促進還是抑制：中國式財政分權對教育發(fā)展影響的元分析

□張紫薇 牛風蕊

一、研究問題的提出

自1994年中國實行分稅制改革后，我國的教育財政體制經(jīng)歷較大變革，逐漸從集權型財政體制轉向分權型財政體制，中國式財政分權對教育事業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響。然而關于中國式財政分權究竟是提高了我國教育發(fā)展的質(zhì)量，還是抑制了教育發(fā)展的發(fā)展？為了解答這個問題，不少學者進行了相關實證研究，但由于研究設計、樣本抽樣、統(tǒng)計口徑和度量指標等的不同，導致諸多研究結論呈現(xiàn)較大差異。以往實證研究數(shù)據(jù)龐大、研究結論指向混亂，很難有效評估中國式財政分權對教育發(fā)展的影響效應，因此，亟需對既往研究結果進行統(tǒng)合分析以得出相對真實可靠的結論。我們運用元分析方法把相關中國式財政分權與教育發(fā)展關系的實證研究結果進行合成分析，將重點關注以往實證研究的結果是否驗證了主流理論假設？既往研究具有哪些共性，又有哪些特殊性？這些研究共性及特殊性是否影響研究的結論？以期得到對中國式財政分權對教育發(fā)展影響更為深入的認識，為政策制定者提供重要的決策依據(jù)。

二、研究方法、過程及模型設定

（一）研究方法——元分析

元分析是一種用定性與定量分析的方法整合研究成果以尋求普遍性結論的方法，可以將來源不同、時間不同的相關研究進行統(tǒng)合，概況出其研究結果所反映的共同效應及普遍性結論。元分析一般包含七個基本步驟：確定選題、制定檢索策略、確定納入和排除標準、對納入文獻進行質(zhì)量評價、提取納入文獻的數(shù)據(jù)信息、統(tǒng)計學處理、元分析結果的分析和討論等。

（二）研究過程

1.文獻搜索與選取

為得到中國式財政分權與教育發(fā)展關系的相關文獻，我們主要檢索了中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫、維普期刊數(shù)據(jù)庫等。檢索題目、關鍵詞、摘要或主題詞中含“分權”、“財政分權”、“教育支出”、“教育供給”、“教育發(fā)展”等的文獻，文獻檢索的時間跨度為2000 年1 月到2018 年8 月。經(jīng)過初步檢索，得到迄今為止研究中國式財政分權與教育發(fā)展關系的文獻接近2000篇。

對初次檢索到的文獻，按照以下標準進行篩選與剔除：（1）期刊來源為CSSCI 期刊，剔除質(zhì)量較低的研究文獻；（2）以截面數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)進行的中國財政對教育發(fā)展關系的實證研究；剔除綜述性、理論性研究文獻；（3）文獻構建回歸計量模型，并報告了完整的數(shù)據(jù)結果，文中完整呈現(xiàn)了顯著性水平和樣本量等；（4）核實同一研究分階段發(fā)表、重復發(fā)表或用同一樣本發(fā)表不同文章的情況，歸為同一項研究。經(jīng)過篩選后，最終得到滿足元分析條件的36 項研究，樣本涉及全國絕大部分省市自治區(qū)。

2.編碼過程

對相關實證研究設計進行編碼，主要包含作者信息、發(fā)表時間、樣本量、數(shù)據(jù)收集的起止年份、估計方法、模型數(shù)量權重、財政分權指標、教育發(fā)展指標等。

我們采用在不同時段針對所有元分析文獻進行再次編碼的方式，并對兩次編碼結果進行比較核對，以確保研究文獻編碼的準確性。

（1）效應量選取及編碼

我們以中國式財政分權對教育發(fā)展影響的顯著性作為效應量，選用顯著性（significance）、正向顯著性（positive）和負向顯著性（negative）三個參數(shù)指標，根據(jù)實證研究文獻中提供的回歸結果進行賦值編碼，表1顯示了元分析效應量的基本信息。

（2）調(diào)節(jié)變量選取及編碼

本文選取的調(diào)節(jié)變量包括：調(diào)查區(qū)域（region）、起始年份（start）、終止年份（end）、估計方法（fe）、權重（w）、財政分權支出指標（fd_exp）、財政分權收入指標（fd_rev）、財政自給率（fd_sr）、教育質(zhì)量指標（Y_eq）、教育財政投入（Y_ef）、教育發(fā)展均衡性（Y_eb）。其中估計方法指研究是否運用固定效應模型；模型數(shù)量權重指同一篇文獻中提取多個模型數(shù)的倒數(shù)；財政分權指標指研究者在度量財政分權時采用的指標類型，分為財政分權支出指標、財政分權收入指標、財政自給率三類；教育發(fā)展指標指研究者在衡量教育發(fā)展水平時采用的指標類型，分為教育質(zhì)量、教育財政投入、教育均衡性三類。

表1 元分析文獻的變量賦值

（三）模型設定

進行元分析的樣本均為回歸估計結果，基本計量模型設定如下：

其中下標i 代表數(shù)據(jù)的文獻來源，i=1,2,3…；Yi表示教育發(fā)展指標，F(xiàn)Di表示財政分權指標，Ui表示隨機誤差項；α 表示截距項；γ 表示控制變量的回歸系數(shù)；β 表示財政分權對教育發(fā)展的影響，該系數(shù)顯著表示教育發(fā)展質(zhì)量受到財政分權的影響，該系數(shù)不顯著，則無法判斷財政分權是否對教育發(fā)展產(chǎn)生影響。

根據(jù)元分析回歸方程的模式，我們構建了logistic 回歸方程模型（經(jīng)正態(tài)檢驗，數(shù)據(jù)非正態(tài)分布，故本文不采用probit模型）分別對每組變量進行元分析回歸估計。

三、研究結果

（一）元分析文獻基本描述統(tǒng)計

本文元分析的變量與數(shù)據(jù)基本信息如下：元分析實證數(shù)據(jù)涉及全國24個省份，絕大多數(shù)的實證研究是以全國省級面板數(shù)據(jù)為樣本的，有2項研究研究以某一地區(qū)的幾個省份的數(shù)據(jù)為樣本，有4項研究是以某一個單獨省份的數(shù)據(jù)為樣本的。元分析實證研究的樣本數(shù)據(jù)時間跨度從1978 到2011年，林江（2011）和周業(yè)安（2008）2篇實證文獻數(shù)據(jù)的起點為1978年，李成宇（2014）、王詢（2013）和習鵬輝（2014）3篇實證文獻數(shù)據(jù)的結點到2011年。

1.中國式財政分權與教育發(fā)展關系衡量指標統(tǒng)計

現(xiàn)有文獻對中國式財政分權和教育發(fā)展關系的實證研究，主要存在兩大分歧：一是財政分權度量指標的選?。欢墙逃l(fā)展指標的設定。解釋變量和被解釋變量度量方法、統(tǒng)計口徑等的不同，是造成實證研究結論存在較大差異的主要原因。

現(xiàn)有文獻主要有三種財政分權水平的度量方法：財政收入指標、財政支出指標、財政自給率。在財政分權指標選擇上，進入元分析的絕大部分實證文獻采用教育財政支出或教育供給水平作為代理變量，有27項研究采用了財政支出分權指標，有13項研究采用了財政收入指標，有5項研究采用了財政自給率，可見，多數(shù)研究者傾向以財政支出分權指標作為度量中國式財政分權的代理變量。其中，黃斌（2009）以省內(nèi)地方政府的財政支出比重作為財政分權的代理變量，得出財政分權化對于地方小學事業(yè)支出具有負向作用；[1]周亞虹，宗慶慶，陳曦明（2013）以預算內(nèi)財政收入占預算內(nèi)財政支出的比重作為財政自主度的代理變量，得出財政分區(qū)顯著減少了地方政府的公共教育供給。[2]不同的研究采用分權指標或收入指標，得出結論有所差異，即使在同一研究中由于采用兩個或多個指標，會得出截然相反的研究結論，如李鼎，趙文哲（2013）分別運用收入指標和支出指標對公共教育投入進行研究，得出收入分權和支出分權對地方政府的教育支出具有不同的激勵作用。[3]

除了財政分權指標外，另一個關鍵是教育發(fā)展指標的選用?，F(xiàn)有文獻主要有三種教育發(fā)展代理變量：一是教育質(zhì)量，涉及師生比、畢業(yè)生人數(shù)、文盲率、升學率等；二是教育財政投入水平，包含生均教育支出、教育財政努力程度、教育經(jīng)費的投入、政府支出偏向等；三是教育發(fā)展的均衡性，包括教育質(zhì)量、教育經(jīng)費的地區(qū)差異或均等化等。在教育發(fā)展指標選擇上，進入元分析的絕大部分實證文獻采用教育財政投入水平作為代理變量，有22 項研究采用教育財政投入指標，有9 項研究采用教育質(zhì)量指標，有7 項研究采用教育均衡性指標。雖然22 項研究運用教育財政投入指標，但是每項研究在教育財政投入水平的具體統(tǒng)計口徑、計量方法等又各有不同，部分研究者以生均教育支出（教育支出總額/在校學生數(shù)）作為指標，部分研究者以政府教育經(jīng)費支出絕對值或相對值作為指標，部分研究者以政府支出偏向作為指標，表明研究者對如何衡量教育發(fā)展水平存有較大差異。傅勇（2010）采用成人文盲率和師生比作為教育質(zhì)量的度量，得出在其他條件一定的情況下，財政分權度越高，文盲率越高、小學師生比越低，基礎教育的質(zhì)量越差；[4]王蓉，楊建芳（2008）運用兩個指標度量教育財政支出，得出省份內(nèi)部財政分權度越高，教育經(jīng)費保障度就越高；[5]喬寶云，范劍勇，馮興元（2005）以城鄉(xiāng)教育經(jīng)費差距作為教育均衡性的度量，得出財政分權對義務教育供給帶來了負面影響。[6]

2.中國式財政分權與教育發(fā)展關系整體分析

我們把進入元分析的實證研究文獻按顯著性水平效應值進行了歸類分析，結果如表2 所示，從實證研究整體結果來看在36 項模型結果中，有35 項研究證實中國式財政分權對教育發(fā)展具有顯著性影響，1 項不顯著。1 項不顯著是賈智蓮和盧洪友從最終有效產(chǎn)出的角度，對中國省級地方政府2001—2006 年教育及民生類公共品的有效供給水平做出了綜合評價，他們利用固定效應面板數(shù)據(jù)模型發(fā)現(xiàn)財政分權、政府偏好等因素對教育及民生類公共品有效供給水平并沒有顯著影響。顯著性結果中有16 項結果顯示中國式財政分權對教育發(fā)展產(chǎn)生正向效應，有24 項結果顯示中國式財政分權對教育發(fā)展產(chǎn)生負向效應；在正向效應文獻中，有9 項研究將教育財政投入指標作為教育發(fā)展的代理變量，有11 項研究將支出分權指標作為財政分權的代理變量；在負向效應文獻中，有16 項研究將教育財政投入指標作為教育發(fā)展的代理變量，有21 項研究將支出分權指標作為財政分權的代理變量。

表2 中國式財政分權與教育發(fā)展關系實證文獻統(tǒng)計

（二）元分析文獻的回歸結果

表3 是以“中國式財政分權對教育發(fā)展有正向顯著影響”為因變量的回歸結果，從表中數(shù)據(jù)可知：模型數(shù)量權重、教育質(zhì)量指標的系數(shù)具有顯著性，表明模型數(shù)量和教育質(zhì)量指標兩個調(diào)節(jié)變量對中國式財政分權對教育發(fā)展有正向結果有顯著影響；同時，年限等調(diào)節(jié)變量的系數(shù)都不顯著，表明年限等調(diào)節(jié)變量并未顯著影響對中國式財政分權對教育發(fā)展有正向結果。

調(diào)節(jié)變量模型數(shù)量權重的系數(shù)具有10%顯著性水平，其系數(shù)為-8.551，表明同一篇文獻中提取多個模型數(shù)量對實證結果有顯著影響，模型數(shù)量越多會顯著增加實證研究中正向效應的結果；教育發(fā)展教育質(zhì)量指標的系數(shù)具有10%顯著性水平，其系數(shù)為-1.723，表明實證研究中選擇教育質(zhì)量這一指標會顯著降低實證研究中正向效應的結果。

表3 正向效應文獻元分析回歸結果

（注：***p＜0.01,**p＜0.05,*p＜0.1）

表4是以“中國式財政分權對教育發(fā)展有負向顯著影響”為因變量的回歸結果，從表中數(shù)據(jù)可知：研究數(shù)據(jù)的終止年份、財政分權支出指標的系數(shù)具有不同水平的顯著性，表明研究數(shù)量的終止年份和財政分權支出指標兩個調(diào)節(jié)變量對中國式財政分權對教育發(fā)展有負向結果有顯著影響；教育發(fā)展指標等調(diào)節(jié)變量的系數(shù)均不顯著，表明這些變量并未顯著影響中國式財政分權對教育發(fā)展有負向結果。

研究數(shù)據(jù)的終止年份變量的系數(shù)為0.593，在10%的顯著性水平上正向影響了實證研究結果，表明研究數(shù)據(jù)的終止年份越晚，實證研究中負向效應的結果越來越顯著，這說明隨著中國式財政分權改革時間的增加，財政分權對教育發(fā)展的負向作用越來越明顯；財政分權支出指標變量在5%的顯著性水平上正向影響實證研究結果，表明實證研究中以支出指標作為財政分權代理變量，會顯著增加實證研究中負向效應的結果。

表4 負向效應文獻元分析回歸結果

（注：***p＜0.01,**p＜0.05,*p＜0.1）

綜上可知，研究特征對探討中國式財政分權與教育發(fā)展兩者關系產(chǎn)生影響，其中，模型數(shù)量、教育質(zhì)量指標影響中國式財政分權與教育發(fā)展關系的正向顯著效應；研究數(shù)據(jù)的終止年份、財政分權支出指標影響中國式財政分權與教育發(fā)展關系的負向顯著效應。

四、發(fā)表偏倚及穩(wěn)健性檢驗

（一）發(fā)表偏倚分析

在論文發(fā)表過程中呈現(xiàn)顯著性實證研究結果的更容易被發(fā)表，而不具顯著性的實證研究往往不易發(fā)表，因此，納入元分析的實證研究文獻可能因發(fā)表偏誤性而導致元分析研究結果的客觀性。為有效核驗是否存在發(fā)表偏倚，Stanley（2005）漏斗不對稱檢驗（funnel asymmetry tests，F(xiàn)AT），F(xiàn)AT 的基本模型如下：

為檢驗納入本文元分析的實證研究文獻是否存在發(fā)表偏倚性，我們以財政分權收入指標、財政分權支出指標、財政自給率指標的t 統(tǒng)計量作為被解釋變量，以財政分權收入指標、財政分權支出指標、財政自給率指標的標準差作為解釋變量，利用FAT 模型（4）進行分析，回歸結果如表5 所示。從表中數(shù)據(jù)可知，在財政分權收入指標、財政分權支出指標、財政自給率指標模型中，β0、β1系數(shù)均不顯著，表明已發(fā)表的相關文獻不存在發(fā)表偏。

表5 漏斗不對稱檢驗（OLS）結果

（二）穩(wěn)健性檢驗

雖然納人元分析中的實證研究文獻均為CSSCI來源期刊，但其質(zhì)量、特點等差異依然較大，為排除某些特征對元分析結果的影響，需要對實證研究文獻的穩(wěn)健性進行檢驗。

納入本次元分析的大部分原始文獻使用了多個省份的數(shù)據(jù)，但有2項實證研究使用某一地區(qū)的幾個省份的數(shù)據(jù)，有4 項實證研究僅使用某一個單獨省份的數(shù)據(jù)，因此，我們排除這6 項實證研究文獻后再進行回歸分析，以檢驗子樣本與全部樣本回歸結果是否相同。子樣本回歸結果顯示，子樣本與全部樣本的回歸結果中各自變量的估計系數(shù)及顯著性均具有一定程度的相似性，表明本文元分析的回歸結果具有穩(wěn)健性。

五、結論與討論

鑒于中國的財政分權對教育發(fā)展影響的實證研究結論不一致的現(xiàn)狀，我們對國內(nèi)CSSCI期刊的36 篇實證研究文獻進行元分析，元分析結果發(fā)現(xiàn)：從整體結果來看在36 項模型結果中，有35 項研究證實中國式財政分權對教育發(fā)展具有顯著性影響，1 項不顯著，顯著性結果中有16 項結果顯示中國式財政分權對教育發(fā)展產(chǎn)生正向效應，有24 項結果顯示中國式財政分權對教育發(fā)展產(chǎn)生負向效應；中國式財政分權對教育發(fā)展的影響的不同實證研究結果受到不同研究特征的影響，中國式財政分權與教育發(fā)展關系的正向顯著效應受模型數(shù)量、教育質(zhì)量指標的影響；中國式財政分權與教育發(fā)展關系的負向顯著效應受研究數(shù)據(jù)的終止年份、財政分權支出指標的影響。

財政分權對財政資源配置的方式、效率與水平等具有重要影響，多年來學術界、政府部門等都在致力于探索財政集權與分權的最優(yōu)邊界。教育財政作為國家財政的一部分，教育事業(yè)的發(fā)展離不開教育財政的投入與保障，財政分權對我國教育事業(yè)的發(fā)展甚大。根據(jù)本文研究結論，對中國教育財政改革實踐有以下啟示：

第一，本文研究結果顯示中國式財政分權對教育發(fā)展產(chǎn)生負向效應高于正向效應，這是由于我國中央和地方間的財政分權并不徹底，各級政府教育支出責任并不明晰，導致財政分權實施過程中問題日益凸顯，中國式財政分權政策對教育發(fā)展的促進作用遭遇瓶頸。為有效解決我國教育領域財政分權不清晰的問題，2019 年6 月國務院辦公廳印發(fā)了《教育領域中央與地方財政事權和支出責任劃分改革方案》，方案指出“明確中央在財政事權確認和劃分上的決定權，落實地方按規(guī)定履行教育領域財政事權的責任，充分調(diào)動地方因地制宜發(fā)展區(qū)域內(nèi)教育事業(yè)的積極性和主動性?！币虼?，在新一輪的教育財政體制改革中，應加快建立權責清晰的中央和地方財政關系，依法落實各級政府教育支出責任，健全保障財政教育投入持續(xù)穩(wěn)定增長的長效機制是教育財政改革的必然趨勢。

第二，隨著中國式財政分權的不斷推進，財政分權對教育發(fā)展的負向作用越來越明顯，這是由于中央和地方政府間的委托代理關系、信息不對稱等原因，致使中央政府在逐步放權的同時，很難有效評估和監(jiān)督地方政府的教育財政支出行為，隨著地方政府自利性投資偏好的日益增長，勢必影響地方政府對教育領域的財政支出。因此，在明晰教育事權和財政支出責任的同時，一方面需要建立地方教育財政投入監(jiān)督管理辦法和績效考核指標，提高地方財政支出透明度，強化教育支出項目的預算管理，提高教育財政資金的使用效率。另一方面需要改革地方官員晉升激勵機制，將教育公共服務水平與效率等等引入政府政績考核之中，提高地方政府在教育領域發(fā)展戰(zhàn)略的主動性和能動性。

第三，本文對于中國式財政分權與教育發(fā)展關系的問題的探討，僅依據(jù)現(xiàn)有實證研究很難對中國式財政分權政策對教育發(fā)展的影響做出有效評估，還需要我們在理論上不斷提升以厘清爭議，并需做進一步的實證檢驗。