教育公平賦能共同富裕的理論機制與政策研究
——基于中國省級面板數據的實證分析

楚爾鳴,肖文琛

引言

共同富裕既是中國人民的長期夙愿,更是中國共產黨成立以來的奮斗目標和執政方向。改革開放伊始,由于人民生活水平普遍不高,即富裕度低而共同度高,為提高富裕度,鄧小平提出“讓一部分人先富起來,帶動大部分地區,然后達到共同富?！?。改革開放40年后,中國已是世界第二經濟大國,2020年人均GDP達到1.05萬美元,超過中等收入國家水平,但與此同時,中國的貧富差距持續拉大,基尼系數為0.45左右,超過聯合國0.40的警戒線。因此,2021年8月習近平總書記在中央財經委員會第十次會議上強調 “共同富裕是全體人民的富裕,是人民群眾物質生活和精神生活都富?！?。當然,共同富裕也不是一蹴而就的,而要“分階段促進共同富?！?并在“十四五”規劃和2035年遠景目標的建議中提出2035年“人均收入達到中等發達國家水平”的遠景目標。

目前,雖然人們對共同富裕的內涵、共同富裕的推進程序及目標要求等基本形成了共識,明確了共同富裕的過程是動態的、漫長的、非同步的,共同富裕是分階段、分區域、穩步推進的差別富裕[1],而且也知道中國在實現共同富裕的道路上,必須在不斷提高人民富裕度的基礎上,重點關注共同度和可持續度,從而實現共同富裕各維度之間的均衡發展。但對于如何實現共同富裕卻眾說紛紜,學者們從就業、收入分配、財稅體制、公共服務、資源環境等不同方面提出了自己的見解。

教育公平①是實現共同富裕的核心之一②,教育公平在促進共同富裕的過程中同樣具有非常重要且獨特的作用。中國目前還存在一些教育不公平的現象,從教育資源的不公平來看,偏遠地區以及農村低收入家庭與經濟發達地區的教育資源差距依然很大。中國作為一個地域廣、人口多的大國,各地經濟社會發展水平很不平衡,社會文化差異很大,客觀上造成了不同區域教育資源和教育發展水平不平衡。如2020年北京市生均公共預算教育經費在小學、初中、高中分別是河南同類學校的4.6倍、5.5倍和6.3倍。從教育機會的不公平來看,中國不同家庭之間、不同地區之間特別是城市與農村之間還不同程度地存在著教育起點的不公平、教育過程的不公平和教育結果的不公平,總體看,家庭收入越高的階層,其子女受教育程度越高[2]?？梢娧芯恐袊逃脚c共同富裕之間的關系具有非常重要的理論意義和現實意義。

雖然人們已經認識到教育公平會影響共同富裕,但對一些深層次的問題卻缺乏研究,如教育公平對共同富裕的影響是正向的還是負向的?影響程度有多大?教育公平是通過何種路徑影響到共同富裕的?其作用機制究竟是什么?教育公平對公平富裕的影響是否存在異質性?我們應采取什么樣的政策來進一步推進教育公平和共同富裕?回答上述問題便是本文研究的主旨。

一、文獻綜述

與本文密切相關的文獻涉及教育公平、共同富裕的測度,以及兩者的作用機理等。從教育公平的測度來看,主要有綜合指標測度和單一指標測度兩類。綜合指標測度是根據理論上探討的教育公平內涵相應提出指標體系,有學者從起點、過程和結果公平三方面提出了教育公平程度的評價指標體系,并據此提出增進我國教育公平的思路與對策[3]。單一指標測度是采用某個具體指標來反映教育公平的程度,如教育基尼系數、教育變異系數、平均受教育年限等[4-6],特別是教育基尼系數目前已成為國際上最常用的教育公平測度指標之一。本文為避免綜合測度可能帶來的測量誤差,采用教育基尼系數的倒數來作為教育公平指數。

從共同富裕的測度來看,則可分為從單一維度、兩維度和三維度三種不同的方法。有的學者用“中產階層人數占比”單一指標來測度共同富裕[7],雖然簡單明了,但難以反映共同富裕的真實情況。有的學者借鑒人類發展指數的構建方法,從發展度和共享度兩個維度來測度共同富裕[8],雖然易于理解,但存在共享度的函數非單調性的問題。大多數學者是從富裕度、共享度和可持續度三個維度,并選擇不同的指標構建綜合評價指標體系,經無量綱化處理與指標賦權來測度共同富裕綜合指數[9-13]。三維度測度方法是目前較為全面和更接近現實的,因此本文也采用三維度的測度方法。

從筆者掌握的文獻來看,目前直接研究教育公平對共同富裕影響的文獻還較少,只有馬鳳岐、謝愛磊(2022)[14],欒海清(2022)[15],祁峰、高策(2022)[1],王耀偉、侯懷銀(2022)[16]等發表的少數文獻,且基本上都是定性分析,定量分析教育公平對共同富裕影響的文獻還鮮見。當然,另外有些文獻雖然沒有直接研究教育公平對共同富裕的影響,但還是研究了教育公平與共同富裕相關范疇的一些問題,如在教育公平對收入分配的影響方面,有的學者研究認為教育公平能夠縮小居民收入差距[6];在教育公平對經濟增長的影響方面,有學者研究發現教育公平會促進人力資本積累,而人力資本積累是經濟增長的重要來源之一[15];還有學者認為教育公平會促進居民代際流動,最終促進經濟增長[17]。本文在這些研究成果的基礎上,進一步深入研究教育公平與共同富裕之間的定量關系,并采用教育基尼系數的倒數來測度各個省的教育公平指數,同時參考陳麗君等的研究,選取富裕度、共同度、可持續度三個維度來測度共同富裕,在此基礎上,系統梳理教育公平影響共同富裕的理論機制,具體測度作用效果。

二、理論分析與研究假設

公平是當代社會的基本價值指向,更是社會主義核心價值觀的基本內容。教育公平作為社會公平正義的重要內容,不僅涉及千家萬戶的切身利益,而且事關民族復興與國家強盛。中國改革開放后立足于基本國情和時代需要,不斷探索具有中國特色的教育公平發展道路,從“半工半讀”到恢復高考,從免除義務教育學雜費到農村義務支教,從教育公共服務均等化到高等教育大眾化,這些無不體現出中國教育事業取得了舉世矚目的成就。而伴隨著教育公平的歷史演進,中國經濟社會也發生了翻天覆地的變化,不僅經濟總量上成為世界第二大經濟體,而且人均GDP從20世紀80年代初的300美元提高到目前超過1萬美元,更是強調“以人為本”“包容性增長”“共享發展”,使共同富裕指數不斷提高。那么,教育公平與共同富裕之間究竟存在怎樣的影響機制呢?本文經理論梳理后認為,教育公平不僅會直接影響共同富裕,而且會通過人力資本積累、區域創新能力、居民創業活力三個機制間接影響共同富裕(圖1)。

圖1 教育公平促進共同富裕的作用機制

(一)教育公平對共同富裕的直接效應

教育公平對共同富裕的直接效應主要來自三個方面:一是教育公平有利于促進偏遠地區以及低收入家庭受到相對均衡的教育,從而提高社會低收入階層的勞動技能和勞動收入,有利于實現社會階層流動,防止社會階層固化。從這個角度來說,教育公平是阻斷貧困代際傳遞的有效途徑,一個公平的教育機會有利于增加低收入家庭獲得階層流動的機會,從而能夠縮小貧富差距,提高共同度,促進共同富裕[15]。二是教育公平會改變勞動者的教育結構,使社會上更多的人接受公平教育,增加勞動者的平均受教育年限,提高全體勞動者的知識儲備和專業技能水平,從而提高整個社會的勞動生產率和經濟效率,提高富裕度,促進共同富裕[14]。三是教育公平不僅讓貧困地區、低收入家庭的小孩通過努力可以接受到更多的教育,而且會促使發達地區、高收入家庭的小孩也需要通過努力才能接受更多的教育,這就會提高整個社會人們的努力程度[18]。正是這種努力程度提高了,才為社會創造出更多的物質和精神財富,從而促進共同富裕的實現。故本文提出研究假設1。

假設1:教育公平能夠對共同富裕產生正向促進作用。

(二)教育公平對共同富裕的間接效應

1.人力資本積累中介機制

人力資本是人類自身在社會活動中獲得的各種實用能力,人力資本的積累主要依賴于教育支出、保健支出、勞動力流動、在職培訓等。那么教育公平又是如何通過人力資本積累促進共同富裕的呢?一是教育公平會使更多的人積累更優質的人力資本。從數量方面來說,教育公平使貧困地區、低收入居民家庭因為有同等的機會接受教育,分享教育資源,因而有更多的人接受教育,積累人力資本,縮小個人之間的人力資本差距;從質量方面來說,教育公平創造了一個平等競爭的環境,只要努力人人都可以公平地升學,延長教育年限,接受更好、更高級的教育深造,積累更優質的人力資本,甚至以后從事技術性或科研工作[19]。二是人力資本積累有利于促進共同富裕。一方面,個人之間的人力資本差距的縮小,將使個人之間的收入差距縮小,從而有利于提高共同度,促進共同富裕;另一方面,隨著教育年限的延長,人均人力資本積累額的增加,將使整個社會的勞動生產率提高,并帶動全要素生產率的提升,從而有利于提高富裕度,促進共同富裕的實現?？梢?人力資本積累應是教育公平影響共同富裕的最主要途徑之一[20-21]?；诖?本文提出研究假設2。

假設2:教育公平通過人力資本積累促進共同富裕。

2.區域創新能力中介機制

為什么教育公平可以通過提升區域創新能力而促進共同富裕呢?一是由于教育公平有利于提升區域技術創新能力[22]。一方面,由于教育公平使更多的人接受教育,從而使區域內有更多的人具備創新能力,為區域提供更多的創新成果;另一方面,由于教育公平會提升居民的平均受教育年限,激勵人們付出更多努力,從而使區域內的研發人員具備更高端的技術創新能力,可以為區域提供更優質的、更尖端的創新成果。二是區域技術創新能力的提升有利于促進共同富裕。一方面,貧困地區、低收入人群通過教育獲得創新能力后,可以提高自身的收入,加速社會階層流動,促進區域經濟發展,提高共同度而促進共同富裕[23];另一方面,更多更尖端創新成果的運用將提高全要素生產率,提高經濟社會的富裕度和可持續度而促進共同富裕。因此,本文提出研究假設3。

假設3:教育公平通過提升區域創新能力促進共同富裕。

3.居民創業活力中介機制

教育公平之所以可以通過提升居民創業活力促進共同富裕,這主要是因為:一是教育公平可以提升居民創業活力。由于教育公平不僅可以使更多的人接受教育,而且可以延長人均受教育年限,這自然會提高受教育者對社會認知的客觀性,增強受教育者行為決策的科學性,使居民愿意創業,提高創業活力和成功率[15]。二是居民創業活力的提高可以促進共同富裕。如果是貧困地區、低收入人群創業,則可以通過增加其收入而提高社會共同度;如果是發達地區、高收入人群創業,特別是通過高技術創新創業或在節能減排方面創業,則不僅會為低收入人群創造就業機會,為社會創造更多的財富,還會有利于社會的可持續發展,從多方面促進共同富裕[24]。由此提出研究假設4。

假設4:教育公平通過提升創業活力促進共同富裕。

三、變量選取與模型設定

(一)模型設定

根據前文影響機制研究,為探究教育公平對推進共同富裕的影響,基準模型構建如下:

CPi,t=α+βEdui,t+γControl_Vari,t+ui+δt+εi,t

(1)

式(1)中CPi,t代表i省t年的共同富裕指數,Edui,t為教育公平指數,Control代表上文中所選取的一系列控制變量,同時為了控制其他隨時間改變的變量以及不因時間改變但有可能對其造成影響的因素,模型對時間和省份進行了控制,ui為省份固定效應,δt為年份固定效應,εi,t為擾動項,α,β,γ為參數,本文重點關注的是參數β。

(二)變量說明與數據來源

1.被解釋變量及其測度

被解釋變量為共同富裕指數,為對其進行準確測度,本文參考陳麗君等構建的共同富裕指標體系,從富裕度、共同度和可持續度三個維度來進行測度,并分別選取了12個二級指標(表1),首先根據統計數據初步計算單個指標的值,再對所有指標進行無量綱化處理。然后采用熵值法對所有的單個指標賦權,最后合成共同富裕指數代表各省份的共同富裕指數。

表1 共同富裕指標體系

本文采用熵值法對各省的共同富裕水平進行測度,熵值法是一種客觀賦權方法,其出發點是根據各指標的離散程度來確定各指標的權重:一個指標的離散程度越大,則該指標對綜合評價的影響越大,因此賦予更大的權重;反之,一個指標的離散程度越小,則賦予較小的權重。在改革開放初期,重點關注的是富裕度等相關指標,但目前階段貧富差距持續拉大,故應重點關注共同度,而熵值法根據離散程度確定權重能夠在不同階段更加準確地反映各城市共同富裕水平的情況,因此選擇熵值法來進行測度。以下是熵值法測度共同富裕的步驟,全國綜合的共同富裕指數動態如圖2所示。

圖2 2000—2020年全國教育公平指數與共同富裕指數

第一步,設置系數矩陣。假設各地區各指標的矩陣如下:

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

2.核心解釋變量及其計算

核心解釋變量為教育公平指數,目前教育基尼系數已經成為國際上測度教育公平情況的通用指標,教育基尼系數最大值為1,最小值為0,教育基尼系數越小,教育公平程度越高。本文參考張菀洺(2013)[4]的方法,以2000—2019年各學歷程度人口的教育年限為評價指標來測算教育基尼系數,并以教育基尼系數的倒數作為教育公平的代理變量。其具體測度過程如下。

人均受教育年限指某一特定年齡段人群接受學歷教育的年限總和的平均數,是在不同受教育程度的年限基礎上計算出的各種受教育程度人口占總人口比重的加權平均數,可通過計算人力資本存量得來?！吨腥A人民共和國義務教育法》規定的義務教育年限是 9 年,本研究以人均受教育年限9年為參照標準。

(9)

其中,H表示不同層次人力資本存量總量,i指教育層次,hi表示每個教育層次的受教育人數占總人口的比例,ti表示每個教育層次的教育年限。根據我國現行的學年制度和教育體系,受教育程度可以劃分為 5個層次:第一層次,未上過學,受教育年限為 0年;第二層次,小學階段,受教育年限為 6 年;第三層次,初中階段,受教育年限為 9 年;第四層次,高中或中專階段,受教育年限為 12 年;第五層次,大專及以上階段,受教育年限為 16 年。教育基尼系數的計算公式如下:

(10)

GE=1/G

(11)

式(10)中,G表示教育基尼系數,xi表示每一層次受教育人口占總人口的比重的累計,Yi表示每一層次人口受教育年限占受教育的總年限的比重的累計。根據國際組織相關規定:基尼系數低于 0.2 表示絕對公平;0.2～0.3表示比較公平;0.3～0.4 表示相對合理;0.4～0.5 表明差距較大;0.5 以上說明差距懸殊,通常把 0.4 作為基尼系數評判的“警戒線”。此標準同樣適用于教育基尼系數,即教育基尼系數越大,教育公平程度越低,教育基尼系數越小,則教育公平程度越高。正是由于教育基尼系數通常用來衡量教育不平等程度,因此本文為了使教育公平保持與共同富裕的一致性,采用教育基尼系數的倒數作為教育公平指數,即教育公平指數越大,教育越公平。具體計算結果如圖2所示,從圖2中可以看到,教育公平指數與共同富裕指數隨著時間的推移都具有波動向上的趨勢,兩者存在高度的正相關。

3.中介變量

本文選取的中介變量是人力資本積累、區域創新能力和居民創業活力。本文從教育機會公平的角度分析認為,教育公平有利于改進人力資本結構,促進人力資本積累,進而促進共同富裕。參考李思龍等(2022)[25]的做法,以從事科研和技術服務人員數量的對數作為人力資本積累的代理變量。另外,教育公平會提升勞動者在勞動力市場上的競爭程度,使勞動力不斷提升自身專業技能,從而提升整個社會的創新能力并促進經濟的可持續發展,最終影響到共同富裕。參考李建強、趙西亮(2021)[26]的做法,采用國內專利授予量的對數作為創新能力的代理變量。同時借鑒李宏彬等(2009)[27]以及蘇任剛和趙湘蓮(2022)[28]的做法,使用各省份個體和私營企業就業人員總數占各省總人口的比值作為創業活力的代理變量。

4.控制變量

由于除了核心解釋變量的選取以外,參考韓亮亮等(2023)[9]和鄒克(2021)[29]的做法,共同富裕還受其他因素的影響。主要有:政府干預,采用公共財政支出與地區生產總值的比值來表示;產業結構,用第三產業增加值與第二產業增加值的比值來表示;教育投入水平,采用財政教育支出占財政支出的比重來衡量;對外開放程度,以按當年名義匯率計算的進出口總額(人民幣計價)與地區生產總值的比值來衡量;科技發展水平,以技術市場成交額的對數來表示;金融發展指數,用金融機構貸款余額與當年GDP的比值來表示;市場化程度,采用市場化進程總得分來衡量。

5.數據來源及描述性統計

本文的實證數據采用2000—2019年的30個省(區、市)的面板數據①(港、澳、臺、西藏由于數據不齊而放棄),數據主要來源于各年《中國統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國教育年鑒》,以及國泰安數據庫、EPS數據庫、國家統計局網站等。表2列出了主要變量的描述性統計。

表2 主要變量描述性統計

四、實證結果分析

(一)基準回歸及結果分析

考慮到各地區歷史文化差異及經濟發展狀況的個體差異,可能存在不隨時間而變化、但隨個體而變化的遺漏變量問題,所以本文以固定效應模型②做基準回歸。

表3列出了教育公平對共同富裕的基準回歸結果。列(1)只控制了年份與省份固定效應,說明地區教育公平與地區的共同富裕呈顯著正相關關系。列(2)在列(1)的基礎上加入控制變量,由于部分影響共同富裕的因素被控制變量所吸收,教育公平的系數減小,但顯著性不變,從系數來看,教育公平指數提升1%,共同富裕指數提高2.74%,并在1%的水平上顯著,說明教育公平能夠顯著促進共同富裕,由此證明了本文假說1。進一步從共同富裕的富裕度、共同度和可持續度三個維度來看,列(3)至列(5)表明,教育公平不僅能夠顯著促進富裕度和共同度,而且對富裕度的影響效果更大,教育公平每增加1%,共同度提高0.80%,富裕度提高1.44%。同時也可以從表中看到,教育公平對可持續度的影響則不顯著。

表3 教育公平與共同富?；鶞驶貧w結果

(二)內生性處理

1.工具變量法

為了緩解內生性帶來的模型系數估計有偏,本文采用工具變量法進行估計,并參考崔巍(2019)[30]的做法,選取女性文盲率作為工具變量。女性文盲率為女性文盲、半文盲占15歲及以上女性人口的百分比。采用女性而非所有人口的文盲率的原因是我國有重男輕女的陋習,數千年來的教育投資,特別是農村教育投資一直偏向男性。故本文選取的工具變量與教育公平具有很強的相關性,同時地方的共同富裕指數與女性文盲率無明顯的直接關系,可見選取女性文盲率作為工具變量滿足相關性和外生性的要求。

表4列出了工具變量兩階段估計的回歸結果,在考慮了內生性問題以后,教育公平對地區共同富裕的提升作用依舊存在,并在5%的水平上仍然顯著。同時,弱工具變量檢驗的F統計量大于10,拒絕了是弱工具變量的原假設,說明本文選擇的工具變量具有很強的合理性。

表4 工具變量兩階段估計的回歸結果

2.傾向得分匹配估計

為了緩解可能存在的內生性問題,本文除了采用工具變量法外,還采用傾向得分匹配(PSM)的方法進行估計。PSM是 Rosenbaum and Rubin(1983)為解決匹配時個體間距離的度量問題而提出的。PSM 計算平均處理效應的步驟如下:先將影響教育公平與共同富裕的相關變量納入匹配變量中。再使用Logit 模型估計出教育公平高的省份的條件概率,即傾向得分,并檢驗匹配結果是否通過平衡性檢驗以及匹配后處理組與對照組的擬合程度是否更優。然后使用傾向得分值進行近鄰匹配和核匹配,計算得到教育公平的平均處理效應(ATT)。

根據省級教育公平程度是否大于省級樣本的發展水平中值,將全國樣本劃分為“高教育公平省”和“低教育公平省”兩組。本文將滿足獨立無關假設條件的控制變量作為協變量進行匹配。表5顯示匹配后除了產業結構外樣本的t值在10%水平下均不顯著,這說明使用核匹配法后的匹配樣本各控制變量的系統性差異不顯著,表示傾向得分匹配結果很好,可以認為基本類似隨機試驗的效果。

表5 平衡性檢驗結果

為了使估計得到的標準誤更加可信,我們選擇自助法(Bootstrap)抽樣100次進行回歸分析。在分別采用核匹配、半徑匹配以及局部線性匹配三種匹配方法以后,表6顯示處理組平均處理效應(Average Treatment Effect on Treated,ATT)的結果均在5%的水平上顯著為正,這很好地說明,在傾向得分匹配方法的檢驗中,教育公平與地區共同富裕指數均存在一定的因果關系,教育公平能夠顯著增加地區共同富裕程度。這些與前面的實證結果基本吻合。

表6 教育公平對共同富裕的影響:傾向得分匹配

3.考慮滯后效應

考慮到教育對人的改變塑造是一個潛移默化的過程,人力資本吸收知識技能并轉化為創新成果的過程需要很長時間。因此,教育公平程度對人力資本、區域創新的影響作用也具有時滯性,基于此,測度教育公平對共同富裕產生影響也需要考慮一定的作用時間。通過結合本文數據的長度,同時為了檢驗教育公平對共同富裕的影響是否存在滯后效應,并且探究教育公平對共同富裕的短期效應和長期效應,本文引入教育公平的滯后項,選擇最大滯后期1～6期,同時分別進行了回歸估計?；貧w結果如表7所示,在加入教育公平滯后1～3期的時候,教育公平的滯后項均不顯著,這個結果表明教育公平對共同富裕產生影響至少需要一段時間。只加入教育公平滯后4期和滯后5期的時候,第4期和第5期的結果不僅顯著性更強,而且系數也相對較大。然后再加入教育公平滯后6期項,第6期系數開始不顯著,而且系數值較小,這個結果說明教育公平將在四五年內持續影響人力資本和創新創業,從而促進共同富裕。綜上,整體回歸結果顯示教育公平對共同富裕的影響是一個持續時間比較長的過程,同時具有一定的時滯性。

表7 教育公平對共同富裕影響的滯后性檢驗

(三)穩健性檢驗

1.替換被解釋變量的計算方法

為避免主觀賦權以及多指標數據重疊問題,本文選擇使用熵值法賦權并測度各個省份的共同富裕指數。但熵值法也存在忽略指標本身重要性程度的缺點,有時候確定的指標權數與預期的結果相差比較遠。為檢驗估計結果的穩健性,本文再使用主成分分析法測算共同富裕指數,進行穩健性檢驗?；貧w結果如表8列(1)所示依舊顯著,說明本文結論是穩健的。

表8 教育公平對共同富裕的影響:穩健性檢驗

2.替換解釋變量的衡量指標

測度教育公平的指標大致可以分為絕對指標和相對指標兩大類,絕對指標一般指教育年限標準差,體現的是各個個體受教育年限與平均教育年限的平均偏離程度。反映教育公平的相對指標包括教育基尼系數和教育變異系數,這兩種方法各有優勢,教育基尼系數現已逐漸成為國際上測量教育公平情況的通用指標,教育變異系數可以消除不同平均受教育年限對教育不平等的影響。前面的基準回歸使用了教育基尼系數來衡量各省份教育公平水平,為了驗證估計結論的穩健性,本文參考顏敏和王維國(2010)[5]的做法,用教育變異系數作為替換教育公平的衡量指標,并對基準回歸進行重新估計。估計結果如表8列(2)所示,教育變異系數的回歸系數依舊顯著,本文的結論仍然穩健。

3.剔除直轄市樣本

在省級行政單位中,考慮到直轄市的特殊地位和政策偏向性,直轄市在城市發展理念、資源占有率、社會開放程度以及經濟發展等方面具有更高的優勢,這些條件往往也是同時影響教育公平和共同富裕的重要宏觀因素,故直轄市的教育公平水平更高,共同富裕程度也越高,反向因果問題比較嚴重。參考韓亮亮等(2023)[9]的做法,本文剔除北京、上海、天津和重慶4個直轄市后,再利用模型(1)重新進行回歸估計?；貧w結果如表8列(3)所示,教育公平的系數仍然顯著為正。

4.替換估計方法

基礎回歸中的固定效應模型的組間異方差檢驗和組內自相關檢驗結果中p值均為0,這表明模型存在組間異方差問題和組內自相關問題,因此需要修正組間異方差和組內自相關問題。本文選擇Driscoll-Kray標準誤的固定效應模型(XTSCC),綜合處理異方差和自相關問題,回歸結果如表8列(4)所示?；貧w結果顯示在修正組間異方差檢驗和組內自相關的問題后,教育公平依然能提高地區共同富裕程度,本文的結論仍然穩健。

五、進一步分析

(一)教育公平促進共同富裕的機制檢驗

本文的理論分析表明,教育公平還通過人力資本積累、區域創新能力和居民創業活力的中介作用來間接影響共同富裕,為檢驗中介機制影響的有效性,本文采用中介變量模型對其進行中介效應檢驗?；灸Ｐ蜆嫿ㄈ缦?

CPi,t=α0+α1Edu+γControl_Vari,t+ui+δt+εi,t

(12)

Mediatingi,t=β0+β1Edu+γControl_Vari,t+ui+δt+εi,t

(13)

CPi,t=γ0+γ1Edu+γ2Mediating+γControl_Vari,t+ui+δt+εi,t

(14)

具體檢驗步驟分三步:第一,教育公平Edu對共同富裕CP進行回歸;第二,教育公平Edu對中介變量Mediating進行回歸;第三,教育公平Edu及中介變量Mediating對共同富裕進行回歸。若α1、β1、γ2顯著,γ1不顯著,則表明存在完全中介效應;若α1、β1、γ2顯著,γ1顯著且γ1<α1,則表明存在部分中介效應。

1.人力資本積累的中介效應

為檢驗教育公平通過人力資本積累對共同富裕的影響,驗證假設2,本文參考李思龍等(2022)[25]的做法,選取各省從事科研和技術服務人員數量的對數作為人力資本積累的代理變量。因為教育公平能夠提升低收入群體接受公平教育的機會,促進社會階級流動,從而在勞動者受教育結構中增加高學歷勞動者所占的比例[21],因此選取各省從事科研和技術服務人員數量的對數作為人力資本積累的代理變量具有合理性。使用中介效應模型,檢驗結果如表9所示,列(1)是式(12)的回歸結果,即前面的基準回歸結果;列(2)是式(13)的回歸結果,可以看出教育公平對人力資本積累的影響顯著為正,說明教育公平能夠促進人力資本積累;列(3)是式(14)的回歸結果,加入人力資本積累這一中介變量后,教育公平對共同富裕的回歸系數同樣顯著為正,且列(3)中教育公平對共同富裕的影響系數相對于列(1)有所下降,說明人力資本積累對教育公平促進共同富裕起部分中介作用,假設2成立。從具體系數值來看,在保持其他因素不變的情況下,教育公平指數每增加1%,共同富裕會直接提升2.22%,同時也會使人力資本積累提升7.00%,從而導致共同富裕間接提升0.52%,總效用提升2.74%,人力資本積累的中介效應占總效用的比例為18.91%。

表9 教育公平影響共同富裕的作用機制

2．區域創新能力的中介效應

為檢驗創新能力的中介作用,驗證假設3,本文參考肖利平等(2022)[22]的研究,選取各省專利授權量的對數作為創新能力的代理變量,檢驗結果如表9所示。列(4)中教育公平對創新能力在1%的水平上顯著為正,說明教育公平能夠對各省創新能力產生顯著的正向影響;列(5)中加入了創新能力這一中介變量以后,創新能力對共同富裕的回歸系數同樣顯著為正,而且列(5)中教育公平對共同富裕的系數相較于列(1)有所下降,表明創新能力對教育公平促進共同富裕同樣起部分中介效應,假設3成立。從具體的系數值可以算出,在總效用2.74%中,直接效應是1.46%,創新能力的中介效應是1.28%,創新能力的中介效應占總效應的比例是46.74%。

3．居民創業活力的中介效應

為檢驗創業活力的中介作用,驗證假設4,本文借鑒李宏彬等(2009)[27]、蘇任剛和趙湘蓮(2022)[28]的做法,使用各省份個體和私營企業就業人員總數占各省總人口的比值來作為創業活力的代理變量。由于大部分創業需要個人具有較高的文化水平和素質,而教育公平可以使更多的人接受良好的教育,從而提高文化水平和個人素質,教育公平指數越高,參與創業的人數就會越多,個體和私營企業就業人員占比就會越高。檢驗結果如表9所示,列(6)中教育公平能夠在5%的顯著水平下促進創業活力提高,列(7)中加入中介變量后,創業活力對共同富裕的回歸系數依舊顯著為正,且教育公平對共同富裕的影響系數比列(1)有所下降,同樣說明創業活力對教育公平促進共同富裕起部分中介效應,假設4得到證實。從具體系數來看,在總效用2.74%中,直接效應是2.55%,創業活力的中介效應是0.19%,創業活力的中介效應占總效應的比例是6.72%。

(二)教育公平促進共同富裕的異質性分析

1.不同學科水平的異質性

為檢驗不同高等教育資源分布是否會對教育公平促進共同富裕帶來不同的影響效果,我們根據邱均平團隊發布的《中國研究生教育及學科專業評價報告》來評價不同省份的高等教育學科水平④。該報告基于“辦學資源,教研產出,質量與影響、學術聲譽”四個一級指標的綜合評價來對不同省份的高等教育學科水平進行排名,本文基于14次報告得出每個省的平均排名,將排名前15的省份定義為學科強省?；貧w結果如表10所示,列(1)的回歸系數顯著為正,而列(2)的系數則不顯著,說明學科強省的教育公平對共同富裕的促進作用更大,而非學科強省的教育公平并沒有顯著地提升共同富裕指數。究其原因,可能是學科強省由于其自身教育資源比較豐富、可接受的高校學生多、師資力量雄厚以及教育設施相對完善,從而教育公平影響的人數多,影響的程度大,從而對共同富裕的促進作用大;相反,非學科強省教育公平的影響人數少,影響程度小,對共同富裕的促進作用也就小。

表10 異質性分析結果

2.不同經濟發展水平的異質性

教育發展需要投資,而投資又取決于經濟發展水平。為檢驗不同的經濟發展水平是否會對教育公平促進共同富裕帶來異質性影響,本文采用人均GDP作為各省經濟發展水平的代理變量,并采取中位數方法進行分組,回歸結果見表10。列(3)的回歸系數顯著為正,說明經濟發展水平高的省份,教育公平對共同富裕的存在顯著的正向影響,而列(4)的回歸系數不顯著,說明經濟發展水平低的省份的教育公平并沒有顯著地提升共同富裕指數。產生這種差異的原因在于經濟發展水平高的省份,在教育領域的投資大,積聚的教育資源多,包括吸引更多更優秀的師資、建設規模更大更完善的教育基礎設施、有著更充實的教育運行和研究經費等,使教育公平影響的人數更多,影響的程度更大,從而對共同富裕的促進作用大;相反,經濟發展水平低的省份對共同富裕的促進作用小。

3.不同基礎設施水平的異質性

不同的基礎設施包括交通、電訊、互聯網等會影響受教育者的公平教育機會,為檢驗這種影響是否會對共同富裕產生進一步的影響,本文借鑒陳武元等(2021)[31]的做法,采用互聯網普及率作為基礎設施水平的代理變量,并按互聯網普及率的中位數分兩組來進行分組回歸。由于互聯網的普及能夠通過網絡實現教育資源共享來促進教育公平,并且互聯網在傳播知識和技能上具有成本低、效率高的特征,不僅影響面大,而且與教育有著高度關聯性,因此采用互聯網普及率作為代理變量具有合理性?；貧w結果如表10所示,列(5)的教育公平系數顯著為正,列(6)的系數則不顯著,說明互聯網普及率高的省份的教育公平對共同富裕的促進作用顯著,相反互聯網普及率低的省份則不顯著。

六、研究結論與政策建議

本文采用2000—2019年省級面板數據研究了教育公平對共同富裕的影響,不僅測算了共同富裕指數和教育公平指數,而且還分別從人力資本積累、區域創新能力和居民創業活力三個途徑探討了中介機制和作用效果,得出以下幾點主要結論:第一,教育公平會直接正向影響共同富裕。教育公平不僅影響共同度,而且對富裕度的正向促進作用更大;教育公平每增加1%,共同度提高0.80%,富裕度提高1.44%,共同富?？傊笖堤嵘?.74%。第二,教育公平還通過人力資本積累、區域創新能力、居民創業活力間接影響共同富裕,而且三個不同中介機制的作用效果是不相同的,其中人力資本積累的中介作用為18.91%,區域創新能力的中介作用為46.74%,居民創業活力的中介作用為6.72%。第三,教育公平對共同富裕的影響具有異質性,在高等教育學科強、經濟發展好、基礎設施完善的省份,教育公平對共同富裕的促進作用更強。

本文的研究結論表明,促進區域內和區域間的教育公平不僅有利于經濟社會協調發展,而且有利于增進人民福祉,實現共同富裕。本文建議:

(1)重點關注經濟欠發達地區的教育發展。改革開放初期,教育是底層群體向上流動和促進社會平等的重要機制,但是近年來由于教育回報率下降,教育競爭日趨激烈,教育不平等呈現擴大的趨勢。因此,建議通過政策扶持經濟欠發達地區和西部地區的教育發展,豐富其教育資源、增加大眾接受高等教育的機會、緩解教育競爭等,提高這些地區的教育公平程度,推進共同富裕的實現。

(2)在財政可持續條件下延長義務教育年限。延長義務教育年限是提升教育公平最為直接的方式,從短期來看,延長義務教育年限會增加政府財政教育支出,但從長遠來看,這項措施可以促進全社會人力資本積累,不斷改善人力資本結構,從而提升社會創新能力,促進社會高質量發展,實現共同富裕。目前的可行做法是將9年義務教育增加至12年義務教育。

(3)加強教育及其配套基礎設施建設。如互聯網教育能夠為教育資源不平衡的省份提供一個享受高質量教育的途徑,同時由于互聯網的便利性和低成本性,線上教育可以成為促進各省份教育資源平等的一個途徑。因此加強互聯網基礎設施建設,可以讓偏遠地區的學生通過網絡獲得和發達地區學生相同的優質教育資源。另外,中央政府可通過加強轉移支付,支持高等教育非學科強省的教育基礎設施建設,促進教育要素在區域間和區域內有效流動,提升整體教育公平指數,以更有效地促進共同富裕。

(4)地方政府應加大居民創業扶持政策力度。地方政府應加大對居民創業的扶持力度,使居民擁有更好的創業環境。比如,制定優惠政策推動居民創業,采取措施促進居民實現階層流動,建立合理的經濟社會資源分配機制,為居民的發展提供空間和創造機會,尤其是在就業、創業等環節加強對弱勢群體的扶持。

(5)著力培養高層次創新人才,積累高素質人才資本。加大對解決“卡脖子”的芯片等科技領域的創新人才培養,特別是研究型大學以及各類研究院所要布局攻堅核心技術。要想解決“卡脖子”問題,我們就要實現自主創新,而實現自主創新最需要的是創新型人才,所以要發揮教育創新在人才創新方面的作用,在科教興國的道路上發揮教育的作用,為實現中國式現代化提供人才支撐。

注釋：

① 教育公平是一個社會分層與教育機會均等問題,涉及不同群體的社會地位、社會流動、機會、職業、收入、財富、教育機會等內容,一些學者認為教育公平是教育機會均等,它包括兩方面的內容:人人享有受教育的機會和人人公平接受高質量的教育。

② 由北大國發院院長、博雅特聘教授姚洋在北大國發院主辦的“第六屆國家發展論壇”上提出。

③ 教育變異系數越小,教育越公平,與共同富裕呈負相關關系。

④ 由杭州電子科技大學中國科教評價研究院和浙江高等教育研究院、武漢大學中國科學評價研究中心聯合中國科教評價網推出。