共同富裕视域下公共教育支出的空间溢出效应 ＊

陈纯槿

（1.华东师范大学教育学部，上海 200062；2.华东师范大学教育经济实验室，上海 200062）

一、问题的提出

共同富裕是人民群众长久以来的共同期盼，是满足人民日益增长的美好生活需要的本质要求（习近平，2021）。改革开放40 多年来，我国强劲的经济增长实现了“一部分人、一部分地区先富裕起来”的阶段性目标，特别是在消除绝对贫困、提高居民收入方面取得了举世瞩目的成就，为全体人民走向共同富裕奠定了坚实基础。但与此同时，财富和收入不平等的扩大已经成为迈向共同富裕道路上不可回避的现实挑战。过去20 年间，我国居民人均可支配收入的基尼系数一直处在0.462 至0.491 之间，持续高于0.40 的警戒线（国家统计局住户调查司，2021，第371 页）。从长远来看，解决收入不平等问题和实现共同富裕远景目标的根本基础在于教育，因为教育与就业、收入、经济发展和社会资源分配息息相关，与人民幸福、国家富强和民族振兴休戚相关（袁振国, 2019；刘世清，袁振国，2021）。

在促进全体人民稳步朝着共同富裕目标扎实迈进的道路上，夯实奠基性和战略性的公共教育投资极具现实意义。公共教育投资对实现共同富裕远景目标的实质性意义，一方面集中体现在为广大人民群众提供均等化、高质量的公共教育产品和服务，并提供人们获得更美好生活所需的知识和技能，培养更多高素质劳动者并提高劳动者收入水平，扩大中等收入群体规模，更大程度上保障经济发展成果的“共享度”等方面；另一方面，公共教育投资为培养拔尖创新人才夯实根基，促使劳动密集型产业向技术密集型产业转型，释放改革创新的内生动能，提升整体经济发展质量。从这个意义上来讲，公共教育投资不仅直接关系到教育持续发展的物质基础，而且与全面实现共同富裕目标紧密相联。从中等收入国家成功转型为高收入国家的历史先例中，新加坡、韩国等转型经济体都面临日益严重的劳动力就业不充分和收入差距扩大等问题。随着这些转型国家的劳动力受教育水平不断提高和拔尖创新人才的涌现，它们也从劳动密集型产业向技术密集型产业转移。在公共教育投资的“推力”下，成功转型的国家跨越了传统劳动密集型产业障碍，并且为大多数劳动者创造了更高水平的经济收益。值得警惕的是，中国是所有中等收入国家中劳动力平均受教育年限最低的经济体之一（Rozelle et al., 2020）。在注重培养拔尖创新人才的背景下，进一步加强以教育为基础的人力资本投资，对于我国成功跨越“中等收入陷阱”和实现共同富裕远景目标显得尤为重要。由此，巩固和完善教育投入机制不仅是扎实推动教育高质量发展的基础支撑，也是促进我国经济社会共享繁荣的动力源泉。

尽管我国已经从低收入国家成功跻入中等偏上收入国家行列，但是在通往共同富裕道路上，城乡间、区域间、群体间发展不平衡问题日渐凸显（杜育红等，2022）。从区域层面看，财政性教育经费支出的省际差距随着时间推移整体渐趋缩小，但区域间差距仍极其显著（陈纯槿，2018）。对比省域各级教育生均经费支出情况，2021 年，幼儿园生均一般公共预算教育经费最大值为北京的41 022 元，是最小值的10.5 倍，省际变异系数高达0.7；普通小学和普通初中生均经费的省际差距较小，但最大值与最小值之比仍达到5.0 和6.1；普通高中和中等职业学校的省际差距更大，极差率分别为6.5 和8.2；普通高等学校生均一般公共预算教育经费最高为北京的65 385 元，是广西的4.6 倍，而前者同期的人均地区生产总值是后者的3.7 倍。公共预算教育经费占一般公共预算支出比例最高为广东的20.8%，比最低的黑龙江高8.9 个百分点（教育部，国家统计局，财政部，2022）。囿于地区经济发展不平衡，区域间公共教育资源配置差距处于缓慢变化之中。由此，值得关注的问题是：地方政府的公共教育经费支出比例不断提高，能否实质性助力当地实现共同富裕，以及邻近区域有多大程度的空间溢出效应？这是攸关公共财政教育政策有效性的重要议题，也是经济发展中需要正视和回答的现实问题。

综观已有文献，鲜有学者循证探查公共教育支出对区域间共同富裕的影响及其空间溢出效应。部分文献着重讨论公共教育支出与地方经济发展之间的关系。相关研究表明，地方政府在财政性教育经费支出方面存在空间依赖性，地理位置与人口相邻近的地方政府在教育财政政策上存在“同群效应”（李盈萱, 方毅, 2021）。公共教育支出更大程度上促进了当地经济增长，而邻近区域的空间溢出效应较为微弱（孙丽, 2019）。但从长期效应来看，地方公共教育支出比例的提高对当地及邻近区域经济增长都有显著正向效应（张同功等, 2021）。此外，也有少量研究检验了公共教育支出在缩小居民收入差距方面的作用。研究发现，公共教育经费增加并未显著降低收入不平等，甚至加剧了居民收入的分配差距（李祥云等, 2018; 张小芳等, 2020）。对于影响区域间共同富裕的关键因素，现有研究倾向于关注数字经济的作用（薛启航等, 2022; 张金林等, 2022），较少聚焦公共教育支出对区域间共同富裕的影响。综而观之，已有文献侧重关注公共教育支出与地方经济增长和收入不平等问题，缺乏深入讨论公共教育支出对当地居民共同富裕的影响，以及邻近区域间接产生的空间溢出效应。

鉴于已有研究的不足，本文使用2011—2020 年省级面板数据，以公共教育支出与区域间共同富裕的关系为主线，构建静态空间杜宾模型（Spatial Durbin Model, 简称SDM），着重讨论公共教育支出对地区内部共同富裕的直接影响，并探查邻近区域的空间溢出效应，由此分解出直接效应和间接效应，进而构建动态空间杜宾模型，以检验公共教育支出的空间溢出效应是否具有动态性。在循证探微的基础上，进一步讨论巩固地方财政性教育经费投入保障机制的必要性，为协同推进教育发展成果普惠共享以及扎实推动共同富裕远景目标提供根植于中国的经验证据。

二、数据来源与计量方法

（一）数据来源

本文所使用的数据来自历年的《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国教育统计年鉴》《中国教育经费统计年鉴》以及国家统计局的区域宏观经济数据库，从中选取了省级面板数据，样本覆盖了我国除港澳台以外的31 个省（自治区、直辖市），时间跨度为2011 年至2020 年。

1.共同富裕评价指标体系

如何准确地测度区域间共同富裕是本文实证分析的重要基础。共同富裕既是全体人民共同享有美好生活所需的生产生活资料的普遍富裕状态，也是实现精神富裕、文化富裕的多维文明形态（陈丽君等, 2021）。共同富裕是建立在经济高质量发展的基础上，以促进物质生活整体质量的显著提升为根本，同时还要求全体人民共同享有改革发展成果，是发展与共享的有机统一（刘培林等, 2021; 李实, 朱梦冰，2022）。着眼于共同富裕的丰富内涵，本文从人民生活富裕度和发展成果共享度两个维度出发，构建省级层面的共同富裕评价指标体系。

在人民生活富裕度方面，从居民人均可支配收入绝对水平和相对水平两方面来衡量。基于国家统计局对居民收入的划分标准，收入绝对水平以城镇和农村居民人均可支配收入、全员劳动生产率来表示。为保证不同年份收入数据的可比性，本研究基于历年的居民消费价格指数（CPI）以2011 年为基期进行消胀处理。在收入相对水平方面，主要考察收入相对于生产和消费水平，以居民人均可支配收入占人均GDP 比重、居民家庭恩格尔系数来表示。其中，恩格尔系数反映收入增加相对于生活消费的影响程度，是衡量居民生活富裕度常用的结构性指标。

在发展成果共享度方面，从居民可支配收入平等化程度和基本公共服务均等化程度两方面来衡量。一是居民可支配收入平等化程度，侧重反映城镇居民和农村居民的收入差距，以城乡居民人均可支配收入之比、城乡居民人均可支配收入泰尔指数表示。其中，城乡居民人均可支配收入之比是反映城乡居民共享经济发展成果的反向评价指标；泰尔指数基于城乡居民收入份额与人口份额之比的自然对数，使用城乡居民收入份额作为权数进行加权平均得到（王少平, 欧阳志刚, 2008）。二是居民享有的基本公共服务均等化程度，涵盖了公共教育、医疗卫生、劳动就业、社会保险等民生领域（李实, 杨一心, 2022）。其中，公共教育以每十万人口高等学校平均在校生数、人均拥有公共图书馆藏量来表示；医疗卫生以每万人拥有卫生技术人员数、每万人医疗机构床位数来表示；劳动就业和社会保险以城镇登记失业率、职工基本养老保险人均支出来表示。以上评价指标使用变异系数进行反向测度，变异系数越小，表示离散程度越低，均等化程度就越高（管卫华等, 2006）。为便于降维分析，本研究利用主成分因子分析方法将上述评价指标进行标准化并提取公因子，因子旋转后计算得到基本公共服务均等化指数。

2.共同富裕指数测度方法

鉴于共同富裕各项评价指标的计量单位及作用方向不尽一致，参照已有研究的经验（朱喜安, 魏国栋, 2015），本文采用熵值法来测度共同富裕两个子系统即人民生活富裕度、发展成果共享度指数以及总体的共同富裕综合指数。具体而言，首先筛选和识别共同富裕评价指标体系中的正向指标和负向指标，分别存入全局暂元，并对不同量纲的初始指标进行标准化；其次，基于标准化后的评价指标计算信息熵和冗余度，确定指标权重来确保赋权的客观性，以避免主观赋权造成潜在的估计偏差；最后，运用多目标线性加权函数法对所有指标进行加权处理，逐次计算得到人民生活富裕度指数、发展成果共享度指数和共同富裕综合指数。表1 所示为共同富裕评价指标体系及测量结果。

表1 共同富裕评价指标及测量结果

从表1 的估计结果可以看出，我国省际共同富裕综合指数平均值为0.308，其中人民生活富裕度的贡献份额较高，占总体的68.24%，另有31.76%的贡献份额来自发展成果共享度。在人民生活富裕度方面，城乡居民人均可支配收入指标平均得分较高，但省域间有着明显差异，表现为城镇居民人均可支配收入的基尼系数为0.426，农村居民为0.381，分别占总变异的16.97%和16.30%，说明城乡居民人均可支配收入水平是解释人民生活富裕度的关键性指标，也是反映共同富裕指数变异的重要来源。从发展成果共享度来看，各项指标得分较为均匀，基尼系数偏高的是基本公共服务均等化指数，说明发展成果共享度的总变异更多来自于基本公共服务均等化程度的差异。信度检验表明，共同富裕两个分量表和总量表的克隆巴赫a系数均高于0.70，足见上文构建的共同富裕评价指标具有较高的内部一致性。

（二）计量方法

为了细致考察公共教育支出对地区共同富裕的影响以及邻近区域的空间溢出效应，本研究基于地理位置相邻近的空间权重矩阵，逐步构建静态和动态相结合的空间杜宾模型（SDM）。空间杜宾模型是空间自回归模型（Spatial Autoregressive Model, 简称SAR）和空间误差模型（Spatial Error Model, 简称SEM）的有机组合。参照已有研究的经验（殷德生等，2014; Belotti et al., 2017），构造如下的静态空间杜宾模型：

其中，y为共同富裕指数，ρ为空间自相关系数，W 为空间权重矩阵，包含地理位置是否相邻的邻近权重矩阵，基于经纬度测绘的地理距离权重矩阵，以及基于人均地区生产总值构造的经济距离权重矩阵。为了便于分析，本研究采用地理位置是否相邻的空间权重矩阵。β表示解释变量对区域共同富裕的影响系数，X 为所有解释变量的暂元，包括以公共教育支出比重为主要解释变量并纳入控制变量。θ为空间解释变量的估计参数，表示邻近地区解释变量对地区共同富裕的影响。μ 和ν分别表示个体和时间固定效应估计的参数向量，i表示省份，t表示年份，ε表示残差项。

上述模型旨在探查公共教育支出对区域共同富裕的影响，但尚未考虑公共教育支出的影响具有时滞性以及随着时间推移而显现出动态的波动特征。鉴于此，本研究对上述模型进一步扩展，构造如下的动态空间杜宾模型：

其中，yt-1表示加入因变量的空间滞后一期，τ为相应的参数；Wyt-1表示因变量空间滞后一期的权重矩阵， ψ为相应的参数。当τ≠0 且 ψ=0 时，为动态时间滞后模型；当τ=0 且 ψ≠0 时，为动态空间滞后模型；而当τ≠0 且 ψ≠0 时，为动态时空滞后模型。

本文的关键解释变量为公共教育支出比重，以地方一般公共预算教育经费占一般公共预算支出比例来表示，该指标常用于反映地方政府对教育投入的重视程度。在借鉴已有研究的经验（薛启航等,2022; 张金林等, 2022）后，我们加入的控制变量包括：教育基尼系数、城镇化率、工业化率、研发（R&D）经费投入强度以及数字普惠金融指数。其中，教育基尼系数依据各教育层级的人口数和受教育年限进行加权求和，得到各省份人均人力资本存量，并计算各级教育累加的教育资源存量，最后基于各教育层级的人口比例与受教育年限比率计算得到（张菀洺, 2013）。城镇化率为城镇常住人口占总人口的比重，反映了常住人口的城镇化水平。工业化率以工业增加值占地区生产总值的比重来表示。科技经费投入强度用R&D 经费支出占地区生产总值的比例来表示，以反映全社会研发经费投入对区域经济发展的带动作用（马茹等, 2019）。数字普惠金融指数依托北京大学数字金融研究中心发布的《数字普惠金融指数（2011—2020）》，以衡量数字经济时代区域金融发展水平。表2 所示为主要变量描述性统计结果。

表2 主要变量描述性统计

三、计量结果与分析

（一）公共教育支出与区域间共同富裕的空间集聚

为了直观刻画公共教育支出与区域间共同富裕的空间相关性，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、发展成果共享度和共同富裕综合指数，逐一进行全局莫兰指数（Global Moran's I）测度，并对各自的空间相关性进行检验，结果如表3 所示。

表3 公共教育支出与区域间共同富裕的空间相关性

从表3 的估计结果可以看出，公共教育支出比重的全局莫兰指数除2015 年以外均通过5%水平下的显著性检验，说明公共教育投入强度在省域间存在显著的空间正相关性。无论是人民生活富裕度、发展成果共享度还是共同富裕综合指数，莫兰指数均在1%水平下显著为正。而且，发展成果共享度的空间相关性在所有的年份中均高于人民生活富裕度。从总体变动趋势看，公共教育支出的空间相关性整体呈先下降后上升的“U”形波动趋势，共同富裕综合指数的空间集聚总体上趋于平稳态势。

为了便于直观比较，图1 报告了2011 年和2020 年省际共同富裕局部莫兰散点图。从中可以发现，省际共同富裕的莫兰I 指数从2011 年的0.479 提高到2020 年的0.498，说明省际共同富裕的空间相关性呈现上升趋势。而且省域间仍然存在明显差距，省际变异系数在9.84 至13.28 之间浮动。尽管各省份富裕度和共享度均不断提升，但是从沿海到内陆地区有着明显的空间梯度性，而且不同梯队内部也存在发展不均衡不充分的问题。鉴于省际公共教育支出与共同富裕水平均显现出明显的空间集聚，因此在讨论公共教育支出对地区共同富裕的影响时，有必要建立空间计量模型进行检验和分析。

图1 2011 年和2020 年省际共同富裕莫兰散点图

（二）静态空间杜宾模型估计

为了检验公共教育支出对地区共同富裕的影响以及邻近区域的空间溢出效应，本研究以地理距离邻近性为划分标准构造空间权重矩阵，以人民生活富裕度、发展成果共享度和共同富裕综合指数为被解释变量，逐步建立包含固定效应和随机效应的静态空间杜宾模型，并基于空间豪斯曼卡方检验（Hausmanx2）对模型的拟合优度进行比较。表4 所示为静态空间杜宾模型估计结果。

表4 公共教育支出对区域间共同富裕的影响：静态空间杜宾模型估计

由表4 的豪斯曼卡方检验可知，人民生活富裕度和共同富裕综合指数的空间豪斯曼卡方值均显著为正，拒绝了随机效应的假设，故而选择固定效应模型进行估计；发展成果共享度并未通过空间豪斯曼卡方检验，故而倾向选择随机效应模型进行分析。

固定效应模型估计表明，公共教育支出比重对人民生活富裕度和共同富裕综合指数的影响均为正值，且至少在5%水平下显著。上述结果表明地方政府提高公共教育支出比重，对促进当地人民生活富裕度和整体趋向共同富裕有显著的正向推动作用。而在发展成果共享度方面，公共教育支出比重的影响系数虽为正值但并不显著，说明仅仅依靠提高地方公共教育支出比重，难以起到显著提高地方发展成果共享度的促进作用。

从空间自相关性看，人民生活富裕度、发展成果共享度和共同富裕综合指数的空间自相关系数（ρ）分别为0.695、0.527 和0.624，且均通过1%水平下的显著性检验，说明邻近区域与当地人民生活富裕度和发展成果共享度有着明显的空间相关性。当某一省份提高公共教育支出比例后，也会使相邻近的省份受益，使得拥有较少公共教育资源的省份可以从相邻近省份获得富余教育资源的空间外溢。从这个意义上讲，在不断提高人民生活富裕度和发展成果共享度的过程中，地方政府与邻近区域之间显现出以空间集聚为表征的“共富效应”。

（三）动态空间杜宾模型估计

由于共同富裕是持续累积的动态变化过程，前一期地区的富裕度和共享度将会对当期的富裕度和共享度产生连续性的动态影响。为检验地区共同富裕的动态效应是否真实存在，在静态空间杜宾模型的基础上，本研究逐次加入因变量的时间滞后一期、空间滞后一期以及时间空间同时滞后一期，分别建立时间滞后、空间滞后与时空滞后的动态空间杜宾模型。表5 所示为动态空间杜宾模型估计结果。

表5 公共教育支出对区域间共同富裕的影响：动态空间杜宾模型估计

基于贝叶斯信息量（Bayesian Information Criterion, BIC）与赤池信息量（Akaike Information Criterion,AIC）准则对动态空间杜宾模型的拟合优度进行比较，由表5 的AIC 和BIC 统计量可以看出，在以人民生活富裕度、共同富裕综合指数为因变量的模型中，时间滞后模型的AIC 和BIC 数值较小，故而两者的最优模型均为时间滞后模型；而以发展成果共享度为因变量的模型中，最优模型为时空滞后模型。

从模型估计结果可以看出，以人民生活富裕度、发展成果共享度和共同富裕综合指数为因变量的时间滞后一期均为正值，且都在1%的水平下显著，说明前一期的地区共同富裕将对后一期的区域共同富裕形成正向的推动作用，即区域间共同富裕具有明显的动态效应。与静态空间杜宾模型一致，公共教育支出比例对当地人民生活富裕度和共同富裕综合指数的影响均显著为正，说明提高地方公共教育支出比重，能够显著促进当地人民生活富裕度和提高共同富裕综合指数，但对于地区发展成果共享度的影响甚为微弱。

从公共教育支出空间滞后项（Wx）来看，前一期的公共教育支出比重提高，对后一期的人民生活富裕度的影响显著为正，但对地区发展成果共享度的影响微弱，甚至出现一定的负向效应。可能的解释在于，地方公共教育支出比例提高，对于除公共教育以外的其他基本公共服务支出会产生“挤出效应”，以致对区域发展成果共享度有反向的抑制作用。不过从长远来看，公共教育支出对区域共同富裕总体上具有正向的动态效应。

为了更细致地呈现公共教育支出对区域共同富裕的影响在不同时期的结构性变化，本研究将总体效应分解为短期效应和长期效应，并细化为直接效应和间接效应两部分。短期效应估计结果见表6。

表6 公共教育支出对区域间共同富裕的影响：短期效应

从表6 所示的短期效应来看，公共教育支出比例的提高对本地区居民生活富裕度及区域整体的共同富裕有直接的正向效应，且都在1%水平下极为显著，但对本地区发展成果共享度的影响甚微。从空间溢出效应看，邻近区域的公共教育支出比例的提高对本地居民的富裕度及整体的共同富裕均显现出微弱的正向影响，且由此产生的外溢效应并不显著。公共教育支出比例每增加1%，将会促使本地居民共同富裕指数提高0.203 个单位；而邻近区域公共教育支出比例每提高1%，仅为本地区共同富裕指数带来0.049 个单位的外溢效应。上述结果表明地方公共教育支出比例的提高能够更有效地促进本地区居民的富裕度，而邻近区域的公共教育支出比例增加所带来的空间溢出效应较为微弱，因此公共教育支出比例的提高对本地居民共同富裕的直接影响要明显高于邻近区域间接产生的空间溢出效应。

从表7 所示的长期效应来看，公共教育支出对当地共同富裕的直接效应仍显著为正，且长期的直接效应（0.202）与短期的直接效应（0.203）基本持平，但长期的间接效应（0.006）要弱于短期的间接效应（0.049）。长期效应的估计表明，地方公共教育支出比例每增加1%，将会促使本地居民共同富裕指数提高0.202 个单位；而邻近区域公共教育支出比例每提高1%，为本地区共同富裕指数带来0.006 个单位的外溢效应。上述结果表明，无论是从短期效应还是长期效应来看，公共教育支出比例的提高对本地区共同富裕均有显著的正向推动作用，且表现出长期边际效应要弱于短期效应的时变波动特征。

表7 公共教育支出对区域间共同富裕的影响：长期效应

从控制变量看，教育基尼系数对地区居民生活富裕度和整体共同富裕的影响均为负值，说明教育不平等的扩大对当地共同富裕有显著的负向效应。与教育基尼系数的影响方向一致，城镇化率对区域富裕度和整体共同富裕的影响均显著为负。根据已有的经验研究（陈纯槿, 郅庭瑾, 2021），可能的原因在于城镇化进程的不断推进有利于提高进城务工人员的收入水平，但他们大多集聚在技术含量较低的劳动密集型产业，与技术密集型产业的高技能劳动者之间存在较大的收入差距，导致城镇内部收入不平等加剧，进而对区域间共同富裕带来负向冲击。从区域工业化水平来看，工业化率对地区发展成果共享度有显著的正向效应，但对人民生活富裕度有负向影响。可能的解释在于，地区产业结构过度倚重工业，对第一产业和第三产业的投资造成“挤出效应”，不利于非工业人员充分就业和产业结构的平衡，以致对居民生活富裕度有负向影响。数字普惠金融指数对区域共同富裕有显著的正向效应，但间接效应微弱，说明数字普惠金融的快速发展对当地共同富裕有更为直接的推动作用。此外，R&D 经费投入强度加大对当地居民生活富裕度有正向影响，但对于邻近区域的间接影响甚微。可能的解释在于地方科研经费支出比例越高，对技术创新型人才的吸引力越大，使得R&D 经费投入越多的地区逐渐形成技术创新型人才集聚的“虹吸效应”，进而对邻近区域的影响渐弱甚至产生反向抑制作用。

（四）异质性检验

鉴于我国地区经济发展不均衡不充分问题凸显，不同地区特别是东部地区与中西部地区之间存在较大差距。因此有必要将总样本做进一步细分，以细致考察在不同地区经济发展水平的条件下，公共教育支出对当地共同富裕的影响及邻近区域的空间溢出效应是否存在异质性。为此，本研究将总样本划分为东部、中部和西部地区三个子样本并进行比较，结果如表8 所示。

表8 分地区异质性检验

从表8 估计结果可知，公共教育支出对区域间共同富裕的影响存在明显的异质性。从东部地区看，公共教育支出显著推动了当地居民共同富裕，而且邻近区域对本地居民共同富裕也有正向的空间溢出效应。可能的解释在于，地方公共教育支出比例的提高能够为东部地区技术密集型产业发展提供更多高素质的技术创新型人才，进而对东部地区居民收入的增加和经济发展成果的普惠共享发挥强有力的推动作用。从中部地区看，公共教育支出对当地居民共同富裕有正向的直接影响。可能的的解释是，随着东部地区劳动密集型产业逐渐向地理位置邻近的中部地区的转移，中部地区的公共教育投入对当地经济发展的影响渐趋增强。对于西部地区而言，公共教育支出比例的提高对当地共同富裕反而有负向的直接影响，而邻近区域对本地居民共同富裕有正向的空间溢出效应，说明邻近区域公共教育支出比例提高，使得西部地区获得了外溢收益，但对当地的直接影响却为负。可能的解释在于，西部地区人口规模较小，而且年轻劳动力倾向于流向邻近经济发达的城市群，以致削弱了地方教育投资应有的正向推动作用。

四、结论与建议

在促进全体人民稳步迈向共同富裕的远景目标下，地方政府教育支出比例的提高能否助力当地居民实现共同富裕，抑或依赖邻近区域的空间溢出效应间接带动共同富裕，这是攸关教育财政政策有效性的关键议题。基于上述问题，本研究使用2011—2020 年省级面板数据，从人民生活富裕度和发展成果共享度两个维度出发，建立省级层面的共同富裕评价指标体系，并运用熵值法测度共同富裕综合指数，进而构建静态和动态相结合的空间杜宾模型，以探查公共教育支出对地区共同富裕的影响以及邻近区域的空间溢出效应，最后分地区进行异质性检验，得到如下几方面的主要结论。

第一，公共教育支出与区域间共同富裕呈现出明显的空间集聚，且公共教育支出的空间相关性随着时间推移呈现先下降后上升的“U”形波动，区域间共同富裕的空间集聚整体趋于平稳。全局莫兰指数表明，地方公共教育支出与共同富裕指数在省域间存在显著的空间正相关性。尽管地区居民生活富裕度和发展成果共享度持续提高，但是地区间富裕度和共享度的空间集聚效应渐趋增强，从沿海到内陆地区的空间梯度性凸显，且不同梯队内部的富裕度和共享度有着明显差异。

第二，公共教育支出比例的提高对当地居民实现共同富裕有显著的正向推动作用，而邻近区域间接产生的空间溢出效应微弱，且短期溢出效应要强于长期效应。空间杜宾模型估计表明，与区域发展共享度相比，公共教育支出比例的提高对本地区居民生活富裕度的正向推动作用更大，但邻近区域间接产生的空间溢出效应甚微。比较而言，公共教育支出长期的直接效应与短期的直接效应近乎一致，但短期的空间溢出效应要大于长期的空间溢出效应，足见公共教育支出的空间溢出效应随着地理半径增大和时间不断推移而渐趋衰减。这意味着地方政府依赖邻近区域的空间溢出是有限的，也是不可持续的。

第三，公共教育支出对区域间共同富裕的影响因地区经济发展水平不同而异。分地区异质性检验表明，公共教育支出对东部地区实现共同富裕的直接效应最大，中部地区次之，对西部地区的直接效应较小。从间接效应看，公共教育支出的空间溢出效应因地区经济发展水平不同而有着明显差异：公共教育支出对东部地区实现共同富裕的空间溢出效应最大，西部地区次之，中部地区较为微弱。

上述发现对于理顺和厘清地方公共教育支出与区域间共同富裕之间的空间相关关系具有鲜明的现实意义，由此引申出如下的政策含义：

首先，夯实和完善地方财政性教育经费投入保障机制，注重缩小区域间教育资源配置差距。研究发现，公共教育支出比例的提高有利于直接推动当地居民实现共同富裕，且更有利于促进当地居民的生活富裕度。上述结果有力地证明了提高地方公共教育支出比重的重要性，同时也印证了巩固和强化地方财政性教育经费投入保障机制的必要性。在重视加大地方教育投入力度的同时，应当注重缩小区域间教育资源配置差距，为持续推动教育高质量均衡发展夯实根基。

其次，打破区域间优质资源流动壁垒，建立公共教育资源共建共享机制。研究表明，邻近区域公共教育支出间接产生的空间溢出效应甚为微弱。从优化资源配置角度看，在动态调整各级各类教育财政支出比例时，应着力促进地区间优质教育资源的流动，以教育数字化转型为动力引擎，建立区域间公共教育资源智能联动系统。这要求打破区域间优质资源流动壁垒，进一步加强高水平教育高地对周边地区的辐射作用，注重区域间优质资源共建共享，统筹推进教育、科技、人才区域联动发展，激发协同创新活力，形成优质资源共建、智能共联、全域共富的发展新格局。

最后，促进公共教育资源区域内部均衡化，协同推进邻近区域教育发展一体化。研究发现，公共教育支出对区域共同富裕的影响因地区经济发展水平不同而异，这要求政策上重视缩小地区间公共教育资源配置差距。东部地区作为我国改革开放的前沿阵地，总体经济发展水平较高，加大教育投资对本地区经济发展有直接的推动作用，而且更有利于吸纳周边地区富余劳动力，以构筑区域性的人才“蓄水池”。中部地区加大公共教育投资也有直接的正向效应，但要弱于东部地区。中部地区有着连贯东西的地理优势，锚定当地优势产业，加强中部地区教育投资结构与产业布局深度融合，通过促进教育与产业集群发展，形成教育与技术密集型产业互联互通。西部地区由于经济发展水平相对落后，分散性教育资源布点难以充分发挥集聚效应，因此西部地区教育投资应注重吸引人才流入，打造人才集聚“强磁场”。概而言之，解决区域间公共教育资源分配不均的问题，既要扩大优质教育资源供给，注重地方特色教育与产业布局的空间梯度性，更要注重推动本地区与邻近区域优质教育资源配置一体化，协同推进教育高质量发展与发展成果普惠共享，为扎实推动共同富裕远景目标夯基垒台。

（陈纯槿工作邮箱：cjchen@dem.ecnu.edu.cn）