共同富裕視域下公共教育支出的空間溢出效應 ＊

陳純槿

（1.華東師范大學教育學部，上海 200062；2.華東師范大學教育經濟實驗室，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要求（習近平，2021）。改革開放40 多年來，我國強勁的經濟增長實現了“一部分人、一部分地區先富裕起來”的階段性目標，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實基礎。但與此同時，財富和收入不平等的擴大已經成為邁向共同富裕道路上不可回避的現實挑戰。過去20 年間，我國居民人均可支配收入的基尼系數一直處在0.462 至0.491 之間，持續高于0.40 的警戒線（國家統計局住戶調查司，2021，第371 頁）。從長遠來看，解決收入不平等問題和實現共同富裕遠景目標的根本基礎在于教育，因為教育與就業、收入、經濟發展和社會資源分配息息相關，與人民幸福、國家富強和民族振興休戚相關（袁振國, 2019；劉世清，袁振國，2021）。

在促進全體人民穩步朝著共同富裕目標扎實邁進的道路上，夯實奠基性和戰略性的公共教育投資極具現實意義。公共教育投資對實現共同富裕遠景目標的實質性意義，一方面集中體現在為廣大人民群眾提供均等化、高質量的公共教育產品和服務，并提供人們獲得更美好生活所需的知識和技能，培養更多高素質勞動者并提高勞動者收入水平，擴大中等收入群體規模，更大程度上保障經濟發展成果的“共享度”等方面；另一方面，公共教育投資為培養拔尖創新人才夯實根基，促使勞動密集型產業向技術密集型產業轉型，釋放改革創新的內生動能，提升整體經濟發展質量。從這個意義上來講，公共教育投資不僅直接關系到教育持續發展的物質基礎，而且與全面實現共同富裕目標緊密相聯。從中等收入國家成功轉型為高收入國家的歷史先例中，新加坡、韓國等轉型經濟體都面臨日益嚴重的勞動力就業不充分和收入差距擴大等問題。隨著這些轉型國家的勞動力受教育水平不斷提高和拔尖創新人才的涌現，它們也從勞動密集型產業向技術密集型產業轉移。在公共教育投資的“推力”下，成功轉型的國家跨越了傳統勞動密集型產業障礙，并且為大多數勞動者創造了更高水平的經濟收益。值得警惕的是，中國是所有中等收入國家中勞動力平均受教育年限最低的經濟體之一（Rozelle et al., 2020）。在注重培養拔尖創新人才的背景下，進一步加強以教育為基礎的人力資本投資，對于我國成功跨越“中等收入陷阱”和實現共同富裕遠景目標顯得尤為重要。由此，鞏固和完善教育投入機制不僅是扎實推動教育高質量發展的基礎支撐，也是促進我國經濟社會共享繁榮的動力源泉。

盡管我國已經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，城鄉間、區域間、群體間發展不平衡問題日漸凸顯（杜育紅等，2022）。從區域層面看，財政性教育經費支出的省際差距隨著時間推移整體漸趨縮小，但區域間差距仍極其顯著（陳純槿，2018）。對比省域各級教育生均經費支出情況，2021 年，幼兒園生均一般公共預算教育經費最大值為北京的41 022 元，是最小值的10.5 倍，省際變異系數高達0.7；普通小學和普通初中生均經費的省際差距較小，但最大值與最小值之比仍達到5.0 和6.1；普通高中和中等職業學校的省際差距更大，極差率分別為6.5 和8.2；普通高等學校生均一般公共預算教育經費最高為北京的65 385 元，是廣西的4.6 倍，而前者同期的人均地區生產總值是后者的3.7 倍。公共預算教育經費占一般公共預算支出比例最高為廣東的20.8%，比最低的黑龍江高8.9 個百分點（教育部，國家統計局，財政部，2022）。囿于地區經濟發展不平衡，區域間公共教育資源配置差距處于緩慢變化之中。由此，值得關注的問題是：地方政府的公共教育經費支出比例不斷提高，能否實質性助力當地實現共同富裕，以及鄰近區域有多大程度的空間溢出效應？這是攸關公共財政教育政策有效性的重要議題，也是經濟發展中需要正視和回答的現實問題。

綜觀已有文獻，鮮有學者循證探查公共教育支出對區域間共同富裕的影響及其空間溢出效應。部分文獻著重討論公共教育支出與地方經濟發展之間的關系。相關研究表明，地方政府在財政性教育經費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政政策上存在“同群效應”（李盈萱, 方毅, 2021）。公共教育支出更大程度上促進了當地經濟增長，而鄰近區域的空間溢出效應較為微弱（孫麗, 2019）。但從長期效應來看，地方公共教育支出比例的提高對當地及鄰近區域經濟增長都有顯著正向效應（張同功等, 2021）。此外，也有少量研究檢驗了公共教育支出在縮小居民收入差距方面的作用。研究發現，公共教育經費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）。對于影響區域間共同富裕的關鍵因素，現有研究傾向于關注數字經濟的作用（薛啟航等, 2022; 張金林等, 2022），較少聚焦公共教育支出對區域間共同富裕的影響。綜而觀之，已有文獻側重關注公共教育支出與地方經濟增長和收入不平等問題，缺乏深入討論公共教育支出對當地居民共同富裕的影響，以及鄰近區域間接產生的空間溢出效應。

鑒于已有研究的不足，本文使用2011—2020 年省級面板數據，以公共教育支出與區域間共同富裕的關系為主線，構建靜態空間杜賓模型（Spatial Durbin Model, 簡稱SDM），著重討論公共教育支出對地區內部共同富裕的直接影響，并探查鄰近區域的空間溢出效應，由此分解出直接效應和間接效應，進而構建動態空間杜賓模型，以檢驗公共教育支出的空間溢出效應是否具有動態性。在循證探微的基礎上，進一步討論鞏固地方財政性教育經費投入保障機制的必要性，為協同推進教育發展成果普惠共享以及扎實推動共同富裕遠景目標提供根植于中國的經驗證據。

二、數據來源與計量方法

（一）數據來源

本文所使用的數據來自歷年的《中國統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國教育統計年鑒》《中國教育經費統計年鑒》以及國家統計局的區域宏觀經濟數據庫，從中選取了省級面板數據，樣本覆蓋了我國除港澳臺以外的31 個省（自治區、直轄市），時間跨度為2011 年至2020 年。

1.共同富裕評價指標體系

如何準確地測度區域間共同富裕是本文實證分析的重要基礎。共同富裕既是全體人民共同享有美好生活所需的生產生活資料的普遍富裕狀態，也是實現精神富裕、文化富裕的多維文明形態（陳麗君等, 2021）。共同富裕是建立在經濟高質量發展的基礎上，以促進物質生活整體質量的顯著提升為根本，同時還要求全體人民共同享有改革發展成果，是發展與共享的有機統一（劉培林等, 2021; 李實, 朱夢冰，2022）。著眼于共同富裕的豐富內涵，本文從人民生活富裕度和發展成果共享度兩個維度出發，構建省級層面的共同富裕評價指標體系。

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。基于國家統計局對居民收入的劃分標準，收入絕對水平以城鎮和農村居民人均可支配收入、全員勞動生產率來表示。為保證不同年份收入數據的可比性，本研究基于歷年的居民消費價格指數（CPI）以2011 年為基期進行消脹處理。在收入相對水平方面，主要考察收入相對于生產和消費水平，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來表示。其中，恩格爾系數反映收入增加相對于生活消費的影響程度，是衡量居民生活富裕度常用的結構性指標。

在發展成果共享度方面，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，側重反映城鎮居民和農村居民的收入差距，以城鄉居民人均可支配收入之比、城鄉居民人均可支配收入泰爾指數表示。其中，城鄉居民人均可支配收入之比是反映城鄉居民共享經濟發展成果的反向評價指標；泰爾指數基于城鄉居民收入份額與人口份額之比的自然對數，使用城鄉居民收入份額作為權數進行加權平均得到（王少平, 歐陽志剛, 2008）。二是居民享有的基本公共服務均等化程度，涵蓋了公共教育、醫療衛生、勞動就業、社會保險等民生領域（李實, 楊一心, 2022）。其中，公共教育以每十萬人口高等學校平均在校生數、人均擁有公共圖書館藏量來表示；醫療衛生以每萬人擁有衛生技術人員數、每萬人醫療機構床位數來表示；勞動就業和社會保險以城鎮登記失業率、職工基本養老保險人均支出來表示。以上評價指標使用變異系數進行反向測度，變異系數越小，表示離散程度越低，均等化程度就越高（管衛華等, 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指標進行標準化并提取公因子，因子旋轉后計算得到基本公共服務均等化指數。

2.共同富裕指數測度方法

鑒于共同富裕各項評價指標的計量單位及作用方向不盡一致，參照已有研究的經驗（朱喜安, 魏國棟, 2015），本文采用熵值法來測度共同富裕兩個子系統即人民生活富裕度、發展成果共享度指數以及總體的共同富裕綜合指數。具體而言，首先篩選和識別共同富裕評價指標體系中的正向指標和負向指標，分別存入全局暫元，并對不同量綱的初始指標進行標準化；其次，基于標準化后的評價指標計算信息熵和冗余度，確定指標權重來確保賦權的客觀性，以避免主觀賦權造成潛在的估計偏差；最后，運用多目標線性加權函數法對所有指標進行加權處理，逐次計算得到人民生活富裕度指數、發展成果共享度指數和共同富裕綜合指數。表1 所示為共同富裕評價指標體系及測量結果。

表1 共同富裕評價指標及測量結果

從表1 的估計結果可以看出，我國省際共同富裕綜合指數平均值為0.308，其中人民生活富裕度的貢獻份額較高，占總體的68.24%，另有31.76%的貢獻份額來自發展成果共享度。在人民生活富裕度方面，城鄉居民人均可支配收入指標平均得分較高，但省域間有著明顯差異，表現為城鎮居民人均可支配收入的基尼系數為0.426，農村居民為0.381，分別占總變異的16.97%和16.30%，說明城鄉居民人均可支配收入水平是解釋人民生活富裕度的關鍵性指標，也是反映共同富裕指數變異的重要來源。從發展成果共享度來看，各項指標得分較為均勻，基尼系數偏高的是基本公共服務均等化指數，說明發展成果共享度的總變異更多來自于基本公共服務均等化程度的差異。信度檢驗表明，共同富裕兩個分量表和總量表的克隆巴赫a系數均高于0.70，足見上文構建的共同富裕評價指標具有較高的內部一致性。

（二）計量方法

為了細致考察公共教育支出對地區共同富裕的影響以及鄰近區域的空間溢出效應，本研究基于地理位置相鄰近的空間權重矩陣，逐步構建靜態和動態相結合的空間杜賓模型（SDM）。空間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）的有機組合。參照已有研究的經驗（殷德生等，2014; Belotti et al., 2017），構造如下的靜態空間杜賓模型：

其中，y為共同富裕指數，ρ為空間自相關系數，W 為空間權重矩陣，包含地理位置是否相鄰的鄰近權重矩陣，基于經緯度測繪的地理距離權重矩陣，以及基于人均地區生產總值構造的經濟距離權重矩陣。為了便于分析，本研究采用地理位置是否相鄰的空間權重矩陣。β表示解釋變量對區域共同富裕的影響系數，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參數，表示鄰近地區解釋變量對地區共同富裕的影響。μ 和ν分別表示個體和時間固定效應估計的參數向量，i表示省份，t表示年份，ε表示殘差項。

上述模型旨在探查公共教育支出對區域共同富裕的影響，但尚未考慮公共教育支出的影響具有時滯性以及隨著時間推移而顯現出動態的波動特征。鑒于此，本研究對上述模型進一步擴展，構造如下的動態空間杜賓模型：

其中，yt-1表示加入因變量的空間滯后一期，τ為相應的參數；Wyt-1表示因變量空間滯后一期的權重矩陣， ψ為相應的參數。當τ≠0 且 ψ=0 時，為動態時間滯后模型；當τ=0 且 ψ≠0 時，為動態空間滯后模型；而當τ≠0 且 ψ≠0 時，為動態時空滯后模型。

本文的關鍵解釋變量為公共教育支出比重，以地方一般公共預算教育經費占一般公共預算支出比例來表示，該指標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驗（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、城鎮化率、工業化率、研發（R&D）經費投入強度以及數字普惠金融指數。其中，教育基尼系數依據各教育層級的人口數和受教育年限進行加權求和，得到各省份人均人力資本存量，并計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算得到（張菀洺, 2013）。城鎮化率為城鎮常住人口占總人口的比重，反映了常住人口的城鎮化水平。工業化率以工業增加值占地區生產總值的比重來表示。科技經費投入強度用R&D 經費支出占地區生產總值的比例來表示，以反映全社會研發經費投入對區域經濟發展的帶動作用（馬茹等, 2019）。數字普惠金融指數依托北京大學數字金融研究中心發布的《數字普惠金融指數（2011—2020）》，以衡量數字經濟時代區域金融發展水平。表2 所示為主要變量描述性統計結果。

表2 主要變量描述性統計

三、計量結果與分析

（一）公共教育支出與區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域間共同富裕的空間相關性，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、發展成果共享度和共同富裕綜合指數，逐一進行全局莫蘭指數（Global Moran's I）測度，并對各自的空間相關性進行檢驗，結果如表3 所示。

表3 公共教育支出與區域間共同富裕的空間相關性

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

為了便于直觀比較，圖1 報告了2011 年和2020 年省際共同富裕局部莫蘭散點圖。從中可以發現，省際共同富裕的莫蘭I 指數從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性呈現上升趨勢。而且省域間仍然存在明顯差距，省際變異系數在9.84 至13.28 之間浮動。盡管各省份富裕度和共享度均不斷提升，但是從沿海到內陸地區有著明顯的空間梯度性，而且不同梯隊內部也存在發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出明顯的空間集聚，因此在討論公共教育支出對地區共同富裕的影響時，有必要建立空間計量模型進行檢驗和分析。

圖1 2011 年和2020 年省際共同富裕莫蘭散點圖

（二）靜態空間杜賓模型估計

為了檢驗公共教育支出對地區共同富裕的影響以及鄰近區域的空間溢出效應，本研究以地理距離鄰近性為劃分標準構造空間權重矩陣，以人民生活富裕度、發展成果共享度和共同富裕綜合指數為被解釋變量，逐步建立包含固定效應和隨機效應的靜態空間杜賓模型，并基于空間豪斯曼卡方檢驗（Hausmanx2）對模型的擬合優度進行比較。表4 所示為靜態空間杜賓模型估計結果。

表4 公共教育支出對區域間共同富裕的影響：靜態空間杜賓模型估計

由表4 的豪斯曼卡方檢驗可知，人民生活富裕度和共同富裕綜合指數的空間豪斯曼卡方值均顯著為正，拒絕了隨機效應的假設，故而選擇固定效應模型進行估計；發展成果共享度并未通過空間豪斯曼卡方檢驗，故而傾向選擇隨機效應模型進行分析。

固定效應模型估計表明，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的影響均為正值，且至少在5%水平下顯著。上述結果表明地方政府提高公共教育支出比重，對促進當地人民生活富裕度和整體趨向共同富裕有顯著的正向推動作用。而在發展成果共享度方面，公共教育支出比重的影響系數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展成果共享度的促進作用。

從空間自相關性看，人民生活富裕度、發展成果共享度和共同富裕綜合指數的空間自相關系數（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，說明鄰近區域與當地人民生活富裕度和發展成果共享度有著明顯的空間相關性。當某一省份提高公共教育支出比例后，也會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。從這個意義上講，在不斷提高人民生活富裕度和發展成果共享度的過程中，地方政府與鄰近區域之間顯現出以空間集聚為表征的“共富效應”。

（三）動態空間杜賓模型估計

由于共同富裕是持續累積的動態變化過程，前一期地區的富裕度和共享度將會對當期的富裕度和共享度產生連續性的動態影響。為檢驗地區共同富裕的動態效應是否真實存在，在靜態空間杜賓模型的基礎上，本研究逐次加入因變量的時間滯后一期、空間滯后一期以及時間空間同時滯后一期，分別建立時間滯后、空間滯后與時空滯后的動態空間杜賓模型。表5 所示為動態空間杜賓模型估計結果。

表5 公共教育支出對區域間共同富裕的影響：動態空間杜賓模型估計

基于貝葉斯信息量（Bayesian Information Criterion, BIC）與赤池信息量（Akaike Information Criterion,AIC）準則對動態空間杜賓模型的擬合優度進行比較，由表5 的AIC 和BIC 統計量可以看出，在以人民生活富裕度、共同富裕綜合指數為因變量的模型中，時間滯后模型的AIC 和BIC 數值較小，故而兩者的最優模型均為時間滯后模型；而以發展成果共享度為因變量的模型中，最優模型為時空滯后模型。

從模型估計結果可以看出，以人民生活富裕度、發展成果共享度和共同富裕綜合指數為因變量的時間滯后一期均為正值，且都在1%的水平下顯著，說明前一期的地區共同富裕將對后一期的區域共同富裕形成正向的推動作用，即區域間共同富裕具有明顯的動態效應。與靜態空間杜賓模型一致，公共教育支出比例對當地人民生活富裕度和共同富裕綜合指數的影響均顯著為正，說明提高地方公共教育支出比重，能夠顯著促進當地人民生活富裕度和提高共同富裕綜合指數，但對于地區發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（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，但對地區發展成果共享度的影響微弱，甚至出現一定的負向效應。可能的解釋在于，地方公共教育支出比例提高，對于除公共教育以外的其他基本公共服務支出會產生“擠出效應”，以致對區域發展成果共享度有反向的抑制作用。不過從長遠來看，公共教育支出對區域共同富裕總體上具有正向的動態效應。

為了更細致地呈現公共教育支出對區域共同富裕的影響在不同時期的結構性變化，本研究將總體效應分解為短期效應和長期效應，并細化為直接效應和間接效應兩部分。短期效應估計結果見表6。

表6 公共教育支出對區域間共同富裕的影響：短期效應

從表6 所示的短期效應來看，公共教育支出比例的提高對本地區居民生活富裕度及區域整體的共同富裕有直接的正向效應，且都在1%水平下極為顯著，但對本地區發展成果共享度的影響甚微。從空間溢出效應看，鄰近區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出微弱的正向影響，且由此產生的外溢效應并不顯著。公共教育支出比例每增加1%，將會促使本地居民共同富裕指數提高0.203 個單位；而鄰近區域公共教育支出比例每提高1%，僅為本地區共同富裕指數帶來0.049 個單位的外溢效應。上述結果表明地方公共教育支出比例的提高能夠更有效地促進本地區居民的富裕度，而鄰近區域的公共教育支出比例增加所帶來的空間溢出效應較為微弱，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域間接產生的空間溢出效應。

從表7 所示的長期效應來看，公共教育支出對當地共同富裕的直接效應仍顯著為正，且長期的直接效應（0.202）與短期的直接效應（0.203）基本持平，但長期的間接效應（0.006）要弱于短期的間接效應（0.049）。長期效應的估計表明，地方公共教育支出比例每增加1%，將會促使本地居民共同富裕指數提高0.202 個單位；而鄰近區域公共教育支出比例每提高1%，為本地區共同富裕指數帶來0.006 個單位的外溢效應。上述結果表明，無論是從短期效應還是長期效應來看，公共教育支出比例的提高對本地區共同富裕均有顯著的正向推動作用，且表現出長期邊際效應要弱于短期效應的時變波動特征。

表7 公共教育支出對區域間共同富裕的影響：長期效應

從控制變量看，教育基尼系數對地區居民生活富裕度和整體共同富裕的影響均為負值，說明教育不平等的擴大對當地共同富裕有顯著的負向效應。與教育基尼系數的影響方向一致，城鎮化率對區域富裕度和整體共同富裕的影響均顯著為負。根據已有的經驗研究（陳純槿, 郅庭瑾, 2021），可能的原因在于城鎮化進程的不斷推進有利于提高進城務工人員的收入水平，但他們大多集聚在技術含量較低的勞動密集型產業，與技術密集型產業的高技能勞動者之間存在較大的收入差距，導致城鎮內部收入不平等加劇，進而對區域間共同富裕帶來負向沖擊。從區域工業化水平來看，工業化率對地區發展成果共享度有顯著的正向效應，但對人民生活富裕度有負向影響。可能的解釋在于，地區產業結構過度倚重工業，對第一產業和第三產業的投資造成“擠出效應”，不利于非工業人員充分就業和產業結構的平衡，以致對居民生活富裕度有負向影響。數字普惠金融指數對區域共同富裕有顯著的正向效應，但間接效應微弱，說明數字普惠金融的快速發展對當地共同富裕有更為直接的推動作用。此外，R&D 經費投入強度加大對當地居民生活富裕度有正向影響，但對于鄰近區域的間接影響甚微。可能的解釋在于地方科研經費支出比例越高，對技術創新型人才的吸引力越大，使得R&D 經費投入越多的地區逐漸形成技術創新型人才集聚的“虹吸效應”，進而對鄰近區域的影響漸弱甚至產生反向抑制作用。

（四）異質性檢驗

鑒于我國地區經濟發展不均衡不充分問題凸顯，不同地區特別是東部地區與中西部地區之間存在較大差距。因此有必要將總樣本做進一步細分，以細致考察在不同地區經濟發展水平的條件下，公共教育支出對當地共同富裕的影響及鄰近區域的空間溢出效應是否存在異質性。為此，本研究將總樣本劃分為東部、中部和西部地區三個子樣本并進行比較，結果如表8 所示。

表8 分地區異質性檢驗

從表8 估計結果可知，公共教育支出對區域間共同富裕的影響存在明顯的異質性。從東部地區看，公共教育支出顯著推動了當地居民共同富裕，而且鄰近區域對本地居民共同富裕也有正向的空間溢出效應。可能的解釋在于，地方公共教育支出比例的提高能夠為東部地區技術密集型產業發展提供更多高素質的技術創新型人才，進而對東部地區居民收入的增加和經濟發展成果的普惠共享發揮強有力的推動作用。從中部地區看，公共教育支出對當地居民共同富裕有正向的直接影響。可能的的解釋是，隨著東部地區勞動密集型產業逐漸向地理位置鄰近的中部地區的轉移，中部地區的公共教育投入對當地經濟發展的影響漸趨增強。對于西部地區而言，公共教育支出比例的提高對當地共同富裕反而有負向的直接影響，而鄰近區域對本地居民共同富裕有正向的空間溢出效應，說明鄰近區域公共教育支出比例提高，使得西部地區獲得了外溢收益，但對當地的直接影響卻為負。可能的解釋在于，西部地區人口規模較小，而且年輕勞動力傾向于流向鄰近經濟發達的城市群，以致削弱了地方教育投資應有的正向推動作用。

四、結論與建議

在促進全體人民穩步邁向共同富裕的遠景目標下，地方政府教育支出比例的提高能否助力當地居民實現共同富裕，抑或依賴鄰近區域的空間溢出效應間接帶動共同富裕，這是攸關教育財政政策有效性的關鍵議題。基于上述問題，本研究使用2011—2020 年省級面板數據，從人民生活富裕度和發展成果共享度兩個維度出發，建立省級層面的共同富裕評價指標體系，并運用熵值法測度共同富裕綜合指數，進而構建靜態和動態相結合的空間杜賓模型，以探查公共教育支出對地區共同富裕的影響以及鄰近區域的空間溢出效應，最后分地區進行異質性檢驗，得到如下幾方面的主要結論。

第一，公共教育支出與區域間共同富裕呈現出明顯的空間集聚，且公共教育支出的空間相關性隨著時間推移呈現先下降后上升的“U”形波動，區域間共同富裕的空間集聚整體趨于平穩。全局莫蘭指數表明，地方公共教育支出與共同富裕指數在省域間存在顯著的空間正相關性。盡管地區居民生活富裕度和發展成果共享度持續提高，但是地區間富裕度和共享度的空間集聚效應漸趨增強，從沿海到內陸地區的空間梯度性凸顯，且不同梯隊內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地居民實現共同富裕有顯著的正向推動作用，而鄰近區域間接產生的空間溢出效應微弱，且短期溢出效應要強于長期效應。空間杜賓模型估計表明，與區域發展共享度相比，公共教育支出比例的提高對本地區居民生活富裕度的正向推動作用更大，但鄰近區域間接產生的空間溢出效應甚微。比較而言，公共教育支出長期的直接效應與短期的直接效應近乎一致，但短期的空間溢出效應要大于長期的空間溢出效應，足見公共教育支出的空間溢出效應隨著地理半徑增大和時間不斷推移而漸趨衰減。這意味著地方政府依賴鄰近區域的空間溢出是有限的，也是不可持續的。

第三，公共教育支出對區域間共同富裕的影響因地區經濟發展水平不同而異。分地區異質性檢驗表明，公共教育支出對東部地區實現共同富裕的直接效應最大，中部地區次之，對西部地區的直接效應較小。從間接效應看，公共教育支出的空間溢出效應因地區經濟發展水平不同而有著明顯差異：公共教育支出對東部地區實現共同富裕的空間溢出效應最大，西部地區次之，中部地區較為微弱。

上述發現對于理順和厘清地方公共教育支出與區域間共同富裕之間的空間相關關系具有鮮明的現實意義，由此引申出如下的政策含義：

首先，夯實和完善地方財政性教育經費投入保障機制，注重縮小區域間教育資源配置差距。研究發現，公共教育支出比例的提高有利于直接推動當地居民實現共同富裕，且更有利于促進當地居民的生活富裕度。上述結果有力地證明了提高地方公共教育支出比重的重要性，同時也印證了鞏固和強化地方財政性教育經費投入保障機制的必要性。在重視加大地方教育投入力度的同時，應當注重縮小區域間教育資源配置差距，為持續推動教育高質量均衡發展夯實根基。

其次，打破區域間優質資源流動壁壘，建立公共教育資源共建共享機制。研究表明，鄰近區域公共教育支出間接產生的空間溢出效應甚為微弱。從優化資源配置角度看，在動態調整各級各類教育財政支出比例時，應著力促進地區間優質教育資源的流動，以教育數字化轉型為動力引擎，建立區域間公共教育資源智能聯動系統。這要求打破區域間優質資源流動壁壘，進一步加強高水平教育高地對周邊地區的輻射作用，注重區域間優質資源共建共享，統籌推進教育、科技、人才區域聯動發展，激發協同創新活力，形成優質資源共建、智能共聯、全域共富的發展新格局。

最后，促進公共教育資源區域內部均衡化，協同推進鄰近區域教育發展一體化。研究發現，公共教育支出對區域共同富裕的影響因地區經濟發展水平不同而異，這要求政策上重視縮小地區間公共教育資源配置差距。東部地區作為我國改革開放的前沿陣地，總體經濟發展水平較高，加大教育投資對本地區經濟發展有直接的推動作用，而且更有利于吸納周邊地區富余勞動力，以構筑區域性的人才“蓄水池”。中部地區加大公共教育投資也有直接的正向效應，但要弱于東部地區。中部地區有著連貫東西的地理優勢，錨定當地優勢產業，加強中部地區教育投資結構與產業布局深度融合，通過促進教育與產業集群發展，形成教育與技術密集型產業互聯互通。西部地區由于經濟發展水平相對落后，分散性教育資源布點難以充分發揮集聚效應，因此西部地區教育投資應注重吸引人才流入，打造人才集聚“強磁場”。概而言之，解決區域間公共教育資源分配不均的問題，既要擴大優質教育資源供給，注重地方特色教育與產業布局的空間梯度性，更要注重推動本地區與鄰近區域優質教育資源配置一體化，協同推進教育高質量發展與發展成果普惠共享，為扎實推動共同富裕遠景目標夯基壘臺。

（陳純槿工作郵箱：cjchen@dem.ecnu.edu.cn）