教育不平等對(duì)居民收入差距影響的空間效應(yīng)與門檻特征——基于典型地區(qū)的分析

張洪全

教育不平等對(duì)居民收入差距影響的空間效應(yīng)與門檻特征——基于典型地區(qū)的分析

張洪全

（宜春學(xué)院 計(jì)劃財(cái)務(wù)處，江西 宜春 336000）

根據(jù)2001—2017年我國(guó)教育和經(jīng)濟(jì)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間動(dòng)態(tài)計(jì)量模型和門檻面板模型探討教育不平等對(duì)居民收入差距的影響與門檻特征，研究發(fā)現(xiàn)：教育不平等對(duì)居民收入差距的影響存在著顯著的空間效應(yīng)，是影響居民收入差距的重要因素；居民受教育年限、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和對(duì)外開(kāi)放水平對(duì)居民收入差距均產(chǎn)生顯著的正向影響，但固定資產(chǎn)投資水平對(duì)居民收入差距的影響相對(duì)要較小。因此，政府應(yīng)加大財(cái)政教育支出，尤其是中西部的基礎(chǔ)教育財(cái)政支出，減小教育不平等，同時(shí)優(yōu)化經(jīng)濟(jì)布局，實(shí)現(xiàn)我國(guó)東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展。

教育不平等；收入差距；空間效應(yīng)；門檻特征

在我國(guó)，地區(qū)間居民收入差距較為明顯，東部地區(qū)居民的收入水平明顯高于中部地區(qū)居民的收入水平，中部地區(qū)居民收入水平明顯高于西部地區(qū)居民收入水平。而且隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，地區(qū)間居民收入差距似乎有擴(kuò)大化的趨勢(shì)，這必將影響中國(guó)社會(huì)的和諧發(fā)展。導(dǎo)致居民收入差距的原因是多方面的，其中教育不平等是一個(gè)非常重要的原因。教育是人力資本積累的重要途徑[1–2]，人力資本是收入分配的主要依據(jù)[3]，因此，如何實(shí)現(xiàn)教育均衡發(fā)展顯得格外重要。

教育不平等對(duì)居民收入差距的影響這一問(wèn)題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)探討，但以往的研究基本建立在時(shí)間序列的基礎(chǔ)上，忽略了變量間的空間效應(yīng)，同時(shí)大多數(shù)研究認(rèn)為，教育不平等對(duì)居民收入差距一般呈現(xiàn)線性關(guān)系[4–5]，未考慮到教育不平等對(duì)居民收入差距的門檻特征，即非線性影響。鑒于此，本文選取我國(guó)東中西部12個(gè)典型地區(qū)（東部地區(qū)：北京、天津、上海、浙江；中部地區(qū)：安徽、湖北、江西、湖南；西部地區(qū)：陜西、云南、貴州、甘肅），利用空間動(dòng)態(tài)面板計(jì)量模型和門檻面板模型，基于2001－2017年我國(guó)教育與經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，考察教育不平等對(duì)居民收入差距影響的空間效應(yīng)和門檻特征，力求取得突破。

一、教育不平等對(duì)居民收入差距影響的空間效應(yīng)

（一）變量選取、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

1. 變量選取

本文選擇居民收入差距作為被解釋變量，選擇教育不平等作為解釋變量，選擇居民受教育水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、固定資產(chǎn)投資水平和對(duì)外開(kāi)放水平作為控制變量[1–2]。

（1）居民收入差距

居民收入差距用居民收入基尼系數(shù)來(lái)表示，基尼系數(shù)越小，說(shuō)明貧富差距越小，反之則相反。根據(jù)賀青等（2015）居民收入基尼系數(shù)計(jì)算公式[6]為：

其中，表示全體居民收入基尼系數(shù)；GR表示城鎮(zhèn)居民收入基尼系數(shù)；GR表示農(nóng)村居民收入基尼系數(shù)；P表示城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒嚷剩?i>P表示農(nóng)村人口占總?cè)丝诒嚷剩?i>U表示城鎮(zhèn)居民人均收入；U表示農(nóng)村居民人均收入；U表示農(nóng)村居民人均收入。

（2）教育不平等

本文參照Thomas，Wang and Fan（2000）的做法采用教育基尼系數(shù)來(lái)表示教育不平等程度[7]，教育基尼系數(shù)越小，說(shuō)明教育越平等，教育基尼系數(shù)越大，說(shuō)明教育越不平等。其計(jì)算公式為：

表1 各變量的含義

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平

（4）固定資產(chǎn)投資水平

固定資產(chǎn)投資水平用該地區(qū)固定資產(chǎn)存量來(lái)表示。

（5）對(duì)外開(kāi)放水平

2. 模型選擇

本文采用空間誤差模型SER和空間自相關(guān)模型SAR建立空間動(dòng)態(tài)面板模型，考察教育不平等對(duì)居民收入差距的影響。

（1）空間誤差模型SER

當(dāng)空間相關(guān)性來(lái)自于模型的誤差項(xiàng)時(shí)（Anselin，1988），則擬建立空間誤差模型。其形式設(shè)定如下：

其中為居民收入差距，（－1）表示居民收入差距的一階滯后項(xiàng)，為教育不平等程度，X表示控制變量，包括民居受教育水平（X）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（X）、固定資產(chǎn)投資（X）和對(duì)外開(kāi)放水平（X）。為隨機(jī)誤差項(xiàng)，表示空間誤差估計(jì)系數(shù)。

（2）空間自相關(guān)模型SR

當(dāng)空間相關(guān)性來(lái)自變量的空間依賴性時(shí)，則擬采用空間自相關(guān)模型，其形式設(shè)定如下：

表示空間自相關(guān)估計(jì)系數(shù)，為空間權(quán)重矩陣，為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及典型地區(qū)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）教育不平等對(duì)居民收入差距影響的空間計(jì)量分析

按照Anselin（1988）判斷方法，Hausman估計(jì)結(jié)果，以及廣義似然率統(tǒng)計(jì)量，本文擬采用空間滯后固定效應(yīng)模型來(lái)進(jìn)行計(jì)量分析，其空間計(jì)量結(jié)果如表2所示。

表2 空間誤差動(dòng)態(tài)面板計(jì)量回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過(guò)了1%、5%、10%的顯著性水平檢測(cè)。

表2顯示，從擬合優(yōu)度來(lái)看，無(wú)固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度為0.7544，地區(qū)固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度為0.9598，時(shí)間固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度為0.8392，雙固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度為0.7818，所以本文選擇地區(qū)固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。等于0.2683，且通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)，表明典型地區(qū)間存在較強(qiáng)的空間相關(guān)性。居民收入差距一階滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.3912，表明上一期的收入差距對(duì)本期的居民收入差距產(chǎn)生了較強(qiáng)的慣性。教育不平等（）的估計(jì)系數(shù)為0.2944，且非常顯著，表明教育不平等是影響居民收入差距的重要因素。居民受教育水平（X）的估計(jì)系數(shù)為0.0935，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明居民受教育年限每提高一年，居民收入差距將提高0.0935%，這意味著居民平均受教育年限的提高，不但沒(méi)有縮小收入差距，反而加大了其收入差距。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（X）估計(jì)系數(shù)為0.0751，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平每提高一個(gè)百分點(diǎn)，將使收入差距擴(kuò)大0.0751個(gè)百分點(diǎn)。固定資產(chǎn)投資水平（X）的估計(jì)系數(shù)為0.0017，表明固定資產(chǎn)投資的提高，對(duì)收入差距的影響相對(duì)要小一些。對(duì)外開(kāi)放水平（X）的估計(jì)系數(shù)為0.1436，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明對(duì)外開(kāi)放水平每增加1%，將導(dǎo)致收入差距提高0.1436%。

三、教育不平等對(duì)居民收入差距影響的門檻特征

（一）模型的設(shè)定

門檻效應(yīng)是檢驗(yàn)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是否是線性的，是否具有門檻特征。本文選擇教育不平等作為門檻變量，采用Hansen（1999）門檻面板模型進(jìn)行估計(jì)，其模型設(shè)定為：

為居民收入基尼系數(shù)（表示居民收入差距），為教育不平等，表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，ω，ω，……ω為待估的教育不平等門檻值。

（二）門檻效應(yīng)回歸分析

1. 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

教育不平等對(duì)居民收入差距影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，教育不平等對(duì)居民收入差距的影響有兩個(gè)門檻值，呈現(xiàn)雙門檻特征。接下來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)門檻值及其估計(jì)系數(shù)的大小。

表3 教育不平等對(duì)居民收入差距影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

注：同表2。

2. 門檻值與回歸系數(shù)

教育不平等對(duì)居民收入差距影響的門檻值和估計(jì)系數(shù)的大小如表4所示。從表4中可以看出，教育不平等對(duì)居民收入差距影響的門檻值分別為0.2131和0.2301。當(dāng)<0.2131時(shí)，估計(jì)系數(shù)為0.1733，表明，當(dāng)教育基尼系數(shù)小于0.2133時(shí)，教育基尼系數(shù)每增加1%，可以引起居民收入基尼系數(shù)提高0.1733%。當(dāng)0.2131≤<0.2301時(shí)，其估計(jì)系數(shù)為0.2053，表明當(dāng)教育基尼系數(shù)介于0.2131和0.2301之間時(shí)，教育基尼系數(shù)每提高1%，可以引起居民收入基尼系數(shù)提高0.2053%。當(dāng)≥0.2301時(shí)，其估計(jì)系數(shù)為0.2172，表明當(dāng)教育基尼系數(shù)大于0.2301時(shí)，教育基尼系數(shù)每提高1%，可以引起居民收入基尼系數(shù)提高0.2172個(gè)百分點(diǎn)。教育不平等對(duì)居收入差距的影響并非表現(xiàn)為線性關(guān)系，而是表現(xiàn)為非線性關(guān)系，且隨著教育基尼系數(shù)的增加而增加[7]。

表4 教育不平等對(duì)居民收入差距影響的門檻值和估計(jì)系數(shù)

注：同表2。

四、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文基于2001—2017年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用空間動(dòng)態(tài)面板模型和門檻面板模型，考察了教育不平等對(duì)居民收入差距的影響以及門檻特征，研究結(jié)論如下：

1. 教育不平等對(duì)居民收入差距的影響存在著顯著的空間效應(yīng)，所以在考察教育不平等對(duì)居民收入差距影響時(shí)，擬選擇空間計(jì)量模型，以防止忽視變量間空間效應(yīng)的存在。

2. 教育不平等對(duì)居民收入差距呈現(xiàn)顯著的正向影響，表明地區(qū)間的教育不平等的擴(kuò)大，不利于縮小地區(qū)間居民收入的差距，而會(huì)加劇了地區(qū)間居民收入的差距。

3. 在影響居民收入差距的其他因素中，居民受教育水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和對(duì)外開(kāi)放水平對(duì)居民收入差距均產(chǎn)生顯著的正向影響，但固定資產(chǎn)投資水平對(duì)居民收入差距的影響相對(duì)要較小[8]。

4. 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)表明，教育不平等對(duì)居民收入差距的影響表現(xiàn)為雙門檻特征，在不同的門檻區(qū)間，教育不平等對(duì)居民收入差距的影響不同，且隨著教育基尼系數(shù)的提高，其對(duì)居民收入差距的影響也隨之增大[9]。

（二）建議

1. 加大財(cái)政教育支出。導(dǎo)致教育不平等很重要的一個(gè)原因是各地區(qū)財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)支出不平衡。一般來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)，財(cái)政教育支出相對(duì)更多，而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)支出相對(duì)更少。因此，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，一方面本級(jí)政府要加大財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)投入，尤其是基礎(chǔ)教育的投入；另一方面，中央財(cái)政應(yīng)加大對(duì)中西部地區(qū)，尤其是西部地區(qū)財(cái)政教育支持，實(shí)現(xiàn)教育資源的合理配置，以減少教育不平等現(xiàn)象[10]，從而縮小居民收入差距。

2. 受教育年限、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和對(duì)外開(kāi)放水平的提高并沒(méi)有縮小居民收入差距，反而擴(kuò)大了居民收入差距，這是由我國(guó)東部、中部和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡所導(dǎo)致的，因此，如何實(shí)現(xiàn)我國(guó)東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)布局非常重要。各地區(qū)一方面要立足本地區(qū)特色和資源，實(shí)現(xiàn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)跨越式發(fā)展，同時(shí)，國(guó)家應(yīng)加強(qiáng)對(duì)中西部，尤其是西部地區(qū)的政策傾斜與扶持，縮小與東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。

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The Spatial Effect and Threshold Characteristics of Educational Inequality on Residents’ Income Gap——Analysis Based on Typical Areas

ZHANG Hong-quan

（Department of Strategy Planning and Financing, Yichun University, Yichun Jiangxi 336000, China）

On the basis of China’s educational and economic statistics from 2001 to 2017, the influence of education inequality on residents’ income gap and the threshold characteristics are discussed with spatial dynamic econometric model and threshold panel model. It is found that:there is a significant spatial effect of educational inequality on residents’ income gap, which is an critical factor in this respect; residents’ education level, industrial structure level and opening to the outside world all have a significantly positive impact on residents’ income gap, but the fixed asset investment level has a relatively small impact on residents’ income gap. Therefore, the government should increase the financial expenditure on education, especially on elementary education in the central and western regions, reduce the educational inequality, optimize the economy layout, and realize the balanced economic development in the eastern and western regions of China.

education inequality; income gap; spatial effect; threshold characteristics

2021-04-23

江西省高校人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目（JY18204）

張洪全（1989—），男，江西宜春人，會(huì)計(jì)師，碩士，研究方向：財(cái)務(wù)管理，教育經(jīng)濟(jì)。

G630

A

2095-9249（2021）04-0094-04

〔責(zé)任編校：吳侃民〕