逄世龍，張婉瑩，李云龍，趙春雪

(1.北京師范大學教育學部，北京 100875；2.北京師范大學文學院，北京 100875)

一、問題提出

2020年10月，黨的十九屆五中全會審議通過《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》，明確強調(diào)“十四五”時期教育事業(yè)要“堅持教育公益性原則，深化教育改革，促進教育公平，推動義務(wù)教育均衡發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化”。[1]教師在基礎(chǔ)教育公平和高質(zhì)量發(fā)展中處于關(guān)鍵地位，對城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量起著決定性作用。但是，在我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的宏觀背景下，教師資源的分配有著明顯的城鄉(xiāng)差異。長期單向流動導致了城鄉(xiāng)師資力量的嚴重不均衡，區(qū)域內(nèi)教師數(shù)量難以得到保障。[2]與此同時，我國義務(wù)教育師資配置還存在著城鎮(zhèn)教師資源的校際壁壘、鄉(xiāng)村教師流失、鄉(xiāng)村教師隊伍的結(jié)構(gòu)性失衡等問題。[3]如何確保義務(wù)教育教師數(shù)量充足、結(jié)構(gòu)合理，并保證城鄉(xiāng)師資均衡配置，成為了各級教育行政部門的核心政策問題，傳統(tǒng)教師管理體制有待革新。在此背景下，“縣管校聘”成為各級教育行政部門促進師資均衡配置的重要手段之一。

“縣管校聘”是義務(wù)教育教師管理的創(chuàng)新機制，其本質(zhì)是由縣級教育行政部門對縣域內(nèi)教師編制、人事進行統(tǒng)一管理，實現(xiàn)教師在城鄉(xiāng)間、校際間均衡配置。[4]2014年，教育部聯(lián)合財政部、人力資源社會保障部頒布了《關(guān)于推進縣(區(qū))域內(nèi)義務(wù)教育學校校長教師交流輪崗的意見》，提出要全面推進義務(wù)教育教師隊伍“縣管校聘”管理改革以實現(xiàn)教師交流輪崗。[5]2015年國務(wù)院發(fā)布的《鄉(xiāng)村教師支持計劃(2015—2020)》再次強調(diào)了全面推進“縣管校聘”管理體制改革的重要性。[6]2016年,國務(wù)院頒布了《關(guān)于統(tǒng)籌推進縣域內(nèi)城鄉(xiāng)義務(wù)教育一體化改革發(fā)展的若干意見》，明確要求“全面推進教師‘縣管校聘’改革，按照教師職業(yè)特點和崗位要求，完善教師招聘機制，統(tǒng)籌調(diào)配編內(nèi)教師資源”。[7]在中央政策文件的支持下，教育部按照試點先行、示范引領(lǐng)、以點帶面、穩(wěn)步推進的思路，于2015年、2017年先后設(shè)立了49個“縣管校聘”管理改革示范區(qū)。[8]幾年時間里，“縣管校聘”改革示范區(qū)積累了豐富的實踐經(jīng)驗。[9]截止到2019年底，已有23個省明確了“縣管校聘”的實施路徑，[10]“縣管校聘”實現(xiàn)了省級層面的全面擴散。

在中央和省級政府的推動下，“縣管校聘”在城市政府中是如何擴散的？厘清這一問題，對于深入理解教育政策發(fā)展、進一步完善該政策具有重要的現(xiàn)實意義和政策價值。據(jù)此，本研究借鑒政策擴散理論視角，通過搜集2014—2019年“縣管校聘”在我國城市間的采納數(shù)據(jù)，對該政策的擴散過程進行分析，探究其擴散特征、影響因素以及作用機制，以期為我國教師管理政策的有效實施提供實證依據(jù)。

二、研究假設(shè)

政策擴散這一概念是在美國聯(lián)邦制背景下發(fā)展起來的，相關(guān)研究成果較為豐富。羅杰斯(Rogers)認為，擴散是指創(chuàng)新在一定時間段內(nèi)，經(jīng)由特定渠道在特定社群中傳播的過程。[11]格雷姆(Graham)等研究者提出，政策擴散是某一政府的政策選擇受到其他政府政策選擇的影響。[12]本研究沿用學界對政策擴散概念的普遍理解，將其定義為地方政府的政策選擇受到其他政府政策選擇的影響。

一般將政策創(chuàng)新在不同政府中擴散的原因和方式稱為擴散機制。早期政策擴散研究者提出了兩種政策擴散機制的解釋模型：內(nèi)部決定模型和外部影響模型。[13]對于影響政策擴散的內(nèi)部因素，沃克爾(Walker)的研究表明，州政府可用自然資源的多少、工業(yè)經(jīng)濟水平的高低均會影響政策擴散；[14]張克的研究結(jié)果顯示，管理幅度較大的省份采納政策創(chuàng)新的可能性較低。[15]由此可以看出，地方政府采納政策創(chuàng)新的可能性與政府內(nèi)部的經(jīng)濟條件、組織規(guī)模等內(nèi)部因素相關(guān)。外部影響模型主要從政府間關(guān)系分析，具體分為橫向擴散機制和縱向擴散機制。格雷姆等研究者將政策擴散機制概括為四種：學習、競爭、強制和社會化。[12]貝瑞(Berry)等人進一步提出了一種“同時考慮到政治、經(jīng)濟和社會特征的內(nèi)部因素以及各州之間相互影響”的分析模型，即事件史分析(EHA)模型。[13]

據(jù)此，本文在控制城市政府內(nèi)部因素的基礎(chǔ)上，從自上而下的行政命令、自下而上的財政依賴和政府間的橫向政府競爭壓力等縱向關(guān)系以及中央與地方吸納推廣的雙向互動關(guān)系四個方面提出研究假設(shè)。

(一)自上而下的行政命令

朱旭峰等人在研究中發(fā)現(xiàn)，來自中央政府的政策信號會顯著影響地方政府的政策創(chuàng)新采納進程。[16]在我國壓力型的體制下，來自上級的行政命令一般會通過自上而下的方式逐級被地方政府采納。由此可見，城市政府“縣管校聘”管理改革的擴散可以通過上級政府的行政命令而實現(xiàn)強制擴散。因此本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：省級政府推動“縣管校聘”的行政命令會增加其轄區(qū)內(nèi)城市政府采納該項改革的可能性。

(二)自下而上的財政依賴

自1994年分稅制改革以來，大部分的稅收資源歸中央政府所有，中央政府通過轉(zhuǎn)移支付的方式將財政收入重新分配到地方政府。地方政府雖然在地方財政的支配上擁有一定自主權(quán)，但是經(jīng)常會出現(xiàn)財政赤字的情況，此時就需要上級政府的支持。財政投入是城市政府采納“縣管校聘”管理改革時考慮的主要因素之一，當城市政府較多地依賴上級政府財政支持時，說明地方政府的財政赤字較多，采納“縣管校聘”管理改革的意愿也會較低。由此，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)2：城市政府對其上級政府的財政依賴度越高，該城市政府采納“縣管校聘”管理改革的概率越低。

(三)橫向政府競爭壓力

同一省份轄區(qū)內(nèi)的地方政府在政治、經(jīng)濟以及自然條件上具有相似性，政策的制定和執(zhí)行具有可借鑒性。與此同時，為了獲得上級政府的認可，地方政府之間存在競爭關(guān)系，這種競爭壓力激發(fā)了地方政府的采納意愿。韓萬渠基于決策咨詢制度，[17]以及劉佳等基于“最多跑一次”改革的擴散研究，[18]都揭示了同一省份中地級市政府采納的比例顯著影響地方政府的采納意愿。由此，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)3：城市政府所屬省級政府轄區(qū)內(nèi)采納“縣管校聘”管理改革的城市比例越高，該城市采納該項改革的概率越高。

(四)上下級政府雙向互動

韓博天等將中國政策制定的方式稱為“分級制實驗”，即由上級政府授權(quán)地方政府開展政策試驗，地方政府探索并總結(jié)出經(jīng)驗之后，再通過“由點帶面”的形式全面推廣。[19]“分級制實驗”體現(xiàn)了上級政府與地方政府的雙向互動。地方政府申請成為示范區(qū)的積極性普遍較高，因為這意味著獲取更多的資源和經(jīng)濟支持。因此，某一地方政府成為示范區(qū)后，會對同一省份中的其他地方政府產(chǎn)生輻射作用。由此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)4：城市政府轄下區(qū)縣被中央政府選定為“縣管校聘”管理改革示范區(qū)，該城市采納該項改革的概率會更高。

三、研究模型、數(shù)據(jù)與變量

(一)研究模型與分析方法

本研究采用EHA模型對“縣管校聘”的擴散過程進行檢驗。上世紀90年代初以來，貝瑞等人開始應(yīng)用離散時間EHA模型分析公共政策的擴散。[13]離散時間事件史分析模型旨在揭示個體在特定時間點發(fā)生的變化，即記錄在特定時間內(nèi)個體是否發(fā)生某個事件。EHA模型的被解釋變量是“風險率”(Hazard Ratio)，即個體i在一定時間t內(nèi)發(fā)生某個事件的概率。在本研究中，我們使用logit模型估計風險率。根據(jù)研究假設(shè)，本文構(gòu)建模型如下。

其中，Pi,t表示城市i在t年采納“縣管校聘”改革的概率，α0為常數(shù)項，ei,t為隨機誤差項，exepi,t-1表示城市i在t-1年的中小學生均教育經(jīng)費，schi,t-1表示城市i在t-1年的中小學學校數(shù)，techi,t-1表示城市i在t-1年的中小學專任教師數(shù)，(1)中小學生均教育經(jīng)費、中小學學校數(shù)和中小學專任教師數(shù)這三個變量表示城市政府內(nèi)部特征，對政策擴散的影響具有滯后性，因此均滯后一期。fidi,t-1表示城市i在t-1年的財政依賴度，prop_yi,t表示城市i所屬省級政府在t年頒布推行“縣管校聘”管理改革的行政命令數(shù)量，ddcity_yi,t表示城市i轄下縣(區(qū))在t年是否被中央政府確定為“縣管校聘”管理改革示范區(qū)，pado_ci,t表示城市i所屬省級政府轄區(qū)內(nèi)采納“縣管校聘”改革城市的累計比例。

(二)樣本與數(shù)據(jù)來源

本研究以2014—2019年全國286個地級市政府的“縣管校聘”改革為研究對象，(2)截止到2020年8月，中國共有293個地級市。需要特別說明的是，山東省萊蕪市于2019年1月9日被撤銷，現(xiàn)歸濟南市管轄，更名為濟南市鋼城區(qū)，本研究保留2014—2018年間萊蕪市的政策采納情況及各項數(shù)據(jù)指標。鑒于此，包括萊蕪市在內(nèi)的所有地級市都是本研究的樣本來源，共計294個地級市政府。由于部分地級市政府設(shè)立時間較晚，其數(shù)據(jù)缺失較多，剔除西藏自治區(qū)的拉薩市、日喀則市、昌都市、林芝市、山南市、那曲市，以及海南的三沙市、儋州市，最終形成了由286個城市組成的研究樣本。通過“北大法寶”數(shù)據(jù)庫、城市政府及教育部門官網(wǎng)等平臺搜集相關(guān)的政策文本，將政策文件中明確表示推行此項改革作為采納的判斷標準。一個城市在采納“縣管校聘”之前一直處于觀測狀態(tài)，自其采納該政策的第二年，此城市由于不再具有發(fā)生事件的風險而被剔除。因此，研究樣本中的286個城市在2014—2019年采納“縣管校聘”管理改革的事件數(shù)據(jù)被排列成1210個“城市—年份”的EHA觀測單元。本研究的其他數(shù)據(jù)來源于各級政府歷年統(tǒng)計年鑒、教育統(tǒng)計公報，部分城市某年度的數(shù)據(jù)缺失值由當年均值替代。

(三)變量及測量

1.外因變量

在觀測期內(nèi)，通過城市政府部門在當年公開發(fā)布的政策文件中是否明確推行或?qū)嵤翱h管校聘”管理改革來測量。該變量是一個二分虛擬變量，如果城市政府部門在當年公開發(fā)布的政策文件中明確推行或?qū)嵤翱h管校聘”管理改革，則編碼為“1”，其余編碼為“0”。

2.自變量支持

省級命令：表示自上而下的行政命令，通過城市政府所屬省級政府在當年頒布推行“縣管校聘”管理改革的行政命令數(shù)量來測量。

財政依賴度：表示自下而上的財政依賴，通過地方政府上級政府的財政依賴程度來測量，具體計算公式如下。[20]

財政依賴度i,t=

改革示范區(qū)：表示上級政府與地方政府的雙向互動過程，通過城市政府轄下縣(區(qū))在當年是否被中央政府確定為“縣管校聘”管理改革示范區(qū)來測量。該變量是一個二分虛擬變量，如果城市政府轄下縣(區(qū))在當年被中央政府確定為“縣管校聘”管理改革示范區(qū)，則編碼為“1”，其余編碼為“0”。

省內(nèi)采納率：表示橫向政府競爭壓力，指城市政府受到省內(nèi)其他城市政策采納行為的影響，通過同一省級政府轄區(qū)內(nèi)城市政府采納“縣管校聘”管理改革的累計比例來測量。

3.控制變量

控制變量包括 “中小學生均教育經(jīng)費”“中小學學校數(shù)”“中小學專任教師數(shù)”三個變量。其中，“中小學生均教育經(jīng)費”表示城市政府能夠為“縣管校聘”改革提供的內(nèi)部經(jīng)濟支持，“中小學學校數(shù)”“中小學專任教師數(shù)”表示改革所涉及的組織規(guī)模。三個變量均取對數(shù)后納入模型。

四、研究結(jié)果

(一)擴散特征分析

圖1顯示了2014—2019年“縣管校聘”管理改革的擴散情況，包括年度頻數(shù)和累計曲線。從圖中我們可以看出，“縣管校聘”在城市之間的擴散情況符合典型的“S”型曲線?！翱h管校聘”的采納頻數(shù)在2016年達到最高值。截至2020年初，我國共有201個城市采納了該項改革，累計采納率為71%，達到了較高的擴散水平。

圖1 “縣管校聘”管理改革的擴散曲線

(二)影響因素分析

本研究中所有變量的均值、標準差等描述統(tǒng)計分析結(jié)果見表1。各變量均有1210個觀測數(shù)據(jù)，為了保證解釋變量的獨立性，本文通過檢驗方差膨脹因子(VIF)來判斷是否存在多重共線性，結(jié)果顯示所有變量的VIF值均小于5，這表明變量之間不存在嚴重的共線性問題。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

基于logit回歸的事件史分析結(jié)果如表2所示。模型1報告了控制變量的基線回歸結(jié)果；模型2中增加了縱向政府間關(guān)系的變量，包括省級政府頒布的行政命令和城市對省級政府的財政依賴度；模型3單獨考察了橫向城市政府間的競爭關(guān)系和上下級政府間吸納推廣的雙向互動的影響作用；模型4納入了所有變量，以考察總體影響效應(yīng)。表格中報告了系數(shù)、標準誤和優(yōu)勢比大小(OR)。(3)優(yōu)勢(odds)是指事件A發(fā)生與不發(fā)生之比，即odds(A)=p/(1-p)，而優(yōu)勢比(odds ratio)是兩個事件A、B的優(yōu)勢之比，也有學者將odds ratio翻譯為“發(fā)生比率比”或“發(fā)生比率”。比較4個模型后可以發(fā)現(xiàn)：在加入自變量后，模型的偽R方和最大似然比均有顯著提高，說明模型的解釋力逐步提高。同時，模型相應(yīng)的AIC值逐步減小，說明新加入變量減小了模型的信息損失，模型更優(yōu)。

表2 EHA分析結(jié)果

續(xù)表

模型2回歸結(jié)果顯示，在其他因素不變的情況下，一個城市所在省級政府頒布推行“縣管校聘”的行政命令數(shù)量每增加一個，該城市采納該項改革的概率會顯著提高約29.36倍。財政依賴度的回歸系數(shù)表明，城市政府對省級政府的財政依賴度每提高一個單位，該城市采納“縣管校聘”的概率降低約0.61倍。這兩個變量在模型4中仍持續(xù)發(fā)生穩(wěn)健的影響，盡管在加入其他變量后其作用強度產(chǎn)生了一定的變化。模型3回歸結(jié)果顯示，在控制其他因素不變的情況下，每個省份的省內(nèi)城市采納率每提高1%，其轄下城市政府采納“縣管校聘”的概率顯著提高104.21倍。改革示范區(qū)的回歸系數(shù)表明，如果一個城市轄下縣區(qū)成為教育部公布的“縣管校聘”管理改革示范區(qū)，該城市采納“縣管校聘”的概率顯著提高1.19倍。橫向競爭和改革示范區(qū)的影響在模型4中仍然顯著，即便他們的影響強度發(fā)生了改變。模型4將所有變量納入模型，從回歸結(jié)果上看，省內(nèi)城市采納率、改革示范區(qū)、省級命令和財政依賴度均在統(tǒng)計上顯著，其中，省內(nèi)采納率對于“縣管校聘”擴散的影響效應(yīng)最為明顯(優(yōu)勢比高達64.43)。因此，假設(shè)1—假設(shè)4得以證實。

(三)擴散機制分析

結(jié)合模型結(jié)果和各級政府“縣管校聘”管理改革的政策文本，我們可以初步識別出“縣管校聘”管理改革在我國城市間擴散的四種機制：橫向競爭壓力、自上而下行政命令、自下而上財政依賴和雙向吸納推廣，這些機制具體的作用方式如圖2所示。

圖2 “縣管校聘”管理改革擴散機制

具體來看，橫向競爭壓力對于“縣管校聘”的擴散起主導作用，自上而下的行政命令和自下而上的財政依賴對于“縣管校聘”擴散過程的影響均是單向的。值得注意的是，教育部兩次遴選、公布“縣管校聘”改革示范區(qū)并不是一蹴而就的?！敖逃吭诟鞯赝扑]的基礎(chǔ)上，組織專家進行遴選，并結(jié)合相關(guān)工作進行實地抽查，經(jīng)面向社會公示后，最終確定示范區(qū)入選名單，并予以公布。”[21]中央政府是在自下而上地逐級吸納城市政府的教育管理改革實踐后，自上而下地開展“縣管校聘”管理改革示范區(qū)推廣工作。根據(jù)模型的回歸結(jié)果，這種雙向的吸納、推廣顯著加速了“縣管校聘”在全國城市范圍內(nèi)的擴散。

五、研究結(jié)論與對策建議

本研究基于對我國城市數(shù)據(jù)的實證分析，深入探究了“縣管校聘”在地方政府間的擴散過程，揭示出教育政策擴散的規(guī)律性特征，對各級政府及教育行政部門加強教師政策設(shè)計、深化教師管理改革具有一定的指導價值。

(一)研究結(jié)論及討論

首先，“縣管校聘”在城市政府間的擴散呈現(xiàn)S型曲線特征，表現(xiàn)為初期緩慢增長、中期快速提升、后期減緩趨平。2016年，“縣管校聘”政策采納的年度數(shù)量達到峰值，此后政策采納累計數(shù)量的增長逐年放緩，由此驗證了教育政策擴散具有公共政策創(chuàng)新擴散的典型特征。截至2020年初，全國城市政府采納“縣管校聘”管理改革的比例為71%。在我國義務(wù)教育“省級統(tǒng)籌，以縣為主”的管理體制下，政府將義務(wù)教育管理權(quán)逐級下放，基層政府對轄區(qū)內(nèi)的義務(wù)教育負主要責任，[22]從根本上促進了地方政府在教育管理上的改革創(chuàng)新。與此同時，地方政府為合理使用本區(qū)域教師資源、激發(fā)教師隊伍的內(nèi)在活力，破除原有教師管理體制成為推進義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展的必要政策選擇，“縣管校聘”管理改革得以在全國范圍內(nèi)擴散。

其次，省內(nèi)其他城市的競爭壓力、上級政府行政命令和上下級財政關(guān)系是影響城市政府采納“縣管校聘”的關(guān)鍵因素，而改革示范區(qū)的公布顯著加速了政策擴散進程。模型結(jié)果顯示，省內(nèi)城市采納率的優(yōu)勢比最高，同級城市采納行為影響著城市政府的采納決策，即橫向競爭壓力是影響城市政府采納“縣管校聘”管理改革最主要的因素；與省內(nèi)城市采納率相比，省級命令、改革示范區(qū)對于政策擴散的影響作用次之，對上級政府的財政依賴程度也在一定程度上影響著城市政府是否采納“縣管校聘”管理改革。從政策文本上看，各省未出臺專門的“縣管校聘”指導文件，僅在相關(guān)政策文件中提出一些模糊要求。[23]地方政府在改革實踐和政策實施中感到迷茫，其采納決策將更多受到同級政府的影響，這是省級命令未能在促進政策擴散方面取得實效的原因之一。

最后，“縣管校聘”在我國城市政府間的擴散過程存在四種主要機制，分別為橫向競爭壓力、自上而下行政命令、自下而上財政依賴和雙向吸納推廣。在我國的政策環(huán)境下，政府間的互動關(guān)系深刻影響著教育政策的擴散進程：橫向競爭壓力對于“縣管校聘”的擴散起主導作用；自上而下的行政命令和自下而上的財政依賴雖然分別單向影響著政策擴散，但在隨后的政策執(zhí)行環(huán)節(jié)中，仍然是一個多元互動的過程，涉及到多元利益相關(guān)者對政策的認識、態(tài)度和行動策略。[24]此外，在我國治理實踐和政策實施的過程中，“試點—推廣”具有一定的普遍性，“由點到面”的政策試驗可以保證平滑的政策調(diào)整與制度變遷。[25]遵循“試點—推廣”的政策邏輯，教育部兩次組織申報、遴選并公布了“縣管校聘”改革示范區(qū)。這種分批次的吸納推廣過程具有一定特殊性。根據(jù)“縣管校聘”歷年采納數(shù)量可知，2015年首批改革示范區(qū)對該項改革擴散過程的影響具有滯后性，且第二批改革示范區(qū)的影響作用相對較弱。沒有對先前改革示范區(qū)進行及時的督導和評估，是造成這一現(xiàn)象的可能原因。

(二)政策建議

基于以上研究結(jié)論，本研究就“縣管校聘”管理改革提出兩點政策建議。

一方面，省級層面加強對“縣管校聘”的統(tǒng)籌管理，通過出臺一系列專門性的政策文件完善相關(guān)的制度建設(shè)，在明確各部門權(quán)責的基礎(chǔ)上形成聯(lián)動機制，實質(zhì)性推進“縣管校聘”管理改革在基層政府落地?？傮w上看，“縣管校聘”在全國城市政府間的大范圍擴散僅完成了階段性政策目標，而采納后的政策執(zhí)行階段涉及到多個政府部門，“縣管”與“校聘”在實踐中仍然面臨著很多棘手問題。為推進“縣管校聘”的有效實施，省級層面需要及時進行統(tǒng)籌管理和精細指導，制定教育部門、人事部門與財政部門的權(quán)責清單，真正突破體制機制障礙。此外，“縣管校聘”涉及大量教師的交流、轉(zhuǎn)崗與培訓，以及學校、教師考評體系的局部調(diào)整，改革實施過程中要將激勵性制度調(diào)整和獎勵性政策細則公開化、透明化，調(diào)動教師參與改革的積極性。

另一方面，在教育部公布的“縣管校聘”改革示范區(qū)的基礎(chǔ)上，分層次遴選出省級、市級示范區(qū)，并實施分階段的督導檢查和標準化考核，進一步強化城市政府之間的橫向良性競爭。按照試點先行、示范帶動、以點帶面、穩(wěn)步推進的政策邏輯，對試點地區(qū)的政策效果進行及時評估與總結(jié)是全面推廣的前提。然而，相關(guān)部門沒有及時開展“縣管校聘”管理改革示范區(qū)的考核評估工作，使各地寶貴的政策經(jīng)驗失去了在全國范圍內(nèi)的傳播機會。為了使政策經(jīng)驗的傳播效果最大化，各地區(qū)可在省域或市域內(nèi)開展“縣管校聘”管理改革示范區(qū)申報、評選工作，遴選出適合本地區(qū)經(jīng)濟文化發(fā)展水平的創(chuàng)新性改革實施方案，通過及時的督導評估對其進行進一步調(diào)整和完善，從而在本區(qū)域甚至全國范圍內(nèi)進行推廣。在定期進行“縣管校聘”專項督導、考核的基礎(chǔ)上，建立優(yōu)秀改革示范區(qū)獎勵機制，不斷激發(fā)基層政府及教育行政部門的改革熱情，變“被動執(zhí)行”為“主動創(chuàng)新”，調(diào)動地方政府創(chuàng)新改革方案的積極性。