克强总理明确提出今明两年高职扩招200万的任务。一系列教育扩招政策的出台反映出了中国政府对提升高等教育普及率和促进社会公平的重视。

就高校扩招政策实施的效果而言，一方面，从招生人数和院校数量来看，高校扩招政策实施以后，普通高校招生人数、高等院校数量以及毛入学率均呈现快速增长态势。根据国家统计局数据，1999年高校扩招政策实施，中国普通高校招生人数激增至159.7万人，与1998年相比增幅达47.3%，初步展现了扩招政策的显著效果。随后，普通高校招生人数逐年攀升，2022年普通高等教育招生人数已达1014万人。同时，高等院校规模不断扩大，截至2022年，中国高等教育学校总数已达3012所，其中包括1239所本科院校和1489所专科院校。1998年至2022年，高等院校数量与本专科院校数保持持续增长态势。另一方面，从毛入学率来看，国际上通常采用高等教育毛入学率作为衡量一个国家高等教育发展状况的重要指标。2002年，中国高等教育毛入学率达到15%，标志着中国高等教育进入大众化阶段；2019年，中国高等教育毛入学率超过50%，意味着中国高等教育已经迈入普及化阶段¹。

2021年，《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》进一步提出，在十四五期间将稳步推进研究生和专升本扩招工作，并将高等教育毛入学率提高至60%。这一政策再次凸显了高等教育规模扩张的重要性，同时也引发了学者们对于高校扩招政策的深入思考和探讨。尽管高校扩招提高了高等教育的普及程度，但由于教育资源的分配不均等问题，经济发展水平较为落后的地区以及弱势群体学生难以通过接受高等教育进而实现代际收入向上流动。因此，高校扩招政策能否促进以及如何促进代际收入流动的问题仍有进一步探索的必要。

高校扩招政策，通常简称为高校扩招，涵盖了本科扩招、研究生扩招以及高职扩招。高校扩招的主要目标是缓解就业压力、积累人力资本与提升劳动力质量，进而推动产业转型升级和经济社会的高质量发展。现有研究验证了高校扩招对劳动力市场、教育机会公平和收入分配等领域的显著影响。

代际收入流动研究起源于Becker和Tomes [4] 的代际收入流动模型，国内外大量学者在此基础上针对代际收入流动问题进行了详细的研究，取得了丰硕的成果。现有研究文献在测量代际收入流动时，多采用代际流动性指数、代际继承性指数、代际收入弹性、代际收入关联系数以及收入转移矩阵等方法。代际收入流动受到诸多因素影响，二十世纪末，已有文献开始关注遗传天赋在代际收入流动中的重要性，这类研究主要通过追踪双胞胎样本与收养样本来评估基因对代际收入流动的影响 [5] [6] 。后来学者们逐渐开始研究家庭因素(如父代受教育水平与收入水平) [7] [8] 与社会环境因素(如人口迁移、公共支出及数字经济) [9] - [11] 等其他因素对代际收入流动的影响。

关于高校扩招对代际收入流动的影响，研究普遍认为高校扩招在促进代际收入流动方面有积极表现。高等教育不仅是社会阶层流动的重要途径 [12] ，也是社会关系再生产的关键工具 [13] 。首先，高校扩招增强了高等教育机会的普及性，显著提高了个体收入的相对和绝对流动性 [14] [15] ，接受高等教育的个体更有可能实现收入的代际提升 [16] 。其次，扩招政策显著减少了子代职业地位下降的风险，并增加了上升的机会，从而有助于个人收入的跃迁 [17] 。最后，高等教育对于促进相对贫困家庭的子代非农就业具有显著作用，并降低了贫困代际传递的可能性 [18] [19] 。基于此，提出以下假说：

H1：高校扩招能够促进代际收入流动。

根据人力资本理论，接受教育的过程实质上是一种人力投资。教育有利于个体未来经济优势的形成，是实现代际收入向上流动的关键途径 [20] 。在此背景下，高校扩招不仅扩大了高等教育规模，还为更多个体提供了接受高等教育的机会。高等教育，作为中等教育之后的进阶阶段，专注于扩充个体的知识储备、锤炼专业技能，能全面提升个人综合素质，有利于提升个人劳动力市场竞争力，实现人力资本升值 [21] ，使得个人更有可能获取更高收入，进而影响代际收入流动。根据信号筛选理论，学历作为一种有效的筛选信号，能够凸显个人的高能力。在信息不对称的劳动力市场中，学历这一信号能帮助雇主更精准地找到与工作岗位相匹配的雇员 [22] 。高学历往往带来高教育回报，高教育回报有助于子代实现个人收入的显著增长。因此，学历信号的传递对于个人人力资本顺利转化为收入具有积极影响，从而推动代际收入流动。根据劳动力市场分割理论，劳动力市场在一国范围内通常是不完全的，被分割为主要劳动力市场与次要劳动力市场。主要劳动力市场主要由政府机关和大型企事业单位构成，提供稳定、高工资和良好工作环境的工作；次要劳动力市场主要由小企业和个体户构成，工作不稳定、工资低、工作环境差 [23] 。教育水平将决定个人进入的劳动力市场，高学历劳动者更容易进入主要劳动力市场 [24] 。因此，高校毕业生更有可能因为高学历获得高收入和职业地位，实现代际收入向上流动。基于以上理论与分析，提出以下假说：

H2：高校扩招通过提升个体人力资本促进代际收入流动。

尽管人力资本在高校扩招对代际收入流动的影响中发挥着重要作用，但社会资本的影响力同样不容忽视，在某些情况下，其影响甚至超过人力资本 [25] 。赵延东和洪岩璧 [26] 认为，高校扩招对个体社会资本的提升具有显著影响。随着更多个体进入高等教育体系，他们得以通过高校平台与来自不同专业和家庭背景的个体——如同学、导师和校友——建立联系，从而延伸个人社交网络，并增强社会资本。社会资本可以通过多种方式促进代际收入流动，包括推动职业晋升、减少工资不平等、加强信息共享、缓解信贷约束、改善子女就业状况以及提高整体就业质量等 [27] - [30] 。然而，在中国传统文化的影响下，父代对子代经济福祉的过度关注，可能导致对社会资本的过度投资，并相对挤出对人力资本的投资 [31] ，对代际收入流动产生一定的阻碍效果。此外，从家庭社会资本与个人社会资本的对比来看，在高学历劳动力市场中，受过高等教育者的个人社会资本的作用往往超过其家庭社会资本，家庭社会资本更多地起到情感上的支持作用 [32] 。基于上述讨论，提出以下假说：

H3：高校扩招通过提升社会资本促进代际收入流动。

(一) 数据来源

本文数据选取来自中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，简称CFPS)。CFPS是北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)组织的一项全国性跟踪调查，样本包含全国25个省/市/自治区，调查对象包含样本家庭中的所有家庭成员，该调查数据涵盖社区、家庭和个体三个层面的信息，具有广泛的代表性。项目组分别于2010年、2012年、2014年、2016年、2018年和2020年开展六轮调查。问卷内容包括个人层面的学历水平、收入情况、教育匹配等信息；家庭层面的家户关系、人员结构、社会往来、收入和支出等信息，与本文的研究主题十分契合，故选用该数据库展开实证研究。

基于CFPS2014-2020年调查数据，本文对样本数据进行了如下处理：① 根据家庭关系数据库，将受访者及其父代的个人编码进行配对，形成父代–子代的配对样本；② 剔除父代年龄在65周岁以上的样本、子代年龄在16周岁以下的样本以及父子年龄差在16岁以内的样本；③ 剔除了子代在学样本；④ 剔除样本中“不知道”、“不适用”、“拒绝回答”的数据，最终保留有效匹配样本6935个。

(二) 变量说明

1) 代际收入流动

代际收入流动反映了子代相较于父代的收入变化情况，本文从绝对代际收入流动与相对代际收入流动两个维度对代际收入流动进行刻画。绝对代际收入流动的衡量标准为子代收入是否超过父代收入，子代收入超过父代收入则认为实现了绝对代际收入流动，赋值为1，否则为0。相对代际收入流动的衡量标准为子代排序收入是否超过父代排序收入，子代排序收入超过父代排序收入则认为实现了相对代际收入流动，赋值为1，否则为0。

2) 是否受到扩招影响、各省扩招力度

高校扩招政策于1999年实施，在1999年能够受到扩招政策影响的子代样本年龄绝大部分应该大于或等于18岁。所以本文以子代样本的出生年龄作为是否受到扩招影响的划分标准，如式(1)所示：

$s_{1981}=\{\begin{array}{c}0,\text{if}\text{s\_birthy}<1981\\ 1,\text{if}\text{s\_birthy}\ge 1981\end{array}$ (1)

我国各省人口、经济以及教育发展不平衡，各省扩招力度也存在差别。参考邢春冰和李实 [33] ，以1997年各省高校在校生数量对各省扩招力度进行衡量。

本文通过构建是否受到扩招影响与各省扩招力度的交互项，探寻我国高校扩招政策对于代际收入流动的影响。

3) 控制变量

为降低遗漏变量偏误，确保高校扩招政策对代际收入流动影响的估计结果的准确性，参考现有理论与过往研究，本研究选取了一系列控制变量用以控制可能对代际收入流动产生影响的因素。在个体特征方面，本研究对子代层面的年龄、性别、健康状况、户籍类型、同胞数量进行了控制，在父代层面则考虑了年龄与受教育程度。

4) 机制变量

在探讨高校扩招政策对代际收入流动影响的研究中，机制变量的选取对于理解政策作用的内在逻辑至关重要。本研究采用的机制变量主要包括人力资本与社会资本两个方面，以期揭示扩招政策作用的具体途径。

a) 人力资本

教育是人力资本形成的关键因素，对个体的生命周期收入具有深远影响。本研究借鉴经典的人力资本理论 [34] ，采用个人受教育年限作为衡量人力资本的主要指标。

b) 社会资本

社会资本在个体经济地位的形成中扮演着重要角色。社会资本理论认为个体的社会关系网络能够为其提供宝贵的信息、资源和支持 [35] [36] 。通过这些社会关系网络，个体得以获取更广泛的机遇，增强其社会竞争力，进而可能提升其经济地位和收入水平。本研究通过考察个人在求职、升学以及子女教育等关键生活阶段是否获得他人帮助对社会资本进行衡量。

(三) 模型构建

参考沈煜 [37] 的做法，构建截面双重差分模型，如式(2)所示：

$\text{LD}={\alpha }_0+{\alpha }_1{s}_{1981}{}_i\times p{12}_j+X_i+{\phi }_j+{\mu }_t+{\tau }_k+\epsilon$ (2)

其中，LD表示代际收入流动状况，i代表个体，j代表省份，b代表个体的出生年份，t代表数据的调查年份。 $s_{1981}{}_i$为根据个体出生年份划分的虚拟变量，表示是否受到扩招影响。 $p{12}_j$表示个体所在省份的扩招力度。CFPS数据调查了受访者出生时、3岁、12岁时以及调查时的所在地，与高考时间最接近的为12岁，因此 $p{12}_j$取受访者12岁时所在省份的扩招力度。此外， $X_i$为控制变量， ${\phi }_j$是12时所在省份固定效应， ${\mu }_t$为调查年份固定效应， ${\tau }_k$调查省份固定效应， $\epsilon$为残差。

(四) 描述性统计

表1 为本研究的样本描述性统计。首先，绝对代际收入流动和相对代际收入流动的均值分别为0.596和0.418，表明子代与父代之间的收入存在一定程度的流动性，且绝对代际收入流动情况更好。其次，是否受扩招影响的平均值为0.925，表明大多数样本个体受到了高校扩招的影响。最后，扩招力度的平均值为12.871，最小值为3.847，最大值为23.907，表明扩招力度在各省存在显著差异。此外，在机制变量中，人力资本的均值为11.298，即子代受教育年限为11.298年，与父代受教育年限相比有大幅提升。社会资本的均值为0.676，表明大部分个体拥有一定的社会关系网络，与现实相符。

(一) 基准回归

基于截面双重差分法，本研究对高校扩招对代际收入流动的影响进行了一系列实证检验， 表2 展示了高校扩招对代际收入流动影响的基准回归结果。在基准回归中，本研究逐渐加入控制变量与12岁所在省份固定效应、调查所在省份固定效应以及调查年份固定效应。回归结果显示，在绝对代际收入流动与相对代际收入流动模型中，核心解释变量——是否受扩招影响与扩招力度的交乘项系数在所有模型中均为正且显著，表明高校扩招无论是对绝对代际收入流动还是对相对代际收入流动都有显著的积极影响。

注：^*、^**和^***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，括号中为稳健标准误，下同。

(二) 稳健性检验

1) 平行趋势检验

为确保回归结果的稳健性，确保在实施高校扩招政策之前，处理组和控制组在代际收入流动方面的趋势是一致的，本研究参考Lundborgd等 [38] ，对绝对代际收入流动和相对代际收入流动分别进行了平行趋势检验。

平行趋势检验结果如 图1 所示，在出生年份为1981年以前，出生年份虚拟变量与扩招力度交乘项的回归系数均不显著，表明研究满足平行趋势假设。

政策实施后，我们可以观察到两组平行趋势图均出现了显著的正向变化，表明高校扩招政策有效地促进了代际收入的流动，提高了子代相对于父代的绝对收入与收入地位。

2) 安慰剂检验

为了验证高校扩招政策对代际收入流动影响的稳健性，避免回归结果受到特定时间段的偶然因素影响，本文研究通过改变实验组和对照组的划分进行了安慰剂检验。

注：在所有模型中，控制变量、12岁所在省份固定效应、调查年份固定效应和调查省份固定效应均被纳入，以控制可能影响代际收入流动的其他因素。

在安慰剂检验假定政策实施年份提前5年与滞后9年，结果如 表3 所示。无论在绝对代际收入流动模型还是相对代际收入流动模型中，是否受扩招影响与扩招力度的交互项系数均不显著。这一结果表明扩招政策的效应没有受特定时间段的特定因素的影响，验证了基准回归结果的稳健性。

3) 更换核心变量

在基准回归中，核心解释变量为是否受扩招影响与扩招力度的交乘项。为验证基准回归结果的稳健性，参考葛润和黄家林 [39] ，更换交乘项中扩招力度的衡量方式，使用1998年和1997年各省高校在校生数量与普通高中在校生人数的比值进行衡量。检验结果如 表4 所示，回归结果验证了基准回归的稳健性。

4) 扩大样本范围

考虑到现实中存在部分个体并非在18岁参加高考这一实际情况，本研究对受高校扩招政策影响的样本年龄范围进行了扩大处理。具体而言，则在基准回归样本基础上增加更多年龄段样本，即增加1999年年龄为19、20岁的样本。样本范围扩大后，数据涵盖了更多不同个体情况，减少了由于样本选择偏差所带来的潜在影响，但这种样本的变化可能会导致部分结果的显著性减弱。 表5 回归结果显示，核心解释变量交互项系数减小但仍显著为正，即在更广泛的样本范围内，扩招政策的效应依然显著。这表明基准回归结果不是基于特定子样本的偶然结果，而是具有更广泛的适用性和真实性。

(三) 机制检验

机制检验结果如 表6 所示，在人力资本方面，是否受扩招影响与扩招力度的交互项系数为0.082且通过了显著性检验，表明扩招政策显著提升了个体的人力资本。这一结果与研究假说相符，即高校扩招通过提高教育水平，增强个体的知识和技能，提升个人人力资本，从而促进代际收入的流动。

在社会资本方面，交互项系数为0.010，虽然显著性不如人力资本，但仍然表明扩招政策对社会资本有正面影响。这意味着扩招政策不仅提升了个体的教育水平，还可能通过扩大社交网络和提高社会参与度，间接促进了社会资本的积累，进而促进代际收入的流动。

(四) 异质性检验

1) 性别

为进一步探究高校扩招影响代际收入流动的异质性，本研究根据子代性别以及子代12岁时户籍进行了分组回归。分组回归结果如 表7 所示，男性样本在高校扩招中受益更多，具体表现为是否受扩招影响与扩招力度的交乘项无论在绝对代际收入流动模型还是相对代际收入流动模型中的系数均显著为正，而女性样本回归结果均不显著。

这种性别差异可能由多种因素造成。一方面，扩招政策可能在就业市场上为男性提供了更多的机遇，尤其是在传统上男性主导的领域。另一方面，社会文化因素和性别角色期望可能也在一定程度上影响了女性受教育后的就业和收入状况，进而影响其代际收入流动表现。此外，样本中的性别比例和扩招政策在不同性别中的实施效果也可能对结果产生影响。

2) 户籍类型

子代12岁户籍分组回归结果如 表8 所示，扩招政策对乡村户籍个体的代际收入流动均有显著正向影

响。相比之下，城镇户籍个体系数则均不显著。这种差异的原因可能是城镇地区教育资源本就相对丰富，高校扩招政策可能并未显著改变教育资源分配，导致其对城镇户籍个体的影响有限，而乡村户籍个体对高校扩招政策则更为敏感。同时，城镇户籍个体更多受益于家庭背景，如文化和政治资本，这些优势在扩招前后均显著存在，可能掩盖了扩招政策的实际影响。此外，城镇家庭因经济资本约束较少且享有更多教育资源倾斜，其子代可能在高校扩招中获益，但这种获益并不明显，因为城镇户籍个体的教育和就业机会本已相对较好。

在我国代际收入流动逐渐固化的背景下，本研究从高校扩招视角出发，探究1999年高校扩招政策对代际收入流动的影响及其作用机制。具体而言，本研究基于中国家庭追踪数据库(CFPS) 2014年、2016年、2018年和2020年调查数据，利用1999年高校扩招政策这一自然实验，通过构造个体是否受扩招影响与各省扩招力度构建出截面双重差分模型，考察了高校扩招政策对代际收入流动的影响。研究结果表明，高校扩招能够显著从绝对代际收入流动与相对代际收入流动两方面共同促进代际收入流动。经过一系列安慰剂检验与稳健性检验后，结果仍然稳健。在此基础上，本研究继续深入考察高校扩招对代际收入流动的影响机制，发现高校扩招能够通过人力资本和社会资本进而对代际收入流动产生积极影响。在异质性方面，高校扩招政策对于农村户籍与男性的积极作用更为显著，对于城镇户籍与女性的影响则不显著。

基于上述结论，本研究提出以下政策建议：第一，加大对乡村地区教育资源的投入，确保乡村户籍个体能够平等享受优质教育，缩小城乡收入差距。第二，制定和实施更具针对性的教育政策，为相对弱势的群体提供更多支持。第三，强化职业发展支持，为农村户籍群体和女性群体提供更多就业指导和职业培训机会，帮助其实现社会经济地位的提升。

¹本段教育相关数据均来自中国统计年鉴。

²左图为绝对代际收入流动平行趋势图，右图为相对代际收入流动平行趋势图。