陳純槿

（1.華東師范大學(xué)教育學(xué)部，上海 200062；2.華東師范大學(xué)教育經(jīng)濟(jì)實(shí)驗(yàn)室，上海 200062）

一、問題的提出

共同富裕是人民群眾長久以來的共同期盼，是滿足人民日益增長的美好生活需要的本質(zhì)要求（習(xí)近平，2021）。改革開放40 多年來，我國強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)增長實(shí)現(xiàn)了“一部分人、一部分地區(qū)先富裕起來”的階段性目標(biāo)，特別是在消除絕對貧困、提高居民收入方面取得了舉世矚目的成就，為全體人民走向共同富裕奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。但與此同時(shí)，財(cái)富和收入不平等的擴(kuò)大已經(jīng)成為邁向共同富裕道路上不可回避的現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)。過去20 年間，我國居民人均可支配收入的基尼系數(shù)一直處在0.462 至0.491 之間，持續(xù)高于0.40 的警戒線（國家統(tǒng)計(jì)局住戶調(diào)查司，2021，第371 頁）。從長遠(yuǎn)來看，解決收入不平等問題和實(shí)現(xiàn)共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)的根本基礎(chǔ)在于教育，因?yàn)榻逃c就業(yè)、收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)資源分配息息相關(guān)，與人民幸福、國家富強(qiáng)和民族振興休戚相關(guān)（袁振國, 2019；劉世清，袁振國，2021）。

在促進(jìn)全體人民穩(wěn)步朝著共同富裕目標(biāo)扎實(shí)邁進(jìn)的道路上，夯實(shí)奠基性和戰(zhàn)略性的公共教育投資極具現(xiàn)實(shí)意義。公共教育投資對實(shí)現(xiàn)共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)的實(shí)質(zhì)性意義，一方面集中體現(xiàn)在為廣大人民群眾提供均等化、高質(zhì)量的公共教育產(chǎn)品和服務(wù)，并提供人們獲得更美好生活所需的知識(shí)和技能，培養(yǎng)更多高素質(zhì)勞動(dòng)者并提高勞動(dòng)者收入水平，擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模，更大程度上保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的“共享度”等方面；另一方面，公共教育投資為培養(yǎng)拔尖創(chuàng)新人才夯實(shí)根基，促使勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，釋放改革創(chuàng)新的內(nèi)生動(dòng)能，提升整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。從這個(gè)意義上來講，公共教育投資不僅直接關(guān)系到教育持續(xù)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，而且與全面實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)緊密相聯(lián)。從中等收入國家成功轉(zhuǎn)型為高收入國家的歷史先例中，新加坡、韓國等轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體都面臨日益嚴(yán)重的勞動(dòng)力就業(yè)不充分和收入差距擴(kuò)大等問題。隨著這些轉(zhuǎn)型國家的勞動(dòng)力受教育水平不斷提高和拔尖創(chuàng)新人才的涌現(xiàn)，它們也從勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。在公共教育投資的“推力”下，成功轉(zhuǎn)型的國家跨越了傳統(tǒng)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)障礙，并且為大多數(shù)勞動(dòng)者創(chuàng)造了更高水平的經(jīng)濟(jì)收益。值得警惕的是，中國是所有中等收入國家中勞動(dòng)力平均受教育年限最低的經(jīng)濟(jì)體之一（Rozelle et al., 2020）。在注重培養(yǎng)拔尖創(chuàng)新人才的背景下，進(jìn)一步加強(qiáng)以教育為基礎(chǔ)的人力資本投資，對于我國成功跨越“中等收入陷阱”和實(shí)現(xiàn)共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)顯得尤為重要。由此，鞏固和完善教育投入機(jī)制不僅是扎實(shí)推動(dòng)教育高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)支撐，也是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)共享繁榮的動(dòng)力源泉。

盡管我國已經(jīng)從低收入國家成功躋入中等偏上收入國家行列，但是在通往共同富裕道路上，城鄉(xiāng)間、區(qū)域間、群體間發(fā)展不平衡問題日漸凸顯（杜育紅等，2022）。從區(qū)域?qū)用婵?，?cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出的省際差距隨著時(shí)間推移整體漸趨縮小，但區(qū)域間差距仍極其顯著（陳純槿，2018）。對比省域各級教育生均經(jīng)費(fèi)支出情況，2021 年，幼兒園生均一般公共預(yù)算教育經(jīng)費(fèi)最大值為北京的41 022 元，是最小值的10.5 倍，省際變異系數(shù)高達(dá)0.7；普通小學(xué)和普通初中生均經(jīng)費(fèi)的省際差距較小，但最大值與最小值之比仍達(dá)到5.0 和6.1；普通高中和中等職業(yè)學(xué)校的省際差距更大，極差率分別為6.5 和8.2；普通高等學(xué)校生均一般公共預(yù)算教育經(jīng)費(fèi)最高為北京的65 385 元，是廣西的4.6 倍，而前者同期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值是后者的3.7 倍。公共預(yù)算教育經(jīng)費(fèi)占一般公共預(yù)算支出比例最高為廣東的20.8%，比最低的黑龍江高8.9 個(gè)百分點(diǎn)（教育部，國家統(tǒng)計(jì)局，財(cái)政部，2022）。囿于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，區(qū)域間公共教育資源配置差距處于緩慢變化之中。由此，值得關(guān)注的問題是：地方政府的公共教育經(jīng)費(fèi)支出比例不斷提高，能否實(shí)質(zhì)性助力當(dāng)?shù)貙?shí)現(xiàn)共同富裕，以及鄰近區(qū)域有多大程度的空間溢出效應(yīng)？這是攸關(guān)公共財(cái)政教育政策有效性的重要議題，也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中需要正視和回答的現(xiàn)實(shí)問題。

綜觀已有文獻(xiàn)，鮮有學(xué)者循證探查公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響及其空間溢出效應(yīng)。部分文獻(xiàn)著重討論公共教育支出與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。相關(guān)研究表明，地方政府在財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出方面存在空間依賴性，地理位置與人口相鄰近的地方政府在教育財(cái)政政策上存在“同群效應(yīng)”（李盈萱, 方毅, 2021）。公共教育支出更大程度上促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長，而鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)較為微弱（孫麗, 2019）。但從長期效應(yīng)來看，地方公共教育支出比例的提高對當(dāng)?shù)丶班徑鼌^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長都有顯著正向效應(yīng)（張同功等, 2021）。此外，也有少量研究檢驗(yàn)了公共教育支出在縮小居民收入差距方面的作用。研究發(fā)現(xiàn)，公共教育經(jīng)費(fèi)增加并未顯著降低收入不平等，甚至加劇了居民收入的分配差距（李祥云等, 2018; 張小芳等, 2020）。對于影響區(qū)域間共同富裕的關(guān)鍵因素，現(xiàn)有研究傾向于關(guān)注數(shù)字經(jīng)濟(jì)的作用（薛啟航等, 2022; 張金林等, 2022），較少聚焦公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響。綜而觀之，已有文獻(xiàn)側(cè)重關(guān)注公共教育支出與地方經(jīng)濟(jì)增長和收入不平等問題，缺乏深入討論公共教育支出對當(dāng)?shù)鼐用窆餐辉５挠绊?，以及鄰近區(qū)域間接產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)。

鑒于已有研究的不足，本文使用2011—2020 年省級面板數(shù)據(jù)，以公共教育支出與區(qū)域間共同富裕的關(guān)系為主線，構(gòu)建靜態(tài)空間杜賓模型（Spatial Durbin Model, 簡稱SDM），著重討論公共教育支出對地區(qū)內(nèi)部共同富裕的直接影響，并探查鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)，由此分解出直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，進(jìn)而構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，以檢驗(yàn)公共教育支出的空間溢出效應(yīng)是否具有動(dòng)態(tài)性。在循證探微的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步討論鞏固地方財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入保障機(jī)制的必要性，為協(xié)同推進(jìn)教育發(fā)展成果普惠共享以及扎實(shí)推動(dòng)共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)提供根植于中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來源與計(jì)量方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國家統(tǒng)計(jì)局的區(qū)域宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，從中選取了省級面板數(shù)據(jù)，樣本覆蓋了我國除港澳臺(tái)以外的31 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），時(shí)間跨度為2011 年至2020 年。

1.共同富裕評價(jià)指標(biāo)體系

如何準(zhǔn)確地測度區(qū)域間共同富裕是本文實(shí)證分析的重要基礎(chǔ)。共同富裕既是全體人民共同享有美好生活所需的生產(chǎn)生活資料的普遍富裕狀態(tài)，也是實(shí)現(xiàn)精神富裕、文化富裕的多維文明形態(tài)（陳麗君等, 2021）。共同富裕是建立在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)上，以促進(jìn)物質(zhì)生活整體質(zhì)量的顯著提升為根本，同時(shí)還要求全體人民共同享有改革發(fā)展成果，是發(fā)展與共享的有機(jī)統(tǒng)一（劉培林等, 2021; 李實(shí), 朱夢冰，2022）。著眼于共同富裕的豐富內(nèi)涵，本文從人民生活富裕度和發(fā)展成果共享度兩個(gè)維度出發(fā)，構(gòu)建省級層面的共同富裕評價(jià)指標(biāo)體系。

在人民生活富裕度方面，從居民人均可支配收入絕對水平和相對水平兩方面來衡量?；趪医y(tǒng)計(jì)局對居民收入的劃分標(biāo)準(zhǔn)，收入絕對水平以城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入、全員勞動(dòng)生產(chǎn)率來表示。為保證不同年份收入數(shù)據(jù)的可比性，本研究基于歷年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）以2011 年為基期進(jìn)行消脹處理。在收入相對水平方面，主要考察收入相對于生產(chǎn)和消費(fèi)水平，以居民人均可支配收入占人均GDP 比重、居民家庭恩格爾系數(shù)來表示。其中，恩格爾系數(shù)反映收入增加相對于生活消費(fèi)的影響程度，是衡量居民生活富裕度常用的結(jié)構(gòu)性指標(biāo)。

在發(fā)展成果共享度方面，從居民可支配收入平等化程度和基本公共服務(wù)均等化程度兩方面來衡量。一是居民可支配收入平等化程度，側(cè)重反映城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入差距，以城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比、城鄉(xiāng)居民人均可支配收入泰爾指數(shù)表示。其中，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比是反映城鄉(xiāng)居民共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的反向評價(jià)指標(biāo)；泰爾指數(shù)基于城鄉(xiāng)居民收入份額與人口份額之比的自然對數(shù)，使用城鄉(xiāng)居民收入份額作為權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均得到（王少平, 歐陽志剛, 2008）。二是居民享有的基本公共服務(wù)均等化程度，涵蓋了公共教育、醫(yī)療衛(wèi)生、勞動(dòng)就業(yè)、社會(huì)保險(xiǎn)等民生領(lǐng)域（李實(shí), 楊一心, 2022）。其中，公共教育以每十萬人口高等學(xué)校平均在校生數(shù)、人均擁有公共圖書館藏量來表示；醫(yī)療衛(wèi)生以每萬人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)、每萬人醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)來表示；勞動(dòng)就業(yè)和社會(huì)保險(xiǎn)以城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)人均支出來表示。以上評價(jià)指標(biāo)使用變異系數(shù)進(jìn)行反向測度，變異系數(shù)越小，表示離散程度越低，均等化程度就越高（管衛(wèi)華等, 2006）。為便于降維分析，本研究利用主成分因子分析方法將上述評價(jià)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化并提取公因子，因子旋轉(zhuǎn)后計(jì)算得到基本公共服務(wù)均等化指數(shù)。

2.共同富裕指數(shù)測度方法

鑒于共同富裕各項(xiàng)評價(jià)指標(biāo)的計(jì)量單位及作用方向不盡一致，參照已有研究的經(jīng)驗(yàn)（朱喜安, 魏國棟, 2015），本文采用熵值法來測度共同富裕兩個(gè)子系統(tǒng)即人民生活富裕度、發(fā)展成果共享度指數(shù)以及總體的共同富裕綜合指數(shù)。具體而言，首先篩選和識(shí)別共同富裕評價(jià)指標(biāo)體系中的正向指標(biāo)和負(fù)向指標(biāo)，分別存入全局暫元，并對不同量綱的初始指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化；其次，基于標(biāo)準(zhǔn)化后的評價(jià)指標(biāo)計(jì)算信息熵和冗余度，確定指標(biāo)權(quán)重來確保賦權(quán)的客觀性，以避免主觀賦權(quán)造成潛在的估計(jì)偏差；最后，運(yùn)用多目標(biāo)線性加權(quán)函數(shù)法對所有指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)處理，逐次計(jì)算得到人民生活富裕度指數(shù)、發(fā)展成果共享度指數(shù)和共同富裕綜合指數(shù)。表1 所示為共同富裕評價(jià)指標(biāo)體系及測量結(jié)果。

表1 共同富裕評價(jià)指標(biāo)及測量結(jié)果

從表1 的估計(jì)結(jié)果可以看出，我國省際共同富裕綜合指數(shù)平均值為0.308，其中人民生活富裕度的貢獻(xiàn)份額較高，占總體的68.24%，另有31.76%的貢獻(xiàn)份額來自發(fā)展成果共享度。在人民生活富裕度方面，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入指標(biāo)平均得分較高，但省域間有著明顯差異，表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的基尼系數(shù)為0.426，農(nóng)村居民為0.381，分別占總變異的16.97%和16.30%，說明城鄉(xiāng)居民人均可支配收入水平是解釋人民生活富裕度的關(guān)鍵性指標(biāo)，也是反映共同富裕指數(shù)變異的重要來源。從發(fā)展成果共享度來看，各項(xiàng)指標(biāo)得分較為均勻，基尼系數(shù)偏高的是基本公共服務(wù)均等化指數(shù)，說明發(fā)展成果共享度的總變異更多來自于基本公共服務(wù)均等化程度的差異。信度檢驗(yàn)表明，共同富裕兩個(gè)分量表和總量表的克隆巴赫a系數(shù)均高于0.70，足見上文構(gòu)建的共同富裕評價(jià)指標(biāo)具有較高的內(nèi)部一致性。

（二）計(jì)量方法

為了細(xì)致考察公共教育支出對地區(qū)共同富裕的影響以及鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)，本研究基于地理位置相鄰近的空間權(quán)重矩陣，逐步構(gòu)建靜態(tài)和動(dòng)態(tài)相結(jié)合的空間杜賓模型（SDM）?？臻g杜賓模型是空間自回歸模型（Spatial Autoregressive Model, 簡稱SAR）和空間誤差模型（Spatial Error Model, 簡稱SEM）的有機(jī)組合。參照已有研究的經(jīng)驗(yàn)（殷德生等，2014; Belotti et al., 2017），構(gòu)造如下的靜態(tài)空間杜賓模型：

其中，y為共同富裕指數(shù)，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，W 為空間權(quán)重矩陣，包含地理位置是否相鄰的鄰近權(quán)重矩陣，基于經(jīng)緯度測繪的地理距離權(quán)重矩陣，以及基于人均地區(qū)生產(chǎn)總值構(gòu)造的經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣。為了便于分析，本研究采用地理位置是否相鄰的空間權(quán)重矩陣。β表示解釋變量對區(qū)域共同富裕的影響系數(shù)，X 為所有解釋變量的暫元，包括以公共教育支出比重為主要解釋變量并納入控制變量。θ為空間解釋變量的估計(jì)參數(shù)，表示鄰近地區(qū)解釋變量對地區(qū)共同富裕的影響。μ 和ν分別表示個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)估計(jì)的參數(shù)向量，i表示省份，t表示年份，ε表示殘差項(xiàng)。

上述模型旨在探查公共教育支出對區(qū)域共同富裕的影響，但尚未考慮公共教育支出的影響具有時(shí)滯性以及隨著時(shí)間推移而顯現(xiàn)出動(dòng)態(tài)的波動(dòng)特征。鑒于此，本研究對上述模型進(jìn)一步擴(kuò)展，構(gòu)造如下的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型：

其中，yt-1表示加入因變量的空間滯后一期，τ為相應(yīng)的參數(shù)；Wyt-1表示因變量空間滯后一期的權(quán)重矩陣， ψ為相應(yīng)的參數(shù)。當(dāng)τ≠0 且 ψ=0 時(shí)，為動(dòng)態(tài)時(shí)間滯后模型；當(dāng)τ=0 且 ψ≠0 時(shí)，為動(dòng)態(tài)空間滯后模型；而當(dāng)τ≠0 且 ψ≠0 時(shí)，為動(dòng)態(tài)時(shí)空滯后模型。

本文的關(guān)鍵解釋變量為公共教育支出比重，以地方一般公共預(yù)算教育經(jīng)費(fèi)占一般公共預(yù)算支出比例來表示，該指標(biāo)常用于反映地方政府對教育投入的重視程度。在借鑒已有研究的經(jīng)驗(yàn)（薛啟航等,2022; 張金林等, 2022）后，我們加入的控制變量包括：教育基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、研發(fā)（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度以及數(shù)字普惠金融指數(shù)。其中，教育基尼系數(shù)依據(jù)各教育層級的人口數(shù)和受教育年限進(jìn)行加權(quán)求和，得到各省份人均人力資本存量，并計(jì)算各級教育累加的教育資源存量，最后基于各教育層級的人口比例與受教育年限比率計(jì)算得到（張菀洺, 2013）。城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎?，反映了常住人口的城?zhèn)化水平。工業(yè)化率以工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示?？萍冀?jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度用R&D 經(jīng)費(fèi)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來表示，以反映全社會(huì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)作用（馬茹等, 2019）。數(shù)字普惠金融指數(shù)依托北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心發(fā)布的《數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2020）》，以衡量數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代區(qū)域金融發(fā)展水平。表2 所示為主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、計(jì)量結(jié)果與分析

（一）公共教育支出與區(qū)域間共同富裕的空間集聚

為了直觀刻畫公共教育支出與區(qū)域間共同富裕的空間相關(guān)性，本研究首先基于各省份公共教育支出比重、人民生活富裕度、發(fā)展成果共享度和共同富裕綜合指數(shù)，逐一進(jìn)行全局莫蘭指數(shù)（Global Moran's I）測度，并對各自的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3 所示。

表3 公共教育支出與區(qū)域間共同富裕的空間相關(guān)性

從表3 的估計(jì)結(jié)果可以看出，公共教育支出比重的全局莫蘭指數(shù)除2015 年以外均通過5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明公共教育投入強(qiáng)度在省域間存在顯著的空間正相關(guān)性。無論是人民生活富裕度、發(fā)展成果共享度還是共同富裕綜合指數(shù)，莫蘭指數(shù)均在1%水平下顯著為正。而且，發(fā)展成果共享度的空間相關(guān)性在所有的年份中均高于人民生活富裕度。從總體變動(dòng)趨勢看，公共教育支出的空間相關(guān)性整體呈先下降后上升的“U”形波動(dòng)趨勢，共同富裕綜合指數(shù)的空間集聚總體上趨于平穩(wěn)態(tài)勢。

為了便于直觀比較，圖1 報(bào)告了2011 年和2020 年省際共同富裕局部莫蘭散點(diǎn)圖。從中可以發(fā)現(xiàn)，省際共同富裕的莫蘭I 指數(shù)從2011 年的0.479 提高到2020 年的0.498，說明省際共同富裕的空間相關(guān)性呈現(xiàn)上升趨勢。而且省域間仍然存在明顯差距，省際變異系數(shù)在9.84 至13.28 之間浮動(dòng)。盡管各省份富裕度和共享度均不斷提升，但是從沿海到內(nèi)陸地區(qū)有著明顯的空間梯度性，而且不同梯隊(duì)內(nèi)部也存在發(fā)展不均衡不充分的問題。鑒于省際公共教育支出與共同富裕水平均顯現(xiàn)出明顯的空間集聚，因此在討論公共教育支出對地區(qū)共同富裕的影響時(shí)，有必要建立空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)和分析。

圖1 2011 年和2020 年省際共同富裕莫蘭散點(diǎn)圖

（二）靜態(tài)空間杜賓模型估計(jì)

為了檢驗(yàn)公共教育支出對地區(qū)共同富裕的影響以及鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)，本研究以地理距離鄰近性為劃分標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，以人民生活富裕度、發(fā)展成果共享度和共同富裕綜合指數(shù)為被解釋變量，逐步建立包含固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的靜態(tài)空間杜賓模型，并基于空間豪斯曼卡方檢驗(yàn)（Hausmanx2）對模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行比較。表4 所示為靜態(tài)空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果。

表4 公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響：靜態(tài)空間杜賓模型估計(jì)

由表4 的豪斯曼卡方檢驗(yàn)可知，人民生活富裕度和共同富裕綜合指數(shù)的空間豪斯曼卡方值均顯著為正，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)，故而選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)；發(fā)展成果共享度并未通過空間豪斯曼卡方檢驗(yàn)，故而傾向選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

固定效應(yīng)模型估計(jì)表明，公共教育支出比重對人民生活富裕度和共同富裕綜合指數(shù)的影響均為正值，且至少在5%水平下顯著。上述結(jié)果表明地方政府提高公共教育支出比重，對促進(jìn)當(dāng)?shù)厝嗣裆罡辉６群驼w趨向共同富裕有顯著的正向推動(dòng)作用。而在發(fā)展成果共享度方面，公共教育支出比重的影響系數(shù)雖為正值但并不顯著，說明僅僅依靠提高地方公共教育支出比重，難以起到顯著提高地方發(fā)展成果共享度的促進(jìn)作用。

從空間自相關(guān)性看，人民生活富裕度、發(fā)展成果共享度和共同富裕綜合指數(shù)的空間自相關(guān)系數(shù)（ρ）分別為0.695、0.527 和0.624，且均通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明鄰近區(qū)域與當(dāng)?shù)厝嗣裆罡辉６群桶l(fā)展成果共享度有著明顯的空間相關(guān)性。當(dāng)某一省份提高公共教育支出比例后，也會(huì)使相鄰近的省份受益，使得擁有較少公共教育資源的省份可以從相鄰近省份獲得富余教育資源的空間外溢。從這個(gè)意義上講，在不斷提高人民生活富裕度和發(fā)展成果共享度的過程中，地方政府與鄰近區(qū)域之間顯現(xiàn)出以空間集聚為表征的“共富效應(yīng)”。

（三）動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)

由于共同富裕是持續(xù)累積的動(dòng)態(tài)變化過程，前一期地區(qū)的富裕度和共享度將會(huì)對當(dāng)期的富裕度和共享度產(chǎn)生連續(xù)性的動(dòng)態(tài)影響。為檢驗(yàn)地區(qū)共同富裕的動(dòng)態(tài)效應(yīng)是否真實(shí)存在，在靜態(tài)空間杜賓模型的基礎(chǔ)上，本研究逐次加入因變量的時(shí)間滯后一期、空間滯后一期以及時(shí)間空間同時(shí)滯后一期，分別建立時(shí)間滯后、空間滯后與時(shí)空滯后的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型。表5 所示為動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果。

表5 公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響：動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)

基于貝葉斯信息量（Bayesian Information Criterion, BIC）與赤池信息量（Akaike Information Criterion,AIC）準(zhǔn)則對動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行比較，由表5 的AIC 和BIC 統(tǒng)計(jì)量可以看出，在以人民生活富裕度、共同富裕綜合指數(shù)為因變量的模型中，時(shí)間滯后模型的AIC 和BIC 數(shù)值較小，故而兩者的最優(yōu)模型均為時(shí)間滯后模型；而以發(fā)展成果共享度為因變量的模型中，最優(yōu)模型為時(shí)空滯后模型。

從模型估計(jì)結(jié)果可以看出，以人民生活富裕度、發(fā)展成果共享度和共同富裕綜合指數(shù)為因變量的時(shí)間滯后一期均為正值，且都在1%的水平下顯著，說明前一期的地區(qū)共同富裕將對后一期的區(qū)域共同富裕形成正向的推動(dòng)作用，即區(qū)域間共同富裕具有明顯的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。與靜態(tài)空間杜賓模型一致，公共教育支出比例對當(dāng)?shù)厝嗣裆罡辉６群凸餐辉＞C合指數(shù)的影響均顯著為正，說明提高地方公共教育支出比重，能夠顯著促進(jìn)當(dāng)?shù)厝嗣裆罡辉６群吞岣吖餐辉＞C合指數(shù)，但對于地區(qū)發(fā)展成果共享度的影響甚為微弱。

從公共教育支出空間滯后項(xiàng)（Wx）來看，前一期的公共教育支出比重提高，對后一期的人民生活富裕度的影響顯著為正，但對地區(qū)發(fā)展成果共享度的影響微弱，甚至出現(xiàn)一定的負(fù)向效應(yīng)?？赡艿慕忉屧谟冢胤焦步逃С霰壤岣?，對于除公共教育以外的其他基本公共服務(wù)支出會(huì)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，以致對區(qū)域發(fā)展成果共享度有反向的抑制作用。不過從長遠(yuǎn)來看，公共教育支出對區(qū)域共同富?？傮w上具有正向的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

為了更細(xì)致地呈現(xiàn)公共教育支出對區(qū)域共同富裕的影響在不同時(shí)期的結(jié)構(gòu)性變化，本研究將總體效應(yīng)分解為短期效應(yīng)和長期效應(yīng)，并細(xì)化為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩部分。短期效應(yīng)估計(jì)結(jié)果見表6。

表6 公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響：短期效應(yīng)

從表6 所示的短期效應(yīng)來看，公共教育支出比例的提高對本地區(qū)居民生活富裕度及區(qū)域整體的共同富裕有直接的正向效應(yīng)，且都在1%水平下極為顯著，但對本地區(qū)發(fā)展成果共享度的影響甚微。從空間溢出效應(yīng)看，鄰近區(qū)域的公共教育支出比例的提高對本地居民的富裕度及整體的共同富裕均顯現(xiàn)出微弱的正向影響，且由此產(chǎn)生的外溢效應(yīng)并不顯著。公共教育支出比例每增加1%，將會(huì)促使本地居民共同富裕指數(shù)提高0.203 個(gè)單位；而鄰近區(qū)域公共教育支出比例每提高1%，僅為本地區(qū)共同富裕指數(shù)帶來0.049 個(gè)單位的外溢效應(yīng)。上述結(jié)果表明地方公共教育支出比例的提高能夠更有效地促進(jìn)本地區(qū)居民的富裕度，而鄰近區(qū)域的公共教育支出比例增加所帶來的空間溢出效應(yīng)較為微弱，因此公共教育支出比例的提高對本地居民共同富裕的直接影響要明顯高于鄰近區(qū)域間接產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)。

從表7 所示的長期效應(yīng)來看，公共教育支出對當(dāng)?shù)毓餐辉５闹苯有?yīng)仍顯著為正，且長期的直接效應(yīng)（0.202）與短期的直接效應(yīng)（0.203）基本持平，但長期的間接效應(yīng)（0.006）要弱于短期的間接效應(yīng)（0.049）。長期效應(yīng)的估計(jì)表明，地方公共教育支出比例每增加1%，將會(huì)促使本地居民共同富裕指數(shù)提高0.202 個(gè)單位；而鄰近區(qū)域公共教育支出比例每提高1%，為本地區(qū)共同富裕指數(shù)帶來0.006 個(gè)單位的外溢效應(yīng)。上述結(jié)果表明，無論是從短期效應(yīng)還是長期效應(yīng)來看，公共教育支出比例的提高對本地區(qū)共同富裕均有顯著的正向推動(dòng)作用，且表現(xiàn)出長期邊際效應(yīng)要弱于短期效應(yīng)的時(shí)變波動(dòng)特征。

表7 公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響：長期效應(yīng)

從控制變量看，教育基尼系數(shù)對地區(qū)居民生活富裕度和整體共同富裕的影響均為負(fù)值，說明教育不平等的擴(kuò)大對當(dāng)?shù)毓餐辉Ｓ酗@著的負(fù)向效應(yīng)。與教育基尼系數(shù)的影響方向一致，城鎮(zhèn)化率對區(qū)域富裕度和整體共同富裕的影響均顯著為負(fù)。根據(jù)已有的經(jīng)驗(yàn)研究（陳純槿, 郅庭瑾, 2021），可能的原因在于城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)有利于提高進(jìn)城務(wù)工人員的收入水平，但他們大多集聚在技術(shù)含量較低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，與技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的高技能勞動(dòng)者之間存在較大的收入差距，導(dǎo)致城鎮(zhèn)內(nèi)部收入不平等加劇，進(jìn)而對區(qū)域間共同富裕帶來負(fù)向沖擊。從區(qū)域工業(yè)化水平來看，工業(yè)化率對地區(qū)發(fā)展成果共享度有顯著的正向效應(yīng)，但對人民生活富裕度有負(fù)向影響?？赡艿慕忉屧谟?，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)過度倚重工業(yè)，對第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的投資造成“擠出效應(yīng)”，不利于非工業(yè)人員充分就業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的平衡，以致對居民生活富裕度有負(fù)向影響。數(shù)字普惠金融指數(shù)對區(qū)域共同富裕有顯著的正向效應(yīng)，但間接效應(yīng)微弱，說明數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展對當(dāng)?shù)毓餐辉Ｓ懈鼮橹苯拥耐苿?dòng)作用。此外，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度加大對當(dāng)?shù)鼐用裆罡辉６扔姓蛴绊懀珜τ卩徑鼌^(qū)域的間接影響甚微?？赡艿慕忉屧谟诘胤娇蒲薪?jīng)費(fèi)支出比例越高，對技術(shù)創(chuàng)新型人才的吸引力越大，使得R&D 經(jīng)費(fèi)投入越多的地區(qū)逐漸形成技術(shù)創(chuàng)新型人才集聚的“虹吸效應(yīng)”，進(jìn)而對鄰近區(qū)域的影響漸弱甚至產(chǎn)生反向抑制作用。

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

鑒于我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡不充分問題凸顯，不同地區(qū)特別是東部地區(qū)與中西部地區(qū)之間存在較大差距。因此有必要將總樣本做進(jìn)一步細(xì)分，以細(xì)致考察在不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的條件下，公共教育支出對當(dāng)?shù)毓餐辉５挠绊懠班徑鼌^(qū)域的空間溢出效應(yīng)是否存在異質(zhì)性。為此，本研究將總樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)三個(gè)子樣本并進(jìn)行比較，結(jié)果如表8 所示。

表8 分地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)

從表8 估計(jì)結(jié)果可知，公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響存在明顯的異質(zhì)性。從東部地區(qū)看，公共教育支出顯著推動(dòng)了當(dāng)?shù)鼐用窆餐辉?，而且鄰近區(qū)域?qū)Ρ镜鼐用窆餐辉Ｒ灿姓虻目臻g溢出效應(yīng)?？赡艿慕忉屧谟冢胤焦步逃С霰壤奶岣吣軌?yàn)闁|部地區(qū)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供更多高素質(zhì)的技術(shù)創(chuàng)新型人才，進(jìn)而對東部地區(qū)居民收入的增加和經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的普惠共享發(fā)揮強(qiáng)有力的推動(dòng)作用。從中部地區(qū)看，公共教育支出對當(dāng)?shù)鼐用窆餐辉Ｓ姓虻闹苯佑绊??？赡艿牡慕忉屖牵S著東部地區(qū)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)逐漸向地理位置鄰近的中部地區(qū)的轉(zhuǎn)移，中部地區(qū)的公共教育投入對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的影響漸趨增強(qiáng)。對于西部地區(qū)而言，公共教育支出比例的提高對當(dāng)?shù)毓餐辉７炊胸?fù)向的直接影響，而鄰近區(qū)域?qū)Ρ镜鼐用窆餐辉Ｓ姓虻目臻g溢出效應(yīng)，說明鄰近區(qū)域公共教育支出比例提高，使得西部地區(qū)獲得了外溢收益，但對當(dāng)?shù)氐闹苯佑绊憛s為負(fù)?？赡艿慕忉屧谟?，西部地區(qū)人口規(guī)模較小，而且年輕勞動(dòng)力傾向于流向鄰近經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的城市群，以致削弱了地方教育投資應(yīng)有的正向推動(dòng)作用。

四、結(jié)論與建議

在促進(jìn)全體人民穩(wěn)步邁向共同富裕的遠(yuǎn)景目標(biāo)下，地方政府教育支出比例的提高能否助力當(dāng)?shù)鼐用駥?shí)現(xiàn)共同富裕，抑或依賴鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)間接帶動(dòng)共同富裕，這是攸關(guān)教育財(cái)政政策有效性的關(guān)鍵議題?；谏鲜鰡栴}，本研究使用2011—2020 年省級面板數(shù)據(jù)，從人民生活富裕度和發(fā)展成果共享度兩個(gè)維度出發(fā)，建立省級層面的共同富裕評價(jià)指標(biāo)體系，并運(yùn)用熵值法測度共同富裕綜合指數(shù)，進(jìn)而構(gòu)建靜態(tài)和動(dòng)態(tài)相結(jié)合的空間杜賓模型，以探查公共教育支出對地區(qū)共同富裕的影響以及鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)，最后分地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，得到如下幾方面的主要結(jié)論。

第一，公共教育支出與區(qū)域間共同富裕呈現(xiàn)出明顯的空間集聚，且公共教育支出的空間相關(guān)性隨著時(shí)間推移呈現(xiàn)先下降后上升的“U”形波動(dòng)，區(qū)域間共同富裕的空間集聚整體趨于平穩(wěn)。全局莫蘭指數(shù)表明，地方公共教育支出與共同富裕指數(shù)在省域間存在顯著的空間正相關(guān)性。盡管地區(qū)居民生活富裕度和發(fā)展成果共享度持續(xù)提高，但是地區(qū)間富裕度和共享度的空間集聚效應(yīng)漸趨增強(qiáng)，從沿海到內(nèi)陸地區(qū)的空間梯度性凸顯，且不同梯隊(duì)內(nèi)部的富裕度和共享度有著明顯差異。

第二，公共教育支出比例的提高對當(dāng)?shù)鼐用駥?shí)現(xiàn)共同富裕有顯著的正向推動(dòng)作用，而鄰近區(qū)域間接產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)微弱，且短期溢出效應(yīng)要強(qiáng)于長期效應(yīng)?？臻g杜賓模型估計(jì)表明，與區(qū)域發(fā)展共享度相比，公共教育支出比例的提高對本地區(qū)居民生活富裕度的正向推動(dòng)作用更大，但鄰近區(qū)域間接產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)甚微。比較而言，公共教育支出長期的直接效應(yīng)與短期的直接效應(yīng)近乎一致，但短期的空間溢出效應(yīng)要大于長期的空間溢出效應(yīng)，足見公共教育支出的空間溢出效應(yīng)隨著地理半徑增大和時(shí)間不斷推移而漸趨衰減。這意味著地方政府依賴鄰近區(qū)域的空間溢出是有限的，也是不可持續(xù)的。

第三，公共教育支出對區(qū)域間共同富裕的影響因地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而異。分地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，公共教育支出對東部地區(qū)實(shí)現(xiàn)共同富裕的直接效應(yīng)最大，中部地區(qū)次之，對西部地區(qū)的直接效應(yīng)較小。從間接效應(yīng)看，公共教育支出的空間溢出效應(yīng)因地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而有著明顯差異：公共教育支出對東部地區(qū)實(shí)現(xiàn)共同富裕的空間溢出效應(yīng)最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)較為微弱。

上述發(fā)現(xiàn)對于理順和厘清地方公共教育支出與區(qū)域間共同富裕之間的空間相關(guān)關(guān)系具有鮮明的現(xiàn)實(shí)意義，由此引申出如下的政策含義：

首先，夯實(shí)和完善地方財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入保障機(jī)制，注重縮小區(qū)域間教育資源配置差距。研究發(fā)現(xiàn)，公共教育支出比例的提高有利于直接推動(dòng)當(dāng)?shù)鼐用駥?shí)現(xiàn)共同富裕，且更有利于促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐用竦纳罡辉６?。上述結(jié)果有力地證明了提高地方公共教育支出比重的重要性，同時(shí)也印證了鞏固和強(qiáng)化地方財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入保障機(jī)制的必要性。在重視加大地方教育投入力度的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)注重縮小區(qū)域間教育資源配置差距，為持續(xù)推動(dòng)教育高質(zhì)量均衡發(fā)展夯實(shí)根基。

其次，打破區(qū)域間優(yōu)質(zhì)資源流動(dòng)壁壘，建立公共教育資源共建共享機(jī)制。研究表明，鄰近區(qū)域公共教育支出間接產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)甚為微弱。從優(yōu)化資源配置角度看，在動(dòng)態(tài)調(diào)整各級各類教育財(cái)政支出比例時(shí)，應(yīng)著力促進(jìn)地區(qū)間優(yōu)質(zhì)教育資源的流動(dòng)，以教育數(shù)字化轉(zhuǎn)型為動(dòng)力引擎，建立區(qū)域間公共教育資源智能聯(lián)動(dòng)系統(tǒng)。這要求打破區(qū)域間優(yōu)質(zhì)資源流動(dòng)壁壘，進(jìn)一步加強(qiáng)高水平教育高地對周邊地區(qū)的輻射作用，注重區(qū)域間優(yōu)質(zhì)資源共建共享，統(tǒng)籌推進(jìn)教育、科技、人才區(qū)域聯(lián)動(dòng)發(fā)展，激發(fā)協(xié)同創(chuàng)新活力，形成優(yōu)質(zhì)資源共建、智能共聯(lián)、全域共富的發(fā)展新格局。

最后，促進(jìn)公共教育資源區(qū)域內(nèi)部均衡化，協(xié)同推進(jìn)鄰近區(qū)域教育發(fā)展一體化。研究發(fā)現(xiàn)，公共教育支出對區(qū)域共同富裕的影響因地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而異，這要求政策上重視縮小地區(qū)間公共教育資源配置差距。東部地區(qū)作為我國改革開放的前沿陣地，總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，加大教育投資對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有直接的推動(dòng)作用，而且更有利于吸納周邊地區(qū)富余勞動(dòng)力，以構(gòu)筑區(qū)域性的人才“蓄水池”。中部地區(qū)加大公共教育投資也有直接的正向效應(yīng)，但要弱于東部地區(qū)。中部地區(qū)有著連貫東西的地理優(yōu)勢，錨定當(dāng)?shù)貎?yōu)勢產(chǎn)業(yè)，加強(qiáng)中部地區(qū)教育投資結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)布局深度融合，通過促進(jìn)教育與產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，形成教育與技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)互聯(lián)互通。西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后，分散性教育資源布點(diǎn)難以充分發(fā)揮集聚效應(yīng)，因此西部地區(qū)教育投資應(yīng)注重吸引人才流入，打造人才集聚“強(qiáng)磁場”。概而言之，解決區(qū)域間公共教育資源分配不均的問題，既要擴(kuò)大優(yōu)質(zhì)教育資源供給，注重地方特色教育與產(chǎn)業(yè)布局的空間梯度性，更要注重推動(dòng)本地區(qū)與鄰近區(qū)域優(yōu)質(zhì)教育資源配置一體化，協(xié)同推進(jìn)教育高質(zhì)量發(fā)展與發(fā)展成果普惠共享，為扎實(shí)推動(dòng)共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)夯基壘臺(tái)。

（陳純槿工作郵箱：cjchen@dem.ecnu.edu.cn）