財(cái)政支出促進(jìn)教育公平的作用機(jī)制分解及驗(yàn)證
——基于CHIP2013數(shù)據(jù)的分析

(四川農(nóng)業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，成都 611830)

一 引言及文獻(xiàn)綜述

黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，優(yōu)先發(fā)展教育事業(yè)，讓每個(gè)孩子都能享有公平而有質(zhì)量的教育。財(cái)政資金作為我國(guó)公共教育資金的主要來(lái)源，是發(fā)展教育事業(yè)、促進(jìn)教育公平的基礎(chǔ)保障[1]。研究財(cái)政教育資金發(fā)揮作用的具體機(jī)制，進(jìn)而最大程度發(fā)揮財(cái)政教育資金作用，不僅必要而且重要。

1986年《義務(wù)教育法》頒布后，我國(guó)教育事業(yè)快速發(fā)展。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，截至2014年底，我國(guó)九年義務(wù)教育人口覆蓋率已達(dá)100%，全國(guó)高等教育毛入學(xué)率達(dá)到37.7%，各類高等教育總規(guī)模3559萬(wàn)人，居世界第一。但另一方面，教育公平問(wèn)題并未隨著教育規(guī)模的擴(kuò)張而有效改善，甚至有逐漸加劇的趨勢(shì)[2-4]。尤其是近年來(lái)，教育資源分配不均導(dǎo)致的教育階層固化問(wèn)題日益凸顯，“寒門難出貴子”屢屢成為社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn)。許多農(nóng)村家庭、貧困家庭和較低階層家庭出身的孩子在較早的升學(xué)階段即放棄學(xué)業(yè)，尤其是中西部邊遠(yuǎn)、貧困及少數(shù)民族地區(qū)農(nóng)村初中輟學(xué)率居高不下，有的地區(qū)超過(guò)10%①，農(nóng)村貧困家庭子女初中畢業(yè)后升學(xué)率更是不足50%[5]。這一問(wèn)題如果不加以解決，不僅失學(xué)輟學(xué)家庭難以擺脫貧困命運(yùn)，對(duì)國(guó)家未來(lái)發(fā)展也極為不利。在這樣的背景下，如何更好發(fā)揮財(cái)政基礎(chǔ)教育支出的作用，削弱家庭出身對(duì)子代教育水平的影響，進(jìn)而促進(jìn)教育公平，成為亟待研究的問(wèn)題。

討論公共財(cái)政支出促進(jìn)教育公平的現(xiàn)有文獻(xiàn)可分為理論和實(shí)證兩個(gè)層面。理論層面，既有文獻(xiàn)指出，充足的公共教育投入，可以保障入學(xué)機(jī)會(huì)平等，同時(shí)有助于拉平不同階層教育投入的水平[6-7]，促進(jìn)教育機(jī)會(huì)的公平分配。尤其在累進(jìn)稅率制度下，靠稅收運(yùn)行的公共教育體系，相當(dāng)于富裕階層向貧困階層進(jìn)行了一定數(shù)額的轉(zhuǎn)移支付，使后者在沒(méi)有額外負(fù)擔(dān)的情況下增加了受教育的數(shù)量[8]。同時(shí)，Becker和Tomes使用世代交替模型刻畫(huà)了家庭的教育投資決策行為[9-10]；Solon將政府教育支出引入模型，指出如果公共教育投入水平提高，對(duì)受信貸約束家庭的正面影響大于其對(duì)私人教育投入的擠出效應(yīng)，公共教育支出水平提高可以促進(jìn)教育的代際公平[11]38-47。在上述理論研究基礎(chǔ)上，各國(guó)學(xué)者進(jìn)行了多項(xiàng)實(shí)證研究。Restuccia和Urrutia使用美國(guó)數(shù)據(jù)，通過(guò)數(shù)值模擬，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)教育財(cái)政支出的確可以緩解低收入家庭對(duì)子女投資的借貸約束，促進(jìn)教育代際公平[12]；楊娟等使用中國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，得出了類似的結(jié)論[13]。Mayer和Lopoo使用美國(guó)各州數(shù)據(jù)，實(shí)證了財(cái)政基礎(chǔ)教育支出的確可以通過(guò)緩解底層家庭的信貸約束，促進(jìn)教育代際公平[14]；李立行和周廣肅使用中國(guó)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，給出了上述結(jié)論在中國(guó)同樣成立的證據(jù)[15]。

縱觀上述我國(guó)的現(xiàn)有文獻(xiàn)，針對(duì)財(cái)政支出對(duì)教育公平作用機(jī)制的討論尚不充分。作為發(fā)展中國(guó)家，改革開(kāi)放后我國(guó)教育事業(yè)一直保持?jǐn)U張態(tài)勢(shì)，這一歷史背景使我國(guó)財(cái)政教育支出可能呈現(xiàn)有別于西方文獻(xiàn)的作用機(jī)制。本文通過(guò)理論推導(dǎo)，將財(cái)政支出作用區(qū)分為擴(kuò)張效應(yīng)和補(bǔ)償效應(yīng)兩種機(jī)制，然后通過(guò)匹配中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)和相關(guān)財(cái)政數(shù)據(jù)，對(duì)兩種作用機(jī)制分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二 機(jī)制分解及理論假設(shè)

參考Lochner和Monge-Naranjo(2011)[16]，本文構(gòu)建了OLG模型來(lái)分析家庭教育投入行為，并在此基礎(chǔ)上討論財(cái)政支出的作用機(jī)制。

(一)家庭支出決策模型

假設(shè)家庭由一個(gè)家長(zhǎng)和一個(gè)孩子構(gòu)成，家庭基期(t=0)對(duì)子女進(jìn)行教育投入，第二期(t=1)獲得相應(yīng)回報(bào)。t=0期收入全部來(lái)自家長(zhǎng)，家長(zhǎng)需要將家庭收入在當(dāng)期消費(fèi)和子女教育投資之間進(jìn)行分配，以最大化家庭兩期效用。家庭兩期效用函數(shù)為：

U=u(C0)+βm(C1)

其中u(·)為家庭效用函數(shù)，依據(jù)通常假設(shè)：u′(·)>0,u″(·)<0,C0、C1表示家庭兩期的消費(fèi)；β為貼現(xiàn)因子，且β∈[0,1]。假設(shè)家庭t=0時(shí)收入為Y0，沒(méi)有教育投資的情況下t=1期收入為Y1。但如果t=0時(shí)，家庭對(duì)子女進(jìn)行教育投資，投資數(shù)額為E，則t=1時(shí)家庭收入可提高到f(E)Y1，其中f(·)≥1,f′(·)>0，f″(·)<0。假設(shè)由于強(qiáng)制“義務(wù)教育”等因素，家庭最低的教育投入額為E(E>0)。

同時(shí)，假設(shè)家庭可以用家庭財(cái)富進(jìn)行抵押借貸，借貸的限額B與家庭財(cái)富正相關(guān)，因此有B=B(W)，B′(·)>0。如果家庭在t=0期進(jìn)行借貸，則需在t=1期償付本金及利息。同時(shí)，家庭兩期支出的現(xiàn)值必須小于或等于其收入的現(xiàn)值。在上述假設(shè)下，家庭面臨的跨期決策問(wèn)題可表示為：

由Kuhn-Tucker法求解上述最優(yōu)化問(wèn)題。構(gòu)造Kuhn-Tucker函數(shù)為：

E)

其中，μi≥0,(i=1,2)，為Kuhn-Tucker乘子。由消費(fèi)者效用的局部非饜足性，最優(yōu)消費(fèi)點(diǎn)必在預(yù)算線上，因此家庭兩期支出的現(xiàn)值必等于其收入的現(xiàn)值，故有：

求解上述最優(yōu)化問(wèn)題，可得最優(yōu)化條件為：

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，E*、C*分別表示家庭的實(shí)際教育投入量和消費(fèi)量。根據(jù)以上最優(yōu)化條件，不同經(jīng)濟(jì)狀況家庭的教育投入決策可分如下三種情形。

情形1：家庭經(jīng)濟(jì)狀況差，僅能被動(dòng)地進(jìn)行最低限度的教育投資，此時(shí)教育投入等于下限，即E*=E。

情形2：家庭經(jīng)濟(jì)狀況一般，可以對(duì)子女進(jìn)行基本的教育投入，但面臨較緊的信貸約束。即E*>E，C0+E=Y0+B(W)。由最優(yōu)化條件可得：

根據(jù)隱函數(shù)求導(dǎo)法則，得：

由于μ1>0，f″(·)<0，u″(·)<0，故dE*/dW>0。即此時(shí)家庭財(cái)富越高，家庭對(duì)子女教育投入越多。換句話說(shuō)，此時(shí)家庭對(duì)子女投入的依據(jù)是家庭財(cái)富水平，而非子女稟賦?？梢宰C明，此時(shí)家庭教育投入低于無(wú)信貸約束時(shí)的最優(yōu)水平(由于篇幅原因，證明不再詳述)。

(二)財(cái)政基礎(chǔ)教育支出的擴(kuò)張效應(yīng)

當(dāng)家庭處于情形1(E*=E)時(shí)，家庭處于社會(huì)最底層，由于收入緊張，必須優(yōu)先保證基本生活開(kāi)銷。此時(shí)如果沒(méi)有強(qiáng)制義務(wù)教育等外力干預(yù)，該類家庭子女很可能面臨輟學(xué)的命運(yùn)。根據(jù)沈百福和王紅的研究，地方義務(wù)教育的擴(kuò)張效果與當(dāng)?shù)刎?cái)政基礎(chǔ)教育支出水平密切相關(guān)，財(cái)政支出水平越高，意味著義務(wù)教育的擴(kuò)張力度越大，對(duì)底層家庭是否接受義務(wù)教育的影響也可能更強(qiáng)[17]。筆者將稱此為基礎(chǔ)教育財(cái)政支出的“擴(kuò)張效應(yīng)”。根據(jù)上述論述，筆者提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：社會(huì)最底層家庭子女主要受財(cái)政基礎(chǔ)教育支出擴(kuò)張效應(yīng)影響。財(cái)政基礎(chǔ)教育支出水平越高，受擴(kuò)張效應(yīng)影響的子女接受并完成義務(wù)教育的概率越高，相對(duì)于父代的教育提升也越高。

(三)基礎(chǔ)教育財(cái)政支出的補(bǔ)償效應(yīng)

當(dāng)家庭處于情形2和情形3時(shí)，家庭面臨的不再是是否對(duì)子女進(jìn)行教育投資(接受基礎(chǔ)教育)，而是是否能夠在最優(yōu)水平上對(duì)子女進(jìn)行投資的問(wèn)題。根據(jù)Becker和Tomes的分析，當(dāng)存在信貸約束時(shí)，低收入家庭由于經(jīng)濟(jì)狀況的限制，對(duì)子女的教育投入可能低于最優(yōu)水平[10]。如果政府公共教育支出提高對(duì)高收入家庭沒(méi)有影響，但可以緩解低收入家庭的信貸約束，且該正面效果高于其擠出私人人力資本投資的負(fù)面影響，貧窮家庭子女的人力資本投資會(huì)高于無(wú)政府干預(yù)情況下的水平[14]。此時(shí)，低收入家庭子女教育投資更充分，與高收入家庭教育投入水平差距減小，社會(huì)整體教育流動(dòng)性因之提高。本文稱該渠道為基礎(chǔ)教育財(cái)政支出的“補(bǔ)償效應(yīng)”。基于以上分析，筆者提出待驗(yàn)的假設(shè)2。

假設(shè)2：受信貸約束家庭教育流動(dòng)性低于非約束家庭。財(cái)政基礎(chǔ)教育支出可以補(bǔ)償受信貸約束家庭人力資本投資的不足，提高社會(huì)的教育代際流動(dòng)性。

三 實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)擴(kuò)張效應(yīng)的識(shí)別及檢驗(yàn)

參考Daouli[18]，本文通過(guò)分解子代教育獲得概率變化的來(lái)源，識(shí)別兩種效應(yīng)影響的群體。假設(shè)教育程度用j表示，Pt(FEj)表示t時(shí)期父代教育成就為j的概率，Pt(Ai|FEj)為t時(shí)期父代教育成就為j時(shí)子代教育成就的條件概率，子代取得教育成就Ai的概率在兩個(gè)代群間的差可分解為：

(6)

其中，λ刻畫(huà)由于系統(tǒng)性教育擴(kuò)張導(dǎo)致的子代教育獲得變化，η刻畫(huà)了教育擴(kuò)張之外父代教育背景因素對(duì)子代教育獲得的影響。觀測(cè)各教育層次群體分解結(jié)果，識(shí)別主要受教育擴(kuò)張影響的群體，在此基礎(chǔ)上，本文使用如下二值響應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政教育支出的擴(kuò)張效應(yīng)。

P(dropout=1|xij)=β0+β2lnGij+γiZij+εij

(7)

其中，下標(biāo)i表示第i對(duì)父子(女)配對(duì),j表示樣本所在縣(區(qū))；P(dropout=1|xij)表示當(dāng)解釋變量為xij時(shí)，樣本義務(wù)教育階段輟學(xué)的概率；lnGij為核心解釋變量，表示樣本義務(wù)教育所在地教育財(cái)政支出的對(duì)數(shù)；Zij表示其他子代及父代特征變量，包括子代和父代各自的年齡、子代性別、戶籍類型、兄妹數(shù)量。同時(shí)，回歸引入城市虛擬變量，控制城市固定效應(yīng)，并進(jìn)行聚類分析，以減輕內(nèi)生性偏差。

(二)補(bǔ)償效應(yīng)的識(shí)別及檢驗(yàn)

針對(duì)補(bǔ)償效應(yīng)，借鑒Mayer和Lopoo[14]、李力行和周光肅[15]的相關(guān)研究，設(shè)定如下模型進(jìn)行識(shí)別檢驗(yàn)。

(8)

(三)數(shù)據(jù)及變量說(shuō)明

本文采用“父子(女)”配對(duì)的方式刻畫(huà)教育代際流動(dòng)性，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)公布的最新一期調(diào)查數(shù)據(jù)CHIP2013。該調(diào)查的樣本源自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2013年城鄉(xiāng)一體化常規(guī)住戶調(diào)查大樣本庫(kù)，覆蓋了15個(gè)省份、126個(gè)城市、234個(gè)縣區(qū)的18948個(gè)住戶樣本和64777個(gè)個(gè)體樣本。本文選取1986-1991年的出生群體為考察對(duì)象，2013年調(diào)查時(shí)的年齡為22-27歲。該年齡段樣本均于20世紀(jì)90年代進(jìn)入義務(wù)教育年齡，我國(guó)此時(shí)尚未完全普及義務(wù)教育，政府支出對(duì)于樣本是否上學(xué)及人力資本積累影響可能較大[19]。同時(shí)，該年齡段樣本均于1999年高校擴(kuò)招后參加高考，避免高招政策調(diào)整對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響。本文以CHIP2013數(shù)據(jù)中1972-1977年出生樣本為參照群體，識(shí)別擴(kuò)張效應(yīng)④。

本文財(cái)政數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》。筆者計(jì)算每個(gè)樣本10-14歲接收基礎(chǔ)教育時(shí)所在地的財(cái)政教育支出數(shù)據(jù)，并將其與CHIP2013父子受教育信息相匹配。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1.變量描述性統(tǒng)計(jì)

四 實(shí)證分析檢驗(yàn)

(一)擴(kuò)張效應(yīng)的識(shí)別及檢驗(yàn)

使用式(6)對(duì)子代教育獲得概率變化來(lái)源進(jìn)行分解的結(jié)果如表2所示。

表2.不同父代教育背景下子代教育獲得變化的來(lái)源分解

從表2中可以看出，父代教育程度為小學(xué)及以下(低父代教育)時(shí)，子代教育成就變化明顯異于其他各組。低父代教育群體的子代獲得“高等教育”的機(jī)率提升(b-a)為7.6個(gè)百分點(diǎn)，大大低于父代教育背景為高等教育的子代提升(18.9%)。同時(shí)，該群體教育機(jī)會(huì)變化來(lái)自于教育擴(kuò)張(λ)，父代背景在該過(guò)程中發(fā)揮的作用為負(fù)(η=0.034)?？疾熳哟罱K教育成就為“高級(jí)中等教育”的概率變化，低父代教育群體子女上高中的概率提升仍主要來(lái)自教育機(jī)會(huì)的擴(kuò)張效應(yīng)(λ=0.017)。與此形成鮮明對(duì)比的是，父代教育水平小學(xué)以上的群體中，子代最終教育成就為高中的概率均有所下降，且下降的幅度隨父代教育程度增加而提高。

上述結(jié)果表明，基礎(chǔ)教育擴(kuò)張主要影響父代教育程度較低的子女，教育擴(kuò)張外的家庭背景因素只有在父代教育水平較高時(shí)才發(fā)揮作用。筆者對(duì)CHIP2013數(shù)據(jù)進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，父代教育程度為小學(xué)及以下的群體，無(wú)論是教育年限還是家庭收入，均大大低于其他群體，處于社會(huì)底層⑤。該結(jié)論與楊奇明和林堅(jiān)的研究一致。他們利用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)20世紀(jì)末各層次教育擴(kuò)張使社會(huì)底層家庭子女獲得更多的受教育機(jī)會(huì)，但是高等教育收費(fèi)與大學(xué)生自主擇業(yè)政策抬高了高等教育成本并降低了預(yù)期收益，再加上教育機(jī)會(huì)成本的增加，很多家庭背景較差的農(nóng)村子女較早階段即終止學(xué)業(yè)，造成了該類家庭子女僅受基礎(chǔ)教育擴(kuò)張的影響[20]。

筆者分別使用Probit和Logit兩種常用二值概率模型檢驗(yàn)基礎(chǔ)教育財(cái)政支出的擴(kuò)張效應(yīng)。表3第(1)(2)列回歸結(jié)果顯示，無(wú)論采取哪種模型，基礎(chǔ)教育財(cái)政支出水平提高均可顯著提升樣本義務(wù)教育完成概率。計(jì)算平均邊際效應(yīng)可知，Probit和Logit模型下，基礎(chǔ)教育財(cái)政支出每增加1%，樣本義務(wù)教育階段輟學(xué)概率平均分別降低0.58%和0.60%。第(3)列回歸將基礎(chǔ)教育財(cái)政支出水平劃分為高低兩組，并以低支出組為參照組，使用Logit模型估計(jì)幾率比。結(jié)果顯示，當(dāng)基礎(chǔ)教育財(cái)政支出水平為中位數(shù)以上時(shí)(lnG’)，子代義務(wù)教育輟學(xué)概率為中位數(shù)以下時(shí)的60.7%，即相對(duì)下降約39%。上述結(jié)果表明，基礎(chǔ)教育財(cái)政支出水平提高，的確提高了底層家庭子女義務(wù)教育的入學(xué)率和完成率。樣本按基礎(chǔ)教育財(cái)政支出水平以高中低分為三組進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)測(cè)算發(fā)現(xiàn)：隨著基礎(chǔ)教育財(cái)政支出水平的提高，子代的平均教育程度依次提升，且相對(duì)于父代的提升幅度也依次增加。子代平均教育年限在低財(cái)政教育支出組為9.2年，中等支出組為9.6年，而在高支出組則上升為10.5年，子代較父代平均教育年限提升幅度依次增加5.3年、6.0年、6.4年。

綜上，財(cái)政教育支出水平提高，通過(guò)提高底層家庭子女義務(wù)教育的入學(xué)率和完成率，提升了子女的教育成就相對(duì)于父代向上流動(dòng)的幅度，促進(jìn)教育公平。這一結(jié)果印證了上文假設(shè)1。

表3.基礎(chǔ)教育財(cái)政支出對(duì)樣本義務(wù)教育階段輟學(xué)的影響

注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。

(二)補(bǔ)償效應(yīng)的識(shí)別及檢驗(yàn)

要識(shí)別檢驗(yàn)財(cái)政教育支出的補(bǔ)償效應(yīng)，需要首先判別家庭“信貸約束”程度。筆者根據(jù)CHIP2013調(diào)查數(shù)據(jù)，從主觀和客觀信息兩方面判斷家庭是否受到“信貸約束”。判斷的標(biāo)準(zhǔn)是：家庭成員主觀認(rèn)為家庭經(jīng)濟(jì)狀況比較困難，且實(shí)際上也確實(shí)已負(fù)擔(dān)著生活性的債務(wù)⑥。穩(wěn)健期間，筆者分別以“家庭無(wú)能力支付多項(xiàng)額外的消費(fèi)支出”和“家庭無(wú)能力支付一些基本的消費(fèi)支出”作為家庭主觀經(jīng)濟(jì)狀況的篩選標(biāo)準(zhǔn)，并比較二者的實(shí)證結(jié)果。

表4.基礎(chǔ)教育財(cái)政支出對(duì)不同收入家庭教育代際流動(dòng)性的影響

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

根據(jù)上述判別方法分組估計(jì)的教育代際傳遞系數(shù)如表4所示。從表中可看出，當(dāng)家庭消費(fèi)能力受到限制時(shí)，教育代際傳遞系數(shù)均大于無(wú)約束組。以“家庭無(wú)能力支付多項(xiàng)額外的消費(fèi)支出”作為判斷標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，受約束家庭的教育代際傳遞系數(shù)比非約束家庭高0.02(0.394-0.374)；當(dāng)家庭面臨更為嚴(yán)格的信貸約束，“無(wú)能力支付一些基本的消費(fèi)支出”時(shí)，兩組家庭的教育代際傳遞系數(shù)之差擴(kuò)大為0.215(0.587-0.372)。該結(jié)果表明，信貸約束的確降低了教育的代際流動(dòng)，有損教育的代際公平。

表4引入“基礎(chǔ)教育財(cái)政支出與父代教育年限交叉項(xiàng)”(EP×lnG)的回歸結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這表明基礎(chǔ)教育財(cái)政支出提高可以削弱父代教育背景對(duì)子代的影響。同時(shí)，比較家庭消費(fèi)能力受限制組和非限制組的交叉項(xiàng)系數(shù)發(fā)現(xiàn)：以家庭是否有能力支付多項(xiàng)額外的消費(fèi)支出作為判斷標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，受約束家庭組的交叉項(xiàng)系數(shù)比非約束家庭高0.016(0.218-0.202)；當(dāng)家庭面臨更為嚴(yán)格的信貸約束時(shí)，交叉項(xiàng)系數(shù)之差擴(kuò)大為0.547(0.735-0.188)。上述差異在統(tǒng)計(jì)意義上顯著成立⑦。該結(jié)果支持理論假設(shè)：基礎(chǔ)教育財(cái)政支出確實(shí)有助于緩解信貸約束家庭教育投資的不足，促進(jìn)教育的代際流動(dòng)性。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果，借鑒李立行和周廣肅[15]的研究，筆者分別按照家庭收入高低將樣本分為兩組，比較兩組教育代際傳遞系數(shù)的差異。為避免原始數(shù)據(jù)中父親收入信息缺失的影響，筆者同時(shí)使用父親個(gè)人收入和家庭總收入進(jìn)行檢驗(yàn)。表5的回歸結(jié)果表明，無(wú)論是使用父親收入還是家庭收入，基礎(chǔ)教育財(cái)政支出的確更大程度上降低了低收入家庭的教育代際間傳遞，提高了教育流動(dòng)性。這進(jìn)一步支持了上文假設(shè)2，表明基礎(chǔ)教育財(cái)政支出可以通過(guò)補(bǔ)償家庭信貸約束，提高教育流動(dòng)性。

表5.基礎(chǔ)教育財(cái)政支出對(duì)不同收入家庭教育代際流動(dòng)性的影響

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

五 結(jié)論及政策建議

本文通過(guò)數(shù)理推導(dǎo)，將財(cái)政教育支出促進(jìn)教育公平的機(jī)制分解為擴(kuò)張效應(yīng)和補(bǔ)償效應(yīng)兩個(gè)方面，并匹配CHIP2013微觀調(diào)查數(shù)據(jù)和相關(guān)財(cái)政支出數(shù)據(jù)對(duì)兩種機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：基礎(chǔ)教育財(cái)政支出可通過(guò)“擴(kuò)張效應(yīng)”和“補(bǔ)償效應(yīng)”影響教育的代際流動(dòng)。前者提高底層家庭子女基礎(chǔ)教育的入學(xué)率和完成率，促進(jìn)底層家庭子女獲得更多教育機(jī)會(huì)；后者通過(guò)緩解家庭“信貸約束”，彌補(bǔ)經(jīng)濟(jì)困難家庭子女教育投入的不足，促進(jìn)教育機(jī)會(huì)在代際間更加公平有效的分配。根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下兩點(diǎn)政策建議。

第一，調(diào)整公共教育支出結(jié)構(gòu)，加大基礎(chǔ)教育的支出份額。目前，我國(guó)基礎(chǔ)教育經(jīng)費(fèi)占社會(huì)總產(chǎn)值的比例偏低，而高等教育經(jīng)費(fèi)占比卻幾乎全球最高。這種倒金字塔形的支出結(jié)構(gòu)不符合教育公共品屬性隨教育層級(jí)提升而遞減的規(guī)律，也有悖于各國(guó)教育發(fā)展的實(shí)踐。同時(shí)，基礎(chǔ)教育階段財(cái)政投入具有起點(diǎn)公平的意義，該階段的財(cái)政投入，往往比不平等結(jié)果產(chǎn)生之后再進(jìn)行干預(yù)更有效率。因此，應(yīng)調(diào)整財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)的支出重心和結(jié)構(gòu)，加大基礎(chǔ)教育階段的財(cái)政投入，更好地發(fā)揮公共基礎(chǔ)教育在促進(jìn)社會(huì)教育代際公平中的作用。

第二，精準(zhǔn)使用基礎(chǔ)教育財(cái)政資金，提高支出效果。促進(jìn)教育公平，除了提高基礎(chǔ)教育財(cái)政投入總體水平，還應(yīng)立足“精準(zhǔn)”，提高基礎(chǔ)教育財(cái)政資金內(nèi)部分配的效率和效果。首先，就支出對(duì)象而言，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)財(cái)政資金對(duì)中西部農(nóng)村父代教育程度較低的家庭子女和經(jīng)濟(jì)困難家庭子女教育支持力度，防止該群體過(guò)早放棄學(xué)業(yè)。其次，就支出方式而言，應(yīng)注重長(zhǎng)遠(yuǎn)效果?？山梃b國(guó)外經(jīng)驗(yàn)，建立跟蹤補(bǔ)貼機(jī)制，保障困難家庭子女既能入校學(xué)習(xí)又有升學(xué)的動(dòng)力，以最大限度發(fā)揮潛能，獲得更高的教育成就。

注釋：

①參見(jiàn)2013年全國(guó)人大執(zhí)法檢查組《中華人民共和國(guó)義務(wù)教育法》實(shí)施情況報(bào)告。

③使用交互項(xiàng)是檢驗(yàn)代際流動(dòng)影響因素的常用方法。本文關(guān)注焦點(diǎn)是財(cái)政基礎(chǔ)教育支出對(duì)教育傳遞系數(shù)的影響，并非教育傳遞系數(shù)的具體測(cè)量，故使用交互項(xiàng)即可實(shí)現(xiàn)本文目的。

④⑤根據(jù)CHIP2013年數(shù)據(jù)，父代教育以6歲入學(xué)計(jì)算，該年齡段樣本均在“文化大革命”結(jié)束后、1986年《義務(wù)教育法》頒布前開(kāi)始接受基礎(chǔ)教育，同時(shí)不受1999年高等教育擴(kuò)張的影響，是考察1986年后公共教育擴(kuò)張影響的理想“參照系”。

⑥家庭生活性債務(wù)指“家庭成員治病所欠的債務(wù)”或“其他家庭生活所欠債務(wù)”，“其他家庭生活所欠債務(wù)”不包括購(gòu)建房、購(gòu)車、商業(yè)教育貸款以及家庭經(jīng)營(yíng)性的經(jīng)濟(jì)往來(lái)所產(chǎn)生的債務(wù)。

⑦筆者使用鄒檢驗(yàn)(Chow test)檢驗(yàn)兩組差異的顯著性，該方法是檢測(cè)兩個(gè)不同數(shù)據(jù)線性回歸系數(shù)是否具有顯著差異的常用方法。檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩組系數(shù)差異均在5%顯著性水平上成立。