財政分權(quán)對我國教育資源非均衡配置影響及原因分析

郭矜(遼寧社會科學(xué)院，沈陽110031)

?

財政分權(quán)對我國教育資源非均衡配置影響及原因分析

郭矜
(遼寧社會科學(xué)院，沈陽110031)

內(nèi)容提要：我國教育資源供給數(shù)量及質(zhì)量之間的配置差距很大,表現(xiàn)在初等與高等教育之間以及區(qū)域之間教育資源配置差異明顯，嚴(yán)重影響社會公平目標(biāo)的實現(xiàn)。本文以1994年的財政體制改革為背景，對財政分權(quán)如何影響教育資源配置進(jìn)行了分析，結(jié)果表明，財政分權(quán)程度越大，層級教育差距越小，但是教育區(qū)域不平等程度越大、并且這一作用具有一定的持續(xù)效應(yīng)；短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，教育區(qū)域不平等程度越小，但是從長期看，隨著各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的區(qū)域間差異不斷擴(kuò)大，教育不平等問題會更為突出，對不同層級教育資源的不平等也有近似結(jié)論。

關(guān)鍵詞：財政分權(quán)教育資源非均衡配置泰爾指數(shù)脈沖分析

一、引言

自我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高速發(fā)展階段以后，顯著特征體現(xiàn)在伴隨著GDP的高速增長，地區(qū)間公共服務(wù)失衡程度也在加強(qiáng)。最近幾年，與民生相關(guān)的領(lǐng)域逐漸引起重視，尤其是教育均等化問題。由于市場失靈、多級政府體制的存在，實際上解決地方公共服務(wù)供給的是地方政府，這意味著公共服務(wù)供給涉及中央與地方權(quán)限的劃分。財政分權(quán)是我國當(dāng)前以教育資源為代表的政府公共服務(wù)供給不均衡的體制性束縛。目前針對財政分權(quán)與教育資源配置的研究文獻(xiàn)，涉及較多的是財政分權(quán)與教育資源供給數(shù)量的關(guān)系。關(guān)于財政分權(quán)與教育供給效率和教育資源不平等的研究也逐漸增多，如鄭磊（2010）提出以初中生升學(xué)率作為衡量教育服務(wù)效率的指標(biāo)，并發(fā)現(xiàn)我國中西部經(jīng)濟(jì)較落后地區(qū)的教育供給效率低下與財政分權(quán)有密不可分的聯(lián)系。Zhang，Kanbur （2005）認(rèn)為我國80年代后的財政分權(quán)改革是導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間公共服務(wù)差異化擴(kuò)大的根本原因。持相同觀點的還有盧洪友（2006），其研究表明城市與農(nóng)村初等教育差距擴(kuò)大化的根本原因是當(dāng)下的財政分權(quán)體制，但是文中的基本假定——仁慈型政府，已經(jīng)與第二代分權(quán)理論的假設(shè)不相吻合?；诂F(xiàn)有文獻(xiàn)的研究基礎(chǔ)，本文重點研究財政分權(quán)對區(qū)域及層級教育資源配置的影響。選取泰爾指數(shù)對不平等程度加以考量，克服了單一使用基尼系數(shù)衡量不平等問題的缺陷。運(yùn)用VAR模型，選取可獲得數(shù)據(jù)，得出財政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)展水平以及教育投入對區(qū)域和層級教育資源配置的脈沖響應(yīng)圖，從而探討財政分權(quán)對我國教育資源非均衡配置的動態(tài)影響。

二、財政分權(quán)與資源分配非均衡的度量

（一）財政分權(quán)的度量

在我國政治、經(jīng)濟(jì)研究中，關(guān)于財政分權(quán)的衡量方式是十分重要的。根據(jù)研究目的的不同，財政分權(quán)的衡量方式也不同。從財政分權(quán)的定義可知，財政分權(quán)指賦予地方政府一定的財政收入和支出權(quán)限使其能獨(dú)立地制定預(yù)算的規(guī)模和結(jié)構(gòu)。所以財政分權(quán)的衡量是一個比例指標(biāo)。國際貨幣基金組織（IMF）在《政府財政統(tǒng)計》中以地方財政總收入或支出除以全國財政總收入或支出，但是這種簡單的方式無法體現(xiàn)以下幾個方面的內(nèi)容：一是財政分權(quán)的主導(dǎo)者和追隨者；二是某項財政支出的負(fù)責(zé)人；三是各級政府轉(zhuǎn)移的運(yùn)動機(jī)制；四是地方政府在借貸上的自由裁量權(quán)限的確定；五是財政分權(quán)制度的制定者。因此，該比例指標(biāo)雖在國內(nèi)外被廣泛使用，但由于所含信息的不完善，不能全面反映財政分權(quán)水平并用于實證研究。在我國，基于IMF所給指標(biāo)的各種變形指標(biāo)常見于代表性學(xué)術(shù)刊物中，大多數(shù)學(xué)者選取的計算方法總結(jié)起來，分子因素包括：各省預(yù)算內(nèi)收入（或支出）、各省預(yù)算外收入（或支出）、各省預(yù)算內(nèi)收入（或支出）和預(yù)算外收入（或支出）、人均各省預(yù)算內(nèi)收入（或支出）、人均各省預(yù)算外收入（或支出）、人均各省預(yù)算內(nèi)收入和預(yù)算外收入。分母則出現(xiàn)過：全國預(yù)算內(nèi)收入（或支出）、全國預(yù)算外收入（或支出）、全國預(yù)算內(nèi)收入（或支出）和預(yù)算外收入（或支出）、人均全國預(yù)算內(nèi)收入（或支出）、人均全國預(yù)算外收入（或支出）、人均全國預(yù)算內(nèi)收入和預(yù)算外收入。但以上分析方法存在以下幾方面問題：一是雖然分子的數(shù)據(jù)不同，但由于分母同為同一時期的全國數(shù)據(jù)，進(jìn)而各省比例指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)接近于1；二是我國各級政府的收支制度安排有別于國外，采用IMF提供的方式不適合我國國情和經(jīng)濟(jì)體制的歷史沿革；三是指標(biāo)中收入和支出的決策主體不是同一個，并受地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響而存在較大差異。世界銀行（2002）指出，雖然中國是單一制的政府體系，但是財政體系的制度安排卻具有強(qiáng)烈的聯(lián)邦制特征。原則上各級政府有權(quán)決定與下級各級政府之間的財政關(guān)系，但實際上實行的是“下管一級”的管理體制。[1]在我國，財政體制的改革一直是交叉推進(jìn)的，各級政府采取不同的財權(quán)和事權(quán)的劃分方式，導(dǎo)致同級行政區(qū)間財政分權(quán)程度不同，這就決定了我國財政分權(quán)指標(biāo)衡量的復(fù)雜性：僅用單一指標(biāo)很難全面衡量，即使多個指標(biāo)綜合運(yùn)用也不一定達(dá)到很好的效果。在觀察2014年及之前我國統(tǒng)計年鑒中省級增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅收入分級的劃分情況，可以發(fā)現(xiàn)這四種共享稅的分配比例省際之間各不相同。因此，在測算全國財政分權(quán)水平指標(biāo)時，務(wù)必要體現(xiàn)各省省內(nèi)財政收支的劃分方式及其經(jīng)濟(jì)總量在全國的比重。

因此，本文財政分權(quán)指標(biāo)選取時，主要從地區(qū)級別出發(fā)（本文主要指省級），建立該指標(biāo)為

公式（1）中，分子是省級收支中由中央政府所能控制的部分，體現(xiàn)了中央政府在分權(quán)制中的主導(dǎo)性地位。其中，轉(zhuǎn)移支付收入包括稅收返還、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付，稅收返還類似于分享稅部分的收入，可視為自有收入。而上解轉(zhuǎn)移支付支出為在分稅制下地方向中央的支付，是各地方政府根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的需要與上級政府協(xié)調(diào)后上繳的部分，有一定的可控性，故應(yīng)和前者一起剔除。

分母為財政支出之和，體現(xiàn)了地方政府自主性能力，與分稅制后地方政府收入不能滿足地方支出而須依靠中央轉(zhuǎn)移支付的現(xiàn)狀相適應(yīng)，為排除中央政府的影響，故僅以地方政府支出為分母，不考慮地方政府的收入。

（二）教育資源配置不平等的度量

在我國由計劃經(jīng)濟(jì)向社會主義市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的過程中，各領(lǐng)域不平等現(xiàn)象開始顯現(xiàn)并不斷加深。從統(tǒng)計學(xué)理論出發(fā)，有許多可用的度量不平等的方法。基尼系數(shù)克服了只關(guān)注于均值差異的問題和平方缺乏普遍性的缺陷，滿足了庇古-多爾頓轉(zhuǎn)移原則，具有簡便直觀的特點。但是其最大的不足在于不具有可分解性，即總基尼系數(shù)和組內(nèi)、組間基尼系數(shù)的關(guān)系不確定，這也對是它描述不平等問題產(chǎn)生較多質(zhì)疑的原因。泰爾指數(shù)度量不平等問題的最大優(yōu)點是它可以通過衡量組內(nèi)不平等和組間不平等對總不平等的貢獻(xiàn)，即具有可分解性，同時滿足洛倫茲準(zhǔn)則一致性的原則。[2]缺點是泰爾指數(shù)缺乏直觀性。本文對教育資源不平等問題進(jìn)行分析時將選取泰爾指數(shù)，以期獲得更穩(wěn)定、準(zhǔn)確的實證結(jié)果。[3]

用泰爾指數(shù)來衡量不平等問題，公式為各分組（或領(lǐng)域、地區(qū)）某指標(biāo)份額與該分組（或領(lǐng)域、地區(qū)）包含單位（或單元、個體等）數(shù)之比的對數(shù)的加權(quán)和：

Eg/E是分組g所獲資源占資源總量的比重，Pg/ P表示分組g所含單位占總單位數(shù)的比重。泰爾指數(shù)可按照分組進(jìn)行分解，根據(jù)一定分類方法對某組內(nèi)單元分成若干互相不交叉的組，進(jìn)一步有T=Tw+ Tb，其中：

式中Sg為組內(nèi)分組，Ng為Sg中單元數(shù)量，ei為個體i的收入，Eg為Sg組總收入。

三、財政分權(quán)對區(qū)域間教育資源非均衡配置的實證分析

(一)我國教育資源區(qū)域不平等的現(xiàn)狀分析

在進(jìn)行三大類地區(qū)的劃分時，既要考慮傳統(tǒng)的三大區(qū)劃，同時也要考慮實際GDP水平的差異。經(jīng)過綜合分析，本文的三大類分區(qū)為：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、浙江、江蘇、廣東、福建、山東、海南11個省市，中部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、河南、湖南、湖北9個省份，西部地區(qū)包括重慶、四川、廣西、云南、貴州、西藏、陜西、青海、寧夏、甘肅、新疆11個省市。由于自然條件和發(fā)展政策等原因，我國區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和方式有著很大的差距，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特征決定了財政教育支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)在各區(qū)間差異較大。地方政府的教育支出預(yù)算在其財政狀況、人口構(gòu)成等因素的制約下，教育經(jīng)費(fèi)支出呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的對比態(tài)勢，形成了我國區(qū)域間教育資源配置不平等的現(xiàn)狀。

圖1 2001年- 2013年東中西部教育經(jīng)費(fèi)支出對比（單位：萬元）

從圖1結(jié)果看，十余年間三個地區(qū)教育經(jīng)費(fèi)投入均有明顯的增加，其中東部地區(qū)由2001年的2485.7246億元增加到2013年的9607.99億元，增加了近4倍，中部地區(qū)則由1222.7606億元增加到5995.4億元，增加了近5倍，西部地區(qū)由929.1776億元增加到5291.44億元，增加了5.6倍。可見，從總量上看，中西部內(nèi)陸地區(qū)教育投入增長速度較東部地區(qū)更快。而從近2年的人均教育支出的對比情況來看（見圖2），2012-2013年間，東部地區(qū)的人均教育支出要明顯高于中部和西部，雖然中部地區(qū)教育支出絕對額要高于西部地區(qū)，但受人口因素的影響，人均教育支出卻在西部之后。對2000年-2014年的統(tǒng)計年鑒進(jìn)行對比可知，在我國，東部地區(qū)人口數(shù)量隨著時間而逐漸降低，而中部地區(qū)人口數(shù)量增長緩慢、近2年呈下降趨勢，而西部地區(qū)人口數(shù)量總體上穩(wěn)步增加（近兩年開始有下降趨勢）。①資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒2001-2014》人口部分。

圖2 2012年- 2013年間我國東、中、西部地區(qū)人均教育支出對比（單位：元）

利用泰爾指數(shù)計算得出，全國教育區(qū)域不平等指標(biāo)（見圖3）。由2001年的0.04左右，下降到2013年的0.01左右，從直觀上看，教育區(qū)域不平等的情況有所緩解。而楊俊、李雪松（2007）在研究教育不平等指數(shù)時，運(yùn)用基尼系數(shù)來描述教育區(qū)域不平等，得出基尼系數(shù)指標(biāo)在1996年至2004年間呈現(xiàn)了下降的趨勢，說明教育區(qū)域不平等程度在這段時間趨于下降，這與本文所計算的指標(biāo)有著相似的結(jié)論。[4]

圖3 2001年- 2013年全國教育區(qū)域不平等泰爾指數(shù)

(二)指標(biāo)選取

1.被解釋變量——教育資源區(qū)域非均衡泰爾指數(shù)（Y2）

本文計算的區(qū)域不均衡是東中西三個區(qū)域的不均衡，而不是三個區(qū)域域內(nèi)省份間不均衡的比較。泰爾指數(shù)中，三個地區(qū)同屬一級組，一級組有東中西部三個分組，一級組計算出的泰爾指數(shù)為一個衡量三者不均衡程度的數(shù)值。這三個區(qū)域自身又是一個二級組，二級組的作用是收集各組內(nèi)省份數(shù)據(jù)為一級組內(nèi)三個成員提供數(shù)據(jù)。因此采用泰爾指數(shù)方法衡量教育資源的區(qū)域配置不平等時，需要收集兩類指標(biāo)的數(shù)據(jù)，第一類是東、中、西部使用教育資源的數(shù)量，主要是指三大區(qū)域教育經(jīng)費(fèi)支出的總額。第二類是各區(qū)域所含單位數(shù)，本文以各組內(nèi)人口數(shù)來表示這一指數(shù)。進(jìn)而推出相關(guān)指標(biāo)的比例系數(shù)及自然對數(shù)。根據(jù)前文所述計算方法，可以獲得區(qū)域非均衡泰爾指數(shù)，我們定義為Y2，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2002-2014》中的教育與科技部分和《中國人口統(tǒng)計年鑒2000-2013》。

2.解釋變量——財政分權(quán)（X1）

本文研究的核心內(nèi)容是財政分權(quán)對教育資源配置不平等的影響，因此，以財政分權(quán)為最重要的解釋變量。李倩（2005）、吳延君（2009）、林蔭（2010）等均指出，作為公共物品的教育資源具有“雙非”性質(zhì)，公共物品供給理論是財政分權(quán)影響教育資源配置的機(jī)理。劉芳（2009）認(rèn)為財政分權(quán)是中央對地方政府的一種激勵，中央通過對財政分權(quán)程度的調(diào)節(jié)，可以激勵地方政府改變財政支出的結(jié)構(gòu)。[5]羅偉卿（2011）在研究我國公共教育供給數(shù)量與區(qū)域差異時，指出了財政分權(quán)的決定性作用。他在論文中引用黃佩華、迪帕克（2003）的結(jié)論，指出分權(quán)化的財政體制是教育財政體制現(xiàn)狀的主因，也是教育資源配置不平等的根源。我國的財政分權(quán)正式的分界點是1994年的分稅制體制改革。財政分權(quán)本身著眼于放權(quán)讓利，同時減輕中央的財政負(fù)擔(dān)，而現(xiàn)實的改革結(jié)果是中央政府過度集中財權(quán)，地方政府則出現(xiàn)財權(quán)和事權(quán)不匹配的結(jié)果。①趙文哲，周業(yè)安．中國財政分權(quán)與創(chuàng)新[DB/OL]．http://ier.ruc.edu.cn/ gzlw/。中國式的財政分權(quán)激發(fā)了地方政府發(fā)展推進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的積極性的同時也加劇了地區(qū)間的資源競爭，財政支出分權(quán)產(chǎn)生教育財政分權(quán)，教育正外部性和溢出效應(yīng)使得地方政府教育供給不能適應(yīng)教育需求，產(chǎn)生地方教育供給的不平等。綜上，在決定教育資源配置不平等的眾多因素中，財政分權(quán)的統(tǒng)治性地位是不容質(zhì)疑的。我們將其定義為X1。指標(biāo)數(shù)據(jù)以財政部預(yù)算司2002年至2014年財政決算報告，以及財政部2002年至2014年關(guān)于上一年度預(yù)算執(zhí)行情況與本年度預(yù)算草案的報告中相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)計算而來。

3.控制變量——經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（X2）與教育投入力度（X3）

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對教育不平等的影響是毋庸置疑的，國內(nèi)外學(xué)者在研究我國教育不平等的影響因素問題時很多都將該變量作為必選指標(biāo)，從近些年的學(xué)術(shù)成果看，這一情況并未改變：鄭磊（2008）認(rèn)為人均GDP對教育支出結(jié)構(gòu)具有顯著的負(fù)效應(yīng)；張靜（2009）認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀決定了在教育領(lǐng)域的配置無法做到最優(yōu)化；羅偉卿（2011）指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與教育供給在地級數(shù)據(jù)層面關(guān)系不顯著，而在省級層面顯著正相關(guān)。通過對以上列舉或未列舉的文獻(xiàn)中可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與教育資源投入之間關(guān)系不明確。出于實證可行性考慮，本文選取人均GDP作為該指標(biāo)的衡量方式，定義為X2。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2002-2014》。

此外，為了確保分析的完整性，引入教育投入力度指標(biāo)。教育投入力度主要由國家教育政策決定，它應(yīng)該獨(dú)立于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的限制。無論國家乃至地區(qū)某一時期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平如何，教育經(jīng)費(fèi)的投入都可以不受GDP增減的制約。因此，本文將教育投入力度作為獨(dú)立指標(biāo)區(qū)別于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，體現(xiàn)了主管部門對指標(biāo)控制力上的區(qū)別。用X3表示，數(shù)據(jù)來源于《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒2002-2014》，其數(shù)據(jù)具體確定為國家財政性教育經(jīng)費(fèi)支出的增加值，用于實證分析檢驗。

(三)實證分析

1.平穩(wěn)性檢驗

VAR模型要求序列是平穩(wěn)的，因此應(yīng)先檢驗序列的平穩(wěn)性。而隨機(jī)誤差項要滿足三個條件：零均值、無自相關(guān)性、方差為常數(shù)，這三個條件被稱為白噪聲條件。首先要對所提取趨勢后的序列做單位根檢驗，檢驗序列是否平穩(wěn)，根據(jù)下面時序圖觀察在t=0的時刻是否有取值和是否有明顯趨勢，時序分析圖如下表所示：

表1變量截距項和趨勢項表

而后，進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，平穩(wěn)性檢驗可以對每一個序列分別進(jìn)行檢驗。這里選擇帶有截距項與趨勢項進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如下表：

表2變量單位根檢驗結(jié)果

由表可知，在5%置信度水平下被解釋變量和解釋變量都是一階單整的。

2.協(xié)整性檢驗

如果某一個時間序列具有同樣的單整階數(shù)，而且協(xié)整向量使組合時間序列的單整階數(shù)有所下降，那么這組時間序列存在著明顯的協(xié)整關(guān)系。長遠(yuǎn)來看，這些變量指標(biāo)很可能具有均衡聯(lián)系。本文所涉及的多變量協(xié)整檢驗應(yīng)該采用Johansen法進(jìn)行協(xié)整性檢驗，建立向量自回歸模型，這里選擇滯后階數(shù)等于1，序列Yt有線性趨勢而且協(xié)整方程有截距。協(xié)整檢驗結(jié)果如下表：

表3多變量不受限制的協(xié)整秩檢驗結(jié)果

表4多變量協(xié)整方程

從上面協(xié)整檢驗和協(xié)整方程表可以看出，Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果在5%的置信度水平下，存在協(xié)整關(guān)系，其中可能性最大的是包括所有變量在內(nèi)的解。

接下來檢驗VAR模型中協(xié)整關(guān)系是否正確，用AR根的數(shù)值進(jìn)行檢驗,見表5。

表5 VAR平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

從結(jié)果看，特征根的倒數(shù)均不大于1，模型是穩(wěn)定的，協(xié)整關(guān)系成立。

3.廣義脈沖分析

本文對財政分權(quán)X1、宏觀經(jīng)濟(jì)水平X2和教育投入水平X3一個沖擊對教育資源區(qū)域不平等Y2的當(dāng)前值和未來之所帶來的影響。同樣，為了不受VAR模型中變量順序?qū)φ痪仃嚁_動，本文采用廣義脈沖的方法，得到的脈沖響應(yīng)的結(jié)果,見圖4-圖6。

圖4財政分權(quán)沖擊對教育區(qū)域不平等的影響

圖5經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)_擊對教育區(qū)域不平等的影響

圖6教育投入沖擊對教育區(qū)域不平等的影響

(四)實證結(jié)論及原因分析

1.財政分權(quán)與教育資源區(qū)域不平等變化關(guān)系

由圖4可知，當(dāng)在本期給財政分權(quán)一個正向沖擊后，教育不平等出現(xiàn)向上波動并在第二期達(dá)到峰值，在之后的時間內(nèi)這一影響逐漸減小，在第十期時基本消失。這表明，財政分權(quán)的一個正向沖擊傳遞給教育區(qū)域不平等的是一個正的沖擊，并且這一影響在下一年達(dá)到最大，即財政分權(quán)程度越大，教育區(qū)域不平等程度越大，并且這一作用具有一定的持續(xù)效應(yīng)。王永欽(2007)指出，在政治集權(quán)條件下的經(jīng)濟(jì)分權(quán)會加快市場化和私有化的步伐，雖然對經(jīng)濟(jì)起到了推進(jìn)作用，但也在無形中分割了現(xiàn)有市場體系，區(qū)域差異不可避免。隨著財政分權(quán)程度的提高，中央政府的財權(quán)較地方政府而降低。地方政府基于自身經(jīng)濟(jì)實際和發(fā)展規(guī)劃考慮，會制定不同的教育投入預(yù)算方案，由于東中西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展模式的差異，地方政府對教育的投入力度存在差異是理所當(dāng)然的，我國教育管理體制的局限也會造成這種結(jié)果。以高等教育為例，高等教育實行的是中央與地方分級管理、省級統(tǒng)籌的方式。由于地區(qū)間要素稟賦的差異，同處一個地區(qū)的部級院校與省級院校財政投入差別就會很大，部級院校由中央財政撥款支持，而省級院校由地方政府支持，當(dāng)財政分權(quán)程度加大，地方將更有財權(quán)，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約，各地對高等教育的投入會有很大不同。本質(zhì)上說，這是由中央與地方政府教育經(jīng)費(fèi)負(fù)擔(dān)責(zé)任不協(xié)調(diào)的制度原因所導(dǎo)致的，這也是教育投入結(jié)構(gòu)不合理的體現(xiàn)。

2.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與教育資源區(qū)域不平等變化關(guān)系

由圖5可知，當(dāng)在本期給經(jīng)濟(jì)發(fā)展一個正向沖擊后，教育不平等在第二期出現(xiàn)向下波動之后逐漸上揚(yáng)，在第五期又由負(fù)轉(zhuǎn)正。這表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個正向沖擊傳遞給教育區(qū)域不平等的是一個負(fù)的沖擊，并且這一影響在第三年達(dá)到最大，即短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，教育區(qū)域不平等程度越小，但是從長期看，隨著各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的區(qū)域間差異的不斷擴(kuò)大，教育不平等問題會更為突出。楊俊、黃瀟（2008）指出，當(dāng)期收入差距縮短后家庭為進(jìn)一步縮小這一差距勢必會增加教育投入，由此帶來教育不平等的下降。[6]但是，由于教育收益率的差異和家庭背景的差距，經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的全社會對教育投入普遍的提高不但沒有縮小教育區(qū)域不平等，反而加劇了這一狀況。[7]

3.教育經(jīng)費(fèi)水平與教育資源區(qū)域不平等變化關(guān)系

由圖6可知，當(dāng)在本期給教育經(jīng)費(fèi)一個正向沖擊后，教育不平等出現(xiàn)向下波動在第二期達(dá)到峰值，這一影響在第四期開始逐漸減弱。這表明，教育經(jīng)費(fèi)的一個正向沖擊傳遞給教育區(qū)域不平等的是一個負(fù)的沖擊，并且這一影響在第三年達(dá)到最大，即教育經(jīng)費(fèi)投入越高，區(qū)域教育資源不平等程度越小，并且這一作用具有一定的持續(xù)效應(yīng)。由于教育資源一直是稀缺資源，我國教育投入占GDP的比重與其它國家相比都處于劣勢。因此，研究階段增加的教育投入其邊際效益是遞增的，每增加一單位教育投入都會使得教育區(qū)域不平等指數(shù)下降?，F(xiàn)實中需要考慮的是政府如何將轉(zhuǎn)移支付資金在促進(jìn)區(qū)域教育資源均等化方面的作用發(fā)揮到最好。

四、財政分權(quán)對層級教育資源非均衡配置的實證分析

我國教育財政支出不僅在區(qū)域間存在著不平衡，在不同層級教育①按教育層級劃分，可以分為初等教育、中等教育與高等教育，為了與前文的統(tǒng)計口徑保持一致，在此僅分析財政分權(quán)對初、高等兩個層級教育不平等的影響。之間的配比也存在一定的問題。這里將被解釋變量替換為初、高等教育不平等泰爾指數(shù)（Y1）。同樣，這里的初等和高等教育都是一級組里的兩個成員，泰爾指數(shù)計算的是二者不均衡程度指數(shù)。解釋變量與控制變量與前文相同。在計算教育資源的初、高等分配的泰爾指數(shù)時，也需要搜集兩類數(shù)據(jù),第一類是教育機(jī)構(gòu)獲得資源的數(shù)量，包括初等、高等教育所獲得的財政性教育經(jīng)費(fèi)額和政府財政性教育經(jīng)費(fèi)支出總額，第二類是教育機(jī)構(gòu)單位數(shù)，包括初等、高等教育教育機(jī)構(gòu)數(shù)以及二者總和。依據(jù)前文所運(yùn)用的計算方法，可以獲得不平等的泰爾指數(shù)，我們定義為Y1。所用原始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒2002-2014》中教育與科技部分和《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒2002-2014》。

（一）實證分析

1.平穩(wěn)性檢驗

與前文的分析方法一致，VAR模型要求序列是平穩(wěn)的，首先檢驗序列是否平穩(wěn)，根據(jù)下面時序圖觀察在t=0的時刻是否有取值和是否有明顯趨勢，時序分析圖如表6所示。

而后，進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗選擇帶有截距項與趨勢項進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表7。

由表7可知，在5%置信度水平下被解釋變量和解釋變量都是一階單整的。

2.協(xié)整性檢驗

本部分涉及的多變量協(xié)整檢驗仍采用Johansen法進(jìn)行，建立向量自回歸模型，這里選擇滯后階數(shù)等于1，序列Yt有線性趨勢而且協(xié)整方程有截距。協(xié)整檢驗結(jié)果如表8。

從上面協(xié)整檢驗結(jié)果與多變量協(xié)整協(xié)整方程可以得到，在5%的置信度水平上，Johansen協(xié)整檢驗存在協(xié)整關(guān)系，其中包含所有變量在內(nèi)的解可能性最大。

接著檢驗VAR模型的協(xié)整關(guān)系是否正確，采用AR根數(shù)值進(jìn)行檢驗，見表10。

表6變量截距項和趨勢項表

表7變量單位根檢驗結(jié)果

表8多變量不受限制的協(xié)整秩檢驗結(jié)果

表9多變量協(xié)整方程

表10 VAR平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

圖7財政分權(quán)沖擊對初、高等教育不平等的影響

圖8經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)_擊對初、高等教育不平等的影響

從結(jié)果看，特征根的倒數(shù)均不大于1，模型是穩(wěn)定的，協(xié)整關(guān)系成立。

3.廣義脈沖分析與前面分析一致，本部分也采用不會受到VAR模型中變量順序影響的廣義脈沖法，得到的脈沖響應(yīng)的結(jié)果見圖7-圖9。

（二）結(jié)論及原因分析1.財政分權(quán)沖擊對初、高等教育不平等的影響由圖7可知，當(dāng)在本期給財政分權(quán)一個正向沖擊后，層級教育不平等出現(xiàn)向下波動并在第二期達(dá)到峰值，之后在第五期開始達(dá)到穩(wěn)定。這表明，財政分權(quán)的一個正向沖擊傳遞給層級教育不平等的是一個負(fù)的沖擊，這一影響在下一年達(dá)到最大，即財政分權(quán)程度越大，初、高等教育不平等程度越小，并且這一作用具有一定的持續(xù)效應(yīng)。1994年實施分稅制改革，其后二十年時間初高等教育不公平情況日益凸顯，1999年我國初等教育生均經(jīng)費(fèi)投入414.78元，高等教育生均經(jīng)費(fèi)投入7201.24元，而到了2013年我國初等教育生均經(jīng)費(fèi)投入7022.84元，高等教育生均經(jīng)費(fèi)投入16194.04元，可見差距比例逐漸縮小。①數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2000》、《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒2014》。王善邁(2005)提出了可能的原因,我國的財政分權(quán)改革實施以后,基礎(chǔ)教育經(jīng)費(fèi)的籌集是由縣及縣以下基層地方財政負(fù)責(zé),而高等教育經(jīng)費(fèi)籌集是由中央和省級政府財政負(fù)責(zé)，這樣就使層級教育配置更加靈活。

2.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)_擊對初、高等教育不平等的影響

由圖8可知，當(dāng)在本期給經(jīng)濟(jì)發(fā)展一個正向沖擊后，層級教育不平等在第二期出現(xiàn)短暫向下波動之后逐漸上揚(yáng)，在第四期開始達(dá)到穩(wěn)定。從第四期后，基本是水平的，可看做對自變量的沖擊變化無回應(yīng)。這表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個正向沖擊傳遞給層級教育不平等的是一個正的沖擊，并且這一影響在第三年達(dá)到最大，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，初、高等教育不平等程度越大，并且這一作用具有一定的持續(xù)效應(yīng)。高等教育支持政策層出不窮，產(chǎn)生了高等教育產(chǎn)業(yè)化的現(xiàn)狀，“211”、“985”等計劃陸續(xù)出臺，高等教育成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大受益者。

3.教育投入沖擊對初、高等教育不平等的影響

由圖9可知，當(dāng)在本期給教育經(jīng)費(fèi)一個正向沖擊后，層級教育不平等出現(xiàn)向下波動在第三期達(dá)到峰值，在第四期開始逐漸穩(wěn)定。這表明，教育經(jīng)費(fèi)的一個正向沖擊傳遞給它的是一個負(fù)的沖擊，并且這一影響在第四年達(dá)到最大，即教育經(jīng)費(fèi)投入越多，初、高等教育不平等程度越小，并且這一作用具有一定的持續(xù)效應(yīng)。這與實際情況相符：我國在90年代末的初等教育生均經(jīng)費(fèi)與高等教育生均經(jīng)費(fèi)的比例大約為1:17.4②資料來源：根據(jù)1999年《全國教育經(jīng)費(fèi)執(zhí)行情況統(tǒng)計公告》計算得出。，而這一比例在2011年已經(jīng)達(dá)到了1:2.36③資料來源：根據(jù)2012年《中國統(tǒng)計年鑒》計算得出。，比例趨于合理，這與我國教育經(jīng)費(fèi)投入的增加是有很大關(guān)系的。

五、小結(jié)

從前文的分析可知，我國教育資源供給數(shù)量及質(zhì)量之間的配置差距很大，影響社會公平目標(biāo)的實現(xiàn)。而改革后的財政分權(quán)加大了區(qū)域

間教育資源配置的不平等程度，原因在于我國的財政分權(quán)向地方政府提供了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的激勵，以GDP增長為考核目標(biāo)的政治晉升激勵使地方政府官員行為發(fā)生扭曲，從而導(dǎo)致了我國教育投入不足和地區(qū)間差異不斷擴(kuò)大的趨勢。未來總體的改革方向是應(yīng)該圍繞中央政府為主體逐步實現(xiàn)教育合理均衡配置,促進(jìn)社會公平目標(biāo)的實現(xiàn)。也有學(xué)者認(rèn)為，適度的集權(quán)并適當(dāng)引入中央政府的有效干預(yù)，有助于緩解我國教育資源的配置不均衡問題（丁維莉，2005)。

參考文獻(xiàn)：

〔1〕張光.測量中國的財政分權(quán)[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2011 （6）：48-61.

〔2〕劉志偉.收入分配不公平程度測度方法綜述[J].統(tǒng)計與信息論壇，2003（5）：28-32.

〔3〕謝烜，莫旋.論不平等程度度量的統(tǒng)計方法[J].邢臺職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報，2006，（2）：26-39.

〔4〕楊俊，李雪松.教育不平等、人力資本積累與經(jīng)濟(jì)增長：基于中國的實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007 （2）：38-42.

〔5〕劉芳.分權(quán)視角下中國義務(wù)教育投入水平不足和地區(qū)差異的原因[D].復(fù)旦大學(xué)，2009.

〔6〕楊俊，黃瀟.教育不平等與收入分配差距:中國的實證分析[J].管理世界，2008（1）：38-45.

〔7〕李煜.制度變遷與教育不平等的產(chǎn)生機(jī)制--中國城市子女教育的獲得[J].中國社會科學(xué)，2006（4）：97-109.

〔8〕王善邁，曹夕多.重構(gòu)我國公共財政體制下的義務(wù)教育財政體制[J].2005（10）：26-30.

【責(zé)任編輯郭艷嬌】

中圖分類號：F812.2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672- 9544（2016）02- 0084- 08

〔作者簡介〕郭矜，財政金融研究所助理研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向為財政理論與政策。

〔收稿日期〕2015-10-01