張 晏，李英蕾，夏紀軍

（1.復旦大學 中國社會主義市場經濟研究中心，上海200433；2.復旦大學 經濟學院，上海200433；3.上海財經大學 經濟學院，上海200433）

一、引 言

為了實現《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010－2020年）》中針對義務教育提出的“提高質量、均衡發(fā)展”的戰(zhàn)略目標，需要探索相應的教育財政與管理體制。由于義務教育具有顯著的公共品特性，一般認為應由政府來提供，但對于由哪一級政府來提供，目前在理論上和實踐中都存在爭議。理論上，當居民擁有“用腳投票”和“用手投票”兩種權利時，Tiebout機制能夠實現地方公共品的有效供給。但由于義務教育在地區(qū)間具有很強的正外部性，分權可能會導致供給不足（Besley和Coate，2003）。因此，義務教育的最優(yōu)供給模式取決于其在地區(qū)間的外部性與分權效率之間的權衡。而在選擇中國義務教育的財政模式時，還需要注意以下幾個方面：（1）在中國自上而下的政治治GDP不足，并拉大義務教育的地區(qū)差距（張曉波，2003；傅勇和張晏，2007）；（2）在現行戶籍制度下居民無法在地區(qū)間用腳投票，地區(qū)間財力不平衡會導致義務教育供給不平衡（喬寶云等，2005）；（3）由于農民的組織程度和政治參與率較低，地方政府的決策更可能被城鎮(zhèn)的居民和利益集團所俘獲，這可能會導致城鄉(xiāng)義務教育水平差距擴大。

實踐中，20世紀90年代以來，中國教育資源在地區(qū)間和城鄉(xiāng)間分配的嚴重不均等現象引起了各界對教育財政分權體制的反思（丁維莉和陸銘，2005）。不少學者（如王蓉，2003）指出，現行財政分權體制導致農村的義務教育經費投入嚴重不足，教育經費投入在城鄉(xiāng)間和地區(qū)間的差距擴大。喬寶云等（2005）的研究結果表明，財政分權沒有提高小學入學率。對于義務教育應該如何分權的問題，李文利和曾滿超（2002）建議通過加強中央政府的轉移支付來縮小義務教育的地區(qū)間和城鄉(xiāng)間差距；而張麗華和汪沖（2008）則指出，單靠轉移支付難以保障農村義務教育投入并縮小地區(qū)間差距，應由中央政府承擔相應的事權。此外，李成貴（2003）等提出應由較高層級政府來承擔義務教育支出，但并沒有指出具體由哪一級政府來承擔。

國外研究也沒有得到關于財政分權與地方公共品產出效率關系的一致結論。有關醫(yī)療服務的相關研究表明，財政分權顯著降低了嬰兒死亡率（Robalino等，2001），但 并 沒 有 增 加 醫(yī) 療 服 務 投 入 （Jimenez和 Smith，2005）。 而Khaleghain（2003）發(fā)現，財政分權對人口免疫覆蓋率的影響效應在低收入國家為正，在中等收入國家則為負。有關教育服務，Habibi等（2001）發(fā)現，阿根廷的財政分權對教育服務產出具有正向影響；Barankay和Lockwood（2007）對瑞士的研究表明，財政分權提高了學生的學業(yè)成績。需要注意的是，上述文獻沒有區(qū)分不同層級的分權，而分權的層級對于大國而言至關重要。

本文利用1998－2006年省級面板數據，嘗試分析中國不同類型教育財政分權對義務教育產出的影響，探討義務教育應該如何在各級政府間進行分權，以期為中國教育財政體制改革提供政策建議。本文的貢獻主要體現在：（1）與已有研究大多從教育投入角度評價財政分權績效不同，本文從教育產出效率角度進行分析。本文選取這個研究視角主要基于以下兩點考慮：第一，評價或設計政策的主要依據是義務教育的最終產出；第二，雖然投入與產出之間有聯系，但是兩者的相關關系不明確，而且地區(qū)間要素價格的差異也可能使比較投入量存在偏誤。（2）與已有研究大多探討中央政府與地方政府之間的分權不同，本文還考察了省級政府與省級以下政府的分權對義務教育產出的影響，使我們能夠評價中央集權、省級統(tǒng)籌和縣級管理三種義務教育分權模式。

二、數據、模型與變量

由于2006年以后統(tǒng)計口徑的調整，本文使用1998－2006年除西藏和海南以外的29個省、自治區(qū)、直轄市的面板數據進行分析，相關數據來源于歷年《中國教育統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國教育經費統(tǒng)計年鑒》。①本文主要借鑒Barankay和Lockwood（2007）的模型以及Hoxby（2000）對一般教育產出模型的分析，采用面板數據分析方法，重點考察教育財政分權對初中升學率的影響。式（1）為本文采用的基本計量模型。

其中，下標i和t分別代表省份和年份。

1.教育產出變量（Outputit）。國內現有相關文獻主要采用師生比來分析分權績效（平新喬和白潔，2005；陳詩一和張軍，2008）。師生比這個指標主要反映的是教育投入而不是產出（Treisman，2002），而且除了教師投入外，教育投入還包括軟硬件投入（Boissiere，2004），因此，本文不采用這個指標，而是選取教育產出指標來分析分權績效?，F有文獻通常采用小學入學率、小學升學率、初中畢業(yè)率、初中畢業(yè)生升讀普通高中比例等指標來度量教育產出或教育發(fā)展狀況。20世紀90年代以來，中國小學義務教育已經達到飽和狀態(tài)（劉精明，2008），各地區(qū)小學入學率都在90%以上，而且年份間方差很?。煌瑫r，樣本期內小學升學率和初中畢業(yè)率在省份間和年份間的差異也較小，尤其是在2002年之后，除云南以外的其他省份的小學升學率都達到90%以上。在給定高中招生規(guī)模的情況下，初中畢業(yè)生升讀普通高中比例在一定程度上能夠反映9年制義務教育的質量，而且它在省份間和年份間有較大變化。因此，本文采用初中畢業(yè)生升讀普通高中比例來度量教育產出。

2.分權變量。式（1）中的Decit和Decdnit分別表示中央政府與省級政府之間以及省級政府與省級以下政府之間的分權程度。自1986年以來，中國基礎教育開始實行“在國家宏觀指導下主要由地方負責的分級管理體制”。在1986年之前，中央政府承擔著主要教育投入責任，中央政府與地方政府之間的分權程度很?。欢?986年之后以“縣級管理”為主的體制下，省級以下政府，尤其是縣鄉(xiāng)級政府承擔著主要投入責任，中央政府與地方政府之間以及省級政府與省級以下政府之間的分權程度都有所提高。區(qū)分三級分權有助于我們回答如何分權更有利于提高義務教育產出效率的問題。鑒于無法從《中國教育經費統(tǒng)計年鑒》中獲得各級政府對義務教育的經費投入數據，本文使用各級政府對所有教育的經費投入數據。②具體來說，Decit＝省份i的財政性教育經費／省份i的國家財政性教育經費，Decdnit＝1－省份i的本級財政性教育經費／省份i的地方財政性教育經費。

3.其他變量。初中畢業(yè)生升讀普通高中比例受教育供求兩方面因素的影響。在供給方面，可以考慮使用普通高級學校數量、高中教育經費投入等變量。由于普通高級學校數量不能很好地控制擴招因素，我們采用生均教育經費（Expperstuit）來控制各省的教育供給。同時，2000年的“十一五”規(guī)劃和2004年開始實施的《2003－2007年教育振興行動計劃》都明確強調擴大普通高中教育規(guī)模，這些政策的出臺會影響初中升學率，為此，計量模型中引入D2000（2000年及以后年份取1，否則取0）和D2004（2004年及以后年份取1，否則取0）兩個時間虛擬變量來控制上述兩項政策的影響。在需求方面，人均GDP水平（PGDPit）會影響居民的教育需求。此外，由于當地居民接受教育的意愿比較穩(wěn)定，采用固定效應模型便可以控制這個因素的影響。

Mit是一組控制變量。基于Hoxby（2000）和Boissiere（2004）的研究以及數據的可得性，本文控制了平均受教育水平（使用平均受教育年限Eduyrit和初中及以上學歷人口比重Popm6yrsit兩個變量）、初中專職教師負擔學生數（初中在校學生數／專職教師數，Stuperteacit）、初中平均班級規(guī)模（ln（初中在校學生數／班級數），Classit）和人均GDP水平。此外，本文還引入了初中女生比例（Femaleit）③和農村學生比例（Ruralit）等可能影響教育產出的因素。

三、教育財政分權與義務教育產出及城鄉(xiāng)差異：回歸結果分析

我們首先分析教育財政分權對地區(qū)總體義務教育產出的影響，然后分別對農村和城鎮(zhèn)樣本進行分析，以明確不同類型分權對城鄉(xiāng)義務教育產出的不同影響?？傮w和分類樣本的Hausman檢驗均拒絕隨機效應，White檢驗無法拒絕異方差，因此，本文采用加權固定效應回歸方法來分析省級平衡面板數據。表1－表3報告了利用Stata 5.0軟件得到的回歸結果。

（一）省級政府與省級以下政府之間的分權與義務教育產出

表1－表3的回歸結果顯示，省級政府與省級以下政府之間的分權對地區(qū)總體和城鄉(xiāng)初中畢業(yè)生升讀普通高中比例的影響都顯著為負。兩者之間的分權程度每提高1%，初中畢業(yè)生升讀普通高中比例下降0.3%－0.5%。這表明，在控制義務教育需求、生均經費投入等因素后，省級政府與省級以下政府之間的分權顯著降低了地區(qū)義務教育產出，而且對農村和城鎮(zhèn)都具有負面影響。這種負面影響既可能源自基層政府較低的行政管理效率，也可能源自更為嚴重的委托代理問題（在中央集權下，基層政府既遠離中央的監(jiān)控，又缺乏當地居民的有效約束）。上述回歸結果從產出角度為義務教育投入向縣級以上政府統(tǒng)籌提供了依據。在當前的政治體制下，基層政府不宜成為義務教育的投入主體，以“縣級管理”為主的體制不僅會導致地區(qū)間義務教育失衡，還會降低義務教育供給效率。而對于由哪一級政府來統(tǒng)籌及如何統(tǒng)籌，則要看中央政府與地方政府之間的分權對義務教育產出的影響。

表2 教育財政分權與農村義務教育產出 （N＝261）

表3 教育財政分權與城鎮(zhèn)義務教育產出 （N＝261）

（二）中央政府與地方政府之間的分權與義務教育產出

表1的回歸結果顯示，中央政府與地方政府之間的分權對地區(qū)總體的義務教育產出沒有顯著影響。表2和表3的回歸結果顯示，中央政府與地方政府之間的分權對農村和城鎮(zhèn)的義務教育產出具有不同的影響。兩者之間的分權程度越高，農村的義務教育產出越低，而城鎮(zhèn)則越高。具體來說，分權程度每提高1%，農村的初中畢業(yè)生升讀普通高中比例降低約0.17%，而城鎮(zhèn)則提高約0.6%。這意味著1986年以后中央政府與地方政府之間分權程度提高拉大了城鄉(xiāng)的義務教育質量差距。這也表明，在地區(qū)總體回歸分析中，中央政府與地方政府之間分權變量不顯著的原因可能在于它對城鄉(xiāng)義務教育產出的不同影響相互抵消。

表1的回歸結果還顯示，初中農村學生比例對地區(qū)總體的義務教育產出具有顯著的負面影響，農村學生比例每提高1%，初中畢業(yè)生升讀普通高中比例降低約0.05%－0.08%。這表明農村的義務教育質量顯著低于城鎮(zhèn)。這可能源自教育投入的城鄉(xiāng)差距（如城鄉(xiāng)中小學教師質量差距、農村義務教育投入不足等）。農村義務教育投入不足的一個直接證據是農村義務教育投入的邊際產出顯著高于城鎮(zhèn)，表2和表3的回歸結果顯示，生均教育經費對農村義務教育產出的影響顯著為正，而對城鎮(zhèn)的影響則不顯著。這表明當前的政府教育資源在城鄉(xiāng)間的配置存在扭曲。

上述分析表明，不能對義務教育投入簡單地向縣級以上政府統(tǒng)籌，而是要城鄉(xiāng)區(qū)別對待。地方政府對城鎮(zhèn)義務教育投入的激勵較強，而對農村則較弱。因此，義務教育的財政分權模式應區(qū)分對象，對于城鎮(zhèn)的義務教育投入，可以強化省級統(tǒng)籌，而對于農村，則需要通過增加中央財政的投入比例來矯正地方政府的資源配置扭曲。這與張麗華和汪沖（2008）對農村義務教育完成率的分析結果基本一致。

（三）其他因素與義務教育產出

其他解釋變量的估計系數符號基本符合我們的預期。2000年和2004年的教育發(fā)展政策顯著提高了初中畢業(yè)生升讀普通高中比例，而且從回歸系數看，2000年的“十一五”規(guī)劃對義務教育產出的影響強于2004年的“教育振興行動計劃”。此外，經濟越發(fā)達的地區(qū)，義務教育產出越高。人均GDP每提高1 000元，初中畢業(yè)生升讀普通高中比例上升0.7個百分點。

劉精明（2008）發(fā)現家庭的文化資本對子女升學機會具有顯著影響，我們的分析結果也支持這個結論。回歸結果顯示，受教育水平對當地的初中升學率具有顯著的正面影響。這是因為，居民的受教育水平越高，會越重視教育，也越有能力為子女提供更好的教育環(huán)境，從而有助于提高地區(qū)的義務教育產出。

雖然現有文獻大多指出女生在小學和中學的表現更優(yōu)，但是本文的回歸結果表明女生比例對初中升學率沒有顯著影響。一種可能的解釋是，在中國的傳統(tǒng)文化下，女性接受非義務教育階段教育的需求受到抑制，抵消了其在學習方面的優(yōu)勢對初中升學率的正面影響。

初中平均班級規(guī)模的系數顯著為正，這與我們的預期相反，也與現有文獻得到的結論有一定差異。Boissiere（2004）認為在實際的教學工作中，教師可能并不會因班級規(guī)模的變化而調整教學方法，縮小班級規(guī)模不一定會提高教育質量。Hoxby（2000）也發(fā)現，班級規(guī)模對學生成績沒有顯著影響。本文的回歸結果可能受班級規(guī)模與生均教育經費顯著負相關的影響。此外，初中專職教師負擔學生數對初中升學率沒有顯著影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.分權變量的內生性問題。我們認為，教育產出的高低更可能直接影響教育投入（總量指標），而對各級政府之間的教育財政分權（比例指標）則影響不大。同時，我們采用滯后變量作為工具變量重新進行回歸，Hausman檢驗結果表明工具變量回歸方法并不比OLS更有效。④

2.滯后效應。教育財政分權對教育產出的影響往往存在滯后效應（Habibi等，2001），Barankay和Lockwood（2007）通過移動平均分析了教育財政分權對學生高中畢業(yè)后通過Maturita考試的影響。由于只能獲得有限年份的中國教育經費數據，我們在上述分析中沒有考慮滯后效應。考慮到我國大部分地區(qū)的初中為三年制，我們對解釋變量取三年移動平均值進行了穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果（限于篇幅未報告）顯示，引入滯后項后，中央政府與地方政府之間的分權對地區(qū)總體的義務教育產出沒有顯著影響，省級政府與省級以下政府分權的影響則顯著為負，這與上述分析結果一致。

3.剔除直轄市數據。由于北京、上海、天津、重慶四個直轄市的行政層級與其他省份存在一定差異，我們剔除這四個直轄市的數據進行了穩(wěn)健性檢驗。兩個分權變量的回歸結果（限于篇幅未報告）也與上述分析結果一致。

4.對農村城鎮(zhèn)化帶來的異常數據的處理。農村的中小學撤并和城鎮(zhèn)化改革使農村學生比例數據在2002年和2003年存在異常變化。我們在計量模型中加入了2002年、2003年和2004年時間虛擬變量與農村學生比例的交叉項。此外，我們還僅使用1998－2001年三年數據，或者剔除變化特別大的江蘇、山東、廣西和重慶四省數據進行了回歸分析?；貧w結果（限于篇幅未報告）同樣沒有發(fā)生實質變化。

四、結論與政策建議

本文利用1998－2006年省級面板數據，分析了中國不同類型教育財政分權對義務教育產出的影響，以探討義務教育應該如何在各級政府間進行分權。研究發(fā)現：（1）省級政府與省級以下政府之間的分權對農村和城鎮(zhèn)的義務教育產出都具有顯著的負面影響；（2）中央政府與地方政府之間的分權對農村義務教育產出具有顯著的負面影響，而對城鎮(zhèn)則具有顯著的正面影響。

本文的分析結果表明，以“縣級管理”為主的教育財政體制的確存在缺陷，不利于義務教育水平的提高，教育財政需要向上集權，這一點與我國2006年修訂《義務教育法》時明確的“省級統(tǒng)籌”改革方向一致。但在向上集權過程中，要對農村和城鎮(zhèn)進行區(qū)別對待。地方政府對城鎮(zhèn)義務教育投入的激勵較強，而對農村則較弱。因此，在實施義務教育投入省級統(tǒng)籌的同時，要適當加大中央對農村義務教育的投入力度，增加農村義務教育支出中中央的投入比例。同時，生均教育經費對城鎮(zhèn)初中升學率沒有顯著影響，而對農村的影響則顯著為正，說明農村教育投入的邊際產出遠高于城鎮(zhèn)。這也迫切需要中央財政加大對農村義務教育的投入力度。特別是義務教育階段的人力資本積累具有顯著的代際傳遞性，本文的回歸結果與劉精明（2008）的研究結果都表明，在控制了經濟發(fā)展水平等因素后，當地居民或父母的受教育水平越高，子女的升學率越高。因此，如果缺少中央政府的有力調控，地區(qū)間和城鄉(xiāng)間的義務教育水平差距就會持續(xù)存在。

＊ 張晏感謝復旦大學985數據庫建設項目、夏紀軍感謝上海財經大學“經濟學與轉型發(fā)展協同創(chuàng)新中心”和“數理經濟學實驗室”的資助。作者還感謝北京大學龔六堂教授、王蓉教授以及中國經濟模式IV研討會與會者的評論和建議。

注釋：

①由于缺少1998年之前的省級教育經費支出數據，而且2007年之后《中國教育經費統(tǒng)計年鑒》不再公布“省、自治區(qū)、直轄市本級教育經費基本情況統(tǒng)計”，我們無法計算相應的省級政府與省級以下政府之間的分權變量，因此，本文選取的樣本期為1998－2006年。

②這里隱含的假設是，在各級政府的教育財政經費中用于義務教育的比例相同。如果中央政府和省級政府用于其他類別教育的經費比例較高，則這個指標會低估義務教育分權程度。

③雖然只有2003年及以后的初中畢業(yè)班女生數數據，但考慮到性別比例具有一定的穩(wěn)定性，我們使用初中在校女生數作為替代變量。為了檢驗畢業(yè)班女生比例與在校女生比例是否存在顯著差異，我們以上年畢業(yè)班女生比例作為被解釋變量，以當年在校女生比例作為解釋變量進行回歸，Wald檢驗無法拒絕在校女生比例系數等于1的原假設。

④使用滯后變量作為工具變量會損失樣本觀察值，而且如何選取其他工具變量也是一個難題。雖然GMM方法可以較好地處理內生性問題，但更適用于寬截面、短時序的面板數據，而本文樣本由29個省份9年的數據構成，不太適合使用GMM方法。感謝匿名審稿人的建議。

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