地方教育支出增加促進產(chǎn)業(yè)結構升級了嗎？
——基于中國266個地級市面板數(shù)據(jù)空間實證研究

郭守前，王寬億

（華南理工大學經(jīng)濟與金融學院，廣州510006）

我國經(jīng)濟發(fā)展已步入新常態(tài)，處于重要戰(zhàn)略機遇期，經(jīng)濟結構優(yōu)化比經(jīng)濟總量增加更為重要。在經(jīng)濟新常態(tài)下，我國經(jīng)濟發(fā)展也面臨著增速放緩、人口紅利減弱的困境。因此，進行供給側結構性改革是十分必要的。要實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展，則需要在經(jīng)濟社會各個領域的創(chuàng)新有所突破，但產(chǎn)業(yè)的調整歸根到底是人才的協(xié)調，需要深化產(chǎn)教結合，加強教育的供給側改革[1]。科教興國作為實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化的重大發(fā)展戰(zhàn)略，要求將教育與科技擺在經(jīng)濟、社會發(fā)展的重要位置。所以，當前對科學知識和優(yōu)秀人才的需要，比以往任何時候都更為迫切，更需通過技術創(chuàng)新和人才紅利為經(jīng)濟發(fā)展提供動力。

新古典增長理論認為，教育水平的累積提高可以促進勞動力人力資本水平的提升，從而增加總體國民收入。由于人力資本是決定經(jīng)濟生產(chǎn)的重要因素之一，人力資本水平的提高來自于勞動力受教育水平的累積，而人力資本的變動又將影響各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人群結構。教育作為立國之本，向來受到國家和社會的廣泛重視。地區(qū)教育支出扮演著重要角色，地區(qū)教育支出離不開地方財政的支持，而這與當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平關聯(lián)性較高。然而，我國經(jīng)濟發(fā)展卻存在嚴重的區(qū)域不均衡問題，不同省份之間存在著明顯的差距，東部沿海省份的經(jīng)濟發(fā)展水平明顯領先于中西部地區(qū)，人才流動整體上呈現(xiàn)出“孔雀東南飛”的態(tài)勢，并且這種貧富差距可能還會進一步擴大。因此，地區(qū)教育發(fā)展只靠中央的教育經(jīng)費是遠遠不夠的。中低收入人群規(guī)模龐大是我國的現(xiàn)狀，國內一些學者也曾基于省級數(shù)據(jù)研究中國經(jīng)濟發(fā)展地區(qū)差異問題，從產(chǎn)業(yè)政策、市場化程度等角度探討這一難題[2-3]。

我國不同城市的經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構水平存在顯著差異。因此，我國各地教育水平面臨分化嚴重的問題。學者們也開始探討教育與經(jīng)濟增長之間的關系，已有研究指出，在不同國家，教育對經(jīng)濟增長均具有顯著的推動作用，并且溢出效應也顯著為正[4]。姚先國等認為勞動力受教育程度能夠促進地區(qū)經(jīng)濟增長，并且隨著落后地區(qū)教育投入的增加，地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展或將呈現(xiàn)條件收斂的情況[5]。人力資本是流動的，地方教育支出能否產(chǎn)生空間溢出效應，進而對城市之間的產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生影響呢？如果地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構存在空間溢出效應，這種溢出效應又是否存在顯著的區(qū)域異質性呢？帶著這些問題，同時基于更好地推動我國產(chǎn)業(yè)轉型升級、區(qū)域高質量協(xié)調發(fā)展的目的，本文將研究城市產(chǎn)業(yè)結構水平的空間差異以及地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應。

1 文獻回顧

自從學術界肯定教育對人力資本的作用后，學者們對人力資本理論的研究也越來越豐富。早期理論認為“干中學”能夠促進人力資本的形成，并且把健康也視為一種人力資本[6-7]。Schultz基于美國1929—1957年的教育投資與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)教育投資能夠促進人力資本形成，而人力資本是促進經(jīng)濟增長的主要源泉[8]。該項研究開創(chuàng)了學者關于教育和經(jīng)濟發(fā)展研究的先河，此后大量文獻聚焦教育支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響。教育投資支出對經(jīng)濟發(fā)展具有重要積極作用，不同層次教育的作用存在差異[9]。葉茂林等研究發(fā)現(xiàn)教育支出在經(jīng)濟增長中起著重要作用，是促進經(jīng)濟增長的重要因素；經(jīng)濟增長反過來又能夠支撐教育，并有利于它的發(fā)展，兩者呈現(xiàn)出相互作用關系，形成良性循環(huán)[10]。郝碩博等基于38個發(fā)展中國家2001—2010年的數(shù)據(jù)，以高等和中等公共教育支出占GDP比重衡量不同教育政策，結論表明，高等教育和中等教育均能夠促進經(jīng)濟增長，不同的是，高等教育的作用渠道為技術創(chuàng)新，而中等教育的渠道為技術模仿[11]。公共政策的目的在于改善民生與促進社會公平，公共教育支出規(guī)模增加在促進經(jīng)濟增長的同時也有助于縮小收入分配差距[12]。

地方教育財政支出是政府保障民生的重要手段，落腳點便是為學生提供均等的受教育機會。郭慶旺等則提出了不同的觀點，認為我國地方公共教育投入并未顯著地促進地區(qū)經(jīng)濟增長，也未能發(fā)揮縮小勞動力工資差異的作用[13]。教育支出對經(jīng)濟增長的影響存在異質性，其對經(jīng)濟增長的邊際作用遞減，只有在經(jīng)濟發(fā)展水平落后的地區(qū)教育支出對經(jīng)濟增長才有顯著促進效果。也有學者進行更深層次的研究，實證研究表明，地方教育事業(yè)費支出的增加能降低代際收入彈性，從而在一定程度上抑制區(qū)域間教育水平差異的分化，同時可以緩解家庭層面人力資本投資的不足，提高教育水平的代際流動性[14-15]。但地方教育支出在實行過程中，基于“晉升錦標賽”理論，地方各項財政支出可能存在相互競爭行為，地方政府在教育支出上存在標尺競爭，在經(jīng)濟發(fā)展水平類似的地區(qū)這種標尺競爭更加激烈[16]。

近年來，國內部分學者開始研究教育、技術創(chuàng)新以及產(chǎn)業(yè)結構之間的聯(lián)動作用。教育差異對區(qū)域創(chuàng)新水平有倒U型的影響，教育發(fā)展通過人力資本積累和知識溢出促進技術創(chuàng)新[17]。盡管眾多學者認可教育對技術創(chuàng)新的作用，然而，通過技術創(chuàng)新進行產(chǎn)業(yè)結構調整需要滿足特定條件[18]。在產(chǎn)業(yè)集聚度高的地區(qū)，技術創(chuàng)新水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的效應更加顯著[19]?？讘楙惖韧ㄟ^研究也提出只有在適宜的技術創(chuàng)新水平下，產(chǎn)業(yè)結構調整是最有效率的類似結論[20]。但國內鮮有研究涉及教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的影響。相關研究只是關于高等教育與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系。具有代表性的有，何菊蓮等研究指出我國通過高等教育的人力資本積累促進了產(chǎn)業(yè)結構調整，在某種程度上推動了經(jīng)濟從高速度增長向高質量增長轉變[21]。此外，更多的是定性研究，邵文波等理論分析了教育支出對人力資本的作用機制，指出人力資本結構差異會影響技術路徑的選擇，進而得出教育支出能夠影響產(chǎn)業(yè)結構的結論[22]。靳衛(wèi)東梳理了教育支出和人力資本結構之間的關系，認為人力資本結構與產(chǎn)業(yè)結構相匹配是產(chǎn)業(yè)結構升級的前提[23]。

梳理上述文獻可知，學術界關于教育支出主要集中在其對經(jīng)濟增長和科技創(chuàng)新的影響，而關于教育支出對產(chǎn)業(yè)結構作用的研究并不多見，同時關于教育支出和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系缺乏定量研究。因此，本文采用2004—2015年我國266個城市面板數(shù)據(jù)，基于空間計量方法，研究教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的空間溢出效應。同時，考慮到我國區(qū)域教育發(fā)展不均衡問題，對東部、中部、西部地區(qū)分別進行實證研究，探討教育支出對產(chǎn)業(yè)結構升級效應的區(qū)域異質性。

2 理論分析

2.1 教育支出和產(chǎn)業(yè)結構

我國公立教育占主導地位，教育支出幾乎全部由政府承擔，并早在1986年便提出義務教育，后來逐步在全國推廣。這在一定程度上推動了我國中小學教育的普及化，但由于我國教育投資比例遠低于發(fā)達國家，勢必導致我國中高等教育的斷層，我國農(nóng)村落后地區(qū)輟學現(xiàn)象極為普遍，而這些未能接受高等教育的青少年大部分流向“低水平”行業(yè)。盡管我國也在大力推廣“成人教育”，但對于國內龐大的“低才生”群體而言只是杯水車薪。我國東部沿海發(fā)達地區(qū)的升學率往往高于中西部地區(qū)的升學率，東部地區(qū)學生能享受更優(yōu)質的教育資源，從而進入更高層次的學校學習。眾所周知，我國中小學生面臨巨大的升學壓力，學生所就讀的小學、初中和高中在一定程度上決定了未來所能上大學的層級，進而會影響學生畢業(yè)后所從事的行業(yè)。人才作為產(chǎn)業(yè)結構升級的內在需求，要想實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的轉型升級，需要高等教育和高職教育院校完善人才培養(yǎng)方式，為社會提供高層次的人才[24]。

地方教育支出很大程度上決定當?shù)氐慕逃?，也在一定程度上反映出高層次人才的比重，一般而言，高層次人才會進入高技術行業(yè)。我國人口流動現(xiàn)象十分普遍，在A地上中小學可能會去B地上大學，畢業(yè)后去C地工作，但不管是上大學還是就業(yè)，在其他條件一致的前提下，人們往往會選擇離家近的地區(qū)或者大城市，選擇離家近是因為交通成本或者其他社會關系因素，選擇大城市則是由于大城市一般具有更豐富的教育資源和就業(yè)崗位。所以大城市具備人才“虹吸效應”，教育支出和產(chǎn)業(yè)結構會存在空間相關性，同時教育支出和產(chǎn)業(yè)結構一般會存在耦合關系[25]。基于上述分析，提出以下假設：

H1：經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)教育支出往往更高，地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構升級具有明顯的促進作用。

2.2 教育溢出效應的區(qū)域異質性

與一些發(fā)展中國家一樣，我國經(jīng)濟經(jīng)歷了長時間的高速增長，但區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題日益嚴重。同時，我國地區(qū)教育資源也存在分配不均衡的現(xiàn)象，譬如北京、上海、廣州、武漢、西安等城市集中了我國大量的高等教育資源。對于每個省而言，最好的中小學也往往處于省會城市。地區(qū)間教育資源不均衡一定程度上阻礙了落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，進而使得地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平差異化更加明顯。此外，低收入地區(qū)或是教育資源落后的地區(qū)，當?shù)氐氖杖氩痪夂徒逃痪獬潭纫矔遊26]。教育支出影響地區(qū)的教育資源，進而決定對人才的吸引力，使得教育支出高的地區(qū)高學歷人才一般高于教育支出低的地區(qū)。人力資本作為當下影響經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，人力資本失衡能夠導致區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度加大，也是造成區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展不平衡的重要因素[27]。

為應對區(qū)域發(fā)展不平衡問題，我國先后出臺西部大開發(fā)、振興東北老工業(yè)基地、中部崛起等國家級戰(zhàn)略，以期縮小中西部地區(qū)和東部沿海地區(qū)的差異。雖然各項政策也得到不錯的實施效果，但區(qū)域發(fā)展差異仍在進一步拉大。究其原因，本文認為，人力資本對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有關鍵性作用，以上政策并未很好地引導人才向中西部地區(qū)流動，所以各地區(qū)的經(jīng)濟總量或是產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平分化更加嚴重。我國一線城市和部分沿海地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)占比甚至超過歐美發(fā)達國家，但西部部分地區(qū)農(nóng)業(yè)可能是當?shù)卣急茸罡叩漠a(chǎn)業(yè)。此外，一般而言，東部地區(qū)更加發(fā)達，地區(qū)間的貿(mào)易往來和信息交流的頻率可能會高于中部地區(qū)，而中部地區(qū)則會高于西部地區(qū)?；诖耍疚恼J為，教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的溢出效應在東部地區(qū)最明顯，在中部地區(qū)次之，在西部地區(qū)最不明顯，據(jù)此提出以下假設：

H2：由于我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，地區(qū)教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的溢出效應在東部、中部、西部地區(qū)呈現(xiàn)出逐級遞減的趨勢。

3 模型設定和變量選擇

3.1 模型選擇

在研究產(chǎn)業(yè)集聚問題時，數(shù)據(jù)是否存在空間依賴性是使用空間計量方法的前提。本文中，核心解釋變量教育支出和產(chǎn)業(yè)結構一般都會存在集聚的情況，然而教育支出和產(chǎn)業(yè)結構兩者之間是否存在空間分布特征呢？考慮空間序列，由于空間自相關的復雜性，本文使用研究中較為普遍的指數(shù)Moran’s I進行局域空間相關性檢驗。Moran’s I設定如下：

Moran’s I的取值代表不同的相關關系，當其顯著為正數(shù)時表明在相應的空間矩陣中經(jīng)濟變量向同一個區(qū)域聚集，存在空間正相關性；當其顯著為負數(shù)時則表明不同屬性的變量集聚，存在空間負相關性。如果只考慮到各城市之間的產(chǎn)業(yè)轉移情況，一般而言，在其他因素相同的情況下，產(chǎn)業(yè)承接遵循就近原則?；诖?，本文選取部分年份產(chǎn)業(yè)結構觀測值進行Moran’s I檢驗，所有年份的檢驗均顯著為正數(shù)，部分年份的Moran’s I檢驗結果見表1。

對教育支出和產(chǎn)業(yè)結構水平兩個指標的空間Moran’s I指數(shù)進行檢驗表明均存在顯著的空間相關性，驗證了空間計量模型的適用性。本文選取2004年和2015年的Moran’s I散點圖，見圖1和圖2。結果顯示，教育支出和產(chǎn)業(yè)結構空間依賴性較強，并且空間相關系數(shù)整體呈現(xiàn)出上升趨勢，這也為后文設定空間模型提供了參考依據(jù)。

表1 部分年份產(chǎn)業(yè)結構全局Moran’s I檢驗

圖1 2004年產(chǎn)業(yè)結構指標Moran’s I散點圖

圖2 2015年產(chǎn)業(yè)結構指標Moran’s I散點圖

3.2 模型設定

為消除異方差問題，對所有變量取對數(shù)進行回歸分析，因此，各參數(shù)具備彈性的經(jīng)濟意義。由于變量之間存在空間依賴性，建立以下空間面板模型。

（1）空間自回歸模型（SAR）

（a）式中l(wèi)n（indui，t）代表第i區(qū)域在第t期的產(chǎn)業(yè)結構水平，W為空間權重矩陣，本文基于地理距離倒數(shù)構造標準化的空間權重矩陣，W ln（indui，t）為第i區(qū)域在第t期產(chǎn)業(yè)結構水平的滯后項，ρ為空間滯后系數(shù)，α1為核心解釋變量edu的系數(shù)，α2-α7為控制變量的系數(shù)。μi為城市固定效應，φt是時間固定效應，εi，t為隨機干擾項。

（2）空間誤差模型（SEM）

（b）式中的γ為空間誤差自相關系數(shù)，表示回歸殘差的空間相關程度，為空間滯后誤差項，控制變量設定與（1）相同。

（3）空間杜賓模型（SDM）

（c）式中l(wèi)n（xi，t）表述與（2）、（3）相同的控制變量，為對應控制變量的空間變量。

3.3 變量選擇和數(shù)據(jù)來源

采用我國2004—2015年的266個地級市歷史序列數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)來源自2004—2015年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《教育統(tǒng)計年鑒》。由于空間面板回歸要求平衡面板數(shù)據(jù)，對數(shù)據(jù)缺失嚴重的城市數(shù)據(jù)進行刪減，針對數(shù)據(jù)缺失程度較輕的城市，本文對其缺失數(shù)據(jù)進行插值法處理。

3.3.1 被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結構是衡量經(jīng)濟發(fā)展狀況的重要指標，一般而言，經(jīng)濟社會都會經(jīng)歷從低水平產(chǎn)業(yè)向高水平產(chǎn)業(yè)演進的過程、從勞動密集型產(chǎn)業(yè)向知識密集型產(chǎn)業(yè)過渡的過程，所以產(chǎn)業(yè)結構高度化是衡量產(chǎn)業(yè)結構升級的重要維度。按照國內普遍的第一、二、三產(chǎn)業(yè)分類標準，本文在劉偉等構建產(chǎn)業(yè)結構指標的基礎上，采用產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)表示產(chǎn)業(yè)結構動態(tài)演化的進度，具體計算公式為[28]：

其中，indui，m，t表示i地區(qū)第m產(chǎn)業(yè)在第t時期占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，該指數(shù)反映了中國三大產(chǎn)業(yè)從由第一產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢地位逐漸向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)演進的過程，同時也反映了高水平產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重，indui，m，t具有連續(xù)性，ln（indui，t）可以消除產(chǎn)業(yè)結構異方差的影響。

3.3.2 解釋變量

本文的核心解釋變量是教育支出水平，采用教育支出與地區(qū)生產(chǎn)總值比值的對數(shù)值進行測度。

產(chǎn)業(yè)結構受多種因素影響，為保證檢驗結果的客觀性，本文基于已有文獻選擇以下控制變量：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平，采用人均GDP指標的對數(shù)值測度；（2）政府干預程度，用政府公共財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值的對數(shù)值測度；（3）人力資本水平，采用普通高等學校在校學生數(shù)與地區(qū)年末人口總數(shù)的比值的對數(shù)值測度；（4）資本存量水平，采用基于永續(xù)盤存法計算的資本存量與地區(qū)年末人口總數(shù)的比值的對數(shù)值測度；（5）外資參與度，采用實際使用外資金額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值的對數(shù)值測度。

采用2004—2015年我國266個地級市平衡面板數(shù)據(jù)研究教育支出水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。文中所有價值變量以2004年為基期進行統(tǒng)一核算，對部分缺失數(shù)據(jù)通過查閱各省份統(tǒng)計年鑒或用插值法進行填補，由于空間面板模型要求為平衡面板數(shù)據(jù)，本文剔除了數(shù)據(jù)缺失嚴重的城市，具體的變量選擇及描述性統(tǒng)計見表2。

表2 各變量名稱及描述性統(tǒng)計

4 實證結果及分析

4.1 基準模型回歸

對空間面板數(shù)據(jù)回歸究竟使用隨機效應模型還是固定效應模型，本文進行豪斯曼檢驗，檢驗結果為卡方值顯著，應使用固定效應模型。

對2015年的截面數(shù)據(jù)進行LM檢驗，結果表明空間滯后的P值更加顯著?；诘乩砭嚯x矩陣，分別采用SDM、SAR、SEM空間計量模型，來研究地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的空間溢出效應。

表3反映了在地理距離矩陣下的不同空間計量模型的回歸結果。其中列1至列3表明在地理距離矩陣下空間杜賓模型、空間自回歸模型和空間誤差模型下的回歸結果。結果表明在地理距離矩陣下地方教育支出增加都是顯著促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的，空間自回歸結果中的教育支出對產(chǎn)業(yè)結構影響的系數(shù)最高，為0.004 74，但各個回歸模型中教育支出對產(chǎn)業(yè)結構影響接近，集中在0.004 38～0.004 49之間，表明教育支出對產(chǎn)業(yè)結構具有普遍的溢出效應。此外，空間滯后系數(shù)在這三個回歸模型中都是顯著為正的，表明產(chǎn)業(yè)結構水平具有一定的空間滯后性，這種現(xiàn)象可以用國內教育資源分配不均衡和產(chǎn)業(yè)集群的現(xiàn)象來解釋，一方面，國內教育資源在京津冀、長三角、珠三角、成渝等城市群集聚，這些城市的產(chǎn)業(yè)集聚也較為密集；另一方面，在省會城市和副省級城市，教育資源的傾斜也帶動了其他產(chǎn)業(yè)的集聚。

表3 地理距離矩陣下面板數(shù)據(jù)估計結果

4.2 進一步檢驗

隨著科技的發(fā)展，各地區(qū)的交流和貿(mào)易并不局限在地理距離，大城市之間的互動效應往往會更強。在表4經(jīng)濟距離矩陣的回歸結果中，教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的影響系數(shù)均顯著大于地理距離矩陣中的影響系數(shù)，一方面驗證經(jīng)濟距離矩陣選取適當性，另一方面也驗證了地理距離矩陣下實證結果的可靠性。其中，空間自回歸和空間自相關模型中的系數(shù)均為0.005 62左右，影響系數(shù)在空間杜賓模型中最低，但也達到了0.005 45，并均在1%的水平下顯著，這意味著經(jīng)濟發(fā)展水平類似的地區(qū)經(jīng)濟來往更加頻繁，在教育互動、人才引進方面的互動性更加強烈，這也為在經(jīng)濟距離矩陣下的空間杜賓模型、空間自回歸模型、空間誤差模型的回歸結果中空間滯后不顯著提供了一定的解釋，即經(jīng)濟發(fā)展狀況接近的地區(qū)之間，地方財政教育支出水平類似，更能夠突破空間地理距離的局限，開展更多的教育互動、人才交流，進而來推動產(chǎn)業(yè)結構升級。

表4 經(jīng)濟距離矩陣下面板數(shù)據(jù)估計結果

4.3 分區(qū)域檢驗

我國東中西部地區(qū)不僅在發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、消費支出方面存在顯著差異，在教育水平和教育支出上也存在一定的差距，不同區(qū)域之間地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的空間溢出效應影響有所差異。將樣本中的266個城市分為東部城市、中部城市和西部城市，其中東部城市95個、中部城市97個、西部城市74個，分別在地理距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣的空間權重矩陣下運用杜賓模型來研究東中西部教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的空間溢出效應差異。表5實證結果表明，不管是對東部城市、中部城市還是對西部城市，在經(jīng)濟距離矩陣下，地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的影響系數(shù)均高于在地理距離矩陣下的影響系數(shù)。此外，不管在地理距離矩陣還是經(jīng)濟距離矩陣下，東部、中部、西部城市的地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的空間溢出效應呈現(xiàn)逐級遞減的現(xiàn)象。在地理距離矩陣回歸結果中，東部城市在地理距離矩陣下地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的影響系數(shù)為0.004 92，中部城市在地理距離矩陣下地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的影響系數(shù)為0.004 22，西部城市在地理距離矩陣下地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的影響系數(shù)為0.003 65。在經(jīng)濟距離矩陣回歸結果中，東部城市在經(jīng)濟距離矩陣下地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的影響系數(shù)為0.006 24，中部城市在經(jīng)濟距離矩陣下地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的影響系數(shù)為0.005 23，西部城市在經(jīng)濟距離矩陣下地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構水平的影響系數(shù)為0.004 16。本文認為，我國經(jīng)濟發(fā)展存在嚴重的區(qū)域發(fā)展不平衡狀況，東部地區(qū)整體經(jīng)濟發(fā)展程度高，地區(qū)政府治理水平較高，市場經(jīng)濟發(fā)育更成熟，產(chǎn)學研體制更完善，同時地區(qū)之間的人文交流和商貿(mào)互動更頻繁，能夠為高素質人才提供更多施展才能的機會，加速科研成果轉化，從而使得教育支出增加這一政策促進區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結構升級的效果更加明顯。而在中部、西部欠發(fā)達地區(qū)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎較弱，缺乏產(chǎn)業(yè)配套與協(xié)同，區(qū)域內各城市之間的產(chǎn)業(yè)鏈關聯(lián)性和創(chuàng)新體制不夠完善，人口流動頻率較低，科研成果轉移至市場的阻力較大，導致教育支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進效果弱于東部地區(qū)。

表5 東中西部城市在空間杜賓模型下的回歸結果

5 結論和建議

本文基于構建的產(chǎn)業(yè)結構升級測度指標，采用空間計量方法實證研究2004—2015年我國266個地級市教育支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用。實證結果表明：（1）地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構轉型升級具有顯著促進作用，在經(jīng)濟距離矩陣中也通過了檢驗，并且系數(shù)更加明顯。教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的空間溢出效應能夠突破地理空間的限制，在貿(mào)易往來和信息交流密切的地區(qū)之間表現(xiàn)得更加明顯。（2）無論是在地理距離矩陣還是在經(jīng)濟距離矩陣中，東部、中部、西部地區(qū)教育支出對產(chǎn)業(yè)結構的空間溢出效應表現(xiàn)出逐級遞減的趨勢，表明在東部地區(qū)，地方教育支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的空間溢出效應更加明顯，而中西部地區(qū)各城市容易形成一個個“孤島”，人才之間的互動交流受到阻礙，區(qū)域內教育支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的空間溢出效應受到限制。

基于上述結論，提出以下建議：（1）各級政府應該加大教育投資力度，完善各層級教育體系，對于中西部落后地區(qū)，中央政府應給予更多的財政扶持，同時提高落后地區(qū)教師的福利水平，吸引更多的優(yōu)秀教師流向教育資源薄弱的地區(qū)，盡可能保障基礎教育的公平性。此外，應加快落實學校一對一或一對多幫扶政策。城市中小學應該與鄉(xiāng)鎮(zhèn)中小學開展更多學習交流活動，大中城市的高等院校應該與中小城市的高等院校進行更多的人才交流，實行教育“對口扶貧”政策。（2）堅決遏制我國各地政府盲目開展的“人才大戰(zhàn)”活動，每個城市經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異，一味去爭奪“高才生”并不可取，應當結合自身的產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況，完善當?shù)厝瞬排囵B(yǎng)模式，鼓勵當?shù)厝瞬旁诒镜鼐蜆I(yè)，對于當?shù)貒乐厝狈Φ母呒壢瞬?，則可以加大人才引進力度，給予更高標準的補貼，并建立高級人才流動站，鼓勵他們傳授先進的技術和方法。對于中西部地區(qū)人才流動的“孤島”現(xiàn)象，政府可通過財政補貼和優(yōu)惠政策，鼓勵沿海地區(qū)生產(chǎn)部門和員工同步向內陸遷移，以加強各地區(qū)的人才互動。（3）各地區(qū)為保證人才隊伍建設的可持續(xù)性，應保持地區(qū)經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展來留住人才，結合當?shù)厝肆Y本的特點，發(fā)揮自身的比較優(yōu)勢，在注重效率、節(jié)能與環(huán)保的前提下，發(fā)展適宜的產(chǎn)業(yè)，穩(wěn)步推進城鎮(zhèn)化建設。同時，除了教育“對口扶貧”外，經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)要向周邊地區(qū)提供經(jīng)驗和技術指導，經(jīng)濟落后地區(qū)的管理人員要多去發(fā)展成功的地區(qū)考察學習，借鑒發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)業(yè)規(guī)劃等經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)驗。