曹可成

(西安財經(jīng)大學 財務(wù)處，陜西 西安 710100)

一、問題的提出

分稅制改革以來，中央、地方政府之間的財力劃分呈現(xiàn)出偏中央趨勢，同時，地方政府承擔著主要的支出責任，導致地方政府財權(quán)與事權(quán)不匹配，面臨著收不抵支的財政困境，特別是近年來隨著中國經(jīng)濟邁入中高速增長的“新常態(tài)”以及以“營改增”為代表的結(jié)構(gòu)性減稅政策全面實施，使得地方政府的職能定位與其財力保障之間的錯位與不對稱性矛盾愈加突出。因此，將有限的財政資金投入到與經(jīng)濟增長和政績直接相關(guān)的生產(chǎn)性支出領(lǐng)域，減少教育、醫(yī)療衛(wèi)生和環(huán)境保護等公共福利領(lǐng)域的支出，是地方政府面臨經(jīng)濟發(fā)展和考核晉升雙重激勵時的理性選擇和思維慣性。與此同時，為扭轉(zhuǎn)地方政府“重生產(chǎn)、輕福利”的支出結(jié)構(gòu)，提高地方政府福利性公共物品的支出水平，中央政府不斷加大轉(zhuǎn)移支付力度，以期通過轉(zhuǎn)移支付來彌補地方財政收支差距，緩解地方政府的財政，形成了以“收入中央集權(quán)、支出地方分權(quán)、大規(guī)模轉(zhuǎn)移支付”為主要特點的財政分權(quán)體制。

從理論上分析，現(xiàn)行財政分權(quán)制度在設(shè)計上兼顧各方，保證效率的同時，又兼顧了公平。一方面稅收中央集權(quán)、支出地方分權(quán)在保持中央宏觀調(diào)控權(quán)威的同時，亦賦予地方政府較大的自主性，充分利用了地方政府具有的信息優(yōu)勢，推動基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進經(jīng)濟發(fā)展。另一方面，大規(guī)模的轉(zhuǎn)移制度在彌補地方財力缺口縮小地方財政收入差距的同時，以專項轉(zhuǎn)移支付為主的條件性轉(zhuǎn)移支付又同時改善了欠發(fā)達地區(qū)的福利性公共物品的供給水平。然而在理論上設(shè)計較為完善的財政分權(quán)體制是否符合供給側(cè)改革大背景下效率優(yōu)先的既定方針？區(qū)域間社會福利發(fā)展不平衡不充分問題是否得到有效緩解？本文將以基礎(chǔ)教育支出效率為研究對象，從財政分權(quán)的視角出發(fā)予以解答，一方面基礎(chǔ)教育作為整體教育工作的基石，是涉及國民整體素質(zhì)得以提升的奠基工程，受到社會各界的廣泛關(guān)注。另一方面，基礎(chǔ)教育支出相較于其他類別支出在央地責任劃分上更為清晰(1)基礎(chǔ)教育事業(yè)經(jīng)費由轄區(qū)內(nèi)地方財政全權(quán)負責，中央通過教育專項轉(zhuǎn)移支付和一般轉(zhuǎn)移支付的方式予以適當?shù)难a助。，所以，以基礎(chǔ)教育支出衡量的財政分權(quán)指標能夠有效避免中央和地方因為責權(quán)劃分不明確而導致的指標測度偏差。因此，本文以基礎(chǔ)教育支出效率為研究對象，從理論分析和實證分析兩個角度來揭示現(xiàn)行財政分權(quán)體制對基礎(chǔ)教育支出效率的影響，科學客觀地解答以上問題，為供給側(cè)改革背景下財稅體制深化改革、完善轉(zhuǎn)移支付制度和提高公共財政支出效率提供有益的思路。

二、文獻回顧

傳統(tǒng)的財政分權(quán)理論認為，地方政府較中央政府更具有信息優(yōu)勢[1]，追求福利最大化的地方政府會提供更利于地方居民需求和偏好的公共物品，特別是對于那些居民偏好具有明顯區(qū)域差異性的公共物品，地方政府“量身定制”的公共物品更能極大地改善民眾的合意性[2]。與此同時，居民則通過“用腳投票”的方式根據(jù)地方政府提供的公共品質(zhì)量來選擇居住地，倒逼地方政府有效地配置公共資源，增加教育、醫(yī)療衛(wèi)生等公共物品的供給[3]。隨后，國外大量學者的相關(guān)實證研究也證明，財政分權(quán)為地方政府自治提供了支持，使居民有權(quán)利評價地方政府的支出行為，從而分權(quán)治理下的地方政府更有動力提高政府支出[4]。

當視角轉(zhuǎn)向國內(nèi)時，財政分權(quán)是否促進了基礎(chǔ)教育等社會福利公共品的支出效率一直是學術(shù)界頗具爭議的話題。陳碩、高琳考察了財政分權(quán)對居民公共服務(wù)滿意度的影響，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)在一定程度上提高了居民對基礎(chǔ)教育和醫(yī)療服務(wù)的滿意度[5]。趙為民、李廣龍通過構(gòu)建空間門檻計量模型以及空間外溢效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)有利于教育等社會性支出效率的改善[6]。而更多的研究發(fā)現(xiàn)在現(xiàn)行財政分權(quán)體制下，地方政府教育等社會福利公共品的供給短缺是影響地方政府支出效率的主要因素[7]。究其原因，主要分為兩大類，一種認為財權(quán)不斷上移和支出責任過度下放所導致的地方政府財權(quán)和事權(quán)的錯配使得地方政府在財力有限的情況下，難以負擔推動經(jīng)濟增長和提高公共服務(wù)質(zhì)量的雙重任務(wù)[8]。另一種則認為與西方國家建立在聯(lián)邦制基礎(chǔ)上的財政分權(quán)實踐不同，中國的財政分權(quán)體制是建立在中央與上級政府委任制的框架基礎(chǔ)上[9]，并由此形成了經(jīng)濟上分權(quán)、政治上集權(quán)的“中國式”財政分權(quán)模式[10]。地方政府在這種向上負責和以經(jīng)濟績效為考核指標的官員晉升體制下，為了發(fā)展地方經(jīng)濟而競相展開“標尺競爭”[11]，將大量的政府資金投向了那些能直接帶來GDP增長的經(jīng)濟建設(shè)領(lǐng)域，而教育、醫(yī)療、社會保障等社會福利問題的支出卻被一再壓縮[12]。因此，在“中國式”財政分權(quán)的背景下，地方政府的目標是經(jīng)濟發(fā)展而非社會公共福利的最大化，地方政府提供的公共服務(wù)最優(yōu)化這一假設(shè)在中國因失去政治基礎(chǔ)而不存在[13]。周亞虹通過實證研究進一步指出經(jīng)濟距離相近地區(qū)之間出于標尺競爭的模仿激勵要高于地理相鄰地區(qū)，導致了以財政自主度衡量的財政分權(quán)顯著地減少了地方政府的公共教育供給[14]。

雖然分稅體制改革以來地方政府在初次分配中的比例尚不足50%，但是經(jīng)過財政二次分配后，地方政府在預(yù)算收入中的比重超過了80%[15]。在省級以下政府間收入分配中，情況也類似。上述事實說明，第一種解釋遺漏了轉(zhuǎn)移支付的再分配作用。第二種解釋則忽略了轉(zhuǎn)移支付可能對地方財政支出結(jié)構(gòu)的矯正作用。因而作為財政分權(quán)體制的重要制度安排，轉(zhuǎn)移支付不僅可以彌補地方政府的財政赤字，也是中央政府激勵地方政府更充分提供教育等福利性公共品的重要舉措。然而事與愿違的是，由于轉(zhuǎn)移支付的“粘蠅紙效應(yīng)”(2)指地方政府在進行財政預(yù)算安排時，對待來自上級政府的轉(zhuǎn)移支付和自有收入持有不同的態(tài)度。，導致地方政府過度的依賴中央轉(zhuǎn)移制度提供資金，抑制地方政府征稅的積極性[16]，制約了轉(zhuǎn)移支付“平衡器”作用的發(fā)揮[17]。因此，僅僅通過轉(zhuǎn)移支付制度就可以扭轉(zhuǎn)地方政府“重生產(chǎn)、輕福利”的支出結(jié)構(gòu)只是理論上的一種假象[18]。

以上文獻從不同的角度出發(fā)，系統(tǒng)闡述了財政分權(quán)和與之配套轉(zhuǎn)移支付制度對地方政府教育等社會公共品支出效率的影響，并從深層次剖析了原因。但是以上多數(shù)研究在構(gòu)建財政分權(quán)指標時，利用省本級預(yù)算內(nèi)財政支出(收入)/中央本級或全國預(yù)算內(nèi)支出(收入)作為財政分權(quán)的衡量指標，但是該指標只能夠反映出央地財政關(guān)系的跨時期變化，而不能刻畫出各地區(qū)差異：所有省份在同一時點上都面臨相同中央政府的財政收入或支出，分權(quán)程度的截面差異信息完全來自于各省份財政收入(支出)規(guī)模水平的差異。同時以上大多數(shù)文獻在構(gòu)建財政分權(quán)指標時對中央地方各項財政支出的責任劃分欠缺考究，例如對基礎(chǔ)教育來說，中央本級政府并沒有支出責任，只是通過轉(zhuǎn)移支付的形式來予以適當?shù)难a助，即財政分權(quán)指標在構(gòu)建時已經(jīng)涵蓋了中央政府轉(zhuǎn)移支付因素。但是大多數(shù)研究仍將轉(zhuǎn)移支付作為解釋變量引入模型中，導致模型在構(gòu)建時即存在多重共線性問題。此外，在實證方法的選擇上，現(xiàn)有文獻大都是基于財政分權(quán)效應(yīng)的線性模型，而褚德銀等研究發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)和地方公共品的支出效率間更多呈現(xiàn)出非線性的特征，因而在缺乏理論基礎(chǔ)的情況下直接構(gòu)建線性模型很可能會導致實證估計結(jié)果的偏差[19]。因此，本文在借鑒以往研究的基礎(chǔ)上，將視角聚焦于更貼近民眾福利的基礎(chǔ)教育，通過DEA-Malmquist指數(shù)測算出各地區(qū)的基礎(chǔ)教育支出效率，從財政支出分權(quán)的視角探究其對各地區(qū)基礎(chǔ)教育支出效率的影響。相較于以往研究，本文的創(chuàng)新在于：首先，基于基礎(chǔ)教育支出的責任劃分及經(jīng)費來源重構(gòu)了財政分權(quán)指標，基于Hamlilton函數(shù)構(gòu)建財政分權(quán)和基礎(chǔ)教育支出效率之間的理論模型，從理論上刻畫隨著財政分權(quán)度的變化，基礎(chǔ)教育支出效率之間的變化情況。從理論和實證兩方面解釋了財政分權(quán)對基礎(chǔ)教育支出效率的影響。其次，不拘泥于以往研究直接將財政分權(quán)和福利性公共品支出效率設(shè)定為線性關(guān)系，而是將財政分權(quán)因素引入到內(nèi)生經(jīng)濟增長模型中去，從理論上刻畫財政分權(quán)與基礎(chǔ)教育支出效率的非線性關(guān)系。最后，在理論研究的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建非線性門限模型來進一步驗證財政分權(quán)與基礎(chǔ)教育支出效率的非線性關(guān)系，以期從財政分權(quán)的視角來解讀基礎(chǔ)教育支出效率變化的深層次原因。

三、基礎(chǔ)教育支出效率測算

狹義的基礎(chǔ)教育即大眾普遍認知的九年制義務(wù)教育。然而隨著基礎(chǔ)教育“分級管理”體制的深入，學前教育越來越被作為“財政包袱”拋向社會，同時高中教育的普及程度則不斷提升(3)2017年4月教育部等四部門印發(fā)的《高中階段教育普及攻堅計劃(2017—2020年)》明確提出了到2020年要實現(xiàn)全面普及高中階段教育的目標。。因此本文從基礎(chǔ)教育的普及性和自主負擔程度出發(fā)，將學前教育從基礎(chǔ)教育中剔除，而將高中教育納入研究范圍。綜上，本研究的基礎(chǔ)教育主要涵蓋了狹義上的九年制義務(wù)教育和基本上普及的高中教育。基礎(chǔ)教育支出范圍即國家和地方財政用于基礎(chǔ)教育支出的預(yù)算經(jīng)費。國家對教育劃撥的資金主要用于教育事業(yè)和教育基礎(chǔ)設(shè)施兩大類。本文的視角主要聚焦于基礎(chǔ)教育事業(yè)支出的效率問題，因而在效率測算時選取公共財政性教育經(jīng)費(4)2012年后，《中國教育統(tǒng)計年鑒》中改“預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費”為“公共財政教育經(jīng)費”。作為投入變量。

首先選取2006—2017年中國30個省份(5)西藏自治區(qū)由于相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，沒有納入統(tǒng)計范圍。普通小學、普通初中、普通高中的人均公共財政教育經(jīng)費、各級學校在校專任教師數(shù)量為基礎(chǔ)教育投入變量，以基礎(chǔ)教育各級師生比和各級每十萬人在校生數(shù)作為產(chǎn)出變量，其相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2007年—2018年《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》以及中華人民共和國教育部網(wǎng)站(6)中華人民共和國教育部網(wǎng)站，網(wǎng)址：http://www.moe.edu.cn/。。然后運用DEA中的Malmquist指數(shù)方法來測算各地區(qū)的基礎(chǔ)教育支出效率，并以產(chǎn)出為導向，選取連續(xù)時期內(nèi)數(shù)據(jù)距離點比例的幾何平均值來衡量基礎(chǔ)教育支出全要素生產(chǎn)率(TFP)的變化值，假設(shè)基期值1，那么該變化值就可以直接表示該時期的效率值。其基礎(chǔ)的函數(shù)形式如式(1)～(2)所示：

T0(PE，ST，JT，PT，Y/C，S)

=1/D0(PE，ST，JT，PT，Y/C，S)

(1)

Y=(SR，JR，PR，SN，JN，PN)

(2)

其中D0(PE，ST，JT，PT，Y/C，S)表示距離函數(shù)，T0(PE，ST，JT，PT，Y/C，S)表示效率函數(shù)，下標表示以產(chǎn)出為導向計算距離函數(shù)，PE表示人均預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費，ST表示普通高中專任教師數(shù)量。JT表示普通初中專任教師數(shù)量，PT表示普通小學專任教師數(shù)量，Y為產(chǎn)出向量，其中包含了普通高中師生比(SR)、普通初中師生比(JR)、普通小學師生比(PR)、普通高中每十萬人在校生數(shù)量(SN)、普通初中每十萬人在校生數(shù)量(JN)、普通小學每十萬人在校生數(shù)量(PN)；C表明了規(guī)模報酬不變的假設(shè)前提，S表示對無關(guān)變量進行無成本處理。

將各地區(qū)基礎(chǔ)教育支出在t期和t+1期的投入和產(chǎn)出分別定義為(PEt，STt，JTt，PTt，Yt)和(PEt+1，STt+1，JTt+1，PTt+1，Yt+1)，若以t時期生產(chǎn)技術(shù)作為基期的產(chǎn)出技術(shù)水平，那么第t+1期基于t期產(chǎn)出水平的生產(chǎn)效率水平指數(shù)(Mt)可以以產(chǎn)出為導向性的Malmquist指數(shù)表示為：

(3)

為了進一步消除因為時期選擇而導致的誤差，將Malmquist指數(shù)表示為Mt和Mt+1的幾何平均值，即：

(4)

進一步可以分解為技術(shù)進步指數(shù)(TC)：

(5)

和技術(shù)效率指數(shù)(EC)：

(6)

其中，技術(shù)效率指數(shù)(EC)又可以分解成純技術(shù)效率(PEC)和規(guī)模效率(SEC)而這時的總效率(Mt)=技術(shù)進步指數(shù)(TC)×純技術(shù)效率指數(shù)(PEC)×規(guī)模效率指數(shù)(SEC)。上式概括了Malmquist指數(shù)的構(gòu)成，其主要由技術(shù)進步指數(shù)、純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)三部分構(gòu)成。技術(shù)進步指數(shù)(TC)的決定了該決策單元與最優(yōu)決策單元的生產(chǎn)效率前沿差距的變化，而純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)則表示生產(chǎn)過程中決策單位的技術(shù)進步和資源配置效率。以上指數(shù)均以1為界限，大于1表示差距縮小(或效率提高)，小于1則表示差距擴大(或效率降低)。

將2006—2017年相關(guān)指標數(shù)據(jù)帶入式(4)～(6)中，由于第t期計算結(jié)果需要帶入t-1期和t期數(shù)據(jù)，因此有效測算區(qū)間為2007—2017年，運用DEAP2.1軟件對中國30省(市、自治區(qū))基礎(chǔ)教育支出效率進行測算，得出2007—2016年全國30省份基礎(chǔ)教育支出效率的均值如圖1所示。

圖1 2007—2017年各地區(qū)基礎(chǔ)教育支出效率分解圖

從圖1可以看出，樣本區(qū)間內(nèi)我國各地區(qū)基礎(chǔ)教育支出效率呈波動性變化的趨勢，但各地區(qū)的支出效率普遍在1以下，均值為0.857。說明近年來隨著基礎(chǔ)教育支出規(guī)模的不斷擴張，各地區(qū)的基礎(chǔ)教育支出效率存在著明顯的下降趨勢。從總效率的分解情況來看，造成各地區(qū)基礎(chǔ)教育支出效率偏低的原因各異，西部地區(qū)基礎(chǔ)教育支出是規(guī)模低效率的，尤其是內(nèi)蒙古、新疆、青海等；而經(jīng)濟相對較為發(fā)達地區(qū)東中部地區(qū)則是因為技術(shù)進步指數(shù)偏低，如江西、福建、海南等。一方面說明經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)在教育技術(shù)水平方面取得了一定的成效；另一方面也反應(yīng)了近年來經(jīng)濟發(fā)達的東中部地區(qū)在教育技術(shù)水平提高方面進步緩慢。而純技術(shù)效率指數(shù)所反應(yīng)的地方財政資金管理水平上各地區(qū)的差異不大，均接近于1。那么是什么原因?qū)е铝酥袊A(chǔ)教育支出效率的整體偏低？同時導致各地區(qū)的基礎(chǔ)教育支出效率相關(guān)指標差異明顯的原因是否相同？下面以基礎(chǔ)教育資金的來源為導向，從財政分權(quán)的視角進一步探究導致這一現(xiàn)象的深層次原因。

四、財政分權(quán)影響基礎(chǔ)教育支出效率的理論基礎(chǔ)

在現(xiàn)行財政分權(quán)體制背景下，本文在Davoodi和Zou研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個由中央和地方兩級政府組成的財政分權(quán)與基礎(chǔ)教育支出效率間的理論模型，如式(7)～(11)所示[20]：

(7)

(8)

(9)

G=G1+G2=tY

(10)

(11)

其中，式(7)表示目標函數(shù)，即基礎(chǔ)教育支出效率最大化，ρ是時間貼現(xiàn)率。式(8)表示居民的效用函數(shù)，c是人均私人消費，σ是風險規(guī)避系數(shù)，且σ>0。式(9)表示生產(chǎn)函數(shù)，Y是人均總產(chǎn)出，A是技術(shù)進步，K表示人均資本，G1是人均基礎(chǔ)教育支出來源于中央的部分，中央的支出主要以轉(zhuǎn)移支付的形式來實現(xiàn)。G2是人均基礎(chǔ)教育財政支出來源于地方政府的部分，α、β、γ則分別表示三者的彈性系數(shù)且α+β+γ=1。式(10)表示政府的預(yù)算約束，G為人均基礎(chǔ)教育財政總支出，t為相應(yīng)的稅率。由于在基礎(chǔ)教育方面中央本級政府并沒有支出責任，只是通過轉(zhuǎn)移支付的形式來予以適當?shù)难a助，因此基礎(chǔ)教育的財政分權(quán)水平θ就是G2/G的比值。式(11)則表示資本的動態(tài)積累方程，δ和n則分別代表資本的折舊率和人口的增長率。

綜上，代表消費者決策的一個動態(tài)最優(yōu)化問題可以通過Hamiltonian函數(shù)表示為：

H=U(c)+λ[(1-t)Y-c-(δ+n)K]

(12)

其中，λ是Hamiltonian乘子，c是控制變量，K是狀態(tài)變量，通過對二者求一階偏導可得最優(yōu)化條件：

(13)

聯(lián)立式(10)和(13)，最終可解得均衡路徑的經(jīng)濟增長率為：

ρ-δ-n)

(14)

由式(10)、(11)和(14)聯(lián)立，可得：

(15)

同時，人均私人消費c又可以表示為：

c=(c/K)K=(c/K)K0egct

(16)

其中，K0為原始資本存量，將式(14)～(16)代入目標函數(shù)式(7)中，則基礎(chǔ)教育支出效率水平W即可表示為：

(17)

由于式(17)中g(shù)c也包含財政分權(quán)變量θ，因而基礎(chǔ)教育支出效率與財政分權(quán)間并不呈現(xiàn)出直接的線性關(guān)系，本文參考肖云和龔六堂等的參數(shù)賦值法對相關(guān)參數(shù)進行賦值求解(見表1)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)與基礎(chǔ)教育支出效率之間的關(guān)系如圖2所示[21]。

圖2 財政分權(quán)與基礎(chǔ)教育支出效率理論關(guān)系圖

表1 相關(guān)參數(shù)選擇表

參數(shù)ρσAαβγtδn數(shù)值0.020.30.850.50.250.250.10.050.005

從圖2可以看出，財政分權(quán)和基礎(chǔ)教育支出效率間呈現(xiàn)出“倒U型”的非線性關(guān)系，即當財政分權(quán)程度較低時，財政分權(quán)程度的上升會使得基礎(chǔ)教育支出效率提高，而當財政分權(quán)程度達到一定水平后，隨著財政分權(quán)程度的進一步擴大，基礎(chǔ)教育支出效率會呈現(xiàn)出急速下降的趨勢。究其原因，當基礎(chǔ)教育完全依賴于中央政府統(tǒng)一提供時(即θ=0時)，由于中央和地方政府信息的不對稱性，在不了解各地區(qū)的實際需求而盲目供給往往使得基礎(chǔ)教育供給大于需求，同時轉(zhuǎn)移支付勢必會影響地方政府的財政預(yù)算的合理性，導致“粘蠅紙效應(yīng)”。 因而基礎(chǔ)教育完全由中央統(tǒng)一提供是低效率的。而當基礎(chǔ)教育完全由地方政府統(tǒng)一提供時(即θ=1時)，在現(xiàn)行分稅制大背景下，受限于地方財力的約束以及區(qū)域間的“標尺競爭”，地方政府“重生產(chǎn)、輕福利”的支出偏好使得其在基礎(chǔ)教育領(lǐng)域的支出勢必無法達到該地區(qū)的真實需求水平。而當基礎(chǔ)教育支出由中央和地方政府共同負擔時，當?shù)胤秸С鲐熑翁幱谳^低水平時，適當?shù)奶岣叩胤秸闹С鲐熑卧诔浞职l(fā)揮地方政府的信息優(yōu)勢的同時，“用腳投票”機制的存在使得地方政府為吸引稅源而在基礎(chǔ)教育等公共福利品供給方面展開競爭，提高了地方政府在基礎(chǔ)教育支出方面的積極性，促進了基礎(chǔ)教育支出配置效率的提高。但是隨著地方政府支出責任的進一步提高，地方政府財權(quán)和事權(quán)的不匹配使得其無力負擔推動經(jīng)濟增長和提高公共服務(wù)質(zhì)量的雙重任務(wù)，因而基礎(chǔ)教育等公共福利產(chǎn)品往往因為供給不足而導致支出效率低下。

五、財政分權(quán)影響基礎(chǔ)教育支出效率的實證分析

(一)模型的構(gòu)建和變量的選取

為了檢驗財政分權(quán)程度和基礎(chǔ)教育支出效率間是否如理論中所呈現(xiàn)的“倒U型”關(guān)系，引入面板門限模型，將截面數(shù)據(jù)納入到不同門限值范圍內(nèi)進行同質(zhì)化計量，同時在相應(yīng)門限值內(nèi)按照不同回歸方程進行回歸，用以檢驗財政分權(quán)程度與基礎(chǔ)教育支出效率之間是否存在以財政分權(quán)度為門限變量的非線性轉(zhuǎn)換[22]。

財政分權(quán)度(FD)作為本研究的核心變量從概念上是指中央向地方政府下放部分財政管理與決策權(quán)的過程?，F(xiàn)有文獻中測度財政分權(quán)主要分為“支出指標”“收入指標”及“財政自主度指標”指標三大類。其中，“收入指標”在很大程度上取決于分稅體制下各稅種分享比例的劃分，無法全面刻畫出各地區(qū)分權(quán)程度的差異。而財政自主度在地方政府自有收入能全部滿足其財政需求的情況下，并不能很好地度量分權(quán)程度[23]。因此本文采用“支出指標”即用“各省人均本級預(yù)算內(nèi)基礎(chǔ)教育教育支出總額/各省人均基礎(chǔ)教育總支出總額”來測度基礎(chǔ)教育財政分權(quán)度。其中“各省人均基礎(chǔ)教育總支出額”主要由“各省人均本級預(yù)算內(nèi)基礎(chǔ)教育教育支出總額”和“人均中央轉(zhuǎn)移支付總額”共同構(gòu)成，該指標的最大值為1，表示基礎(chǔ)教育的支出資金完全來自于地方財政，不依靠中央的轉(zhuǎn)移支付。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2008—2018年中央和各地區(qū)的《財政統(tǒng)計年鑒》《教育統(tǒng)計年鑒》。

在門限模型構(gòu)建前，需要對面板門限的存在性進行檢驗，首先運用Stata13.0軟件通過bootstrap法進行500次反復抽樣得到模擬估計參數(shù)，用以判斷各地區(qū)財政分權(quán)度對基礎(chǔ)教育支出效率的影響是否存在門限、單門限或雙門限效應(yīng)。其檢驗結(jié)果如表2所示，其中，單門限F值17.23大于bootstrap模擬所得5%臨界值13.51，即拒絕模型估計的系數(shù)值應(yīng)都相等的原假設(shè)，表示至少存在單門限效應(yīng)。然后在雙門限檢驗中，雙門限F值6.61小于bootstrap模擬所得10%臨界值9.73，即接受模型估計的系數(shù)值應(yīng)都相等的原假設(shè)，表明不存在雙門限效應(yīng)，這也與圖1中的理論推導結(jié)果基本吻合。

表2 面板門限存在性檢驗結(jié)果

在認定模型僅具有一個門限值的結(jié)論后，對該門限值進行估計，估計值為0.373 5，在95%置信度下，置信區(qū)間為[0.366 5，0.379 5]。從而本研究樣本可以劃分為兩部分，即財政分權(quán)度小于0.373 5的地區(qū)和財政分權(quán)度大于0.373 5的地區(qū)，在這兩類地區(qū)財政分權(quán)程度對基礎(chǔ)教育支出效率的影響程度可能存在差異。為說明這一問題，本文構(gòu)建了以各地區(qū)基礎(chǔ)教育支出效率(M)為被解釋變量，以財政分權(quán)度(FD)為主要解釋變量的單一面板門限模型計量模型如式(18)所示：

Mit=α0+α1FDit(FDit≤0.373 5)+α2FDit(FDit

>0.373 5)+α3Xit+μi+εit

(18)

其中，i(i=1，2，...，31)表示中國31個省份，t表示樣本時間段，Xit表示相關(guān)的控制變量，I(·)表示指示函數(shù)，存在以下假設(shè)，在門限變量(FDE)小于等于門限值0.373 5時，則I(·)函數(shù)值為1，否則為0。μi和εit分別表示各截面單元不可觀測的個體差異和隨機誤差項。

控制變量(X)包括：(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)。大量研究證明一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平對教育支出效率有重要的影響。根據(jù)“瓦格納法則”，隨著地區(qū)經(jīng)濟的快速發(fā)展以及工業(yè)化、城鎮(zhèn)化水平的提高，公眾對社會公共服務(wù)的需求也會增多。而基礎(chǔ)教育作為社會公共服務(wù)的重要組成部分，其支出規(guī)模也理應(yīng)隨著地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平的增長而擴大。而地方政府充裕的財力保障勢必會引致基礎(chǔ)教育支出效率的提高。為了消除人口總量因素的影響，本文用人均GDP作為衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度的指標，為了進一步減小數(shù)據(jù)的波動以及消除異方差的影響，本文對人均GDP相關(guān)數(shù)據(jù)采取自然對數(shù)的形式表示。

(2)人口結(jié)構(gòu)(PS)和人口流動(PM)。地區(qū)人口結(jié)構(gòu)對于基礎(chǔ)教育支出效率的影響主要表現(xiàn)在學齡人口對基礎(chǔ)教育服務(wù)的整體需求，一方面居民基礎(chǔ)教育需求的增大會使得地方政府更加重視基礎(chǔ)教育支出效率的提升，另一方面也會促使政府擴大教育支出，否則過多學生擠占有限的資源將不可避免的導致基礎(chǔ)教育支出效率下降[24]。此外，人口的流動性也會對當?shù)氐幕A(chǔ)教育支出效率產(chǎn)生一定的影響，根據(jù)理論分析，“用腳投票”機制使得地方政府為吸引稅源，而在基礎(chǔ)教育等公共福利品供給方面展開競爭，從而吸引大量人口向該地區(qū)遷移[25]。本研究選取0歲～14歲人口占總?cè)丝诘谋戎底鳛槿丝诮Y(jié)構(gòu)(PS)衡量指標，用各地區(qū)人口總增長率減去各省人口自然增長率，來衡量各地區(qū)的人口流動情況(PM)。

(3)城鎮(zhèn)化水平(UR)：中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)經(jīng)濟特征明顯，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民所享受的公共服務(wù)水平也不盡相同。城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)教育設(shè)施以及師資力量遠高于農(nóng)村，其相應(yīng)的基礎(chǔ)教育支出效率也理應(yīng)在農(nóng)村之上。因而，一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平在一定程度上也是影響基礎(chǔ)教育支出的效率的重要因素。本文選取地區(qū)年末城鎮(zhèn)總?cè)丝谡嫉貐^(qū)總?cè)丝诘谋壤齺砗饬扛鞯貐^(qū)的城鎮(zhèn)化水平(UR)。

(4)對外開放度(FDI)：通過吸引外商直接投資來擴大地方政府的財政收入和促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展是地方政府“重生產(chǎn)、輕福利”的支出結(jié)構(gòu)的誘因之一，因而一個地區(qū)的對外開放度在一定程度上也會對地區(qū)財政資金的配置產(chǎn)生重要影響。本文選取各地區(qū)外商直接投資額占各地區(qū)GDP的比重來表示。

以上四項的相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于2008—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口統(tǒng)計年鑒》。

(二)面板門限模型的估計結(jié)果

通過Stata14.0軟件帶入相關(guān)數(shù)據(jù)對模型(18)進行門限回歸，同時，為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，分別給出了固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型以及門限回歸的估計結(jié)果，其結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，采用不同方法對模型(18)進行估計時，各變量估計系數(shù)的符號并沒有發(fā)生變化，系數(shù)變化也在一定的范圍內(nèi)，表明估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。由門限回歸(TM)的結(jié)果可知，財政分權(quán)和我國基礎(chǔ)教育支出效率間存在著顯著的非線性關(guān)系，其產(chǎn)生的原因在于各地區(qū)財政分權(quán)度不同所導致的各地區(qū)個體效應(yīng)顯著。當財政分權(quán)度小于0.373 5時，財政分權(quán)對基礎(chǔ)教育支出效率的影響程度為0.032 8，在5%的顯著水平下通過了t檢驗。其結(jié)果表明，當財政分權(quán)度處于較低水平時，隨著財政分權(quán)水平的提升基礎(chǔ)教育支出也效率不斷提高。這說明當基礎(chǔ)教育的資金大部分來自中央政府的轉(zhuǎn)移支付時，由于中央和地方政府信息的不對稱性以及轉(zhuǎn)移支付的“粘蠅紙效應(yīng)”背離了中央政府的政策初衷。因此，在這種情況下，政府應(yīng)當充分發(fā)揮地方政府的信息優(yōu)勢，適當?shù)脑黾拥胤秸呢敊?quán)，減少轉(zhuǎn)移支付力度。當財政分權(quán)度大于0.373 5時，財政分權(quán)與基礎(chǔ)教育支出效率間呈現(xiàn)出了負向相關(guān)關(guān)系，同時在1%的水平下通過t檢驗，即財政分權(quán)水平每提高1%，基礎(chǔ)教育的支出效率將會下降0.372 9個百分點。這說明，當基礎(chǔ)教育的資金更多的來源于地方政府時，進一步加大地方政府的支出責任勢必加劇地方政府財權(quán)和事權(quán)的不匹配，地方政府無力負擔推動經(jīng)濟增長和提高公共服務(wù)質(zhì)量的雙重任務(wù)，因而使得基礎(chǔ)教育供給不足而導致其支出效率的低下。

表3 模型回歸結(jié)果表

注：回歸系數(shù)下面括號里為相應(yīng)t統(tǒng)計量或z統(tǒng)計量，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

模型中控制變量經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)、人口結(jié)構(gòu)(PS)、人口流動(PM)、城鎮(zhèn)化水平(UR)和對外開放度(FDI)對地方性福利性支出的效率影響各不相同。從門限回歸的結(jié)果看，經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)、人口結(jié)構(gòu)(PS)、人口流動(PM)、城鎮(zhèn)化水平(UR)的系數(shù)為正，對外開放度(FDI)的系數(shù)為負，基本和理論假設(shè)保持一致。從顯著性來看，經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)、人口結(jié)構(gòu)(PS)、人口流動(PM)、和對外開放度(FDI)的系數(shù)均在統(tǒng)計學上表現(xiàn)為顯著，而城鎮(zhèn)化水平(UR)則沒有通過顯著性檢驗。這說明隨著中國基礎(chǔ)教育均等化戰(zhàn)略的推進，城鄉(xiāng)間基礎(chǔ)教育水平的差異不斷縮小，各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的差異并不能在很大程度上影響基礎(chǔ)教育的支出效率。

為了進一步檢驗表3估計結(jié)果的穩(wěn)健性，將模型(18)中的控制變量進行替換，即用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)即“第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值/GDP”代替城鎮(zhèn)化水平(UR)，同時加入地方政府支出規(guī)模(FS)即“地方政府支出總額/GDP”作為控制變量，政府支出規(guī)模越大說明地方政府財力越雄厚，可能在基礎(chǔ)教育領(lǐng)域投入的資金越多，進而促進了該地區(qū)基礎(chǔ)教育支出效率的提高，以上相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2008—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》。其估計結(jié)果如表4所示，從不同估計方法的結(jié)果來看，變換控制變量后主要解釋變量系數(shù)的符號沒有發(fā)生改變且數(shù)值變化在一定范圍內(nèi)，進一步說明了本研究的估計結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表4 模型穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果表

注：回歸系數(shù)下面括號里為相應(yīng)t統(tǒng)計量或z統(tǒng)計量，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

六、主要結(jié)論及建議

本文首先運用DEA-Malmquist指數(shù)測度了地方基礎(chǔ)教育支出效率，得出中國2007年—2017年11年間各地區(qū)基礎(chǔ)教育支出效率總體是下降的，同時呈現(xiàn)出較為顯著的區(qū)域差異；其次在理論模型的基礎(chǔ)上，從財政分權(quán)的視角探討其對基礎(chǔ)教育支出效率的影響，通過Hamlilton函數(shù)法得到的財政分權(quán)與基礎(chǔ)教育支出效率的顯解式發(fā)現(xiàn)，理論上財政分權(quán)和基礎(chǔ)教育支出效率間呈“倒U型”的非線性關(guān)系。最后，為了進一步驗證理論結(jié)果在現(xiàn)實經(jīng)濟社會中的適用性，本文根據(jù)基礎(chǔ)教育支出的資金來源重構(gòu)了財政分權(quán)指標，利用2007年—2017年省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建門限回歸模型和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果也再次印證了這一理論假設(shè)，即財政分權(quán)程度處于較低水平時，其上升會使得基礎(chǔ)教育支出效率提高，而當財政分權(quán)程度達到一定水平后，隨著財政分權(quán)程度的進一步擴大，基礎(chǔ)教育支出效率會下降。

綜上所述，提高政府基礎(chǔ)教育支出效率不能簡單采取“一刀切”的方式劃分政府間財政關(guān)系和盲目的加大轉(zhuǎn)移支付力度，應(yīng)充分考慮各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和資源稟賦狀況，在硬化地方政府預(yù)算約束和加強居民對地方政府監(jiān)督的前提下，根據(jù)各地區(qū)居民對基礎(chǔ)教育的需求為導向適當?shù)膭澐重敊?quán)和事權(quán)，在基礎(chǔ)教育需求較高且地方政府過多負擔基礎(chǔ)教育資金的地區(qū)，應(yīng)適當加大中央政府的基礎(chǔ)教育資金轉(zhuǎn)移支付力度，以緩解地方政府在基礎(chǔ)教育支出領(lǐng)域因財權(quán)和事權(quán)的錯配而導致的供給不足。而對于基礎(chǔ)教育需求較低而過分依賴中央政府提供基礎(chǔ)教育資金的地區(qū)應(yīng)當適當下放地方政府財權(quán)，充分利用地方政府的信息優(yōu)勢，提高資源配置效率。