人力资本流动、公共服务需求与公共服务均等化

○ 高春亮 李善同

引言

公共服务“扩面提质”是实现高质量发展的重要保障。中国政府平衡机会均等和结果均等，立足国情，在公共服务生产、分配和消费各环节开展了诸多有益探索，稳步推进均等化。随着国家财政实力增强，公共服务覆盖水平不断提高，均等化逐步由广覆盖、低水平的“扩面”阶段迈向多种类、高质量的“提质”阶段，如何实现更高水平的均等化服务正成为关注焦点。

公共服务均等化大致包含两个理论研究脉络：一是均等化理论，基于公平正义阐明人的全面发展理念，财政应发挥公共职能，缩小区域差距，化解外部性，提高人全面发展的可行能力；二是异质性理论，公共服务区域差异包括种类、水平和垂直等异质性，发展阶段不同解决侧重点亦不相同。理论一致认为公共服务是提高可行能力的关键，地区发展水平导致公共服务区域差距，缩小区域差距是公共财政支出安排的重要目标。据此“扩面”阶段形成了缩小公共服务区域差距的行政区主导模式：一是以转移支付和专项资金等方式提高财力薄弱地区的公共服务设施水平；二是通过机制设计引导人才向后发地区流动。这一模式具有转移支付、本地供给、就近获取的特点，行之有效地解决了公共服务的数量差距，但能否缩小“提质”阶段公共服务质量的区域差距仍然存疑。

行政区模式忽视了人力资本流动冲击公共服务需求空间分布的影响。2017年中国流动人口达2.44 亿，《中国流动人口发展报告2018》指出了流动人口的两个显著特征：一是单向流动。珠三角、长三角、京津冀、长江中游和成渝城市群为主要目的地且流动人口平均年龄在40 岁以下。二是受教育程度高。2015年，高中及以上教育程度人口成为主体，占流动人口的45.3%，意味着人力资本存量较高的流动人口规模越来越大。人口流动将影响公共服务均等化进程：（1）“扩面”阶段解决公共服务有无问题，为人力资本积累注入初始动力，提高人全面发展的可行能力；（2）人力资本积累变现能力提高，优质公共服务需求增加，公共服务质量均等化成为“提质”阶段的重要任务；（3）优质公共服务供给所需的高质量人力资本及优质公共服务需求者均向大城市集中，形成公共服务供需向大城市集中的“共振现象”；（4）尽管财政转移支付可缩小先进设施设备的地区差距，但生产和需求的人力资本均向大城市集中，阻碍了优质公共服务均等化进程，甚至扩大了区域差距。

人口流动导致行政区主导的均等化模式无效率：即便地方政府有意愿且财力充裕，人力资本空间集中的结果也将导致地方缺乏提供高质量公共服务的能力。一方面，人力资本存量越高，公共服务需求规模越大且质量要求越高；另一方面，质量要求越高公共服务供给的人力资本要求也越高。然而，当效用最大化决定人力资本流动时，单向流动的结果使得人力资本越高者越是区位于大城市，很难与相对分散化的公共服务物质资本组合形成优质公共服务供给。因此，亟需阐明行政区主导的公共服务均等化模式在“提质”阶段的适用性，形成本文所要研究的问题：人力资本区位决策形成何种公共服务需求空间分布格局？如何设计均等化策略与之适应？本文区分专用性和通用性人力资本，创新性地将人力资本结构纳入拉姆齐效用函数，分析人力资本区位决策影响公共服务需求空间变动及“提质阶段”公共服务均等化的内在机制。本文可能的创新包括两个方面：一是将人力资本区域引入公共服务均等化研究，阐明需求空间格局并解释区域公共服务差距；二是将公共服务需求空间格局视为前提，探讨“提质”阶段均等化实现路径。

一、相关文献

政府是公共服务均等化的主体。经济学沿着产品属性及供需机制的脉络探讨公共服务均等化。公共服务具有非排他性和非竞争性特征，[1,2]其后衍生出介于纯公共产品和纯私人物品之间的俱乐部产品。[3]可行能力是实现个人全面发展的保障，而可行能力需要平衡公共服务均等化、公平与效率、结果平等与程序平等之间的关系，因此均等化是实现人的全面发展的重要保障。[4]理论表明政府在公共服务供给领域责无旁贷，应供给充裕且优质的健康教育等公共服务产品，提高个人全面发展的可行能力。

政府财力是均等化进程的硬约束。均等化是消除公共服务需求异质性的过程，表现为以较高标准的公共服务覆盖所有人群的渐进过程，财政实力越强均等化程度越高。首先，受经济发展水平影响，全球人口只有27%享有综合的社会保障、73% 享有不充分的保障或没有任何保障 ，[5]因此收入较低的国家着重解决低水平的公共服务均等化。其次，发达国家也未能完全实现均等化，如2003-2010年美国劳动效率与高等教育正相关且受大学教育者回报更高，[6]但美国也未完全将高等教育纳入公共服务范畴；2004-2005年，美国175595 名发展障碍患者中，有21% 未能在区域卫生服务中心获得服务，而且少数族裔接受服务的可能性明显低于白人。[7]再次，高福利国家更容易实现高水平均等化，如挪威义务教育年限由7年增至9年，受益人群工资回报提高了1%-4%，[8]将普惠制教育拓展至大学，个人发展和经济增长均因此获益。[9]最后，以高标准供给公共服务是均等化实现的理想状态，但受制于财政实力，尚未形成有效解决方法。[10]

地方政府在均等化中发挥重要作用。由于居民公共服务的偏好信息收集难度较大，中央、地方在均等化进程中角色不同，[11]各级政府在不同公共服务种类供给中优势不同，地方政府因更接近消费者，在文教科卫等领域更具信息优势。“用脚投票”表明，如果两个社区供给差异化公共品时，居民迁徙到符合其偏好的社区，最终实现公共品的最优供给。[12]由于财政预算硬约束，优质公共服务稀缺性较高，均等化所要求的供给水平与现实需求之间的缺口将会长期存在，[13]安排财政公共支出时需要权衡公共服务质量与财政支出效率，限制了服务供给质量提升空间，因此高质量公共服务品俱乐部化可能是长期趋势。[14,15]这意味着，公共服务均等化进程中空间质量差异长期存在，即一些城市在较高质量水平实现了公共服务均等化，质量差异产生一系列复杂影响。

1.影响人口流动

不同规模城市公共服务的购买能力和支付水平差异显著，超大城市、特大城市和大城市政府的购买水平高，我国“用脚投票”表现为人口向大城市持续流入的过程。[16]均等化进程中，财力相对丰厚的经济发达地区能够提供相对充足和水平较高的公共服务，区域公共服务供给差距越发明显。[17]值得关注的是，重新区位的已城市化人口占流动人口比重由21世纪初不足10% 提高到2015年的30%，且仍有继续增长的趋势，表现为小城镇、中小城市及中西部大城市向东部大城市、特大城市的“城城人口流动”。[18]

2.改变要素配置

中国卫生资源分布存在明显的首位集中现象，低等级医院医疗服务质量均相对低下，乡镇卫生院卫生技术人员中，中专及以下和没有学历的人员比例达到63%，村级卫生组织中这一比例高达90%，其中1/3 村医没有学历。[19]显然，人口流动包含了公共服务供给侧高质量要素向大城市集聚，他们的区位决策决定了优质公共服务区域差距持续扩大。

3.形成共振效应

教育、健康和移民是人力资本形成的三种投资方式，但也形成了教育和健康等同于人力资本的刻板印象，忽视了移民投资的重要性。[20]人们根据是否有利于人力资本积累变现而选择区位，[21]大城市因更有利于人力资本积累和变现集聚了大量STEM 人才，工资收入高出中小城市13%-22%，而偏远地区将会更加偏远，[22-25]城市人力资本增长扩大地区公共服务质量差距，如都市的医疗服务品质优于非都市区；[26,27]同时人力资本产出差异扩大，如美国农村大学的研究效率相比城市大学低7%。[28]由于人力资本及优质公共服务供给的人力资本向同一空间集中，形成供需空间集中的“共振”效应。

已有文献突出公平正义理念，揭示了公共服务均等化的实施主体、实施路径和影响因素，但人力资本区位导致的公共服务需求变动未能得到清晰的阐述：一方面，基于人力资本积累变现的区位决策，改变个人和地区的人力资本存量，不仅影响公共服务需求规模，也将影响公共服务供给水平；另一方面，人力资本积累变现能力增加导致公共服务需求增长，形成累积性因果循环。虽然文献中隐含了人力资本、公共服务需求和均等化的相互作用，但需求分布与均等化关系研究稍显不足。若将人力资本积累变现过程视为可行能力提升过程，显然存在如下逻辑关系：人力资本区位决策决定公共服务需求空间分布，进而影响公共服务均等化进程，“提质”阶段均等化将面临人力资本空间集中的挑战。k 可在不同区位实现。在三个假设下，进一步规定：

时间配置方程。 设总时间为1 个单位，则1=lw+lh+s，lw为工作时间，用以形成专用性人力资本kt；lh为学习时间，用以形成通用性人力资本ht；空闲时间为s，假定ht增加s 下降，则有s(ht) 且∂s／(∂ht)＜0。

公共资源配置。令Φ(ω) 表示投入资源ω 形成的城市公共服务水平，Φ 为s(ht) 转换为ht提供便利，因此∂s(ht)／∂Φ＜0。Φ 可通过时间配置方程影响kt，据此有1=lw+lh+s(ht)Φ。当获得Φ 时，消费者承担ωt中的τ 份额。

人力资本积累。设t 时kt和ht的生产方程为F(kt,lw)和其中α、β 分别为kt和ht产出弹性。δk、δh为折旧率，则t 时kt和ht存量分别为kt=F(kt,lw)+(1-δk)kt-1和ht=G(ht,lh)+(1-δh)ht-1，此时个人资本存量为H(ht,kt)。

效用最大化。假设效用函数u(ct) 为跨期固定替代函数，ct为个人消费商品，ρ为贴现率，λk、λh为拉格朗日乘子，则消费者效用贴现值总和最大化时的现值汉密尔顿函数为：

二、理论模型

本文建立模型分析人力资本区位、需求分布与公共服务均等化的内在逻辑。与经典人口迁移理论中工资收入动机不同，模型将人力资本积累视为迁移动机，假定人力资本由专用性和通用性构成，继而将人力资本规模和结构、公共服务需求纳入一致性框架，分析为实现人力资本提升的区位决策行为影响需求空间分布、公共服务均等化的内在机理。

模型包含三个假设：（1）可分性假设。人力资本H可区分为通用性h 和专用性k 两类：h 为进入行业的学历门槛和自我提升能力，k 是从事行业和企业形成的特定人力资本，借助工资可形成直观印象：收入W(k) 增长有向上移动和沿W(k) 移动两种形式；h、k 对应W(k)跃迁和沿W(k) 移动。（2）专用性假设。积累H(h,k) 且以k 获得实现效用最大化时的收入。（3）流动性假设。h、。解汉密尔顿函数一阶条件化简可知：

最优ht。 由知由（10）得：

最优kt。 由人力资本积累方程得由（5）得又因进而有：最优Φ。由Fl和Gl，联合（8）可得进一步由（12）式可知令为可转换的通用性人力资本，εhs为通用性对空闲时间的弹性，即转换能力，因s'(h)＜0，则最优Φ 为：分并利用kt和（16）式可得：

（13）式为公共服务需求函数。其中，ht／hts衡量t时刻ht产出量与可转换量hts，ht/hts越大则Φ 需求越大。εhs越大表明ht转换s 的能力越强，因而Φ 需求越小。

最优ω。由（7）式可知[(1-α)/α]ktlw-1(δk+ρ)s(h)Φω(ω)=-τ，联合（12）式可知[(1-α)/α]α1/(1-α)(δk+ρ)α/(1-α)s(h)Φω(ω)=-τ，令Λ1为参数集，联合（13）式得：

（14）式是资源ω 需求函数，τω 为支付规模，因此也可视之为支出方程。ω 对Φ 的弹性εωΦ越大，表明ω 形成Φ 的能力越强，ω 需求越大且支付越多。εhs越大，则需求越少且支付越少。

转换效应。由1-s(ht)Φ(ω)=lw+lh微分得[-1-s'(ht)ht'Φ]dlh=dlw，联合（11）式，可知dlw=[-s'(ht)δh-1/(1-β)Φ-1]dlh，可改写为弹性形式：

由定义∂s／(∂ht)＜0,令εhs为常量，hts可视为s 的机会成本。均衡状态下，若保有更多的s，则hts下降，只有提高Φ 才能重新实现均衡，此时Φ 衡量了城市将s 转换为ht的能力。如果εhs(hts/ht) 不变，Φ 增加提高lh和lw配置效率，即较小的lh可实现同样的lw。联合（13）式，可知当ρ＞(1-β)(1-δh) 时，dlw/dlh＞0，否则dlw/dlh＜0。 由（11）、（13）式得dht*=δh-1/(1-β)dlh*、dkt*=[(δk+ρ)/α]-1/(1-α)dlw*，令Λ2为参数集，联合（15）式得：

（17）式表明ct受ρ、β 和δh影响。（17）式揭示了dct/dht＜0 的可能性，例如ωt增加且Φ 增长时，δh降低，尽管ρ 增加，但若kt不变，则无法实现即期效用最大，此时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)，可知挤出效应：若kt不变，∂Φ／∂ht＞0 且dct/dht＜0 时，u(ct)下降迫使H 再区位。若kt增加，∂Φ／∂ht＞0 且dct/dht＞0 时，u(ct) 增加促使H 集聚。

公共服务分布。设Φ 为里昂惕夫形式，且ω 包括物质资本Kp和人力资本Hp两种投入，则Φs(Kp,Hp)= min{ηKKp,ηHHp}，为城市公共服务供给。令Nt为城市人口，联合（13）式可知均衡时有：

考虑均衡状态下i、j 城市，其中kj回报高于ki。若i 提高ωi时，例如增加Hip提高Φis，当kit回报不变时影响供需人力资本再区位：一是增加ht将挤出消费，促使作为消费者的人力资本再区位；二是投入较高Hp可提供高质量公共服务，但kit回报不变制约了Hp的供给意愿，此时作为生产者的人力资本也将再区位。如果Hi选择j 实现kit，则kit提高了j 处Hj，随着行业生产效率提高，集聚外部性增强，此时kjt回报将会增加，又将提高hj(t+1)需求，因此j 进入正向累积因果循环过程：kjt回报增加-Φj需求增加-时间配置方程满足hj-促使s 转换-Hj增加，由此得公共服务空间分布的中心外围假说：均衡状态下i、j 城市，若ki*＜kj*且ki*回报不变，则i 提高hit挤出Hit且ωi闲置，j 处Hj增加且Φj增长，形成Hj*＞Hi*且Φj*＞Φi*的中心-外围格局。

人力资本区位决策过程从两个方面影响供需分布：一是转换效应、挤出效应迫使人力资本向中心城市流动，因此优质公共服务供需空间集聚形成了“共振”现象，公共服务特别是优质公共服务空间上呈现中心外围的分布格局；二是外围城市增加优质公共服务时，由于优质公共服务供给的人力资本难以获得较高回报，挤出效应迫使供方的人力资本再区位，此时增加物质资本无法形成有效供给而闲置。因此“扩面”阶段进入“提质”阶段时，人力资本区位形成的中心外围需求格局影响均等化进程。

均衡时有ρ=(1-β)(1-δh)。当ρ＞(1-β)(1-δh) 时，dkt/dht＞0，表明通用性ht和专用性kt同时提高，此时H(ht,kt) 增加。（14）-（16）揭示了城市公共服务影响人力资本的逻辑：首先，（14）式表明若Φ 不变，εhs越大则可转换量hts越小，意味着空闲时间s 减少；其次，（15）式表明Φ 增加通过减少s 提高lw；（16）式表明Φ 通过时间再配置提高了人力资本总存量H；最后，当ρ 提高即期效用水平时，个人将配置更多时间用于kt，以实现即期效用最大。同时，Φ 增加降低τω 且ct支出相应增加。若将εhs视为Φ 将s 转换为通用性ht的转换能力，则可得转换效应：若εhs越大，提高Φ，则dkt/dht＞0 且增加u(ct) 。

挤出效应。由（5）式得ct=ktαlw1-α-δkk-τωt，且(∂c/∂kt)(∂kt/∂lw)＞0，表明ct随lw、kt增加而增长，全微

三、实证分析

实证思路。以人均财政一般预算支出测量公共服务需求，检验人力资本与公共服务需求的关系。挤出效应指出收入增长不符合预期时，增加公共服务供给只会导致人力资本再区位，因此工资的公共服务需求弹性显著为正时，则表明工资增长抵消挤出效应影响；若显著为负，则表明存在挤出效应。中心外围模式指出需求分布格局，当人力资本对公共服务需求存在显著正向影响时，且人力资本集中趋势存在，则可验证中心外围格局。

估计方程。（13）式除（14）式代入Λ1，并利用（14）式变换可得：

令Λ4为参数集，（19）式简写为Φ=Λ4ktεωΦτω (kthts)-1，(kthts)-1为潜在的可转换人力资本存量，与实际人力资本存量H 成反比，两侧取对数可得：

由于kt决定收入水平，可用工资W 表示。为公共资源投入，假定εωΦ为常量，则ω 包括两个部分：一是以里昂惕夫生产函数中公共服务固定资本存量Kp测量投入；二是以Jacobs 外部性测量公共服务质量，即公共服务多样化指数Di，表示人们同时需要一组公共服务产品，如2 单位的教育、1 单位的科技、1 单位的医疗。假定τ 为常量，则最终估计方程为：

公共服务需求（Pub）。参考Warner等[29]和姜晓萍等[30]的做法，以人均财政支出表示公共服务需求水平。从公共财政角度来看，财政支出都应与公共服务相关，据此估算2007-2016年各省公共服务占财政一般预算支出比重均值在76%-86%，①取其平均值且假定各市与所在省份支出比重相同，可推知2002-2016年城市财政公共服务支出规模。

人力资本存量（H）为核心变量。估计方法有两种：一是使用朱平芳等[31]的收入法估计，其中所需固定资本存量数据估计方法参考Kp；二是使用教育年限法，计算各省人均受教育年限作为各市人均受教育年限（H2）。根据国家统计局、劳动和社会保障部公布的各省市不同受教育年限劳动者人数占比计算而得，计算方法为：人均受教育年限= 未受教育劳动者人数占比×0+小学文化劳动者占比×6+ 初中文化劳动者占比×9+ 高中文化劳动者占比×12+大学专科文化劳动者占比×16+大学本科文化劳动者占比×16+ 研究生文化劳动者占比×20。

公共服务固定资本存量（Kp）估计。首先，以吴明娥等[32]估计的2000年分省公共资本存量作为基期，按其所设定方法估算2000-2016年分省公共资本存量；其次，参考单豪杰[33]估算同期各省份固定资本存量，计算公共服务固定资本存量占总固定资本存量的比重；最后，同样方法估计城市总固定资本存量，使用各省份公共服务资本存量占总固定资本存量的比重可推知各城市公共服务固定资本存量，除以公共服务就业人员后得到人均公共服务固定资本存量。

公共服务就业数量（Pubser）与多样化（Di）。公共服务就业包括：教育业，卫生、社会保险和社会福利业，公共管理和社会组织。据此计算人均公共服务固定资本存量，按Di=(∑|si-sm|)-1计算服务多样化。其中，si为城市公共服务行业占服务业总就业份额，sm为城市公共服务业占全国服务业的份额。

其他控制变量。发展阶段（Inc）为人均GDP。考虑到Inc 与W 的共线性，按照世界银行收入标准，中高收入地区赋值为1；其他收入地区赋值为0，Inc 是随时间变化的虚拟变量。城市规模（Pop）为户籍人口规模，由于变量均为人均值，因此城市规模仅作为分组变量。

数据来源。数据取自2002-2016年城市统计年鉴和国研网统计数据库，包含15年281 个城市（参见表1）。由于缺乏城市投资价格指数、GDP 平减指数等数据，所以均以城市所在省份替代。部分地区（如广西百色等）由于建市时间较晚，根据所在省份统计年鉴数据整理得到，其余缺失值采取同样方法补齐。计量软件为Stata 14。

表1 主要指标描述性统计（对数值）①

表2 报告了固定效应稳健性逐步回归结果。Hausman 检验表明模型均应使用固定效应模型估计，除了Inc 外，参数估计结果均为正且显著。（1）-（5）式中H 为收入法估计值。估计结果表明，弹性按人力资本（H）、工资（W）、公共资本存量（Kp）和服务多样化（Di）依次下降。

估计结果验证了本文提出的机制：一是W 系数间接验证了挤出效应。挤出效应认为收入不变时增加公共服务供给将降低效用水平；反之收入增长时，公共服务增加有利于提高效用水平。W 估计结果均为正且显著，证明收入增加提高了公共服务需求，消除了挤出效应。二是H 系数验证了公共服务的中心外围模式，H 系数显著为正，表明人力资本越高越需要优质公共服务减少折旧损失，如果大城市人力资本存量较高的判断成立，则存在公共服务需求的中心外围模式。

表2 逐步回归结果

表3 报告了内生性检验。公共服务与人力资本互为因果可能导致参数估计偏误。考虑到健康和教育投资的重要来源，本文使用“千人医生数（Doc）”及“城市中小学师生比（Edu）”作为工具变量，直观上看与残差不相关。为便于比较，模型6 列出了FE 估计结果。模型7 使用混合数据工具变量2sls 估计，识别不足、弱工具性和过度识别检验表明工具变量合理，与模型6 相比，系数仍显著为正但数值均有所增大，但是估计参数大小排序未发生显著变化。模型8 使用面板工具变量估计，与模型6 相比，人力资本弹性仍显著大于1，估计参数排序也未发生显著变化。

模型9、10 分别使用收入法和受教育年限法人力资本进行估计，设定为LnPubt-1、LnW 和LnKp为内生变量，lnH、LnDi、Inc 和时间变量为外生工具变量，使用两阶段稳健性估计。从估计结果来看，核心指标的系数均显著为正且通过AR（2）和萨甘检验。与模型7 相比，所估计参数均有不同程度下降，消除内生性后的稳健性估计结果与FE 估计较为一致。进一步验证了挤出效应和中心外围模式。

表4 报告了按收入水平和人口规模分组的回归结果。按照中心外围模式可知，若将人均GDP 较高的城市视为中心城市，则人力资本和工资的公共服务弹性系数应当高于人均GDP 较低的城市。城市规模分组与之类似。收入分组模型11 和12 估计表明，中高收入地区的LnH、LnW 和LnDi 弹性均高于其他收入地区，但LnKp较低。显然，收入水平越高的城市，人力资本的公共服务需求也较高，而且工资与公共服务需求显著正相关消除了挤出效应。LnKp较低的可能解释是，收入水平较高的城市公共服务的固定资产存量也已经达到较高水平，公共服务资本投入可能出现边际递减效应，因此提升公共服务规模和质量更多依靠人力资本投入而不是物质资本投入。

表3 内生性检验

表4 分组回归

城市规模分组13 和14 估计结果表明，人口超过500 万的城市LnH、LnDi、LnKp弹性值高于500 万人口以下城市，但LnW 较低。LnW 较低的可能解释包括两个：一是部分城市规模较大但工资偏低，它们稀释了工资的贡献，而且城市规模与工资之间是否为严格线性关系也存在争议；[34,35]二是人口规模较大的城市工资增长较快，但公共服务需求增长较慢，导致估计的弹性相对较低。

总体上看，分组回归验证了公共服务均等化的中心外围的服务模式：收入越高且规模越大的城市，人力资本的公共服务需求越高，外部性衡量的公共服务质量也越高。这表明，人力资本集中提高了优质公共服务需求，从而形成人力资本流动和需求集中的“共振”现象。

四、进一步说明

在物质资本投入可控条件下，人力资本空间分布格局决定了公共服务需求分布，人力资本存量水平决定了优质公共服务产品需求。实证研究隐含了人力资本向大城市集中的判断，这是公共服务需求中心外围格局的关键。本文综合已有数据和研究做出进一步说明，总体来看人力资本空间分布格局集中趋势长期存在。

1.中国公共服务人力资本配置与收入阶段大致匹配。2015年，中国人均GDP 达8069 美元，按世界银行标准属高中收入国家群组，政府教育和卫生支出占GDP 比重分别为4.26% 和3.1%，与高中收入国家群组中的后进国家地位相当，千人医生数1.94，高于中等收入国家1.32 的水平，略低于高收入国家1.96；中小学的生师比为13.82、16.29，略高于高收入国家的12.88和14.16。

2.公共服务供给不均衡程度较高。2016年，美国166 个城市和11 个都市圈医疗教育就业占总就业比重均值分别为16% 和14%，离散系数为0.15 和0.13，都市圈和非都市圈差距较小，区域公共服务供给的均一化程度较高。2015年，中国281 个城市教育和卫生社保从业人员占总就业均值为16%，医疗教育的人力资本投入与美国城市大致相当，但离散系数高达0.38，不均衡性远远大于美国。

3.大城市公共服务供给能力缺口仍较大。中国北上广深已成为世界性城市，但仍面临公共服务投入不足问题。以北京、纽约、东京为例，2015年服务业比重均达到80% 以上，北京教育、卫生和社会服务合计就业占到9.6%，纽约为17.7%，东京12.3%。显然，若北京继续建设世界性城市，则公共服务仍将是其发展的重点。

4.医疗教育就业和人力资本空间集中。2007-2016年281 个城市医疗教育就业的基尼系数由0.142 增加到0.191，基尼系数持续扩大意味着城市医疗教育供给能力差距持续扩大。而人均人力资本基尼系数则由0.210增加到0.272，与就业基尼系数扩大呈相同趋势。

综合上述四个特征大致可得如下判断：一是大城市发展公共服务业不仅满足人力资本所需，也增强参与全球城市竞争的能力，这将扩大城市间公共服务供给规模和质量差距；二是人力资本向大城市区位的模式短期内难以改变，增加财政投入促进均等化提质的做法面临较大现实挑战而难以实现，中心外围模式削弱行政区主导模式的效果。首先，人力资本和公共服务需求布局一致，中心城市仍是人力资本区位首选；其次，中国人口呈现乡村—镇—县城—地级市—省会—世界性城市的梯度流动格局，向大城市集中趋势短期内不会改变，[36]由于人力资本公共服务的供需向中心城市集中，即便外围可实现固定资本投入达到“提质”阶段要求，但由于供需均难以实现，可能造成投入闲置。

图1 公共服务均等化比较分析③

在公共服务供需共振趋势明显时，行政区主导的分散化供给难以解决人力资本集聚形成的中心外围需求格局，增加财政投入一定程度上可以缓解数量和质量差距扩大，但难以实现中心外围公共服务均等化，差距反而会越来越大：首先，不能通过降低发达地区的公共服务实现均等化；其次，也不能通过限制高收入人群的公共服务水平实现均等化；再次，政府无力扭转人力资本流动与市场需求趋同的空间格局；最后，转移支付也可能产生越来越多的供给无效率，[37,38]市场失灵和公平问题要求政府在公共服务领域发挥更大作用，但政府干预人力资本区位决策的办法并不多，因此行政区主导模式与人力资本区位决策并不匹配，在公共服务的“提质”阶段，就高不就低的现实需求与差距扩大的供给质量之间的矛盾将长期存在。

五、研究结论与建议

城市是人力资本积累变现的场所，是人力资本区位的关键因素。出于人力资本积累动机的区位决策行为，改变了个人和城市人力资本存量：从优质公共服务需求来看，城市人力资本存量越高则需求越大；从优质公共服务供给来看，变现促使高质量人力资本集中，由此形成“共振”现象。本文建立人力资本积累模型，揭示了公共服务均等化的中心外围模式形成的微观机制，实证验证了转换效应、挤出效应和中心外围模式，解释了“共振”现象。

本文理论模型有几个新的尝试：一是在公共服务均等化研究中纳入人力资本因素，地区人力资本存量差距对公共服务均等化要求显著不同，因而导致公共服务供需空间差异；二是探索性地将人力资本区分为专用性和通用性两类一并纳入理论模型，探讨公共服务与人力资本结构的相互作用；三是人力资本积累和人力资本结构优化两者共同影响公共服务需求。理论和实证研究均表明，中心外围是公共服务均等化政策设计的前提，如果优质资源稀缺程度依然较高，那么中心外围模式将会长期存在。如果试图从根本上改变这一差距，意味着外围城市与中心城市达到相同的供给质量和水平，事实上并不可能也无必要。

人的全面发展要求基本公共服务包内容扩大、质量标准更高，而中心外围模式决定了“提质”阶段的均等化难度更大，质量均等化难于数量均等化，因而应当是“差距稳定”的均等化，而不是绝对意义上的平均化，也就是公共服务区域质量差距有其合理性，但这种差距应保持在合理区间内。在质量差距合理的条件下，需要创新实现优质公共服务共享的新路径：一是差异性的基本公共服务体系对所有人开放，通过机会均等和异地供给来保证外围城市可获得中心城市的优质公共服务；二是新阶段的重点应当聚焦于如何降低获得优质公共服务的成本上，以城市群模式统筹安排公共服务资源，实现在效率和公平兼顾下的公共服务均等化。由此形成以都市圈模式主导的“提质”阶段均等化路径：

第一，适度增加大城市。城市群是由中心城市和外围城市构成的空间格局，是未来中国城镇化主要形式，人口、经济活动资源配置将在城市群内进行，公共服务资源配置也应与人口和经济活动布局相适应，地方常住人口规模决定公共服务配置规模。中国正处于新型城镇化发展的重要时期，人口向大城市集聚是长期趋势，因此大城市配置更多的公共服务资源，这与中心外围模式相适应。如果中心外围模式是常态，那么解决优质公共服务供给能力不足，应通过增加大城市数量实现，而不仅仅局限于既有城市群。可以想见，当北上广深等类型的世界性城市数量扩张到10 个以上时，绝大部分人口都可在临近大城市获得优质公共服务。

第二，发挥中心城市功能。中心城市拥有大量优质公共服务资源是设计公共服务均等化政策时必须考虑的前提条件。由于优质公共资源稀缺，中心城市与外围城市的差距始终存在，政策设计出发点应当是发挥中心城市辐射带动功能，而不是消解中心城市优质公共服务供给优势。应继续强化中心城市优质公共服务资源，但新增优质公共服务资源要向交界区域布局，实现优质公共服务空间外溢,拓展中心城市辐射能力，改变以行政边界配置的传统模式，探索城市群内优质公共服务资源共享。中心城市应在城市建设、空间结构优化等领域响应同城化，优化公共服务资源配置格局。

第三，城市群主导的均等化模式应突破行政区划边界，统筹协调都市圈公共服务财政安排，确保质量差距维持在合理区间内。提高中心城市群辐射周边的能力，便利公共服务获取，减少获得优质公共服务的成本。如加强互联网技术应用，整合区域内文教科卫体等公共服务资源信息并公开发布，在优质资源分布、使用情况、排队情况等信息方面对都市圈居民免费开放，即时共享；再如完善交通网络，发展城际公交和城际快速交通，实现一小时内抵达公共服务供给场所。

公共服务均等化是长期议题。本文从人力资本角度出发，阐述人力资本积累影响公共服务供需空间分布的微观机制，认为“提质”阶段，应将中心外围格局视为公共服务均等化的前提，而不应作为被打破的对象。预期研究仍有可改进之处：一方面，理论模型中可进一步扩充，将更多城市对人力资本的影响因素纳入分析，考察“共振”现象的边界条件；另一方面，实证研究可选择更多控制变量以验证模型的稳定性。

注释

①根据本文研究目的，公共服务开支包括如下项目：一般公共服务支出、公共安全支出、教育支出、科学技术支出、文化体育与传媒支出、社会保障和就业支出、医疗卫生与计划生育支出、节能环保支出、城乡社区支出、交通运输支出、住房保障支出。

②根据2002-2016年《城市统计年鉴》和国研网统计数据库整理。

③图a 数据来自世界银行统计数据库；图b 中东京数据来自Bureau of General Affairs TMG，纽约数据来自BEA，北京数据来自《北京统计年鉴2016》；图c 数据取自BEA 和2016年中国城市统计年鉴；图d 数据来自历年《中国城市统计年鉴》，人均人力资本为本文估计值。