基本公共服务能否缓解机会不平等--引入私人投资视角的考量.pdf

99基本公共服务能否缓解机会不平等引入私人投资视角的考量解垩孟婷提要：机会不平等是实现共同富裕目标的重要阻碍，基本公共服务能否发挥其促进机会公平的效果函待探讨。文章首先基于家庭和生产两部门理论模型，推导私人投资变量条件下，政府基本公共服务支出影响机会不平等的差异化结果，然后利用中国劳动力动态调查数据库（CLDS）中2 0 14年和2 0 16 年两期微观数据予以验证。研究结果显示：地区的基本公共服务支出与当地机会不平等之间呈现“倒U型”关系，并且这一结论在将基本公共服务支出拆解为教育、医疗卫生和社会保障三类支出后仍然适用；同时，此种非线性影响会因城市的区域分布和行政等级差异而表现出异质性；此外，基本公共服务支出对私人投资既存在“挤入”也存在“挤出”效应，这取决于基本公共服务支出的规模，由此进一步引致了机会不平等的变化。因此，当基本公共服务供给能够满足绝大多数家庭需求，进而弱化私人投资效用并抑制其投资积极性时，或许会更有利于机会平等乃至共同富裕长远目标的实现。关键词：基本公共服务；机会不平等；私人投资；“挤出”效应；“挤入”效应引言自改革开放以来，我国的经济发展取得了震古烁今的辉煌成就，当整体的收人水平得到显著提升后，“不患寡而患不均”成了社会的核心关切。在扎实推进共同富裕的进程中，缩小收人差距无疑是主攻方向和必须攻克的堡垒。2 0 世纪末期，开始有学者意识到，相较于收入不平等，或许更应该注重改善机会不平等，即由个体不可控的外界环境因素导致的收入差距，而非一味地只关注结果的公平，这样更符合公平正义的原则。那么，缩小收入差距的关键便转移到了如何缓解机会不平等的层面。对于个体不可控的环境因素，不仅包含家庭层面，还涉及社会层面。家庭背景是先天注定的，但社会层面的因素有一定的调整空间。在社会层面的因素中，政府所提供的公共服务是不容忽视的一个，其与机会不平等之间或许*本文系国家自然科学基金面上项目“相对贫困的财税治理研究”（7 2 0 7 30 8 1）、国家社会科学基金重大项目“解决相对贫困的扶志扶智长效机制研究69）阶段性成果J.E.Roemer,Equalityof Opportunity,HarvardUniversityPress,1998.A.Afonso,L.Schuknecht and V.Tanzi,“Income Distribution Determinants and Public Spending Efficiency,The JournalofEconomicInequality,Vol.8,No.3,2010,pp.184-202.100浙江学刊2023年第4期存在着一定的关联。公共服务尤其是基本公共服务与民生问题直接相关。在既有文献中，诸多学者就基本公共服务能否缓解收人不平等的议题展开了激烈的探讨。由于基本公共服务能够通过教育技能培训、最低工资保障等方式影响人力资本积累，增强个体在初次分配时的能力，继而有利于提升低收入群体的收人水平，因此基本公共服务在一定程度上能够发挥调节收入差距的效果，最终改变收人分配格局。但实证结果似乎并没有那么理想，可能是因为考察对象、研究方法等存在差异，研究结论大相径庭。部分学者证实了公共服务支出（或称社会性支出）整体上对收入不平等起到了缓解效应，但也有不少研究显示公共服务反而加剧了收入不平等。如国内的高春亮等基于我国2 8 1个城市样本展开分析，发现公共服务供给水平越高的地区，人均GDP增长越快，进而导致了地区间收入差距的扩大。换个角度思考，其本质上或许可看作是不同地区间的公共服务差距加大了收入不平等程度。在张丽君等的研究中就得到过类似的支持性结论。除此外，一些学者还研究发现，尽管公共服务供给水平呈上升趋势，但明显的城市偏向性扩大了城乡收人差距。还有不少学者重点探讨了某一类型公共服务支出所发挥的调节效应。比如，公共教育能够提升收入水平已成为共识，但其对收人分配的影响究竟是积极的还是消极的，学者们莫衷一是。不少研究显示公共教育支出有利于缓解收入不平等。当然，也有学者提出异议。Glomm和Kaganovich指出，即使所有人接受了相同质量的公共教育，贫富差距仍可能不断扩大。还有学者研究发现，公共教育非但没有发挥其应有的调节效果，甚至产生了“逆向调节”的负效应，加剧了整体的收人不平等；或者，公共教育支出与收入不平等呈非线性关系，即只有当政府治理水平高于一定门槛值时，公共教育支出才能发挥出调节收人差距的作用。由以上文献可知，总体而言，基本公共服务对收入不平等确实产生了一定的影响。机会不平等作为收入不平等的一种表现形式，理论上也应与基本公共服务存在关联，甚至可能更为密切。事实上，一些研究已经将公共服务纳入机会不平等研究范畴，还有学者在实证研究中将基本公共服务供给设定为与机会不平等相关的重要变量。在多数学者看来，基本公共服务之所以能够缓解机会不平等，原因主要在于基本公共服务产生的效能在一定程度上可以抵消家庭背景因素对个体收人造成的影响。例如，一个来自低收人家庭的子女受限于家庭背景，没有机会接受更优质、更高层次的教育，抑或是在其身心健康受损吕炜、赵佳佳：中国经济发展过程中的公共服务与收入分配调节，财贸经济2 0 0 7 年第5 期。M.I.Ulu,“The Effect of Government Social Spending on Income Inequality In Oecd:A Panel Data Analysis,Uluslararast2Ekonomi Siyaset insan ve Toplum Bilimleri Dergisi,Vol.1,No.3,2018,pp.184-202.高春亮、王业强、魏后凯：公共服务供给与地区收入差距一基于人力资本视角的分析，中国人口科学2 0 2 2 年第4期。张丽君、巩蓉蓉、袁伟伦：公共服务差距与区域间收入不平等的形成一基于2 0 0 0 2 0 19 年省级面板数据的分析，公共管理评论2 0 2 0 年第4期。解垩：财政分权、公共品供给与城乡收入差距，经济经纬2 0 0 7 年第1期。姜晓萍、肖育才：基本公共服务供给对城乡收人差距的影响机理与测度，中国行政管理2 0 17 年第8 期。J.D.Gregorio and J.W.Lee,“Education and Income Inequality:New Evidence from Cross-Country Data,Review of in-comeandwealth，Vo l.48，No.3，2 0 0 2，Pp.39 5-416.吴强、柳潇、丁文娜：教育投人影响收人水平及收入差距的异质性效应分析，宏观经济研究2 0 2 0 年第5 期。G.Glomm and M.Kaganovich,“Social Security,Public Education and the Growth-Inequality Relationship,European Eco-nomicReview,Vol.52,No.6,2008,pp.1009-1034.邱伟华：公共教育支出调节收入差异的有效性研究，清华大学教育研究2 0 0 8 年第3期。张小芳、潘欣欣、陈习定、时培豪：教育公共支出与收入不平等一一基于结构门槛回归模型的实证研究，宏观经济研究2020年第1期。J.E.Roemer，“u n v e r e n B.D y n a mi c Eq u a l i t y o f O p p o r t u n i t y,Ec o n o mi c a，Vo l.8 4,No.334,2 0 17，p p.32 2-343.刘成奎、杨冰玉：公共产品供给、机会不平等与城乡收人不平等研究评述，宁夏社会科学2 0 18 年第4期。J.KrishnakumarandR.Nogales,“Public Policies and Equality of Opportunity for Wellbeing in Multiple Dimensions:A Theoretical Discussion and Evidencefrom Bolivia,Social Indicators Research,Vol.149,No.1,2020,pp.297-325.陈晓东、张卫东：机会不平等与社会流动预期研究一一基于CGSS数据的经验分析，财经研究2 0 18 年第5 期。韦、蔡运坤、陈晓璇：基本公共服务供给如何影响中国居民消费？一基于机会不平等视角，消费经济2 0 2 3年第1期。101基本公共服务能否缓解机会不平等时未能得到及时有效的治疗，从而难以获得与富裕家庭子女同样的高收人，也就是产生了机会不平等；政府提供的基本公共服务能在一定程度上弥补此类低收入家庭子女所面临的劣势。然而容易被忽视的是，依据凯恩斯主义的观点，财政支出具有“挤人”效应。基本公共服务支出作为财政支出的一个方面，理应同样适用。因此，探讨基本公共服务支出能否促进社会公平、机会平等时，有必要将私人投资的变化纳人考量。政府在基本公共服务领域的投人与家庭投人之间既可能是替代关系，也可能是互补关系。当两者互为替代，即基本公共服务支出挤出了家庭的相关开支时，显然是有利于降低机会不平等程度的，可如果两者之间表现为互补关系，“挤人”效应的存在则可能会威胁到机会平等的实现。这样则会导致一种与政策预期相悖的情况发生，也就是即便不同家庭背景的群体享有同等的基本公共服务，其收人差距也可能会在短期内扩大。这些猜想并非毫无依据。就当前社会现实来看，个体的受教育水平很大程度上取决于公共教育资源投人和家庭教育投资的共同作用。不可否认的是，公共教育确实在一定程度上弥补了低收入家庭教育投资的不足，但与此同时也可能刺激高收人家庭在原有的私人教育支出基础上投人更多的资金。公共教育服务给予了大众平等接受教育的机会，增加了我国的人力资本存量，平均收人水平得到提升，但试图通过公共教育让所有人都接受优质的高层次教育并不现实。与此同时还需注意的是，现阶段我国公共教育重点保障的是基础教育，而在如今高校扩招、大学生数量都趋于饱和的社会背景下，能否有机会接受更高层次的教育成为提升个体核心竞争力与未来收入的关键要素，因此家庭进行额外私人教育投资的现象已屡见不鲜，这显然会加剧机会不平等的程度。综上所述，既有文献已经充分探讨了基本公共服务对收人不平等的影响，基本公共服务支出与私人投资间的关系也有迹可循，这些无疑都为本文的研究提供了良好的经验借鉴。在此基础上，本文将收入不平等进一步细化为机会不平等予以分析。对此，文章可能的边际贡献有：第一，结合社会现实，基于家庭和生产部门的视角构建简单的理论模型，推导出基本公共服务支出对机会不平等的影响及内在机理；第二，不同于相关研究中默认基本公共服务支出对私人投资产生的是“挤出”效应，本文还考虑了“挤入”效应的存在；第三，利用宏、微观数据相结合的方式，实证检验了地区基本公共服务是否对当地的机会不平等产生了缓解效应。一、理论分析本文构建了一个两部门模型，分析基本公共服务支出影响机会不平等的理论机制。为了研究简便，本文假定家庭教育投资的来源均为父母，这意味着家庭教育投资属于个体不可控的环境因素；公共教育投人可由政府这一外界力量予以干预。与此同时，暂不考虑家庭社交网络等因素对个体收入产生的直接影响，仅认为这些家庭背景因素是通过影响子代人力资本进而作用于其收入水平的。此外，个体的健康也是重要的人力资本，医疗卫生和社会保障服务的水平同样会影响到人力资本的积累，这些领域不仅有公共部门的投入，家庭也能进行额外的私人投资。综合以上分析，本文认为仅由家庭和政府在教育、医疗和社保方面的投入水平不同导致的收入差异实际上也可看作是机会不平等的体现。（一）家庭部门在家庭层面，父辈的效用函数包含父辈的消费以及子代的人力资本水平两个部分。假定每个家庭具有相同的偏好，将个体的效用水平表示为相对风险规避系数为1的对数效用函数。同时，我们假定子代陈伟：地方公共资本性支出对私人投资的影响及其政策含义一一基于中国东部地区的实证分析，经济体制改革2 0 14年第4期。102定厂2023年第4期浙江学刊的人力资本水平仅受到父辈提供的私人投资和基本公共支出的影响，为便于计算，这里将人力资本累积函数设置成Cobb-Douglas函数的形式。由此要解决的效用最大化问题为：MaxU=InC,-1+slnh,C,-1+et-1=W,-1h,=Bei-1gl-(1)C,e0;g0其中，C,-1代表父辈的消费水平，h，代表子代的人力资本水平，et-1表示父辈为子代提供的私人投资，W,-1为父辈的工资水平，g为政府的基本公共服务支出，B是规模参数。通过构造拉格朗日函数可以求W.-1解得到效用最大化时的家庭最优配置为：C-1=子代提供的私人投资水平与父辈的工资水平成正比、(二）生产部门假设在一个完全竞争的市场上，同一地区的生产部门可划分为高薪部门和低薪部门，高薪部门聚集着高技能劳动者，意味着拥有高收入，低薪部门则都是低技能劳动者，收入相对较低。低薪部门和高薪部门的产出水平分为对应生产函数Y。和Y6，各部门需投人外生给定的技术要素A。和Ab、资本要素K。和K，以及劳动生产要素L。和Lb，具体的函数形式如下：Ya=A.KI-La（2Y=A,KI-PL（3其中，和分别是两部门劳动生产要素的产出弹性，且满足0 ，1，假定低薪部门的技术水平低于高薪部门，即A。A。为实现地方产出最大化，需满足有效劳动工资率等于劳动生产要素边际产出的条件，即：aYaat=A.KL:（4)aLaaYhWitaLhBA.KIPL&-1(5)考虑到影响个体人力资本水平的私人投资和基本公共服务支出之间可能存在替代或是互补效应，为了更好地体现这一点，并细致分析不同效应导致的差异化结果，此处将人力资本累积函数设定为一般的CES（固定替代弹性）生产函数形式，其表达式如下：h,=Boe;i+(1-)g-+(6)其中，这里的h,vet-1g表示的含义与上文家庭部门中提及的一致，代表私人投资的产出弹性，0+8时，两1+1+p者之间属于完全替代关系；当十，即10时，两者之间属于完全互补关系，而前文家庭部门中设定的人力资本累积函数（Cobb-Douglas形式）则是p=0、替代弹性为1的情况。（三）机制分析我们将高薪部门和低薪部门的工资水平差异定义为机会不平等，考察对象是家庭部门中的子代，假同一地区每个劳动者所获得的基本公共服务投人都是相同的，即有：WWuh=BA,KI-PL&Boe.f-+(1-p)g-(7)WwahaaA.K-LarBLoeai-,+(1-p)gj-对（7)式两边取对数得到lnI,再将其对g求导，得到：103基本公共服务能否缓解机会不平等alnl一o(eb.lf-i-ea.l-)(8)ag1+PgLoea-,+(1-o)gPoeb.l-,+(1-o)g结合前文对家庭部门效用最大化的分析，父辈所能提供的私人投资金额往往与父辈的收人水平正相关。此外，依据社会现实状况，就多数家庭而言，收人具有一定的代际传递性，父辈的工资水平较高，子代的工资也不会过低，为简化研究，本文假定父辈和子代同属于一类生产部门，换言之，父辈和子代的收人水平也在同一阶层，或同高收入，或同低收人。因此高收人子代的家庭经济实力往往较强，父辈能够提供的私人投资数额理论上更多，即有eb.l-1ea.t-1。在有了这些假定后，现考虑两种特殊情形：一种是当=一1，即私人投资和基本公共服务支出之间aln表现出完全替代关系时，可判断得出此时0,进一步可得0的范畴，由此可推断出，即0，也就是基本公共服务支出的增加反而会加剧机会不agag平等。基于以上的理论分析，本文提出以下三个有待检验的研究假设：假设1：基本公共服务支出会影响机会不平等，但此种影响既可能是正向的，也可能是负向的。假设2：当基本公共服务支出与私人投资之间表现为替代关系，即前者对后者产生“挤出”效应时，基本公共服务支出增加会减少私人投资，从而有利于缓解机会不平等。假设3：当基本公共服务支出与私人投资之间表现为互补关系，即前者对后者产生“挤人”效应时，基本公共服务支出增加会引起私人投资增多，从而加剧机会不平等。二、变量与模型(一）变量选择1.被解释变量机会不平等程度（iop）。我们借鉴国内现有研究的主流做法，采用事前参数法测算机会不平等。在不平等的衡量指标选取上，本文选用的是MLD指数。一般而言，机会不平等有两种表示方式：一是绝对程度；二是相对程度，即机会不平等占收人不平等的比值。我们在基准回归中使用机会不平等的绝对程度，在稳健性检验中替换为相对程度。在机会不平等的具体测算中，环境变量设定是关键一步。本文借鉴以往学者的研究经验并结合CLDS中的指标可得性，先从家庭背景层面选取了父母的受教育程度、政治面貌、就业状况、家庭的社会地位以及居住地区五个指标，后从个人特征层面选取了性别、年龄和出生时的户口性质三个指标作为环境变量。此外，不少研究表明，个体一生的收人水平与年龄之间呈现出“倒U型”的关系，故本文还在收人回归方程中引人了年龄的平方项。2.核心解释变量基本公共服务（pub）。鉴于以往研究多认为教育、医疗卫生和社会保障与机会不平等之间的关联性较大，故本文主要考虑这三个领域，将这三类支出的总和记为基本公共服务总支出，并取了人均值。此外，在基准回归分析中我们也单独考察了公共教育支出（pubedu）、公共医疗支出（pubmed）和公共社保支出（pubsoc)产生的效应。需要说明的是，既有文献大多认为，公共服务对机会不平等的作用效果存在一陈东、黄旭锋：机会不平等在多大程度上影响了收人不平等？一基于代际转移的视角，经济评论2 0 15 年第1期。李莹、吕光明：中国机会不平等的生成源泉与作用渠道研究，中国工业经济2 0 19 年第9 期。李实、沈扬扬：中国农村居民收入分配中的机会不平等：2 0 13一2 0 18 年，农业经济问题2 0 2 2 第1期。1042023年第4期浙江学刊定的滞后性，同时考虑到同期的基本公共服务支出与机会不平等之间可能存在较为明显的因果关系，故本文在数据可得的前提下，选用了机会不平等测算年份五年前的基本公共服务支出。3.机制变量家庭人均教育培训支出（houedu）和家庭人均医疗支出（houmed）。机制变量为与基本公共服务各项目支出相对应的家庭支出，理应包括家庭教育、医疗和社保缴费支出。但由于本文所使用的微观数据库中仅含有前两项家庭支出的数据，缺少社保费用缴纳的记录，且教育和医疗相较于社保而言，对机会不平等产生的效应可能更为明显，故本文主要探讨家庭教育和医疗支出在基本公共服务影响机会不平等过程中所发挥的作用4.控制变量从宏观层面引人其他一些可能影响机会不平等的变量，主要包括地区的经济发展水平、人口密度和产业结构。（1)经济发展水平（gdp），以GDP增长率来衡量。（2）人口密度（popden），用总人口数与土地面积的比值来衡量。（3)产业结构（indus），分别用第一产业、第三产业增加值占GDP的比重indusl和indus3来表示5.数据来源微观层面的数据来源于中国劳动力动态调查项目（CLDS），该调查是由中山大学社会科学中心主持的跨学科大型追踪调查，采集了个人、家庭和社区三个层次的信息，调查范围覆盖全国2 9 个省份（西藏、海南和港澳台除外），具有很好的代表性。该项目自2 0 12 年开始，每两年发布一次调查数据。由于CLDS2012年数据缺失了部分本文重点关注的指标，而2 0 18 年数据不再标受访者所在城市的信息，因而我们最终采用2 0 14年和2 0 16 年两轮数据。除了对原始数据中的异常值、缺失值进行处理外，本文还对个体收入进行了缩尾处理，最终获得19 5 47 个有效样本，其中2 0 14年为1148 0 个，2 0 16 年为8 0 6 7 个。宏观层面的数据主要来源于中国区域经济统计年鉴中国城市统计年鉴以及中国统计年鉴等。(二）模型设定为验证前文提出的假设1，即基本公共服务会影响机会不平等，本文构造了OLS回归模型展开实证分析。根据已有文献，本文推测基本公共服务与机会不平等并非简单的线性关系，故在基准回归模型中添加了基本公共服务的二次项，模型的设定如下：iop,=入o+入ipub,+入2 pub,+controls十ej(9)其中，iop；表示第i个地级市的机会不平等程度，pub，和pub,分别代表第i个地级市的基本公共服务支出及其平方项，入。、入，和入2 是对应的待估参数，controls表示一系列的控制变量，e，则为随机误差项三、实证分析(一)基准回归表1报告了基准回归的结果，其中，第（1）一（3)列考察了基本公共服务总支出对机会不平等的影响。从第（1)列可以看出，基本公共服务支出与机会不平等之间并不存在简单的线性关系。第（2)列在第（1)列的基础上引入了基本公共服务支出的二次项，对应的待估系数在1%的水平下显著为负，同时也通过了utest检验。由此表明，基本公共服务支出与机会不平等之间呈现“倒U型”关系。第（3)列的结果依旧证明了这一结论的存在。此外，本文还将基本公共服务支出做了进一步的细分，表1的第（4）一（6)列分别以教育、医疗和社保三项财政支出为核心解释变量进行了检验。结果显示，这三类支出与机会不平等之间同样表现为“倒U型”关系，由此假设1得到验证。105基本公共服务能否缓解机会不平等表1基准回归结果基本公共服务教育医疗社保变量(1)（2)(3)(4)(5)（6)0.02750.1181*0.0954*0.10830.3892*0.3196*puba(0.0169)(0.0405)(0.0464)(0.0852)(0.2169)(0.1678)-0.1068*-0.1058*-0.2276*-1.7879*-1.2607*puba?(0.0377)(0.0398)(0.1162)(0.6958)(0.7025)0.03460.03990.02980.0348gdp(0.0277)(0.0281)(0.0286)(0.0278)0.1349*0.11430.10740.1490*popden(0.0727)(0.0728)(0.0738)(0.0761)-0.0257-0.0357-0.0365-0.0274indusl(0.0299)(0.0308)(0.0283)(0.0293)0.00410.00450.00030.0026indus3(0.0299)(0.0301)(0.0294)(0.0293)0.0908*0.0791*0.0733*0.0804*0.0800*0.0733*_cons(0.0037)(0.0057)(0.0137)(0.0131)(0.0133)(0.0154)N277277277277277277R20.01070.02950.05240.04680.05100.0504注：*、分别表示在1%、5%和10%显著性水平下拒绝原假设，小括号中数字为稳健标准误，下同。pubx表示四个解释变量，第（1)一（3)对应的是pub，表示基本公共服务总支出，第（4)列对应的是pubedu，表示公共教育支出，第(5)列对应的是pubmed，表示公共医疗支出，第（6)列对应的是pubsoc，表示公共社保支出。（二）稳健性检验1.替换被解释变量在基准回归中，本文选用的被解释变量是机会不平等的绝对水平，在此改用机会不平等占收人不平等的比重进行检验，结果见表2 的第（1)列。此外，在机会不平等的测算方法上，除了MLD指数可用来衡量不平等外，还有其他诸多度量指标，在此更换为泰尔指数重新测算，回归结果对应表2 的第（2)列。可见，即便是将机会不平等由相对水平更换为绝对水平或是改变不平等的度量方式，基本公共服务支出与机会不平等之间依然表现为显著的“倒U型”关系，表明前文的结果是稳健的。2.更改回归样本范围一方面，本文原本基于CLDS2014年和2 0 16 年多个微观样本数据测算了两年共计2 7 7 个城市的机会不平等水平，但不同城市涉及的个体样本量存在较大差异，为了避免部分城市因个体样本量过少导致当地机会不平等的测度存在偏差，在此删除个体样本量小于5 0 的城市，最终剩余2 32 个城市样本，得到表2 中第（3)列所示的回归结果。另一方面，考虑到北京、天津、上海和重庆四个直辖市的特殊行政地位，其可能与普通地级市存在着明显的差异，故将这四个直辖市的数据剔除，并使用剩下的2 6 9 个样本重新回归，得出的结果对应表2 的第（4)列。可见，无论是删除个体样本量较少的城市数据还是剔除直辖市数据，核心解释变量的估计结果仍与前文保持一致。10620233年第4期浙江学刊表2稳健性检验变量(1)（2）(3）（4)0.6995*0.0955*0.0803*0.1113*pub(0.2310)(0.0479)(0.0465)(0.0490)-0.6111*-0.1051*-0.0980*-0.1210*pub2(0.2095)(0.0405)(0.0393)(0.0414)控制变量YESYESYESYES0.2005*0.0691*0.0760*0.0674*_cons(0.0770)(0.0143)(0.0146)(0.0151)N277277232269（三）内生性检验虽然在基础回归中，我们已经控制了部分影响机会不平等的其他因素，但依然可能存在遗漏变量的问题。与此同时，即便核心解释变量使用的是五年前的基本公共服务支出数据，但也不能完全排除反向因果关系的存在。为了避免这些内生性问题可能造成的回归结果偏误，本文参考祝仲坤的研究思路，择取5 年前各个地级市每百万人拥有的卫生人员数作为工具变量。此外，本文还引人了上一期的基本公共服务支出作为工具变量。检验结果显示，基准回归结果是可靠的。四、异质性分析（一）区域异质性我国地域广衰，不同地区的经济发展状况、居民收人水平和公共服务资源配置等各有特点，基本公共服务支出对机会不平等的影响可能会表现出区域异质性。通过比较表3第（1)和（2)列的结果可以发现，基本公共服务支出与机会不平等间的“倒U型”关系主要在东部城市中有所体现，而中西部城市的机会不平等程度并未受到基本公共服务支出的显著影响。对此，可能的原因是：相较东部地区，中部城市可能存在基本公共服务支出不足或投入产出效率不高等问题，导致基本公共服务质量欠佳，未能发挥出促进机会平等的效果。（二）城市异质性城市行政等级越高，公共服务资源配置权力越大，越容易成为优质公共服务资源的集聚地。为了检验不同行政等级的城市在基本公共服务影响机会不平等的关系上是否有所差异，我们借鉴赵涛等的做法，将所有样本划分为中心城市和外围城市。中心城市包括直辖市、省会城市和副省级市，其余城市则归为外围城市。表3的第（4)（5)列展示了对应的回归结果，并且通过了组间系数差异检验。由比较可知，只有在中心城市，基本公共服务支出对机会不平等的影响才表现为显著。其背后的原因可能是，中心城市相较于外围城市而言，其人口规模以及对基本公共服务的需求都较大，财政保障能力更强，公共服务设施建设相对领先，机会不平等对这样较为优质的基本公共服务具有一定的敏感度。祝仲坤：公共卫生服务如何影响农民工留城意愿基于中国流动人口动态监测调查的分析，中国农村经济2 0 2 1年第10期。限于篇幅，回归结果没有在正文中展示，如有需要可向作者索取覃成林、刘佩婷：行政等级、公共服务与城市人口偏态分布，经济与管理研究2 0 16 年第11期。赵涛、张智、梁上坤：数字经济、创业活跃度与高质量发展一来自中国城市的经验证据，管理世界2 0 2 0 年第10 期。107基本公共服务能否缓解机会不平等表3异质性检验东部中西部中心城市外围城市变量(1)（2)（4)(5)0.1840*0.18810.1898*-0.0518pub(0.0691)(0.1760)(0.1057)(0.0817)-0.1525-0.1411-0.1748*0.1570pub2(0.0528)(0.4091)(0.0747)(0.1244)控制变量YESYESYESYES0.0562*0.0492*0.0922*0.1178*_cons(0.0245)(0.0253)(0.0485)(0.0195)N11216554223R20.03630.12660.11680.0451五、进一步讨论：机制检验由理论分析可知，基本公共服务支出可能会对家庭的私人投资产生不同的影响，进而导致地区机会不平等程度的变化。因此，本文将对这一潜在的传导机制做出检验，且重点考察基本公共服务支出与家庭教育、医疗投资的关联。本文首先以基本公共服务支出影响机会不平等的拐点值为界，将全样本划分为两个组别，当基本公共服务支出规模小于拐点值时，基本公共服务支出对机会不平等产生的是正向影响，反之，在其余的样本中则表现为负向影响。在此基础上，本文采用逐步回归法进一步分析基本公共服务支出影响机会不平等的内在路径，具体而言，本文在（9)式的基础上构建了如下的（10)式和(11)式以研判此作用机制是否存在。hou;=no+npub,+controls+eij(10)iop,=po+p1pub,+p2 hou,+controls+ei.j(11)其中，hou,为机制变量，代表个体i的家庭人均支出，n（p=0,1)和（q=0,1,2)是变量对应的待估参数。表4的前四列和后四列分别展示了以私人教育投资和私人医疗投资为机制变量的检验结果，其中第（1)（2)（5）（6)列对应的是位于拐点值前的样本组，第（3）（4)（7)（8)列对应的是位于拐点值后的样本组。首先，从私人教育投资层面来看，在拐点值之前，基本公共服务支出规模的扩大导致了家庭教育支出的增加，在基准回归方程中加入家庭教育支出后，基本公共服务支出对应的系数仍然显著，且明显减小，同时家庭教育支出与机会不平等为同方向变化。由此表明，当基本公共服务支出规模较小时，其对私人教育投资存在挤入效应，私人教育投资的增多会加剧机会不平等程度。当基本公共服务支出规模超过了拐点值以后，其对家庭教育支出的影响表现为挤出效应，此时，基本公共服务支出增加，私人教育投资将会减少，进而有利于机会均等化。为确保该机制检验的可靠性，本文还进行了Sobel检验，私人教育投资的部分中介作用再次得到印证。其次，从私人医疗投资层面来看。在拐点值之前，基本公共服务支出对家庭医疗支出的影响显著为正，意味着基本公共服务支出同样也会挤人私人医疗投资，在将家庭医疗支出这一变量放入基准回归方程后，其对应的系数虽然为正但不显著，同时Sobel检验的结果也显示，该中介效应并不成立。而在拐点值之后，基本公共服务支出通过影响家庭医疗支出进而改变机会不平等这一潜在路径是存在的。总体来看，这些实证结果在一定程度上证明了私人投资是基本公共服务影响机会不平等108浙江学刊2023年第4期的中间机制。更准确地说，可认为基本公共服务支出对机会不平等产生的“倒U型”影响可能更多的是源于教育支出的相应变化。在社会竞争日益激烈的当下，家庭竞相通过加大私人教育投人以获得自身或是子代人力资本水平的提升，导致教育投人差距扩大。由于低收人家庭本就缺乏足够的财力支撑，加之眼界的局限性，没有意识也没有能力去购买更多额外的教育服务。教育投资通常被认为与收入成正相关，额外的私人教育投资增多显然是不利于缩小收人差距的。因此可以推断出，家庭教育支出普遍较高的地区往往伴随着较为激烈的私人教育投资竞争，而私人教育投资规模的大小又一定程度上依赖于家庭背景因素的优劣，这就极有可能会导致更明显的机会不平等现象产生。类似地，家庭医疗支出也是如此，一些突如其来的病症如果没有得到有效的诊治甚至会因此剥夺个体的劳动能力、削减收人。虽然我国基础的医疗卫生服务已经普及，但对于一些重大疾病，一方面其手术、药物等费用远远超出了低收人家庭的承受范围，另一方面能否预约到有经验的医师以保证手术的顺利进行或是在药物的购买渠道获取等方面有时还需要一些社会关系网络的助力，迫于这些资源的乏及信贷约束问题，很多低收人家庭只得放弃或是中止治疗，这无疑给本不宽裕的生活又带来沉重一击。如果一个地区的家庭医疗开销普遍都比较大，意味着基本的医疗服务难以满足居民的需求，此时则需要额外的私人投人，而其投人规模又与家庭的资源状况密不可分，可见这在一定程度上加剧了地区的机会不平等。综合以上分析来看，基本公共服务支出确实会在一定程度上影响私人支出，进而对机会不平等造成影响。具体而言，当基本公共服务支出“挤人”了私人投资时，机会不平等程度随之加深，反之，当基本公共服务支出对私人投资产生的是“挤出”效应时，机会不平等将有所缓解，由此验证了前文提出的假设2和3。表4机制检验结果私人教育私人医疗变量(1)(2)(3)（4)(5)(6)(7)(8)houeduiophoueduiophoumediophoumediop0.4376*0.0490*-0.2929*-0.0679*0.4266*0.0498*-0.2423*-0.0682*pub(0.1043)(0.0045)(0.0830)(0.0033)(0.1060)(0.0045)(0.1068)(0.0034)0.0021*0.0029*houedu(0.0005)(0.0008)0.00020.0022*houmed(0.0003)(0.0008)控制变量YESYESYESYESYESYESYESYES-0.0734*0.0713*-0.2527*0.1036*-0.05510.0712*0.08890.1026*_cons.(0.0376)(0.0018)(0.1307)(0.0066)(0.0377)(0.0018)(0.1404)(0.0066)Sobel Z3.649*-2.324*0.5123-1.908*N175831758319641964175831758319641964R?0.53960.03100.84800.02480.66350.03100.78980.0249六、结论与建议为促进共同富裕，尤其需要关注机会均等和起点公平。本文首先基于家庭和生产部门的视角构建了109伟责任编辑：毛基本公共服务能否缓解机会不平等理论模型，推导出基本公共服务支出对机会不平等产生的影响以及私人投资的相应变化在其中发挥的效用，之后利用CLDS中2 0 14年和2 0 16 年的微观数据测算出我国城市层面的机会不平等指数，并结合地区基本公共服务支出等相关的宏观数据对理论部分提出的假设予以验证，最终得到如下结论：一是地区的基本公共服务支出与当地的机会不平等之间呈现“倒U型”关系，即在拐点之前，基本公共服务支出与机会不平等同方向变动，只有当越过拐点后，机会不平等程度才会随着支出规模的扩大有所缓解，这一结论在将基本公共服务支出拆解为教育、医疗卫生和社会保障三项支出类别后仍然适用。二是基本公共服务支出对机会不平等的此种非线性影响存在一定的异质性，主要在东部城市或是中心城市有所体现。三是私人投资可视作基本公共服务支出影响机会不平等的一个中间机制，私人投资的增多会加剧机会不平等，而基本公共服务支出对私人投资的影响具有不确定性，当基本公共服务支出规模较小时，其会“挤人”私人投资，当其规模较大时，则产生“挤出效应”，由此也就导致了基本公共服务支出影响机会不平等的不确定性。基于以上的分析结果，若想充分发挥基本公共服务支出缓解机会不平等的作用，则需要政府部门对相关的政策加以完善，对此，本文提出了如下几点建议以资借鉴：第一，持续加大对基本公共服务的投人力度，引导其对私人投资的“挤人”效应向“挤出”效应转化。据相关机构的统计数据，近些年来虽然我国的公共教育、医疗和社保支出占GDP的比重整体呈现逐年上升趋势，但相较于其他国家尤其是发达国家仍处于较低的水平，甚至还未达到世界的平均水平，由此说明我国的基本公共服务支出尚显不足。而结合上文的实证结果，即当基本公共服务支出较少时，其对私人投资产生的是“挤人”效应，此时人力资本的累积或是收人水平的提升还是更多地依赖于家庭相关支出的增加。因而，只有加大对基本公共服务领域的投入，当它达到某一标准后，基本公共服务能够满足绝大多数居民的需求时，“挤入”