趙為民,魏碩禹

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 合肥 230601)

1 引言

教育興則國家興,教育強(qiáng)則國家強(qiáng)。教育在培育人力資本、增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力、提高勞動(dòng)生產(chǎn)率上發(fā)揮著支柱性作用,是全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國的基礎(chǔ)性工程。《中國教育現(xiàn)代化2035》中明確提出到2035年總體實(shí)現(xiàn)教育現(xiàn)代化、邁入教育強(qiáng)國行列的戰(zhàn)略目標(biāo)。黨的二十大報(bào)告中指出要實(shí)現(xiàn)教育事業(yè)的優(yōu)先發(fā)展。在教育經(jīng)費(fèi)投入上,中央和地方之間的財(cái)力劃分自分稅制改革以來逐漸呈現(xiàn)出由地方向中央集中的趨勢,支出責(zé)任層層下移,地方政府逐步成為履行教育領(lǐng)域財(cái)政事權(quán)的責(zé)任主體。從數(shù)據(jù)上看,我國的教育經(jīng)費(fèi)逐年上漲,2020年國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)為42725.89億元,比上年增長7.06%,占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例為4.21%,自2012年以來連續(xù)9年實(shí)現(xiàn)不低于4%的目標(biāo)。然而2020年財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出的構(gòu)成中,中央教育支出僅占比5.9%,地方教育支出占比高達(dá)94.1%,財(cái)權(quán)與事權(quán)的不匹配加劇了地方政府“收不抵支”的財(cái)政困境(數(shù)據(jù)來源于《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒(2021)》)。為緩解地方政府的財(cái)政壓力,保障其有充足的財(cái)力履行教育支出責(zé)任,中央政府不斷加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度。因此,形成了“財(cái)權(quán)層層集中,事權(quán)層層下放,中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付”為主要特點(diǎn)的財(cái)政分權(quán)體制[1]。

“百年大計(jì),教育為本”,教育支出是教育事業(yè)蓬勃發(fā)展的物質(zhì)性保障。在新發(fā)展階段,中國經(jīng)濟(jì)逐漸邁入中高速增長的新常態(tài),伴隨著以“營改增”為代表的結(jié)構(gòu)性減稅降費(fèi)政策的全面實(shí)施,地方財(cái)政收入增速明顯下降,中央和地方之間財(cái)力與支出責(zé)任不匹配的矛盾日益突出。財(cái)政分權(quán)對教育支出會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響,財(cái)政分權(quán)又是通過什么渠道影響教育支出,如何有效應(yīng)對地方政府對教育投入的動(dòng)力不足,如何激勵(lì)地方政府增加教育投入……唯有厘清這些問題,才能充分利用財(cái)政分權(quán)制度的優(yōu)勢,更好地發(fā)揮地方政府在加快建設(shè)教育強(qiáng)國中的作用。

本文基于2007—2020年中國31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù),檢驗(yàn)了財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響,探討了不同區(qū)域財(cái)政分權(quán)影響教育支出規(guī)模的差異并構(gòu)建中介效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了不同的地方政府競爭模式對教育支出規(guī)模的中介效應(yīng)。

2 文獻(xiàn)綜述與理論分析

2.1 財(cái)政分權(quán)對地方教育供給的影響

基于福利經(jīng)濟(jì)學(xué)視角的第一代財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為地方政府相比于中央政府在了解本地居民偏好上具有信息優(yōu)勢,自由流動(dòng)的居民可以根據(jù)自身對公共服務(wù)的需求,在不同轄區(qū)之間“用腳投票”,以強(qiáng)化地方政府對本地居民公共服務(wù)需求的重視,因而在公共服務(wù)的供給上中央向地方政府分權(quán)能夠提高財(cái)政支出效率[2]。第二代財(cái)政分權(quán)理論提出了市場保護(hù)型財(cái)政聯(lián)邦主義,該理論從政府治理角度出發(fā),認(rèn)為財(cái)政分權(quán)使地方政府具有了市場經(jīng)濟(jì)的激勵(lì)和約束機(jī)制,可以促使地方政府的行為動(dòng)機(jī)與當(dāng)?shù)鼐用竦拿裆孕枨蟊３忠恢?因此有益于社會(huì)公共服務(wù)的供給[3-4]。

然而許多國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為我國實(shí)施財(cái)政分權(quán)制度的環(huán)境不同于西方的分權(quán)假設(shè),對財(cái)政分權(quán)可以促進(jìn)公共品供給的觀點(diǎn)也存有爭議。部分學(xué)者認(rèn)為,在中國式財(cái)政分權(quán)和以GDP考核為主的政府競爭體制下,由于科教文衛(wèi)投資的短期經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)不明顯,地方政府存在忽視科教文衛(wèi)投資、重視基本建設(shè)的傾向,不利于地方公共品的供給[5-6]。但也有學(xué)者認(rèn)為,地方政府相較于中央政府在提供公共品上具有信息優(yōu)勢,可以提高公共品的資源配置效率及生產(chǎn)效率[7];財(cái)政分權(quán)使地方政府由地方政策的旁觀者轉(zhuǎn)變?yōu)榈胤秸叩闹鲗?dǎo)者,促使地方政府將注意力從中央政府的需求轉(zhuǎn)移到本轄區(qū)居民的需求上來,有利于地方公共品的供給[1]。

綜上所述,中國式財(cái)政分權(quán)對中國社會(huì)性支出的影響在學(xué)術(shù)界尚存有爭議。本文認(rèn)為,隨著地方政績考核中民生性指標(biāo)權(quán)重的提升、轉(zhuǎn)移支付制度的完善和財(cái)政分權(quán)法制化水平的不斷提高,財(cái)政分權(quán)對地方政府的激勵(lì)和約束不斷完善,對地方公共品供給發(fā)揮促進(jìn)作用的制度條件逐漸具備。因此,本文提出第一個(gè)研究假設(shè):

假設(shè)1:財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模具有正向影響。

2.2 地方政府競爭模式對教育支出規(guī)模的影響

中國式財(cái)政體制的核心內(nèi)涵是財(cái)政分權(quán)與政治集權(quán)緊密結(jié)合。1994年的分稅制改革扭轉(zhuǎn)了財(cái)政收入和中央財(cái)政收入占比逐年下滑的趨勢,極大地改善了中央政府的宏觀調(diào)控能力[1]。垂直的政治管理體制使得地方政府官員的任免一般由上級政府決定,地方政府官員主要對上級國家行政機(jī)關(guān)負(fù)責(zé)。分稅制改革與政治集權(quán)賦予了中央政府足夠的能量來對地方進(jìn)行獎(jiǎng)懲,激勵(lì)著地方政府追隨中央政府的績效考核與政策導(dǎo)向。

中國式財(cái)政分權(quán)的作用效果主要通過地方政府的行為來釋放[8]。在中央對地方政績考核的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)中,由于公共服務(wù)指標(biāo)設(shè)置模糊、央地信息不對稱等原因,以GDP為核心的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)便在整個(gè)政績綜合評價(jià)體系中占據(jù)著舉足輕重的地位。地方政府為了追求經(jīng)濟(jì)高速增長往往會(huì)在吸引外資、稅收優(yōu)惠以及興建開發(fā)區(qū)上展開競爭,這種“為增長而競爭”的行為會(huì)強(qiáng)化地方政府的投資沖動(dòng),改變其投資偏好[9]。而教育作為非經(jīng)濟(jì)性公共物品對當(dāng)期的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長無直接貢獻(xiàn),因此地方政府為了在以發(fā)展經(jīng)濟(jì)為標(biāo)尺的晉升錦標(biāo)賽中取勝,會(huì)將大量的資金投向能在短期內(nèi)帶來地區(qū)生產(chǎn)總值增長的經(jīng)濟(jì)建設(shè)領(lǐng)域,改變了地方政府的公共支出結(jié)構(gòu),從而對文化教育等非經(jīng)濟(jì)性公共物品的支出產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[10]。

隨著國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化穩(wěn)步推進(jìn),地方政府的競爭模式正在變遷,以民生績效為標(biāo)尺的“為和諧而競爭”更可能取代以GDP增速為標(biāo)尺的“為增長而競爭”,成為中央政府激勵(lì)地方政府的最優(yōu)治理模式[11]。由于錦標(biāo)賽模式下決定勝負(fù)的關(guān)鍵是相對位次而不是絕對成績,因此地方政府在與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似且增加了教育支出的對手競爭時(shí),只有同樣增加對教育事業(yè)的投入,重視教育事業(yè)的發(fā)展,才能提高政府政績的相對績效水平,從而保證在晉升考核中的政績優(yōu)勢[12]。根據(jù)上述分析,本文提出以下研究假設(shè):

假設(shè)2:“為增長而競爭”對地方教育支出規(guī)模存在抑制效應(yīng)。

假設(shè)3:“為和諧而競爭”對地方教育支出規(guī)模存在擴(kuò)張效應(yīng)。

綜上所述,學(xué)者們從不同角度研究了財(cái)政分權(quán)對地方公共品供給的影響,但少有文獻(xiàn)研究財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響及作用機(jī)制。同時(shí),現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究財(cái)政分權(quán)對教育供給的影響時(shí),往往以單一的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)作為研究的切入點(diǎn),忽略了不同分權(quán)指標(biāo)背后的不同邏輯。本文的邊際貢獻(xiàn)在于:第一,鑒于財(cái)政分權(quán)指標(biāo)背后邏輯的不同,從財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)兩個(gè)維度出發(fā),研究其對教育支出規(guī)模的影響。第二,考慮到我國東中西部教育事業(yè)發(fā)展水平的差異,分地區(qū)研究財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模影響的異質(zhì)性。第三,在中國式分權(quán)體制下,基于地方政府競爭視角,從“為增長而競爭”與“為和諧而競爭”兩個(gè)維度構(gòu)建中介效應(yīng)模型分析財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模影響的作用機(jī)制。

3 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

3.1 模型設(shè)定

基于理論機(jī)制分析,為了考察財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響,本文的基準(zhǔn)回歸模型設(shè)置如下:

(1)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)地方政府自有收入對財(cái)政分權(quán)影響教育支出規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng),本文引入財(cái)政分權(quán)與財(cái)政自給度的交乘項(xiàng),回歸模型設(shè)置如下:

EduEpit=η0+η1FDit+η2FDit×Fsrit+

(2)

其中,Fsrit表示各個(gè)省份在不同年度的財(cái)政自給度;η0為截距項(xiàng);η1為核心解釋變量財(cái)政分權(quán)的系數(shù);η2為財(cái)政分權(quán)與財(cái)政自給度交乘項(xiàng)的系數(shù)。

由于財(cái)政分權(quán)可能通過地方政府競爭這一途徑來影響教育支出規(guī)模,為了檢驗(yàn)作用渠道的真實(shí)性,本文采用溫忠麟等[13]提出的中介效應(yīng)逐步回歸分析法,構(gòu)建中介效應(yīng)模型。檢驗(yàn)作用渠道的中介效應(yīng)模型設(shè)置如下:

(3)

EduEpit=α0+α1FDit+α2Mit+

(4)

其中,Mit表示中介變量;γ0和α0為截距項(xiàng);γ1和α1為核心解釋變量財(cái)政分權(quán)的系數(shù);α2為中介變量的系數(shù)。

β1=α1+α2γ1

(5)

但是,江艇[14]認(rèn)為,在式(4)中控制中介變量是一種典型的“壞控制”,控制Mit之后反而得不到FDit對EduEpit直接效應(yīng)(α1)的一致估計(jì),也無法得到Mit對EduEpit因果效應(yīng)(α2)的一致估計(jì),從而無法得到FDit對EduEpit的間接效應(yīng)(α2γ1)。因此,為了避免“壞控制”對回歸結(jié)果的影響,本文將重點(diǎn)考察式(1)和式(3),將式(4)的回歸結(jié)果視作某種試探性證據(jù),諸如加入中介變量后檢驗(yàn)FDit估計(jì)系數(shù)的絕對值是否減少。

圖1 中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程示意圖

3.2 變量說明

①被解釋變量:本文選擇財(cái)政教育支出比例(EduEp)作為被解釋變量。財(cái)政教育支出比例是各地區(qū)國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值,反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果通過財(cái)政惠及教育事業(yè)的比例。

②核心解釋變量:Akai等[15]指出單一指標(biāo)難以全面反映財(cái)政分權(quán)水平。財(cái)政收入分權(quán)反映分稅制下各稅種分配比例在中央與地方之間的劃分,財(cái)政支出分權(quán)反映分稅制下中央與地方不同的支出責(zé)任,前者體現(xiàn)財(cái)權(quán)分配,后者代表事權(quán)劃分。因此本文采用省份人均財(cái)政收入占省份人均財(cái)政收入與中央人均財(cái)政收入之和的比值來度量財(cái)政收入分權(quán)(FDI),用省份人均財(cái)政支出占省份人均財(cái)政支出與中央人均財(cái)政支出之和的比值來度量財(cái)政支出分權(quán)(FDE),其中省份財(cái)政收入與支出均包含了中央政府的轉(zhuǎn)移支付。此外,為了控制人口因素對財(cái)政資源分配的影響,本文對省份財(cái)政收入與支出進(jìn)行了人均化處理。

③中介變量:本文從“為增長而競爭”與“為和諧而競爭”兩個(gè)維度出發(fā)構(gòu)建多個(gè)代理指標(biāo)檢驗(yàn)作用渠道?！盀樵鲩L而競爭”使用對外開放度(Open)和宏觀稅負(fù)(Tax)來表示,其中對外開放度為各地區(qū)外商直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重,宏觀稅負(fù)為各地區(qū)稅收收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。對外開放度越高,宏觀稅負(fù)越低,表明地方政府為本地經(jīng)濟(jì)增長而展開競爭的程度越激烈?！盀楹椭C而競爭”使用民生努力(Eff)和民生保障(Pdi)來表示,其中民生努力用各地區(qū)人均民生性支出的對數(shù)值衡量(民生性支出選取了社保、醫(yī)療和文體支出;教育支出雖然也與民生直接相關(guān),但考慮到雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,便從民生努力指標(biāo)中剔除;此外,為了消除異方差的影響并減小數(shù)據(jù)波動(dòng),本文對人均民生性支出與人均可支配收入采取自然對數(shù)的形式表示),民生保障用各地區(qū)人均可支配收入的對數(shù)值衡量。民生努力與民生保障越高,表明地方政府越重視本地民生的發(fā)展,民生競爭的程度越激烈。

④調(diào)節(jié)變量:本文選擇財(cái)政自給度(Fsr)作為調(diào)節(jié)變量,用一般公共預(yù)算收入與一般公共預(yù)算支出的比值衡量,表示地方政府自有收入可以滿足財(cái)政支出需求的多少,其比值越高,地方政府面臨的財(cái)政壓力就越小。

2.反腐倡廉建設(shè)與作風(fēng)建設(shè)又緊密聯(lián)系。（1）反腐倡廉建設(shè)和作風(fēng)建設(shè)都是黨的建設(shè)的重要內(nèi)容。黨的十七大以前，黨的建設(shè)主要指思想建設(shè)、組織建設(shè)、作風(fēng)建設(shè)以及制度建設(shè)“四大建設(shè)”，黨的十七大把反腐倡廉建設(shè)作為一項(xiàng)獨(dú)立的建設(shè)內(nèi)容納入黨的基礎(chǔ)建設(shè)序列中。于是，黨的“四大建設(shè)”變成了“五大建設(shè)”，即思想建設(shè)、組織建設(shè)、作風(fēng)建設(shè)、制度建設(shè)和反腐倡廉建設(shè)。黨的十八大在肯定“五大建設(shè)”的基礎(chǔ)上，將內(nèi)部順序排列微調(diào)為思想建設(shè)、組織建設(shè)、作風(fēng)建設(shè)、反腐倡廉建設(shè)和制度建設(shè)，這是對黨的建設(shè)主要內(nèi)容的最新闡述。由此可見，反腐倡廉建設(shè)和作風(fēng)建設(shè)共同存在于黨的基礎(chǔ)建設(shè)序列之中，是新時(shí)期黨的建設(shè)的重要內(nèi)容和關(guān)鍵著力點(diǎn)。

⑤控制變量:本文借鑒王蓉等[16]的研究,基于數(shù)據(jù)的可獲得性選取了以下控制變量:經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Pergdp)、教育需求(Ed)、城鎮(zhèn)化水平(Urban)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Indus)、公務(wù)員規(guī)模(Func)、人口密度(Popu)和人均固定資產(chǎn)投資(Pfai)。具體變量及說明見表1。

表1 變量說明

3.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2020年中國31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。被解釋變量與核心解釋變量的數(shù)據(jù)來源于《中國財(cái)政年鑒》和《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》?？刂谱兞颗c中介變量的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》,各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

由表2可知,財(cái)政教育支出比例(EduEp)的均值為0.045,最大值為0.184,最小值為0.019,說明不同地區(qū)的教育支出規(guī)模差異顯著。財(cái)政收入分權(quán)(FDI)的均值為0.495,財(cái)政支出分權(quán)(FDE)的均值為0.846,表明用不同指標(biāo)刻畫財(cái)政分權(quán)的差異較大,需要對財(cái)政分權(quán)進(jìn)行細(xì)分以全面反映財(cái)政分權(quán)水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Pergdp)、城鎮(zhèn)化水平(Urban)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Indus)、人口密度(Popu)和人均固定資產(chǎn)投資(Pfai)的標(biāo)準(zhǔn)差與極差均體現(xiàn)出我國國土幅員遼闊、區(qū)域特征差異明顯。除此之外,未見中介變量(Open、Tax、Eff、Pdi)、調(diào)節(jié)變量(Fsr)及其余控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果有所異常。

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由Hausman檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)可知本文的數(shù)據(jù)樣本更適用固定效應(yīng)模型,回歸結(jié)果如表3所示,表中顯示了財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列(1)和列(3)結(jié)果說明,無論是否加入控制變量,財(cái)政收入分權(quán)對教育支出規(guī)模都有著顯著的正向影響。在其他條件不變的情況下,財(cái)政收入分權(quán)水平提高1個(gè)單位,教育支出規(guī)模將會(huì)有約0.141的上升。列(2)和列(4)表明,當(dāng)不加入控制變量時(shí),財(cái)政支出分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響為負(fù)且不顯著;加入控制變量后,財(cái)政支出分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響為正且十分顯著。其他條件不變的情況下,財(cái)政支出分權(quán)水平提高1個(gè)單位,教育支出規(guī)模將會(huì)有約0.111的上升。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

基準(zhǔn)回歸的結(jié)果表明,無論是財(cái)政收入分權(quán)還是財(cái)政支出分權(quán)均對教育支出規(guī)模發(fā)揮正向影響,驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)1。財(cái)政分權(quán)體制下,一方面,財(cái)權(quán)的提高意味著地方政府的財(cái)政資金更充足,會(huì)顯著改善地方政府對轄區(qū)居民需求的回應(yīng)能力;另一方面,事權(quán)的提高會(huì)強(qiáng)化地方政府在教育領(lǐng)域的支出責(zé)任,從而有利于提高地方政府對教育的供給。

此外,對于其他控制變量而言,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、公務(wù)員規(guī)模和人口密度對教育支出規(guī)模的影響顯著為正,對教育支出規(guī)模的增長具有促進(jìn)作用。人均GDP對教育支出規(guī)模的影響顯著為負(fù),表明人均GDP對教育支出規(guī)模的增長具有抑制作用,可能是由于我國財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)的保障機(jī)制不健全等原因,教育事業(yè)從經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果中獲得的支撐作用有限。財(cái)政自給度在列(3)的回歸結(jié)果中顯著為負(fù),在列(4)的回歸結(jié)果中顯著為正,本文認(rèn)為,財(cái)政自有收入較高的地區(qū)財(cái)政狀況更好,有利于增加地方教育支出,但同時(shí)也可能降低財(cái)政資源的利用效率,使更多的資源被投入經(jīng)濟(jì)建設(shè)領(lǐng)域。

表3 財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注:括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤,*** 、** 和* 分別表示在 1% 、5% 和 10% 的水平下顯著;表4—表9同。

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

地方政府財(cái)政自有收入的多少可能會(huì)對財(cái)政分權(quán)促進(jìn)教育支出產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng),可以用財(cái)政自給度衡量。因此,本文將財(cái)政自給度作為調(diào)節(jié)變量對式(2)進(jìn)行回歸,結(jié)果如表4所示。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文用生均預(yù)算教育經(jīng)費(fèi)的對數(shù)值(ln_EduPbf)替換財(cái)政教育支出比例(EduEp)作為被解釋變量,回歸結(jié)果展現(xiàn)在表5的列(1)和列(2)。同時(shí),為保證我國教育領(lǐng)域財(cái)政支出的穩(wěn)定增長,《中華人民共和國教育法》對教育經(jīng)費(fèi)的保障做出了有關(guān)規(guī)定(2021年新修訂的《中華人民共和國教育法》第七章中明確提出國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例應(yīng)當(dāng)隨著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和財(cái)政收入的增長逐步提高),本文將財(cái)政教育支出比例的滯后項(xiàng)(L.EduEp)加入模型中,作為本期影響教育支出規(guī)模的控制變量,形成動(dòng)態(tài)面板,回歸結(jié)果參考列(3)和列(4)。此外,由于直轄市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其在政策待遇上的特殊性,為了排除離群值對回歸結(jié)果的影響,本文剔除了直轄市樣本的回歸結(jié)果,參考列(5)和列(6)。由表5可知,財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)系數(shù)的符號(hào)沒有發(fā)生改變且均通過1%的顯著性檢驗(yàn),表明財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模存在正向影響的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

4.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了有效緩解反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,本文借鑒了陳詩一等[17]規(guī)避反向因果的做法,將基準(zhǔn)回歸中的所有解釋變量滯后一期,其做法的理論依據(jù)是:本年度的教育支出無法反向影響上一年已經(jīng)發(fā)生的社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)?；貧w結(jié)果如表6列(1)和列(2)所示。此外,本文參考郭衛(wèi)軍等[18]的研究,選取財(cái)政分權(quán)的滯后一期以及相鄰省份財(cái)政分權(quán)均值的滯后一期作為工具變量,對潛在的內(nèi)生性問題進(jìn)行處理,回歸結(jié)果如表6列(3)和列(4)所示。工具變量選擇的理由如下:使用滯后項(xiàng)作為工具變量是一種較為常見的做法[19-20]。在理論層面上,作為基本經(jīng)濟(jì)制度之一的財(cái)政分權(quán),在制度設(shè)計(jì)上具有較強(qiáng)的延續(xù)性,當(dāng)年的財(cái)政分權(quán)水平與上一年的財(cái)政分權(quán)水平具有很強(qiáng)的聯(lián)系,主要是當(dāng)期的財(cái)政分權(quán)會(huì)對本期的教育支出規(guī)模產(chǎn)生影響,相比之下,上期的財(cái)政分權(quán)對本期的教育支出規(guī)模的影響較小。此外,相鄰省份之間由于存在合作與競爭關(guān)系,其聯(lián)系較為緊密,因此本省的財(cái)政分權(quán)與相鄰省份的財(cái)政分權(quán)的均值可能具有較強(qiáng)的相關(guān)性;同時(shí),本省份的教育支出規(guī)模與相鄰省份的財(cái)政分權(quán)均值沒有直接聯(lián)系,滿足外生性條件。由first stage檢驗(yàn)、DWH檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)結(jié)果可知,工具變量的選擇是合理的。表6的回歸結(jié)果表明,無論是將解釋變量滯后一期還是采用工具變量法,核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正,財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模具有正向影響的假設(shè)依然成立。

4.5 地區(qū)異質(zhì)性分析

財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模具有顯著的正向影響,為了進(jìn)一步考察不同地區(qū)之間的異質(zhì)性,本文借鑒經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中關(guān)于東、中、西部地區(qū)劃分的經(jīng)驗(yàn)做法進(jìn)行分組回歸(東部地區(qū)包括:北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省和海南省;中部地區(qū)包括:山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省、吉林省和黑龍江省;西部地區(qū)包括:內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)),細(xì)致地考察地區(qū)之間財(cái)政分權(quán)影響教育支出規(guī)模的差異,回歸結(jié)果如表7所示。

由表7可知,東中西部地區(qū)財(cái)政收支分權(quán)對教育支出規(guī)模的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,在財(cái)政收入分權(quán)上,西部地區(qū)估計(jì)系數(shù)最大,東部地區(qū)估計(jì)系數(shù)最小。原因在于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)與教育發(fā)展水平整體而言優(yōu)于中西部地區(qū),教育支出具有資金優(yōu)勢,因此財(cái)權(quán)提高對教育支出規(guī)模的正向影響會(huì)被削弱。由于國家對西部地區(qū)教育事業(yè)發(fā)展的政策與資金支持力度更強(qiáng),因此財(cái)權(quán)提高會(huì)顯著增加西部地區(qū)的教育支出。在財(cái)政支出分權(quán)上,中部地區(qū)估計(jì)系數(shù)最大,東部地區(qū)估計(jì)系數(shù)最小。原因在于東部地區(qū)作為人才的聚集地,在全國范圍內(nèi)吸引著大批優(yōu)秀青年,更容易引發(fā)地方政府“搭便車”的現(xiàn)象,因此事權(quán)提高對教育支出規(guī)模的正向影響會(huì)被削弱。中部地區(qū)在發(fā)展教育事業(yè)的財(cái)政資金上與東部地區(qū)相比有限,同時(shí)中部地區(qū)在政策優(yōu)惠與國家資金投入偏向上的地位又低于西部,在教育發(fā)展上呈現(xiàn)劣勢的局面,中部地區(qū)發(fā)展好教育事業(yè)更能彰顯地方政績,事權(quán)提高對教育支出的正向影響會(huì)增強(qiáng)。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

4.6 作用渠道

本文擬構(gòu)建中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)作用渠道。考慮到財(cái)政收入分權(quán)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(cái)政支出分權(quán)與公共服務(wù)供給之間的關(guān)系更多地來源于支出水平的高低,較少涉及地方政府對財(cái)政資金的配置效率或生產(chǎn)效率[7][21]。因此本文采用財(cái)政支出分權(quán)作為檢驗(yàn)作用渠道的財(cái)政分權(quán)指標(biāo),從“為增長而競爭”和“為和諧而競爭”兩個(gè)維度出發(fā),探究財(cái)政分權(quán)影響教育支出規(guī)模的作用渠道。

①為增長而競爭:第一,由基準(zhǔn)回歸的結(jié)果可知,財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響存在可以“被中介”的效應(yīng)。第二,將對外開放度(Open)和宏觀稅負(fù)(Tax)這兩個(gè)“為增長而競爭”的代理變量引入到式(3)中,可考察財(cái)政分權(quán)對中介變量是否有影響。第三,為了考察財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響在多大程度上可以被“為增長而競爭”這一作用渠道所捕捉,對式(4)進(jìn)行回歸,結(jié)果見表8。

表7 分組回歸結(jié)果

表8 “為增長而競爭”的作用渠道分析回歸結(jié)果

由表8可知,在控制中介變量的回歸中發(fā)現(xiàn),地方政府在進(jìn)行稅收競爭時(shí)財(cái)政分權(quán)的系數(shù)下降了0.063(由0.111下降到0.048),說明地方政府展開稅收競爭發(fā)揮的中介效應(yīng)大于引資競爭。稅收競爭作為負(fù)向指標(biāo),其系數(shù)顯著為正,說明“為增長而競爭”會(huì)抑制教育支出規(guī)模增長。在以GDP增長率為主要考核指標(biāo)的“晉升錦標(biāo)賽”中,地方政府往往會(huì)通過稅收競爭的方式吸引要素流入,但同時(shí)地方財(cái)政的支出能力會(huì)受到制約,從而對教育支出產(chǎn)生不利影響。因此“為增長而競爭”對教育支出規(guī)模具有抑制效應(yīng),驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)2。

②為和諧而競爭:本文將民生努力(Eff)和民生保障(Pdi)作為“為和諧而競爭”的代理變量,對式(3)進(jìn)行回歸,考察財(cái)政分權(quán)對中介變量的影響。同時(shí),為了考察財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響在多大程度上可以被“為和諧而競爭”這一作用渠道所捕捉,對式(4)進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果見表9。

表9 “為和諧而競爭”的作用渠道分析回歸結(jié)果

由表9可知,在控制中介變量的回歸中發(fā)現(xiàn),地方政府在進(jìn)行民生努力競爭時(shí)財(cái)政分權(quán)的系數(shù)下降了0.051(由0.111下降到0.060),說明地方政府展開民生努力競爭發(fā)揮的中介效應(yīng)大于民生保障競爭。民生努力競爭的估計(jì)系數(shù)顯著為正,說明“為和諧而競爭”會(huì)促進(jìn)教育支出規(guī)模增長。在與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的地方政府競爭時(shí),短期內(nèi)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平難以大幅提升,如何在既有經(jīng)濟(jì)排名的基礎(chǔ)上,推動(dòng)民生事業(yè)的發(fā)展以期提升綜合績效排名便成為晉升的關(guān)鍵。因此,“為和諧而競爭”對教育支出規(guī)模具有擴(kuò)張效應(yīng),驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)3。

5 結(jié)論與政策建議

5.1 結(jié)論

本文在理論上分析了財(cái)政分權(quán)對教育支出規(guī)模的影響及作用渠道,并選取2007—2020年的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。得到的研究結(jié)論如下:第一,財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)都會(huì)對教育支出規(guī)模產(chǎn)生正向影響,并且財(cái)政自給度的提高會(huì)削弱財(cái)政分權(quán)對教育支出的促進(jìn)作用;第二,東部地區(qū)對于地方教育支出存在“搭便車”現(xiàn)象,西部地區(qū)的教育事業(yè)發(fā)展受益于國家政策與資金支持的效果較強(qiáng),中部地區(qū)與東、西部地區(qū)相比在教育資金與政策支持上的劣勢地位會(huì)引起地方在教育支出上更為激烈的競爭;第三,“為增長而競爭”會(huì)改變地方政府的公共支出結(jié)構(gòu),擠出部分本應(yīng)投向教育領(lǐng)域的公共支出,對教育支出規(guī)模增長產(chǎn)生抑制作用,而“為和諧而競爭”能夠緩解該局面。

5.2 政策建議

基于以上研究結(jié)果,本文提出如下建議:第一,應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步細(xì)化教育領(lǐng)域里中央和地方的權(quán)責(zé)范圍,使地方政府的財(cái)權(quán)和事權(quán)更匹配;同時(shí)要完善我國財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)保障機(jī)制,提高轉(zhuǎn)移支付的科學(xué)化程度與透明度,建立一套更加科學(xué)、規(guī)范、有效的轉(zhuǎn)移支付制度,以充分發(fā)揮財(cái)政分權(quán)對教育支出的促進(jìn)作用。第二,建議對地方政府的教育政績實(shí)行差異化考核。其中,對東部地區(qū)要健全問責(zé)機(jī)制,預(yù)防“搭便車”現(xiàn)象;對中部地區(qū)要適當(dāng)放權(quán),在教育領(lǐng)域營造良好充分的競爭環(huán)境;對西部地區(qū)要加強(qiáng)政策與資金的支持力度,同時(shí)要預(yù)防中央轉(zhuǎn)移支付帶來的預(yù)算軟約束與道德風(fēng)險(xiǎn)問題。第三,要逐步深化政績觀轉(zhuǎn)型,破除“唯GDP論英雄”的政績觀念,提高民生績效考核權(quán)重以緩解地方政府因熱衷于投資經(jīng)濟(jì)建設(shè)領(lǐng)域而對民生性支出產(chǎn)生的擠出效應(yīng),明確民生績效考核方法以矯正地方政府忽視教育事業(yè)發(fā)展的策略性行為,構(gòu)建科學(xué)衡量民生績效的指標(biāo)體系,由此將有利于提高地方政府發(fā)展教育事業(yè)的財(cái)政努力程度,更好地發(fā)揮“為和諧而競爭”對地方教育支出的促進(jìn)作用。