我國高等教育經(jīng)費投入的資源配置效率評價
——基于空間計量經(jīng)濟學(xué)的實證檢驗

方 超，黃 斌

(南京財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院， 南京 210023)

增加全口徑教育經(jīng)費投入不僅有利于推進各級教育的均衡發(fā)展，而且從資本要素投入的視角看，亦有助于宏觀經(jīng)濟的長期增長。西方發(fā)達國家的經(jīng)驗表明，教育經(jīng)費投入與國家經(jīng)濟增速在一定程度上保持趨同是合理的，因而教育經(jīng)濟、教育財政學(xué)界在評價公共教育經(jīng)費投入是否充足時，大多采用公共教育經(jīng)費投入在總產(chǎn)出中的占比作為代理指標，該指標也被用以度量政府在發(fā)展公共教育時的努力程度。我國自20世紀80年代以來，由著名教育經(jīng)濟學(xué)家王善邁、厲以寧等提出公共教育投入在國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)中的占比應(yīng)努力逼近4%后，4%則成為評價各級政府承擔公共教育努力與否的重要標尺。自1993年《中國教育改革和發(fā)展綱要》明確將“4%”寫入發(fā)展目標起，財政性教育經(jīng)費投入直至2012年方才突破4%，達到4.28%，標志著我國教育財政正式進入“后4%時代”。這也彰顯出我國政府在公共教育發(fā)展方面取得的巨大成就與所付出的努力。如果說教育財政由“4%”走向“后4%”意味著公共財政在承擔教育發(fā)展時由過去的“不足”狀態(tài)走向“充足”，而在走向充足的過程中是否意味著政府所付出的努力是行之有效的，即新古典經(jīng)濟學(xué)所指，在教育投入-產(chǎn)出間形成成本大于收益的局面，這是值得研究的問題。

根據(jù)薩繆爾森對公共物品的定義，教育的產(chǎn)品屬性因不同教育層級、階段而表現(xiàn)出不同特征。由政府供給的義務(wù)教育具有非競爭性與非排他性的特點，因而表現(xiàn)出公共物品的特征；高等教育因允許市場的介入而表現(xiàn)出競爭或排他的準公共物品屬性。這也是我們選擇高等教育而非義務(wù)教育進行效率分析的原因所在[1]。那么，政府與市場究竟誰在高等教育投入中扮演了富有效率的一方，哪一方對高等教育發(fā)展的推動性更強，高等教育經(jīng)費投入中政府與市場的比重是否合理，這些問題構(gòu)成了本文所關(guān)注的核心議題?；谏鲜鲅芯繂栴}，本文旨在借鑒、改造教育生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，利用空間計量的研究方法，實證探討政府與市場在配置高等教育經(jīng)費投入時的效率。

一、相關(guān)文獻回顧

國外學(xué)者有關(guān)資源配置有效性的研究始于Friedman對公共財政資源配置效率低下的質(zhì)疑[2]。Benson探討了公共部門在配置教育資源時應(yīng)具備的3項特征，即有效性、充足性以及公平的保障[3]。這3項特征在Levin的研究中被進一步定義為公共教育政策與公共教育投入是否是切實提高效率與保障公平的判斷指標[4]。

Hughes在隨后的實證研究中發(fā)現(xiàn)，基于開放競爭環(huán)境構(gòu)建的平等互利的成本分擔機制是提升教育資源配置效率的最優(yōu)途徑，也為教育經(jīng)費均衡配置提供了參考[5]。Ergin有關(guān)政府與市場在資源配置中效率的探討發(fā)現(xiàn)，公共部門代理政府執(zhí)行教育資源配置時，因其非市場化的機構(gòu)設(shè)置而在資源配置時多采用非循環(huán)化的優(yōu)先結(jié)構(gòu)順序，故因與帕累托最遠原則背道而馳而表現(xiàn)出非效率性[6]。Jayasuriya利用教育生產(chǎn)函數(shù)以及76國的跨國面板數(shù)據(jù)，采用隨機前言生產(chǎn)函數(shù)(SFA)的研究方法，實證檢驗了教育經(jīng)費投入對教育人力資本的配置效率[7]。此外，大部分學(xué)者的研究僅僅探討了教育經(jīng)費投入與國家經(jīng)濟增長的直接線性關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者有關(guān)教育資源配置效率問題的研究，在進入21世紀后明顯增多，涵蓋了學(xué)前教育至高等教育的各教育層級，并且在研究方法上采用了非參數(shù)的DEA或參數(shù)的SFA兩種。陳潭利用湘南H區(qū)2005年的截面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在既有的教育發(fā)展城市導(dǎo)向與“重點?！敝贫鹊碾p重嵌套下，教育經(jīng)費投入不足與分配的非均衡性擴大了教育分配的不公平[8]。徐健利用DEA對高等教育投入-產(chǎn)出的效率評價，發(fā)現(xiàn)我國高等教育經(jīng)費配置在絕大多數(shù)地區(qū)效率低下甚至無效[9]。王歡的研究聚焦于中國農(nóng)村地區(qū)，發(fā)現(xiàn)教育財政中的城鄉(xiāng)二元分割與僵化的教育行政體制造成了現(xiàn)階段農(nóng)村職業(yè)教育資源配置的失衡[10]。錢亞雪基于2007—2011年我國省級面板數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)財政性教育經(jīng)費投入有利于提高義務(wù)教育的產(chǎn)出效率，而私人投入對高等教育的產(chǎn)出效率則大于公共教育經(jīng)費投入[11]。新近的研究轉(zhuǎn)向了學(xué)前教育，馮婉楨利用時間序列的實證研究，發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化加速了農(nóng)村地區(qū)幼兒園在地區(qū)間的“園—園”差距，但“縣—鎮(zhèn)”兩級政府間的學(xué)前教育投入能夠優(yōu)化學(xué)前教育的產(chǎn)出效率[12]。方超、沈豪、熊筱燕發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育產(chǎn)出效率(TE)具有隨時間可變性，并且可變趨勢與地方經(jīng)濟發(fā)展水平并不具有同步性，財政性教育經(jīng)費投入與事業(yè)性投入每上升1個單位值可以推動資源配置的靜態(tài)產(chǎn)出效率分別提高47.8%和15.8%，而對空間資源配置效率的提升則分別為28%和8.7%[13]。

我國學(xué)者的研究涵蓋了各教育層級，研究方法與研究設(shè)計也不斷精進，為教育政策尤其是教育財政政策的制定提供了參考。但是，基于對既有文獻的總結(jié)梳理，發(fā)現(xiàn)既有研究仍然存在著三方面不足：第一，如前所述，高等教育在各教育層級中與市場的關(guān)系最為緊密，但當前研究對高等教育投入-產(chǎn)出效率的評價卻部分忽視了對市場因素的考量，從而不能全面地評價高等教育經(jīng)費投入的兩個主體，即政府與市場，而這在“雙一流”建設(shè)的背景下，顯然不利于高等教育的均衡發(fā)展；第二，在研究方法方面，多數(shù)研究僅對投入-產(chǎn)出效率作靜態(tài)評價，但隨著人口城鎮(zhèn)化進程加速與勞動力的省際遷移，高等教育的發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)性加強，但靜態(tài)評價卻在客觀上將省域與省域之間的經(jīng)濟、社會、教育等因素作了人為割裂，因而缺乏從空間關(guān)聯(lián)性的視角動態(tài)、客觀評價傳統(tǒng)意義上的“高教強省”與“高教弱省”之間的資源配置效率。

隨著空間計量經(jīng)濟學(xué)的成熟與發(fā)展，省域與省域在地理空間上的割裂狀態(tài)逐漸被打破，而教育經(jīng)濟學(xué)界也開始利用空間計量經(jīng)濟學(xué)，實證檢驗人力資本、教育人力資本與經(jīng)濟增長的關(guān)系[14-15]，而這也啟發(fā)我們利用空間計量經(jīng)濟學(xué)的方法，探討政府與市場作為高等教育經(jīng)費投入的雙重主體，在資源配置中的空間效率性。綜上所述，本研究將基于我國高校擴招政策推行后(2002—2014)高等教育經(jīng)費投入的省級面板數(shù)據(jù)，借鑒并改造教育生產(chǎn)函數(shù)，采用空間計量經(jīng)濟學(xué)的研究設(shè)計，實證探討擴招十余年來政府與市場對高等教育經(jīng)費投入的配置效率，以期為“雙一流”建設(shè)在教育資源配置方面提供有益的參考。

二、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

1.教育生產(chǎn)函數(shù)

有關(guān)教育資源配置的效率問題，學(xué)界多采用Hanushek[16]所提供的教育生產(chǎn)函數(shù)，其函數(shù)表達為：

Y=f(Publicα，Privateβ)

(1)

式中，Y、Public、Private依次是完全競爭條件下高等教育產(chǎn)出以及政府和市場對高等教育投入的代理指標，α和β則代表政府與市場高等教育投入的產(chǎn)出系數(shù)。

2.線性估計與空間計量的改造

式(1)從總量的角度考察了公私部門高等教育經(jīng)費投入的配置效率，但考慮到政府與市場的高等教育投入始終處于動態(tài)的變化之下，因此借鑒Afonso的做法，將公私部門對高等教育經(jīng)費投入占比的結(jié)構(gòu)變量代入，進一步檢驗政府投入與私人市場投入的變動結(jié)構(gòu)對產(chǎn)出效率的影響[17]。同時，考慮到政府與市場投入在統(tǒng)計學(xué)上并非為相互獨立的變量，因而設(shè)置政府與市場投入的交叉項，檢驗二者對高等教育產(chǎn)出效率的復(fù)合影響。此外，將人口城鎮(zhèn)化進程與區(qū)域經(jīng)濟的差異化發(fā)展作為控制變量納入方程，并將C-D生產(chǎn)函數(shù)對式(1)進行嵌套，得到評價政府與市場高等教育資源配置效率的線性方程：

yit=α+βpublicit+γprivateit+η(publicit*privateit)+χstructureit+κcontrolit+εit

(2)

式(2)中，下標i與t表示省域i與樣本所在的考察時期，β、γ、η、χ、κ為各變量的參數(shù)估計值，εit則為方程的殘差。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)“地理學(xué)第一定律”，任何事物與其他事物的相聯(lián)都表現(xiàn)為更近的事物具有更強的空間自相關(guān)性[18]，因此將空間滯后項納入方程(2)，利用空間計量經(jīng)濟學(xué)檢驗政府與市場資源配置的空間效率性：

(3)

(二)數(shù)據(jù)與變量

本文所用原始數(shù)據(jù)全部來自歷年《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》，缺失數(shù)據(jù)則用《中國統(tǒng)計年鑒》與各省市區(qū)統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)作為補充。為兼顧高校擴招政策的推行范圍，確定樣本考察期t的時間跨度為2002—2014年。同時，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將省域的截面數(shù)界定為扣除重慶與西藏后的29個省、自治區(qū)(不含港澳臺)，通過平衡面板的建模以期在一定程度上消除遺漏變量與自變量相關(guān)而引致的估計偏誤[19]。

本文主要變量包括高等教育產(chǎn)出、公共與私人部門投入、結(jié)構(gòu)變量以及人口城鎮(zhèn)化與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展構(gòu)成的控制變量組。在因變量方面，教育經(jīng)濟學(xué)在測量高等教育資源配置的效率時，習慣采用高等教育的入學(xué)率、失學(xué)率、完成率、在校生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)以及高校教師的科研水平等因素，根據(jù)不同的研究側(cè)重作為代理指標。本文立足于教育生產(chǎn)函數(shù)提供的解釋框架，側(cè)重于評價政府與市場的資源配置效率，結(jié)合供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在高等教育領(lǐng)域的體現(xiàn)，旨在擴大教育供給與改善教育分布的公平性，因而選取高等教育在學(xué)人數(shù)作為產(chǎn)出指標，并將其做對數(shù)平滑處理后代入效率方程。

政府、私人高等教育投入以及結(jié)構(gòu)變量是本文重要的解釋變量。在整合學(xué)界有關(guān)評價各級、各階段教育投入的效率指標后，在教育財政中選取財政性教育經(jīng)費的統(tǒng)計口徑，衡量政府部門對高等教育的投入狀況，而這一指標也反映了公共部門在發(fā)展高等教育時的努力程度。與財政性教育經(jīng)費統(tǒng)計口徑相對的是事業(yè)性收入。因此，事業(yè)性收入便是本文在刻畫私人高等教育投入時的代理指標，而相應(yīng)的財政性與事業(yè)性收入的比值則作為結(jié)構(gòu)變量。同時，為直觀反映樣本期內(nèi)高等教育投入-產(chǎn)出間的線性關(guān)系，以在學(xué)人數(shù)為因變量，政府部門的財經(jīng)性教育經(jīng)費投入(如圖1左圖)和事業(yè)性經(jīng)費投入(如圖1右圖)作自變量，將其取對數(shù)后繪制出如圖1所示的散點擬合圖，可以看出公私高等教育投入在考察期內(nèi)，伴隨著在學(xué)人數(shù)在95%的置信區(qū)間內(nèi)呈正增長態(tài)勢。此外，基于對既有研究的借鑒，新型城鎮(zhèn)化客觀上加速了鄉(xiāng)-城勞動力的轉(zhuǎn)移與流動，而勞動力的遷移一方面會對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，另一方面也可能稀釋流入地的高等教育資源，進而對流入地的高等教育資源配置的效率產(chǎn)生影響。因此，本文選取年末非農(nóng)人口在總?cè)丝谥械恼急却砣丝诔擎?zhèn)化進程，選用地區(qū)經(jīng)濟增速控制省域間的經(jīng)濟發(fā)展水平差異[20]。所用變量的基本統(tǒng)計信息見表1。

圖1 高等教育投入-產(chǎn)出的散點擬合圖(2002—2014年)

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)計算整理

表1 各變量的基本統(tǒng)計信息

三、實證研究與結(jié)果分析

(一)政府與市場的靜態(tài)資源配置效率評價

利用方程(2)刻畫的解釋框架，首先討論表征政府的財政性教育經(jīng)費投入與表征市場的事業(yè)性經(jīng)費投入對高等教育資源配置效率的靜態(tài)影響。由于本文采用的是省級面板數(shù)據(jù)建模，因此在估計前需要通過豪斯曼檢驗判斷固定效應(yīng)(Fixed-effects)與隨機效應(yīng)(Random-effects)的模型選擇，而豪斯曼檢驗χ2的卡方估計值為35.68，并且在0.01顯著性水平上強烈拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)，同時考慮到僅僅采用固定效應(yīng)對方程(2)進行估計可能存在標準誤的擾動，因此選擇利用固定效應(yīng)穩(wěn)健標準差的估計形式估計方程(2)。此外，測度固定效應(yīng)擬合優(yōu)度的組內(nèi)R2為0.850 2，說明方程(2)下各要素能夠較好地刻畫高等教育資源配置是否有效。各效應(yīng)的具體估計結(jié)果見表2。

表2 政府-市場投入與高等教育配置效率的靜態(tài)估計結(jié)果

注：1.括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；2.豪斯曼檢驗的原假設(shè)為隨機效應(yīng)模型；3.***、**、*分別代表伴隨概率在1%、5%及10%水平上顯著

具體來看，作為高等教育經(jīng)費投入的兩大主體，政府與市場的投入均能夠提高資源配置的效率，也就是說無論是增加公共部門高等教育投入還是私人高等教育投入，均能夠提升高等教育產(chǎn)出，也就是本文所指的在學(xué)人數(shù)。以事業(yè)收入表征的市場投入部分的參數(shù)估計值為1.378，并且在0.05水平上顯著，說明市場投入增加1元，對高等教育經(jīng)費配置效率的彈性產(chǎn)出可達137.8%，而這一估計系數(shù)則顯著高于財政性教育經(jīng)費投入表征的政府部門投入(0.329)。從這個視角上看，政府與市場雖然共同作為高等教育投入的雙重主體，但市場一方顯然在資源配置中更為有效，這一點與理論預(yù)期一致，即市場對高等教育產(chǎn)出效率的提升更為有效。

結(jié)構(gòu)變量用以衡量政府與市場在高等教育經(jīng)費投入中的比例分配，而政府與市場投入對高等教育資源配置效率的影響，在統(tǒng)計學(xué)上并非相互獨立，故交叉項的設(shè)置是為了評價二者的綜合影響。結(jié)構(gòu)變量的估計值為0.542，說明單純增強財政性教育經(jīng)費投入并不能有效提高資源配置的效率，在保持經(jīng)費投入總量增長的情況下，或許加強市場部分的投入可能產(chǎn)生更為理想的效果。交叉項的估計結(jié)果為-0.026，并且皮爾遜系數(shù)在0.01水平顯著即是對前述論斷的佐證。簡言之，雖然政府與市場投入均能促進高等教育資源配置效率的提升，但當財政性教育經(jīng)費投入與事業(yè)收入同時增長時，卻不利于配置效率的再提高?；谛室暯?，在增量部分討論政府與市場的關(guān)系時，應(yīng)當摒棄“存量決定增量”的投入模式，重新調(diào)整政府與市場再投入時的比例關(guān)系，適當將重心向市場部分傾斜，充分利用市場的自發(fā)調(diào)節(jié)機制，通過價格、供需關(guān)系提高高等教育資源的配置效率。

此外，在估計方程(2)時還進一步控制了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡和人口城鎮(zhèn)化進程對配置效率的擾動。經(jīng)濟增速正向顯著影響配置效率，人口作為經(jīng)濟增長的投入要素，會朝著經(jīng)濟發(fā)達的省域自發(fā)流動，人力資本、教育人力資本的聚焦效應(yīng)推動地區(qū)經(jīng)濟增長，進而推動高等教育資源配置效率的提升，這在高等教育領(lǐng)域內(nèi)突出表現(xiàn)為“孔雀東南飛”，與我們的常識相一致。需要說明的是，公共部門的政府投入雖然估計值為正，但并未通過統(tǒng)計學(xué)的顯著推斷，原因在于所用的是固定效應(yīng)估計與傳統(tǒng)效率估計模型，即由隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)(SFA)相比的先天缺陷所致。

(二)政府與市場的空間資源配置效率評價

1.政府與市場投入的空間自相關(guān)性檢驗

在應(yīng)用基于方程(3)刻畫的空間溢出機制評價政府與市場對高等教育的資源配置效率前，需要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣檢驗政府與市場的投入是否在地理空間上存在自相關(guān)性。有關(guān)空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建，Anselin雖然提出了3條原則，即contiguity、distance、K-nearest原則[21]，但由于我國幅員遼闊，東南沿海和內(nèi)陸地區(qū)的經(jīng)濟、地理、人口等的非均衡分布，致使distance、K-nearest兩原則對于我國而言不適用。因此，本研究將在contiguity原則指導(dǎo)下，構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，其標準化流程如下[22]：

空間

自相關(guān)性可表述為鄰接地理空間上的政府、市場對轄區(qū)高等教育投入的相似性。如果政府與市場對轄區(qū)高等教育的投入在地理空間上呈高值與高值或低值與低值的聚集狀態(tài)，則為正向空間自相關(guān)(positive spatial autocorrelation)；反之，如果呈空間高值與低值的聚集狀態(tài)，則為負向空間自相關(guān)(negative spatial autocorrelation)。Moran于1950年提出的全域莫蘭指數(shù)(Moran’s I)是判斷政府與市場投入是否存在空間自相關(guān)性以及正向還是負向相關(guān)的判斷依據(jù)，其表達式為：

(4)

全域莫蘭指數(shù)(Moran’s I)取值范圍的上下限為[-1，1]。如果Moran’s I>1，表明政府與市場投入呈空間正向自相關(guān)，即二者在地理空間上表現(xiàn)出高值與高值或低值與低值包圍的空間聚集狀態(tài)；若Moran’s I<0，則表明政府與市場的高等教育投入呈現(xiàn)出低值被高值包圍的空間負向自相關(guān)性；若Moran’s I=0，則表明空間呈隨機分布狀態(tài)。

利用Stata統(tǒng)計軟件計算樣本期內(nèi)以財政性教育經(jīng)費表征的市場投入、以事業(yè)性收入表征的市場收入的全域莫蘭指數(shù)結(jié)果見表3，同時計算吉爾里指數(shù)C與Getis-Ord指數(shù)G作為補充。全域莫蘭指數(shù)在樣本期內(nèi)為正，并且伴隨概率大多通過了1%～10%的顯著性檢驗，說明政府與市場投入在地理空間上呈現(xiàn)出“高-高”或“低-低”的聚集態(tài)勢。此外，考慮到我國幅員遼闊，東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟、地理、土地、人口以及高校分布的非均衡性，全域莫蘭指數(shù)在刻畫政府-市場投入時，可能因省際差異而存在偏差[23-25]。因此，本研究利用2014年省域政府-市場投入的原始數(shù)據(jù)，對其進行局域空間自相關(guān)性的檢驗(如圖2和圖3)。

表3 政府與市場投入的空間自相關(guān)性檢驗

注：*、**、***分別表示伴隨概率在0.01、0.05以及0.1水平上顯著

圖2 政府投入的局域莫蘭散點圖(2014年)

圖3 市場投入的局域莫蘭散點圖(2014年)

省域政府-市場投入在局域莫蘭散點圖中以逆時針方向依次呈現(xiàn)，各個時針所示含義分別為H-H、L-H、L-L以及H-L四個象限，依次刻畫了政府-市場對高等教育投入在地理空間上的高值與高值、低值與高值、低值與低值以及高值與低值的聚集狀態(tài)。

根據(jù)表4可知，北京、河北以及東南沿海的上海、江蘇、浙江等省域呈現(xiàn)出經(jīng)濟-高等教育發(fā)展的正向同步趨勢，政府-市場的高等教育經(jīng)費投入在局域自相關(guān)性上均落入了高值被高值包圍的第一象限，雙重投入主體的空間聚集效應(yīng)為正；山西、廣西、貴州等省域，政府-市場的高等教育投入則落入了低值被高值包圍的第二象限；內(nèi)蒙古、云南等西南與西北地區(qū)，因政府與市場投入相對滯后，則落入了低值被低值包圍的第三象限；高等教育的傳統(tǒng)強省遼寧省與陜西省，包括四川省在內(nèi)的少數(shù)省域則陷入了“高-低”空間狀態(tài)的第四象限。

表4 政府-市場投入的空間分布狀態(tài)

2.空間效率評價

由于政府與市場的高等教育經(jīng)費投入在地理空間的分布上存在自相關(guān)性，因此可根據(jù)方程(3)刻畫的空間溢出機制，進一步探討政府與市場在配置高等教育資源時的空間效率?？臻g杜賓模型(SDM)對方程(3)的估計結(jié)果見表5。

利用空間杜賓模型估計方程(3)前，通過豪斯曼檢驗以確定空間固定效應(yīng)與空間隨機效應(yīng)的模型選擇，豪斯曼檢驗χ2的卡方估計量為負，說明無法拒絕原假設(shè)。因此，采用空間杜賓模型隨機效應(yīng)穩(wěn)健標準差的估計形式，以求減少標準誤的擾動。根據(jù)各變量在直接溢出效應(yīng)下的參數(shù)估計值，可得到如下推斷：

第一，空間滯后項系數(shù)ρ的參數(shù)估計值在0.01水平上正向顯著，說明政府與市場在高等教育資源配置中的溢出效應(yīng)存在替代或者互補的空間機制。第二，與靜態(tài)效率評價相比，政府與市場投入資源配置效率的空間溢出效應(yīng)顯著降低，政府投入的參數(shù)估計值由0.309下降到0.078，彈性產(chǎn)出下降了23.1%，市場投入則由1.378下降到1.066，彈性產(chǎn)出降低了31.2%，說明雖然公共部門與私人投入均能夠提高轄區(qū)內(nèi)與轄區(qū)外高校的資源配置效率，但相對于本轄區(qū)而言，兩部門投入對地理空間相鄰高校的資源配置效率的提升卻相對較弱。第三，交叉項與結(jié)構(gòu)變量的參數(shù)估計值負正相異，驗證了兩部門教育經(jīng)費投入在空間溢出效應(yīng)上同樣存在互補性，也就是說省域高等教育投入向私人部門的傾斜有利于提高鄰接省域的資源配置效率。第四，控制變量的空間溢出效應(yīng)與靜態(tài)效率評價相似，經(jīng)濟強省與勞動力流入地的高等教育發(fā)展易于形成對鄰近省域的輻射效應(yīng)，帶動高等教育發(fā)展落后省份的效率提升，而非構(gòu)成高等教育強省與弱省間“貧省愈貧，富省愈富”的馬太效應(yīng)。第五，有關(guān)間接溢出效應(yīng)的估計，所得結(jié)論大體上與直接溢出效應(yīng)相反，公共部門的空間間接溢出效應(yīng)為正(1.68)而私人投入則顯著為負(-3.865)，這與我們的理論預(yù)期大體一致。具體說來，空間溢出效應(yīng)是指轄區(qū)的高等教育投入對臨近省域的空間影響，而間接溢出則表達了轄區(qū)的兩部門投入通過影響鄰近省份其他因素，從而間接影響其高等教育的資源配置效率。然而，在既定的“存量決定增量”的投入模式下，財政性教育經(jīng)費的比重遠高于事業(yè)性收入，按照“集中力量辦高教”的思路，中央—省級—地方三級政府對財政性教育經(jīng)費的宏觀支配能力，在理論上就強于市場的自發(fā)調(diào)節(jié)能力。因此，這種力量在通過對其他因素，諸如運用于高?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資本投入、提高辦學(xué)質(zhì)量的高校國際化等方面的影響，進而間接提升鄰近地區(qū)的高等教育資源配置效率時，便強于市場的配置力量。此外，交叉項與結(jié)構(gòu)變量的空間間接溢出效應(yīng)也相應(yīng)地與直接溢出效應(yīng)的作用機制相反，更多地表現(xiàn)為空間互補而非替代機制。

表5 政府-市場投入與高等教育配置效率的空間溢出效應(yīng)

注：1.括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；2.Rho(ρ)為空間滯后項系數(shù)；3.χ2為Hausman test的卡方統(tǒng)計值；4.***、**、*分別代表伴隨概率在1%、5%及10%水平上顯著

四、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文基于對教育生產(chǎn)函數(shù)的借鑒與改造，利用我國高校擴招政策推行后的2002—2014年的省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建contiguity空間權(quán)重矩陣，采用空間計量的研究方法，實證檢驗了政府與市場在配置高等教育資源時的效率。研究結(jié)論如下：

第一，就高等教育資源配置的靜態(tài)效率而言，市場投入部分顯然是更為有效的一方。政府部門的財政性教育經(jīng)費投入與表征市場的事業(yè)性投入均能優(yōu)化并提升高等教育的產(chǎn)出效率，但從進一步提升效率的角度上看，將高等教育的投入主體由政府向市場轉(zhuǎn)移，更多地依靠市場力量配置高等教育資源能夠更好地優(yōu)化靜態(tài)產(chǎn)出效率。

第二，政府與市場對高等教育的投入在全域與局域地理空間上均存在著自相關(guān)性。通過全域莫蘭指數(shù)與局域莫蘭散點驗證了高等教育資源配置在省域間存在著空間自相關(guān)性，進而打破了資源配置在地理空間上的割裂狀態(tài)，并且市場投入的空間自相關(guān)性隨著時間的推移表現(xiàn)出漸進增強的變化特點。

第三，就高等教育資源配置的空間效率而言，直接溢出與間接溢出效應(yīng)存在差異化的空間機制。利用空間杜賓模型發(fā)現(xiàn)直接溢出效應(yīng)與間接溢出效應(yīng)在提高資源配置效率時存在兩種空間機制。直接溢出效應(yīng)與靜態(tài)效率評價相似，但估計系數(shù)顯著降低，表明政府-市場對轄區(qū)內(nèi)高等教育提升的促進效應(yīng)大于對鄰近省域的輻射效應(yīng)，但間接溢出的作用機制則與直接溢出截然相反。

(二)政策建議

本文的實證研究結(jié)果在“后4%時代”對于平衡政府與市場關(guān)系，提升高等教育財政投入的配置效率具有較強的現(xiàn)實意義。針對研究結(jié)果，提出的政策建議如下：

第一，穩(wěn)步提高政府與市場部門的高等教育投入。公私兩部門的高等教育投入均對高等教育資源配置效率提高有積極的作用。因此，在“十四五”發(fā)展時期的總量投入方面，可積極推進財政性與事業(yè)性高等教育經(jīng)費投入的穩(wěn)步增長，不斷優(yōu)化公共部門與私人部門的投資環(huán)境，結(jié)合公共部門的宏觀調(diào)配與私人部門的自發(fā)調(diào)節(jié)，充分發(fā)揮政府與市場對資源配置效率提升的互補效應(yīng)。

第二，緊抓轉(zhuǎn)型發(fā)展的時機，轉(zhuǎn)變高等教育的投入模式。根據(jù)市場投入在靜態(tài)與空間效率評價中的優(yōu)異表現(xiàn)，適時轉(zhuǎn)變當前高等教育發(fā)展中“存量決定增量”的投入模式，將增量部分的投入“外包”給市場，鼓勵、引導(dǎo)和規(guī)范市場一方的私人高等教育投入，以政府宏觀投入為龍頭，以市場投入為著力點，全面提升高等教育的資源配置效率。

第三，適時轉(zhuǎn)換政府在承擔高等教育發(fā)展中的角色定位。在政府與市場的關(guān)系中，中央—省級—地方三級政府可適當弱化自身“守夜人”的身份定位，可通過“以點帶面，試點先行”的方式，適度放寬經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)或東南沿海地區(qū)民營資本進駐高等教育領(lǐng)域的限制，刺激民營資本的投資意愿，但同時在政策層面上注意方向性引導(dǎo)，切實向著服務(wù)者與監(jiān)督者的身份轉(zhuǎn)變[26]。