公共支出人力资本与收入差异Word文件下载.docx

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门槛效应

　　中图分类号：

F830.46文献标识码：

B文章编号：

1674-0017-2017（3）-0038-06

　　一、引言

　　改革开放三十多年来，中国经济快速增长，社会取得巨大进步，但是区域发展并不均衡，地区收入也没有如新古典经济增长理论而趋于收敛，反而呈扩大的趋势。

1990年，上海人均GDP是贵州的2.67倍，而2015年已达4.85倍，两者差值已超过6万余元1，这一差距在财政分权后更为明显。

收入差距的扩大逐渐演化成为一个社会性的问题，并有可能产生一系列负面性的社会经济影响。

中国的收入差距问题主要体现在城乡和区域收入差距问题上，尤其是后者越来越突出。

在我国特殊的财政分权体制及官员晋升激励机制背景下，要缩小区域间收入差距，必须考察政府的公共投入及其通过作用于人力资本而影响的收入机制。

本文从政府公共投入与人力资本视角研究中国区域收入差异问题，这将有助于政府实施合理的公共投入政策导向，对构建社会主义和谐社会和缩小区域间收入差距有重要的理论与实践意义。

　　二、文献回顾与研究假设

（一）公共投入与收入差异

　　近些年来，对收入差异问题展开了较多研究。

部分研究从政府的财政政策视角来分析收入差异问题，政府通过增加基础设施建设或税收政策倾向来缩小区域间的收入差距。

一是基础设施建设的“加速器”作用，通过促进经济增长而缩小区域收入差距：

Barro（1990）将公共资本纳入内生增长模型，发现政府通过提供基础设施等公共产品可以提高长期经济增长率，且基础设施的经济回报率在低收入国家或地区更高，从而能够降低贫困的发生率。

二是基础设施带来“就业效应”提高了欠发达地区的人均收入，同时基础设施的完善能够吸引企业与工人到该地区投资与工作，从而能够促进该地区的财产性收入增加。

三是降低了区域内厂商与民众、厂商间的生产和交易费用。

政府基础设施投资能够带来聚集经济，企业的空间聚集促进贸易便利化，降低区域内部的交易费用，从而减少“南北”之间的收入差距。

同时聚集经济提高了交易效率，专业化分工是缩小区域收入差距的重要途径。

　　以上研究均表明，基础设施的投资建设，无论是存量或质量的改善都能够促进收入分配的均等化，且能抑制贫困发生率，有烫平各地区收入差异的积极作用，但公共投入的不均等会造成“马太效应”。

政府缺乏对偏远或贫困地区基础设施的投资，不利于区域平衡发展，再者政府与资本的勾结形成的行政垄断会拉大收入差距。

总之，政府的财政政策导向会直接影响到居民的收入，且在不同的制度环境及国别上会导致不同的结果，直接影响到收入差异。

（二）人力资本与收入差异

　　尽管针对政府的公共投入与收入差距方面有较多有益的探讨，但政府公共投入通过作用于人力资本来影响收入差异可能成为重点关注的一面。

政府在教育、医疗卫生等方面的非经济支出很大程度上影响了人力资本的积累，导致区域间劳动生产率的不同从而对收入差异产生直接的影响。

在发展中国家，由于各种基础性制度不完善，政府的财政支出效率受到诸多因素的制约。

早期的分权理论认为拥有更多自主权的地方政府为迎合民众的偏好而有效地提供公共服务，从而有利于地方人力资本的积累。

但财政分权也会带来不利的后果，在中国特殊的财政分权体制和官员晋升激励机制背景下，相对完美的激励考核机制使得官员拥有对基础设施等经济性支出的驱动力，导致非经济性公共物品供给不足且效率低下。

　　目前，教育、医疗等投资对经济增长和收入差异的作用仍未得到一致性的实证检验。

通常认为公共教育支出规模增加有助于经济增长和缩小收入分配差距。

近年来，中国政府对医疗卫生和社会保障的投资大大提高了健康的人力资本，健康的人力资本在反贫困和个人的收入增长中发挥了重要作用。

另一方面，教育、医疗资源配置的不公平可能扩大收入差距，过多偏向于高等教育虽然提高了教育的边际收益率，但最终的结果仍然是收入不平等上升。

目前我国教育经费支出偏向于高等教育，欠发达地区获得中央教育拨款远远低于东部沿海发展地区，不利于西部欠发达地区人力资本的积累。

虽然基础教育投资更有利于人力资本的积累，但是高等教育的投资倾斜抑制了大多数欠发达地区人力资本的积累、加剧了地区收入的不均等。

政府公共投入导致收入差距的分析揭示了政府扩大民生投资必将通过直接和间接两个作用渠道，加剧了区域收入差异的波动。

　　（三）收入差异与人力资本投资

　　人力资本作为经济增长的重要引擎，决定了区域发展的非平衡性和区域收入差距的扩大，而收入水平又直接影响到人力资本投资。

已有文献也尝试通过理论与实证方法来研究收入差距与人力资本积累的关系。

当前我国高等教育及就业机会的不均等导致部分低收入家庭不愿投资于人力资本，反而造成了收入的持久性差异。

此外收入的再分配也直接影响到健康水平，Deaton（2005）发现收入不平等与健康状况存在显著影响，尤其对低收入人群的健康更为不利。

　　虽然政府是人力资本投资的重要主体，但在高等教育、医疗等方面私人投资仍占有较高比例，人们拥有多高收入之后会进行人力资本的投资？

显然人力资本投资存在一个“门槛值”，初始收入高于该门槛值的民众愿意从事人力资本的投资，那么因收入的差异就会导致不同的人力资本存量，最后呈现出明显的区域和代际间“富者越富、穷者愈穷”的“马太效应”。

门槛值越低越有利于低收入者及更多有才能的人通过教育以积累人力资本，有助于解决贫困和收入分配问题。

纵观国内外理论与实证研究，收入差距的扩大不利于人力资本的积累，政府公共投入?

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域经济增长和收入差距的作用，而人力资本大多都采用教育或者医疗这一指标进行替代，可是教育和医疗仅仅是人力资本的一部分，致使现有的结论过于强调教育的地位而弱化了人力资本的作用。

　　基于以上讨论，本文提出以下理论假设：

政府的公共投入有利于提高区域内的居民收入，且其通过作用于人力资本促进了收入的增长；

人力资本的投资存在一个“门槛效应”。

　　三、模型与数据

　　四、实证检验

　　首先根据模型

（1）回归分析，并考虑政府公共投入中的经济性和非经济性支出等主要影响因素进行实证研究；

而后构建收入与人力资本投资的“门槛效应”计量模型，并分别采用分位数回归和门槛回归方法进行估计；

最后为消除可能存在的内生性问题，本文采用动态面板数据模型进行稳健性检验。

（一）公共投入与收入

　　在静态面板数据模型设定下，本文尝试采用以下估计方法对模型

（1）进行估计并将结果报告于表2中：

其中列1、2采用OLS回归模型结果；

列3、4分别报告了固定效应回归模型模型，通过Hausman检验发现在1%的显著水平上拒绝了随机效应估计有效的原假设，因而采用了控制省际差异的固定效应模型。

　　由于利用Hausman检验随机效应模型的估计结果均被拒绝，所以选择固定效应模型。

列

（1）结果表明，政府公共投入正向且显著地促进了收入的提高，验证了文中假设。

而人力资本系数在1%的显著水平下为正，即人力资本每增加1万个单位，人均居民收入可以增加60元，表明人力资本能够促进居民收入增长。

同时政府公共投入与人力资本交互项系数为正，表明政府的公共投入有效地促进了人力资本对收入的增长。

然而内生性问题也可能导致系数估计存在偏差，收入越高的地区越愿意对教育医疗等方面的投资以提高人力资本存量。

　　由政府公共投入这一解释变量分为经济性与非经济性投入分别进行估计的结果得知。

经济性投入与人力资本系数在1%的显著水平上显著为正，说明政府的基础设施投入能促进居民收入增加。

但非经济性投入却显著为负，说明地方公共教育投入政策并未充分发挥缩小劳动力工资差异的作用，而我国在教育方面的投资过多地倾向于高等教育的投入却没有提升教育回报率。

非经济性投入与人力资本的交互项系数显著为正，证实了前文假设，即政府在科教文卫等非经济性方面的投入能够强化人力资本对收入增长的促进作用。

在我国改革开放三十多年发展进程中，劳动密集型、资本密集型及来料加工式等生产方式对人力资本并没有过多需求，在这些较为简单的生产工艺仅需具备基本能力的工人，政府向基础教育倾斜将更好地促进我国地区经济增长和居民收入的增长。

再而言，我国近些年出现“民工荒”、大学生毕业即失业、知识失业等非常态现象也说明了高等教育并非能够提高收入水平。

　　进一步考虑到人力资本可能存在的内生性问题导致的估计偏差，我们用其滞后一期为工具变量，运用带工具变量的固定效应模型重新对模型

（1）进行估计，列（3）、（4）报告了估计的结果。

回归结果与固定效应模型结果较为一致，且Hausman检验也验证了我们工具变量选取的合理性。

　　在其它控制变量中，城市化水平、市场化、制度和贸易有十分显著的正向作用，城市化水平较高及制度较为完善的地区，其基础设施投资及政府的行政效率要高于其它地区，较低的交易成本和便利的公共服务有利于居民收入水平的提高；

同时我国快速增长的国际贸易增加了就业机会与收入来源；

税收在1%显著水平下为负。

（二）门槛效应回归

　　本文采用Bootstrap方法模拟LM检验F统计量的渐进分布及其临界值（实证分析重复次数为1000次），来确定是否存在门槛效应。

结果发现人均居民收入的单一门槛检验显著，双重门槛并不显著，为便于比较，本文也报告了分位回归的结果。

　　从面板数据门槛回归来看，无论人均居民收入高于或低于1287.785元，人力资本存量与人均居民收入都呈正相关。

当人均居民收入高于门槛值时，居民收入对人力资本存量的影响系数为0.011且在1%的显著水平上显著，人均居民收入低于门槛值时，其影响系数为0.009，两者差距并不明显，说明在我国居民倾向于教育等人力资本的投资，欲通过教育实现“鱼跃龙门”。

　　（三）稳健性检验

　　人力资本能够促进居民收入的增加，而随着收入的增加民众也有对教育、医疗保健等人力资本投资的激励，以期获得更高的收入，即人力资本积累与收入增长之间可能存在互为因果的关系。

虽然本文前面部分利用人力资本的滞后一期作为工具变量对模型

（1）进行估计，所得结论也是无偏和稳健的，与本文提出的假设较为一致。

但经济系统是一个动态发展过程，居民的收入既决定于当期的因素也受往期因素的影响，本文将在稳健性检验中通过构建面板数据模型

（2）进行估计以克服自相关及内生性问题。

　　采用最小二乘（OLS）和固定效应（FE）估计动态面板数据均会带来偏误。

本文将采用动态差分广义矩估计（DIF-GMM）和系统广义矩估计（SYS-GMM）进行估计，但DIF-GMM估计方法可能存在自变量滞后项与自变量差分相关性不高而出现弱工具变量问题。

为解决弱工具变量问题，ArellanoandBover（1995）提出将被解释变量的差分滞后项（）作为工具变量对水平方程进行GMM估计，即水平GMM估计方法。

为此本文将分别采用DIF-GMM和SYS-GMM进行估计，为便于比较也报告了带有工具变量的FE模型估计结果。

由于本文的观测量较为有限，而GMM估计所需的工具变量较多，有可能会影响估计结果的显著性。

　　表4显示动态面板数据模型

（2）的估计结果，并采用了带工具变量的固定效应模型予以比较。

模型

（2）的估计结果显示与静态面板数据模型估计的结果即表2基本一致。

政府公共投入和人力资本的系数为正；

政府公共投入与人力资本的交互项系数为正，且在1%的显著水平上显著，政府公共投入对收入增长的边际效应为=0.4+0.011，?

f明政府公共投入对收入的影响会受制于本地区人力资本的水平，人力资本存量越高，居民收入也越高。

其它控制变量的估计结果也