人力資本流動、公共服務需求與公共服務均等化

○ 高春亮 李善同

引言

公共服務“擴面提質”是實現高質量發展的重要保障。中國政府平衡機會均等和結果均等，立足國情，在公共服務生產、分配和消費各環節開展了諸多有益探索，穩步推進均等化。隨著國家財政實力增強，公共服務覆蓋水平不斷提高，均等化逐步由廣覆蓋、低水平的“擴面”階段邁向多種類、高質量的“提質”階段，如何實現更高水平的均等化服務正成為關注焦點。

公共服務均等化大致包含兩個理論研究脈絡：一是均等化理論，基于公平正義闡明人的全面發展理念，財政應發揮公共職能，縮小區域差距，化解外部性，提高人全面發展的可行能力；二是異質性理論，公共服務區域差異包括種類、水平和垂直等異質性，發展階段不同解決側重點亦不相同。理論一致認為公共服務是提高可行能力的關鍵，地區發展水平導致公共服務區域差距，縮小區域差距是公共財政支出安排的重要目標。據此“擴面”階段形成了縮小公共服務區域差距的行政區主導模式：一是以轉移支付和專項資金等方式提高財力薄弱地區的公共服務設施水平；二是通過機制設計引導人才向后發地區流動。這一模式具有轉移支付、本地供給、就近獲取的特點，行之有效地解決了公共服務的數量差距，但能否縮小“提質”階段公共服務質量的區域差距仍然存疑。

行政區模式忽視了人力資本流動沖擊公共服務需求空間分布的影響。2017年中國流動人口達2.44 億，《中國流動人口發展報告2018》指出了流動人口的兩個顯著特征：一是單向流動。珠三角、長三角、京津冀、長江中游和成渝城市群為主要目的地且流動人口平均年齡在40 歲以下。二是受教育程度高。2015年，高中及以上教育程度人口成為主體，占流動人口的45.3%，意味著人力資本存量較高的流動人口規模越來越大。人口流動將影響公共服務均等化進程：（1）“擴面”階段解決公共服務有無問題，為人力資本積累注入初始動力，提高人全面發展的可行能力；（2）人力資本積累變現能力提高，優質公共服務需求增加，公共服務質量均等化成為“提質”階段的重要任務；（3）優質公共服務供給所需的高質量人力資本及優質公共服務需求者均向大城市集中，形成公共服務供需向大城市集中的“共振現象”；（4）盡管財政轉移支付可縮小先進設施設備的地區差距，但生產和需求的人力資本均向大城市集中，阻礙了優質公共服務均等化進程，甚至擴大了區域差距。

人口流動導致行政區主導的均等化模式無效率：即便地方政府有意愿且財力充裕，人力資本空間集中的結果也將導致地方缺乏提供高質量公共服務的能力。一方面，人力資本存量越高，公共服務需求規模越大且質量要求越高；另一方面，質量要求越高公共服務供給的人力資本要求也越高。然而，當效用最大化決定人力資本流動時，單向流動的結果使得人力資本越高者越是區位于大城市，很難與相對分散化的公共服務物質資本組合形成優質公共服務供給。因此，亟需闡明行政區主導的公共服務均等化模式在“提質”階段的適用性，形成本文所要研究的問題：人力資本區位決策形成何種公共服務需求空間分布格局？如何設計均等化策略與之適應？本文區分專用性和通用性人力資本，創新性地將人力資本結構納入拉姆齊效用函數，分析人力資本區位決策影響公共服務需求空間變動及“提質階段”公共服務均等化的內在機制。本文可能的創新包括兩個方面：一是將人力資本區域引入公共服務均等化研究，闡明需求空間格局并解釋區域公共服務差距；二是將公共服務需求空間格局視為前提，探討“提質”階段均等化實現路徑。

一、相關文獻

政府是公共服務均等化的主體。經濟學沿著產品屬性及供需機制的脈絡探討公共服務均等化。公共服務具有非排他性和非競爭性特征，[1,2]其后衍生出介于純公共產品和純私人物品之間的俱樂部產品。[3]可行能力是實現個人全面發展的保障，而可行能力需要平衡公共服務均等化、公平與效率、結果平等與程序平等之間的關系，因此均等化是實現人的全面發展的重要保障。[4]理論表明政府在公共服務供給領域責無旁貸，應供給充裕且優質的健康教育等公共服務產品，提高個人全面發展的可行能力。

政府財力是均等化進程的硬約束。均等化是消除公共服務需求異質性的過程，表現為以較高標準的公共服務覆蓋所有人群的漸進過程，財政實力越強均等化程度越高。首先，受經濟發展水平影響，全球人口只有27%享有綜合的社會保障、73% 享有不充分的保障或沒有任何保障 ，[5]因此收入較低的國家著重解決低水平的公共服務均等化。其次，發達國家也未能完全實現均等化，如2003-2010年美國勞動效率與高等教育正相關且受大學教育者回報更高，[6]但美國也未完全將高等教育納入公共服務范疇；2004-2005年，美國175595 名發展障礙患者中，有21% 未能在區域衛生服務中心獲得服務，而且少數族裔接受服務的可能性明顯低于白人。[7]再次，高福利國家更容易實現高水平均等化，如挪威義務教育年限由7年增至9年，受益人群工資回報提高了1%-4%，[8]將普惠制教育拓展至大學，個人發展和經濟增長均因此獲益。[9]最后，以高標準供給公共服務是均等化實現的理想狀態，但受制于財政實力，尚未形成有效解決方法。[10]

地方政府在均等化中發揮重要作用。由于居民公共服務的偏好信息收集難度較大，中央、地方在均等化進程中角色不同，[11]各級政府在不同公共服務種類供給中優勢不同，地方政府因更接近消費者，在文教科衛等領域更具信息優勢。“用腳投票”表明，如果兩個社區供給差異化公共品時，居民遷徙到符合其偏好的社區，最終實現公共品的最優供給。[12]由于財政預算硬約束，優質公共服務稀缺性較高，均等化所要求的供給水平與現實需求之間的缺口將會長期存在，[13]安排財政公共支出時需要權衡公共服務質量與財政支出效率，限制了服務供給質量提升空間，因此高質量公共服務品俱樂部化可能是長期趨勢。[14,15]這意味著，公共服務均等化進程中空間質量差異長期存在，即一些城市在較高質量水平實現了公共服務均等化，質量差異產生一系列復雜影響。

1.影響人口流動

不同規模城市公共服務的購買能力和支付水平差異顯著，超大城市、特大城市和大城市政府的購買水平高，我國“用腳投票”表現為人口向大城市持續流入的過程。[16]均等化進程中，財力相對豐厚的經濟發達地區能夠提供相對充足和水平較高的公共服務，區域公共服務供給差距越發明顯。[17]值得關注的是，重新區位的已城市化人口占流動人口比重由21世紀初不足10% 提高到2015年的30%，且仍有繼續增長的趨勢，表現為小城鎮、中小城市及中西部大城市向東部大城市、特大城市的“城城人口流動”。[18]

2.改變要素配置

中國衛生資源分布存在明顯的首位集中現象，低等級醫院醫療服務質量均相對低下，鄉鎮衛生院衛生技術人員中，中專及以下和沒有學歷的人員比例達到63%，村級衛生組織中這一比例高達90%，其中1/3 村醫沒有學歷。[19]顯然，人口流動包含了公共服務供給側高質量要素向大城市集聚，他們的區位決策決定了優質公共服務區域差距持續擴大。

3.形成共振效應

教育、健康和移民是人力資本形成的三種投資方式，但也形成了教育和健康等同于人力資本的刻板印象，忽視了移民投資的重要性。[20]人們根據是否有利于人力資本積累變現而選擇區位，[21]大城市因更有利于人力資本積累和變現集聚了大量STEM 人才，工資收入高出中小城市13%-22%，而偏遠地區將會更加偏遠，[22-25]城市人力資本增長擴大地區公共服務質量差距，如都市的醫療服務品質優于非都市區；[26,27]同時人力資本產出差異擴大，如美國農村大學的研究效率相比城市大學低7%。[28]由于人力資本及優質公共服務供給的人力資本向同一空間集中，形成供需空間集中的“共振”效應。

已有文獻突出公平正義理念，揭示了公共服務均等化的實施主體、實施路徑和影響因素，但人力資本區位導致的公共服務需求變動未能得到清晰的闡述：一方面，基于人力資本積累變現的區位決策，改變個人和地區的人力資本存量，不僅影響公共服務需求規模，也將影響公共服務供給水平；另一方面，人力資本積累變現能力增加導致公共服務需求增長，形成累積性因果循環。雖然文獻中隱含了人力資本、公共服務需求和均等化的相互作用，但需求分布與均等化關系研究稍顯不足。若將人力資本積累變現過程視為可行能力提升過程，顯然存在如下邏輯關系：人力資本區位決策決定公共服務需求空間分布，進而影響公共服務均等化進程，“提質”階段均等化將面臨人力資本空間集中的挑戰。k 可在不同區位實現。在三個假設下，進一步規定：

時間配置方程。 設總時間為1 個單位，則1=lw+lh+s，lw為工作時間，用以形成專用性人力資本kt；lh為學習時間，用以形成通用性人力資本ht；空閑時間為s，假定ht增加s 下降，則有s(ht) 且?s／(?ht)＜0。

公共資源配置。令Φ(ω) 表示投入資源ω 形成的城市公共服務水平，Φ 為s(ht) 轉換為ht提供便利，因此?s(ht)／?Φ＜0。Φ 可通過時間配置方程影響kt，據此有1=lw+lh+s(ht)Φ。當獲得Φ 時，消費者承擔ωt中的τ 份額。

人力資本積累。設t 時kt和ht的生產方程為F(kt,lw)和其中α、β 分別為kt和ht產出彈性。δk、δh為折舊率，則t 時kt和ht存量分別為kt=F(kt,lw)+(1-δk)kt-1和ht=G(ht,lh)+(1-δh)ht-1，此時個人資本存量為H(ht,kt)。

效用最大化。假設效用函數u(ct) 為跨期固定替代函數，ct為個人消費商品，ρ為貼現率，λk、λh為拉格朗日乘子，則消費者效用貼現值總和最大化時的現值漢密爾頓函數為：

二、理論模型

本文建立模型分析人力資本區位、需求分布與公共服務均等化的內在邏輯。與經典人口遷移理論中工資收入動機不同，模型將人力資本積累視為遷移動機，假定人力資本由專用性和通用性構成，繼而將人力資本規模和結構、公共服務需求納入一致性框架，分析為實現人力資本提升的區位決策行為影響需求空間分布、公共服務均等化的內在機理。

模型包含三個假設：（1）可分性假設。人力資本H可區分為通用性h 和專用性k 兩類：h 為進入行業的學歷門檻和自我提升能力，k 是從事行業和企業形成的特定人力資本，借助工資可形成直觀印象：收入W(k) 增長有向上移動和沿W(k) 移動兩種形式；h、k 對應W(k)躍遷和沿W(k) 移動。（2）專用性假設。積累H(h,k) 且以k 獲得實現效用最大化時的收入。（3）流動性假設。h、。解漢密爾頓函數一階條件化簡可知：

最優ht。 由知由（10）得：

最優kt。 由人力資本積累方程得由（5）得又因進而有：最優Φ。由Fl和Gl，聯合（8）可得進一步由（12）式可知令為可轉換的通用性人力資本，εhs為通用性對空閑時間的彈性，即轉換能力，因s'(h)＜0，則最優Φ 為：分并利用kt和（16）式可得：

（13）式為公共服務需求函數。其中，ht／hts衡量t時刻ht產出量與可轉換量hts，ht/hts越大則Φ 需求越大。εhs越大表明ht轉換s 的能力越強，因而Φ 需求越小。

最優ω。由（7）式可知[(1-α)/α]ktlw-1(δk+ρ)s(h)Φω(ω)=-τ，聯合（12）式可知[(1-α)/α]α1/(1-α)(δk+ρ)α/(1-α)s(h)Φω(ω)=-τ，令Λ1為參數集，聯合（13）式得：

（14）式是資源ω 需求函數，τω 為支付規模，因此也可視之為支出方程。ω 對Φ 的彈性εωΦ越大，表明ω 形成Φ 的能力越強，ω 需求越大且支付越多。εhs越大，則需求越少且支付越少。

轉換效應。由1-s(ht)Φ(ω)=lw+lh微分得[-1-s'(ht)ht'Φ]dlh=dlw，聯合（11）式，可知dlw=[-s'(ht)δh-1/(1-β)Φ-1]dlh，可改寫為彈性形式：

由定義?s／(?ht)＜0,令εhs為常量，hts可視為s 的機會成本。均衡狀態下，若保有更多的s，則hts下降，只有提高Φ 才能重新實現均衡，此時Φ 衡量了城市將s 轉換為ht的能力。如果εhs(hts/ht) 不變，Φ 增加提高lh和lw配置效率，即較小的lh可實現同樣的lw。聯合（13）式，可知當ρ＞(1-β)(1-δh) 時，dlw/dlh＞0，否則dlw/dlh＜0。 由（11）、（13）式得dht*=δh-1/(1-β)dlh*、dkt*=[(δk+ρ)/α]-1/(1-α)dlw*，令Λ2為參數集，聯合（15）式得：

（17）式表明ct受ρ、β 和δh影響。（17）式揭示了dct/dht＜0 的可能性，例如ωt增加且Φ 增長時，δh降低，盡管ρ 增加，但若kt不變，則無法實現即期效用最大，此時ρ＜(1-β)(1-δh)，表明即使支付更多τω，因kt固定，反而抑制ct，降低u(ct)，可知擠出效應：若kt不變，?Φ／?ht＞0 且dct/dht＜0 時，u(ct)下降迫使H 再區位。若kt增加，?Φ／?ht＞0 且dct/dht＞0 時，u(ct) 增加促使H 集聚。

公共服務分布。設Φ 為里昂惕夫形式，且ω 包括物質資本Kp和人力資本Hp兩種投入，則Φs(Kp,Hp)= min{ηKKp,ηHHp}，為城市公共服務供給。令Nt為城市人口，聯合（13）式可知均衡時有：

考慮均衡狀態下i、j 城市，其中kj回報高于ki。若i 提高ωi時，例如增加Hip提高Φis，當kit回報不變時影響供需人力資本再區位：一是增加ht將擠出消費，促使作為消費者的人力資本再區位；二是投入較高Hp可提供高質量公共服務，但kit回報不變制約了Hp的供給意愿，此時作為生產者的人力資本也將再區位。如果Hi選擇j 實現kit，則kit提高了j 處Hj，隨著行業生產效率提高，集聚外部性增強，此時kjt回報將會增加，又將提高hj(t+1)需求，因此j 進入正向累積因果循環過程：kjt回報增加-Φj需求增加-時間配置方程滿足hj-促使s 轉換-Hj增加，由此得公共服務空間分布的中心外圍假說：均衡狀態下i、j 城市，若ki*＜kj*且ki*回報不變，則i 提高hit擠出Hit且ωi閑置，j 處Hj增加且Φj增長，形成Hj*＞Hi*且Φj*＞Φi*的中心-外圍格局。

人力資本區位決策過程從兩個方面影響供需分布：一是轉換效應、擠出效應迫使人力資本向中心城市流動，因此優質公共服務供需空間集聚形成了“共振”現象，公共服務特別是優質公共服務空間上呈現中心外圍的分布格局；二是外圍城市增加優質公共服務時，由于優質公共服務供給的人力資本難以獲得較高回報，擠出效應迫使供方的人力資本再區位，此時增加物質資本無法形成有效供給而閑置。因此“擴面”階段進入“提質”階段時，人力資本區位形成的中心外圍需求格局影響均等化進程。

均衡時有ρ=(1-β)(1-δh)。當ρ＞(1-β)(1-δh) 時，dkt/dht＞0，表明通用性ht和專用性kt同時提高，此時H(ht,kt) 增加。（14）-（16）揭示了城市公共服務影響人力資本的邏輯：首先，（14）式表明若Φ 不變，εhs越大則可轉換量hts越小，意味著空閑時間s 減少；其次，（15）式表明Φ 增加通過減少s 提高lw；（16）式表明Φ 通過時間再配置提高了人力資本總存量H；最后，當ρ 提高即期效用水平時，個人將配置更多時間用于kt，以實現即期效用最大。同時，Φ 增加降低τω 且ct支出相應增加。若將εhs視為Φ 將s 轉換為通用性ht的轉換能力，則可得轉換效應：若εhs越大，提高Φ，則dkt/dht＞0 且增加u(ct) 。

擠出效應。由（5）式得ct=ktαlw1-α-δkk-τωt，且(?c/?kt)(?kt/?lw)＞0，表明ct隨lw、kt增加而增長，全微

三、實證分析

實證思路。以人均財政一般預算支出測量公共服務需求，檢驗人力資本與公共服務需求的關系。擠出效應指出收入增長不符合預期時，增加公共服務供給只會導致人力資本再區位，因此工資的公共服務需求彈性顯著為正時，則表明工資增長抵消擠出效應影響；若顯著為負，則表明存在擠出效應。中心外圍模式指出需求分布格局，當人力資本對公共服務需求存在顯著正向影響時，且人力資本集中趨勢存在，則可驗證中心外圍格局。

估計方程。（13）式除（14）式代入Λ1，并利用（14）式變換可得：

令Λ4為參數集，（19）式簡寫為Φ=Λ4ktεωΦτω (kthts)-1，(kthts)-1為潛在的可轉換人力資本存量，與實際人力資本存量H 成反比，兩側取對數可得：

由于kt決定收入水平，可用工資W 表示。為公共資源投入，假定εωΦ為常量，則ω 包括兩個部分：一是以里昂惕夫生產函數中公共服務固定資本存量Kp測量投入；二是以Jacobs 外部性測量公共服務質量，即公共服務多樣化指數Di，表示人們同時需要一組公共服務產品，如2 單位的教育、1 單位的科技、1 單位的醫療。假定τ 為常量，則最終估計方程為：

公共服務需求（Pub）。參考Warner等[29]和姜曉萍等[30]的做法，以人均財政支出表示公共服務需求水平。從公共財政角度來看，財政支出都應與公共服務相關，據此估算2007-2016年各省公共服務占財政一般預算支出比重均值在76%-86%，①取其平均值且假定各市與所在省份支出比重相同，可推知2002-2016年城市財政公共服務支出規模。

人力資本存量（H）為核心變量。估計方法有兩種：一是使用朱平芳等[31]的收入法估計，其中所需固定資本存量數據估計方法參考Kp；二是使用教育年限法，計算各省人均受教育年限作為各市人均受教育年限（H2）。根據國家統計局、勞動和社會保障部公布的各省市不同受教育年限勞動者人數占比計算而得，計算方法為：人均受教育年限= 未受教育勞動者人數占比×0+小學文化勞動者占比×6+ 初中文化勞動者占比×9+ 高中文化勞動者占比×12+大學專科文化勞動者占比×16+大學本科文化勞動者占比×16+ 研究生文化勞動者占比×20。

公共服務固定資本存量（Kp）估計。首先，以吳明娥等[32]估計的2000年分省公共資本存量作為基期，按其所設定方法估算2000-2016年分省公共資本存量；其次，參考單豪杰[33]估算同期各省份固定資本存量，計算公共服務固定資本存量占總固定資本存量的比重；最后，同樣方法估計城市總固定資本存量，使用各省份公共服務資本存量占總固定資本存量的比重可推知各城市公共服務固定資本存量，除以公共服務就業人員后得到人均公共服務固定資本存量。

公共服務就業數量（Pubser）與多樣化（Di）。公共服務就業包括：教育業，衛生、社會保險和社會福利業，公共管理和社會組織。據此計算人均公共服務固定資本存量，按Di=(∑|si-sm|)-1計算服務多樣化。其中，si為城市公共服務行業占服務業總就業份額，sm為城市公共服務業占全國服務業的份額。

其他控制變量。發展階段（Inc）為人均GDP。考慮到Inc 與W 的共線性，按照世界銀行收入標準，中高收入地區賦值為1；其他收入地區賦值為0，Inc 是隨時間變化的虛擬變量。城市規模（Pop）為戶籍人口規模，由于變量均為人均值，因此城市規模僅作為分組變量。

數據來源。數據取自2002-2016年城市統計年鑒和國研網統計數據庫，包含15年281 個城市（參見表1）。由于缺乏城市投資價格指數、GDP 平減指數等數據，所以均以城市所在省份替代。部分地區（如廣西百色等）由于建市時間較晚，根據所在省份統計年鑒數據整理得到，其余缺失值采取同樣方法補齊。計量軟件為Stata 14。

表1 主要指標描述性統計（對數值）①

表2 報告了固定效應穩健性逐步回歸結果。Hausman 檢驗表明模型均應使用固定效應模型估計，除了Inc 外，參數估計結果均為正且顯著。（1）-（5）式中H 為收入法估計值。估計結果表明，彈性按人力資本（H）、工資（W）、公共資本存量（Kp）和服務多樣化（Di）依次下降。

估計結果驗證了本文提出的機制：一是W 系數間接驗證了擠出效應。擠出效應認為收入不變時增加公共服務供給將降低效用水平；反之收入增長時，公共服務增加有利于提高效用水平。W 估計結果均為正且顯著，證明收入增加提高了公共服務需求，消除了擠出效應。二是H 系數驗證了公共服務的中心外圍模式，H 系數顯著為正，表明人力資本越高越需要優質公共服務減少折舊損失，如果大城市人力資本存量較高的判斷成立，則存在公共服務需求的中心外圍模式。

表2 逐步回歸結果

表3 報告了內生性檢驗。公共服務與人力資本互為因果可能導致參數估計偏誤。考慮到健康和教育投資的重要來源，本文使用“千人醫生數（Doc）”及“城市中小學師生比（Edu）”作為工具變量，直觀上看與殘差不相關。為便于比較，模型6 列出了FE 估計結果。模型7 使用混合數據工具變量2sls 估計，識別不足、弱工具性和過度識別檢驗表明工具變量合理，與模型6 相比，系數仍顯著為正但數值均有所增大，但是估計參數大小排序未發生顯著變化。模型8 使用面板工具變量估計，與模型6 相比，人力資本彈性仍顯著大于1，估計參數排序也未發生顯著變化。

模型9、10 分別使用收入法和受教育年限法人力資本進行估計，設定為LnPubt-1、LnW 和LnKp為內生變量，lnH、LnDi、Inc 和時間變量為外生工具變量，使用兩階段穩健性估計。從估計結果來看，核心指標的系數均顯著為正且通過AR（2）和薩甘檢驗。與模型7 相比，所估計參數均有不同程度下降，消除內生性后的穩健性估計結果與FE 估計較為一致。進一步驗證了擠出效應和中心外圍模式。

表4 報告了按收入水平和人口規模分組的回歸結果。按照中心外圍模式可知，若將人均GDP 較高的城市視為中心城市，則人力資本和工資的公共服務彈性系數應當高于人均GDP 較低的城市。城市規模分組與之類似。收入分組模型11 和12 估計表明，中高收入地區的LnH、LnW 和LnDi 彈性均高于其他收入地區，但LnKp較低。顯然，收入水平越高的城市，人力資本的公共服務需求也較高，而且工資與公共服務需求顯著正相關消除了擠出效應。LnKp較低的可能解釋是，收入水平較高的城市公共服務的固定資產存量也已經達到較高水平，公共服務資本投入可能出現邊際遞減效應，因此提升公共服務規模和質量更多依靠人力資本投入而不是物質資本投入。

表3 內生性檢驗

表4 分組回歸

城市規模分組13 和14 估計結果表明，人口超過500 萬的城市LnH、LnDi、LnKp彈性值高于500 萬人口以下城市，但LnW 較低。LnW 較低的可能解釋包括兩個：一是部分城市規模較大但工資偏低，它們稀釋了工資的貢獻，而且城市規模與工資之間是否為嚴格線性關系也存在爭議；[34,35]二是人口規模較大的城市工資增長較快，但公共服務需求增長較慢，導致估計的彈性相對較低。

總體上看，分組回歸驗證了公共服務均等化的中心外圍的服務模式：收入越高且規模越大的城市，人力資本的公共服務需求越高，外部性衡量的公共服務質量也越高。這表明，人力資本集中提高了優質公共服務需求，從而形成人力資本流動和需求集中的“共振”現象。

四、進一步說明

在物質資本投入可控條件下，人力資本空間分布格局決定了公共服務需求分布，人力資本存量水平決定了優質公共服務產品需求。實證研究隱含了人力資本向大城市集中的判斷，這是公共服務需求中心外圍格局的關鍵。本文綜合已有數據和研究做出進一步說明，總體來看人力資本空間分布格局集中趨勢長期存在。

1.中國公共服務人力資本配置與收入階段大致匹配。2015年，中國人均GDP 達8069 美元，按世界銀行標準屬高中收入國家群組，政府教育和衛生支出占GDP 比重分別為4.26% 和3.1%，與高中收入國家群組中的后進國家地位相當，千人醫生數1.94，高于中等收入國家1.32 的水平，略低于高收入國家1.96；中小學的生師比為13.82、16.29，略高于高收入國家的12.88和14.16。

2.公共服務供給不均衡程度較高。2016年，美國166 個城市和11 個都市圈醫療教育就業占總就業比重均值分別為16% 和14%，離散系數為0.15 和0.13，都市圈和非都市圈差距較小，區域公共服務供給的均一化程度較高。2015年，中國281 個城市教育和衛生社保從業人員占總就業均值為16%，醫療教育的人力資本投入與美國城市大致相當，但離散系數高達0.38，不均衡性遠遠大于美國。

3.大城市公共服務供給能力缺口仍較大。中國北上廣深已成為世界性城市，但仍面臨公共服務投入不足問題。以北京、紐約、東京為例，2015年服務業比重均達到80% 以上，北京教育、衛生和社會服務合計就業占到9.6%，紐約為17.7%，東京12.3%。顯然，若北京繼續建設世界性城市，則公共服務仍將是其發展的重點。

4.醫療教育就業和人力資本空間集中。2007-2016年281 個城市醫療教育就業的基尼系數由0.142 增加到0.191，基尼系數持續擴大意味著城市醫療教育供給能力差距持續擴大。而人均人力資本基尼系數則由0.210增加到0.272，與就業基尼系數擴大呈相同趨勢。

綜合上述四個特征大致可得如下判斷：一是大城市發展公共服務業不僅滿足人力資本所需，也增強參與全球城市競爭的能力，這將擴大城市間公共服務供給規模和質量差距；二是人力資本向大城市區位的模式短期內難以改變，增加財政投入促進均等化提質的做法面臨較大現實挑戰而難以實現，中心外圍模式削弱行政區主導模式的效果。首先，人力資本和公共服務需求布局一致，中心城市仍是人力資本區位首選；其次，中國人口呈現鄉村—鎮—縣城—地級市—省會—世界性城市的梯度流動格局，向大城市集中趨勢短期內不會改變，[36]由于人力資本公共服務的供需向中心城市集中，即便外圍可實現固定資本投入達到“提質”階段要求，但由于供需均難以實現，可能造成投入閑置。

圖1 公共服務均等化比較分析③

在公共服務供需共振趨勢明顯時，行政區主導的分散化供給難以解決人力資本集聚形成的中心外圍需求格局，增加財政投入一定程度上可以緩解數量和質量差距擴大，但難以實現中心外圍公共服務均等化，差距反而會越來越大：首先，不能通過降低發達地區的公共服務實現均等化；其次，也不能通過限制高收入人群的公共服務水平實現均等化；再次，政府無力扭轉人力資本流動與市場需求趨同的空間格局；最后，轉移支付也可能產生越來越多的供給無效率，[37,38]市場失靈和公平問題要求政府在公共服務領域發揮更大作用，但政府干預人力資本區位決策的辦法并不多，因此行政區主導模式與人力資本區位決策并不匹配，在公共服務的“提質”階段，就高不就低的現實需求與差距擴大的供給質量之間的矛盾將長期存在。

五、研究結論與建議

城市是人力資本積累變現的場所，是人力資本區位的關鍵因素。出于人力資本積累動機的區位決策行為，改變了個人和城市人力資本存量：從優質公共服務需求來看，城市人力資本存量越高則需求越大；從優質公共服務供給來看，變現促使高質量人力資本集中，由此形成“共振”現象。本文建立人力資本積累模型，揭示了公共服務均等化的中心外圍模式形成的微觀機制，實證驗證了轉換效應、擠出效應和中心外圍模式，解釋了“共振”現象。

本文理論模型有幾個新的嘗試：一是在公共服務均等化研究中納入人力資本因素，地區人力資本存量差距對公共服務均等化要求顯著不同，因而導致公共服務供需空間差異；二是探索性地將人力資本區分為專用性和通用性兩類一并納入理論模型，探討公共服務與人力資本結構的相互作用；三是人力資本積累和人力資本結構優化兩者共同影響公共服務需求。理論和實證研究均表明，中心外圍是公共服務均等化政策設計的前提，如果優質資源稀缺程度依然較高，那么中心外圍模式將會長期存在。如果試圖從根本上改變這一差距，意味著外圍城市與中心城市達到相同的供給質量和水平，事實上并不可能也無必要。

人的全面發展要求基本公共服務包內容擴大、質量標準更高，而中心外圍模式決定了“提質”階段的均等化難度更大，質量均等化難于數量均等化，因而應當是“差距穩定”的均等化，而不是絕對意義上的平均化，也就是公共服務區域質量差距有其合理性，但這種差距應保持在合理區間內。在質量差距合理的條件下，需要創新實現優質公共服務共享的新路徑：一是差異性的基本公共服務體系對所有人開放，通過機會均等和異地供給來保證外圍城市可獲得中心城市的優質公共服務；二是新階段的重點應當聚焦于如何降低獲得優質公共服務的成本上，以城市群模式統籌安排公共服務資源，實現在效率和公平兼顧下的公共服務均等化。由此形成以都市圈模式主導的“提質”階段均等化路徑：

第一，適度增加大城市。城市群是由中心城市和外圍城市構成的空間格局，是未來中國城鎮化主要形式，人口、經濟活動資源配置將在城市群內進行，公共服務資源配置也應與人口和經濟活動布局相適應，地方常住人口規模決定公共服務配置規模。中國正處于新型城鎮化發展的重要時期，人口向大城市集聚是長期趨勢，因此大城市配置更多的公共服務資源，這與中心外圍模式相適應。如果中心外圍模式是常態，那么解決優質公共服務供給能力不足，應通過增加大城市數量實現，而不僅僅局限于既有城市群。可以想見，當北上廣深等類型的世界性城市數量擴張到10 個以上時，絕大部分人口都可在臨近大城市獲得優質公共服務。

第二，發揮中心城市功能。中心城市擁有大量優質公共服務資源是設計公共服務均等化政策時必須考慮的前提條件。由于優質公共資源稀缺，中心城市與外圍城市的差距始終存在，政策設計出發點應當是發揮中心城市輻射帶動功能，而不是消解中心城市優質公共服務供給優勢。應繼續強化中心城市優質公共服務資源，但新增優質公共服務資源要向交界區域布局，實現優質公共服務空間外溢,拓展中心城市輻射能力，改變以行政邊界配置的傳統模式，探索城市群內優質公共服務資源共享。中心城市應在城市建設、空間結構優化等領域響應同城化，優化公共服務資源配置格局。

第三，城市群主導的均等化模式應突破行政區劃邊界，統籌協調都市圈公共服務財政安排，確保質量差距維持在合理區間內。提高中心城市群輻射周邊的能力，便利公共服務獲取，減少獲得優質公共服務的成本。如加強互聯網技術應用，整合區域內文教科衛體等公共服務資源信息并公開發布，在優質資源分布、使用情況、排隊情況等信息方面對都市圈居民免費開放，即時共享；再如完善交通網絡，發展城際公交和城際快速交通，實現一小時內抵達公共服務供給場所。

公共服務均等化是長期議題。本文從人力資本角度出發，闡述人力資本積累影響公共服務供需空間分布的微觀機制，認為“提質”階段，應將中心外圍格局視為公共服務均等化的前提，而不應作為被打破的對象。預期研究仍有可改進之處：一方面，理論模型中可進一步擴充，將更多城市對人力資本的影響因素納入分析，考察“共振”現象的邊界條件；另一方面，實證研究可選擇更多控制變量以驗證模型的穩定性。

注釋

①根據本文研究目的，公共服務開支包括如下項目：一般公共服務支出、公共安全支出、教育支出、科學技術支出、文化體育與傳媒支出、社會保障和就業支出、醫療衛生與計劃生育支出、節能環保支出、城鄉社區支出、交通運輸支出、住房保障支出。

②根據2002-2016年《城市統計年鑒》和國研網統計數據庫整理。

③圖a 數據來自世界銀行統計數據庫；圖b 中東京數據來自Bureau of General Affairs TMG，紐約數據來自BEA，北京數據來自《北京統計年鑒2016》；圖c 數據取自BEA 和2016年中國城市統計年鑒；圖d 數據來自歷年《中國城市統計年鑒》，人均人力資本為本文估計值。