教育公共支出與收入不平等-基于結(jié)構(gòu)門檻回歸模型的實證研究_2

1、    教育公共支出與收入不平等基于結(jié)構(gòu)門檻回歸模型的實證研究    摘要：本文利用結(jié)構(gòu)門檻回歸（str）方法和105個國家19812016年的跨國數(shù)據(jù)，研究教育公共支出在不同的制度質(zhì)量（政府治理水平）上對收入不平等的影響。研究結(jié)果表明，教育公共支出與收入分配不公平之間的關(guān)系通常具有非線性特征；只有在高于政府治理的門檻水平時，教育公共支出才能改善收入分配，否則教育公共支出對收入不平等的影響是負面的。本文據(jù)此提出中國教育公共支出的政策建議：一是進一步優(yōu)化教育投資結(jié)構(gòu)，提高教育公共支出的投資效率，更好地發(fā)揮教育公共支出在人力資本積累和收入分配公平方面的積極作

2、用；二是進一步加大政府教育公共投資力度，增加教育公共支出，獲得教育促進人力資本積累和收入差距縮小的“乘數(shù)效應(yīng)”。關(guān)鍵詞：公共財政，教育支出，收入不平等，政府治理，門檻效應(yīng)一、引言不平等與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系引起了許多經(jīng)濟學(xué)家的關(guān)注，他們通過證明收入分配情況在經(jīng)濟發(fā)展初級階段逐步惡化來證實兩者之間的非線性關(guān)系（kuznets，1955；arshed等，2019）。事實上，經(jīng)濟資源會從生產(chǎn)效率低的部門流向生產(chǎn)效率高的部門，當勞動力由低生產(chǎn)率部門轉(zhuǎn)移到高生產(chǎn)率部門時，收入分配變得更加平均，從而改善并促進了經(jīng)濟發(fā)展。但是，與kuznets（1955）的結(jié)論相反，很多研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)達國家的收入分配不公平的問

3、題被市場機制放大，表現(xiàn)得更為突出（oecd，2008）。自20世紀80年代中期以來，一些國家的收入分配不公平問題表現(xiàn)比較明顯，特別是在最近幾次經(jīng)濟危機期間表現(xiàn)得更為突出，這引發(fā)了學(xué)術(shù)界關(guān)于收入分配結(jié)果決定因素、收入分配對經(jīng)濟增長的影響及如何限制其對增長的影響的激烈討論（dabla-norris等，2015）。人力資本特別是公共教育積累的人力資本，在很大程度上被認為是縮小社會差距最重要的途徑之一（楊娟、賴德勝和邱牧，2015；倪志良和趙春，2004；arshed等，2019）。因此，許多發(fā)展中國家將大量財政預(yù)算用于教育（glomm和ravikumar，2003；李振、王開玉和向鵬飛，2015）。

4、在就業(yè)市場，教育水平作為個人能力和生產(chǎn)力的重要信號，決定著個人的工資水平和職業(yè)選擇，也給“寒門子弟”提供了更多的機會，尤其是改善了他們的社會地位。鑒于在就業(yè)市場教育水平與工資水平的強相關(guān)關(guān)系，過去幾十年各國對高等教育的需求持續(xù)增長，這又產(chǎn)生了兩種效應(yīng)：一種效應(yīng)是受教育工人在勞動力中所占比例的變化導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。正如kuznets（1955）的假設(shè)，這種變化最初往往會加劇不平等。另一種效應(yīng)是緊縮效應(yīng)，勞動力市場中熟練（受過高等教育的）工人數(shù)量的增加會在達到一定的收入不平等門檻之后降低他們的工資（knight和sabot，1983）。在此背景下，一些研究主要關(guān)注教育公共支出與收入不平等之間的關(guān)系。

5、事實上，政府稀缺資源的分配取決于各種公共服務(wù)或公共產(chǎn)品（如國防、教育、基礎(chǔ)設(shè)施等）的優(yōu)先權(quán)。但回答“教育公共支出是否有利于減少不平等”這個問題，對于確定教育公共支出分配的政策效果仍然十分重要。如果教育公共支出的效應(yīng)是積極的，政府可以將更多的資源用于教育，以盡可能消除收入分配的不公平。但是，根據(jù)已有的文獻，教育公共支出對收入分配結(jié)果的效應(yīng)并不確定（谷宏偉和楊秋平，2013；丁忠民和玉國華，2017；asongu和odhiambo，2018）。一般而言，研究公共產(chǎn)品供給，特別是教育公共支出對收入不公平影響的文獻仍然很少，而且既有文獻的結(jié)論也有不一致或矛盾的情況。一些理論研究認為，在收入分配不平等或

6、異質(zhì)性較高的社會，政府用于教育的公共資源更少（de la croix和doepke，2009）；而其他一些研究則認為，更高水平的收入不平等問題往往與更有力的稅收再分配政策相關(guān)聯(lián)。然而，glomm和ravikumar（2003）發(fā)現(xiàn)，教育公共支出在減少收入不平等方面的作用并不完全明確。政府對教育的投資可以增加貧困兒童上學(xué)的機會，但同時也可能擴大貧富之間的收入差距。如果窮人接受教育的資源不足，尤其是他們繳納的稅款部分用于增加政府教育支出，他們就無法從教育擴張中獲益。jimenez（1986）的研究結(jié)果與此類似，他發(fā)現(xiàn)教育公共支出的增加并不能讓窮人受益，進而減少收入不平等。wong（2016）認為，

7、腐敗會影響公共支出的分配結(jié)果，但不會影響預(yù)期的方向。由于官僚和政府官員濫用權(quán)力，腐敗可能會將公共支出的資源集中在社會精英手中，這會加劇收入分配的不平等（dobson和ramlogan-dobson，2010）。一些學(xué)者還對教育公共支出在不同教育層次的分配問題進行了研究（hwang，2005）。birdsall（1997）發(fā)現(xiàn)，在收入不平等程度較高的發(fā)展中國家，基礎(chǔ)教育公共支出的作用遠不如高等教育公共支出，而后者的受益者卻是社會的富裕階層，因而教育公共支出的再分配效應(yīng)遠遠沒有達到縮小收入差距的目標；同時，收入分配不公平的發(fā)生率與政府治理能力水平呈負相關(guān)。hwang（2005）也證實了這一結(jié)果，他

8、認為分配給高等教育的資源份額與收入不平等之間存在正相關(guān)關(guān)系。此外，很多研究比較了不同的教育制度，特別是公立教育和私立教育對收入分配的影響（doepke和de la croix，2004等）。他們的研究結(jié)果證實了公共教育的再分配特征，這解釋了公共教育對窮人的強烈偏好，同時也確定了政府治理水平（制度質(zhì)量）在公共教育再分配效應(yīng)中的決定性作用。本文將研究教育公共支出與收入不平等之間的關(guān)系，以確認對教育投入更多的資源是否有助于縮小社會貧富差距。但本文與既有文獻的區(qū)別在于，使用非線性關(guān)系來解釋既有文獻發(fā)現(xiàn)的混合性結(jié)果（有的研究認為教育公共支出與收入分配公平正相關(guān)，而有的研究卻得出相反的結(jié)論）。事實上，許多

9、因素都會影響教育公共支出與收入差距之間的這種相關(guān)性，這些因素包括經(jīng)濟收入水平以及本文關(guān)注的政府治理水平（制度質(zhì)量）等。本文在兩個方面進行了創(chuàng)新：第一，據(jù)我們所知的文獻，教育公共支出與收入不平等之間的直接聯(lián)系，以及與制度質(zhì)量之間的間接聯(lián)系，在以往的研究中鮮有提及。更確切地講，我們將政府治理水平（制度質(zhì)量）的門檻水平內(nèi)生化，用內(nèi)生的計算結(jié)果解釋教育公共支出與收入差距之間關(guān)系的實證研究結(jié)論。第二，我們使用kourtellos、stengos和tan（2016）提出的結(jié)構(gòu)門檻回歸方法（structural threshold regression，str）研究教育公共支出與收入不平等之間的關(guān)系，這一方

10、法是hansen（1996、1999、2000）及caner和hansen（2004）方法的綜合應(yīng)用，我們同時考慮門檻非線性因素，并處理門檻變量和回歸的雙重內(nèi)生性問題以及制度特異性的異方差問題。實際上，hansen的方法在關(guān)于金融、公共債務(wù)、外國直接投資、貿(mào)易、政府援助、制度質(zhì)量等對經(jīng)濟增長和收入不平等非線性影響的研究中得到廣泛應(yīng)用，但該方法忽略了門檻變量和控制變量的雙重內(nèi)生性問題，這導(dǎo)致對特定區(qū)域局部效應(yīng)的估計參數(shù)不一致。本文的研究基于19812016年間105個國家的平均橫截面數(shù)據(jù)，結(jié)果表明，教育公共支出在改善收入分配方面存在一個政府治理的門檻效應(yīng)，在這一治理門檻水平之下，教育公共支出不利

11、于改善收入分配，反而加劇了收入差距問題。二、數(shù)據(jù)來源和研究方法本文基于結(jié)構(gòu)門檻回歸（str）模型，并利用19812016年間105個國家的跨國平均數(shù)據(jù)，研究教育公共支出與收入不平等之間的非線性關(guān)系。我們的回歸模型為：ginii=（1gedui+1xi）i（當i）+（2gedui+2xi）i（當i）+i （1）其中，被解釋變量為基尼系數(shù)（gini），用以衡量收入不平等水平；制度質(zhì)量（institutional quality，i）是衡量政府治理水平的變量，則是其門檻水平。解釋變量為教育公共支出，本文用教育公共支出占gdp的比重（gedu）指標進行衡量，根據(jù)教育投資水平評估政府的努力程度（barr

12、o，1991）。制度質(zhì)量被一個門檻水平劃分為兩個部分。對于制度質(zhì)量（政府治理水平），借鑒既有研究的做法，采用以下五項治理指標進行衡量：（1）政治穩(wěn)定（ps），這是衡量政府穩(wěn)定性和治安情況的一個指標；（2）政府效能（gov），評估政府有效執(zhí)行政策和維持公信力的能力；（3）監(jiān)管質(zhì)量（reg），評估政府制定政策支持私人部門的能力；（4）法律規(guī)則（lr），提供了有關(guān)產(chǎn)權(quán)保護和合同執(zhí)行的法律制度的相關(guān)信息；（5）腐敗控制（cor），計算了公共權(quán)力與私人利益明確劃分的程度。這些指標的值介于-2.5，2.5之間，-2.5代表治理不好，而2.5表示治理良好。參數(shù)是一個未知的制度質(zhì)量（或政府治理水平）的門檻值。

13、本文的回歸模型允許教育公共支出的作用因制度質(zhì)量高于（或低于）某一特定水平而不同。1、2分別評估教育公共支出對低制度質(zhì)量和高制度質(zhì)量國家收入分配的不同影響水平，如果1=2，回歸模型就變?yōu)榫€性回歸模型。i是一個誤差項，下標i代表國家。x為控制變量。為控制影響教育公共支出與收入不平等關(guān)系的其他因素，本文選擇以下控制變量：人均初始實際gdp（gdp81）、以平均受教育年限衡量的人力資本（hk）、以進出口總額占gdp比重衡量的經(jīng)濟貿(mào)易開放程度（trade）、以實物資本投資占gdp比重衡量的實物投資水平（iy）、以流動負債占gdp比重衡量的金融發(fā)展水平（ll）。這些控制變量的選擇基于眾多有關(guān)收入分配不公平

14、問題的文獻研究。實際上，以人均初始實際gdp（gdp81）衡量的收入水平往往會影響社會收入差距（agnello和sousa，2012）；人力資本（hk）也是解釋收入不平等程度的一個重要因素；制度質(zhì)量（i）的提高對收入分配產(chǎn)生了積極影響（de gregorio和lee，2002）。此外，經(jīng)濟貿(mào)易的開放程度（trade）及金融發(fā)展水平（ll）也會影響社會收入差距（hamori和hashiguchi，2012）。基尼系數(shù)（gini index）測量的收入不平等數(shù)據(jù)來源于2018年世界收入不平等數(shù)據(jù)庫（world income inequality database，wiid）。除人力資本（hk）外，

15、所有控制變量均來源于世界銀行發(fā)展指標，人力資本（hk）來源于barro和lee（2013）及相關(guān)研究的數(shù)據(jù)庫。表1給出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計情況。表1變量描述性統(tǒng)計變量樣本數(shù)量平均值標準差最小值最大值gini10541.7669.01027.24868.05gdp811057258.3939988.728178.85042656.57hk1056.7192.7331.17512.511gedu1054.4261.6601.43511.716trade10579.39552.00521.166356.313ll10554.99142.7608.231276.557iy10521.3975.154

16、9.94942.509cor1050.1251.093-1.4422.431reg1050.1580.972-1.8261.936ps105-0.1310.943-2.2971.469lr1050.0621.0541.6891.951gov1050.1571.052-1.6822.146本文的結(jié)構(gòu)門檻回歸方法包括以下步驟：第一步，根據(jù)方程（1）檢驗線性零假設(shè)h0：1=2。該假設(shè)意味著門檻參數(shù)未被識別，這將成為一個非標準的推理問題，其中wald檢驗統(tǒng)計量（lm）不包括其傳統(tǒng)的卡方極限（hansen，1996、2000）。第二步，利用kourtellos、stengos和tan（2016）開發(fā)的結(jié)

17、構(gòu)門檻回歸（str）模型對平均跨國數(shù)據(jù)回歸，以便同時將門檻值和控制變量的雙重內(nèi)生性問題和門檻值的非線性問題納入模型。我們這種回歸方法的應(yīng)用依據(jù)大量既有文獻，制度質(zhì)量作為一個門檻變量和其他控制變量（如金融發(fā)展水平）極有可能是內(nèi)生的。因此，hansen（1996、2000）的門檻回歸方法僅在所有變量都是外生的情況下適用，而由caner和hansen（2004）提出的工具變量門檻值回歸方法在控制變量內(nèi)生時適用，這必然導(dǎo)致有偏的門檻值估計結(jié)果。為了糾正這種內(nèi)生性問題，我們采用門檻變量的緯度（la porta等，1997）和金融發(fā)展的法律淵源（la porta等，1999）作為工具變量。表2給出了12個

18、變量之間的統(tǒng)計相關(guān)性結(jié)果。表2變量相關(guān)性變量ginigdp81hkgedutradelliycorregpslrgovgini1.000           gdp81-0.5331.000          hk-0.3400.6901.000         gedu0.03970.2710.3141.000        trade0.06120.0990.2250.1921.000       ll-0.4120.5020.5050.087