女性官員的政策偏向
——來自地級市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

陳 剛 錢李金莎

一、引 言

可能主要受到觀念歧視的束縛，在幾乎所有的政治領(lǐng)域，女性代表的比例都要低于女性人口占總?cè)丝诘谋壤?Chattopadhyay and Duflo，2004)。隨著性別平等理念深入人心，上述情況正在慢慢地被改變。截至2011 年，全球有超過一半的國家都實(shí)行了旨在提高女性政治權(quán)力的自愿政黨配額、候選人配額和保留席位等政治配額政策(Pande and Ford，2011)，這使得女性代表在各類議會和政黨候選人中的占比穩(wěn)步提高。統(tǒng)計(jì)顯示，2011 年全球已有15 個國家的元首或政府首腦由女性擔(dān)任，有32 個國家的議會會長是女性，有30 個國家的女性議員和女性部長占全部議員數(shù)和部長數(shù)的比例超過了30%。

在中國，男女平等是一項(xiàng)基本國策。在過去的二十多年里，中國在提高女性的經(jīng)濟(jì)、教育、健康、政治、法律等權(quán)益方面取得了舉世矚目的成就(國務(wù)院，2015)。其中，為了提高女性享有的政治地位，國務(wù)院自1995 年發(fā)布的歷次《中國婦女發(fā)展綱要》中，都提出了有關(guān)保障和提升女性參政議政能力的發(fā)展目標(biāo)。中共中央組織部在2001年也下發(fā)了《關(guān)于進(jìn)一步做好培養(yǎng)選拔女干部、發(fā)展女黨員工作的意見》，要求“省、市、縣三級黨政領(lǐng)導(dǎo)班子后備干部中的女干部，應(yīng)分別不少于10%、15%和20%”。最近，中共十九大報(bào)告中再次強(qiáng)調(diào)要“統(tǒng)籌做好培養(yǎng)選拔女干部”的要求。在這些積極政策的導(dǎo)向和推動之下，女性在中國各級地方領(lǐng)導(dǎo)干部中任職的比例和擔(dān)任正職干部的比例都得到了明顯提高。中共中央組織部數(shù)據(jù)顯示，省部級、地廳級和縣處級領(lǐng)導(dǎo)干部中女性所占比例分別由2000 年的8%、10.8%和15.1%，提高到了2009 年的11%、13.7%和16.6%；省部級、地廳級和縣處級正職領(lǐng)導(dǎo)干部中女性所占比例也分別由2000 年的1.7%、6.15%和7.05%，提高到了2009年的7.3%、10.4%和14.8%。大量的心理學(xué)和行為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，可能主要源于社會規(guī)范的影響，男女兩性的社會偏好存在顯著差異(Croson and Gneezy，2009)?；谥袊鐣幕榫爸械膶?shí)驗(yàn)研究同樣發(fā)現(xiàn)，女性的互惠偏好和利他偏好等社會偏好要顯著高于男性(周業(yè)安等，2013)。男女兩性內(nèi)在偏好的差異可能導(dǎo)致女性官員和男性官員有不同的政策偏向。同時(shí)，在兩性內(nèi)在偏好存在差異的情況下，女性官員還可能因?yàn)樯矸菡J(rèn)同效應(yīng)而更重視女性群體的政策需求和政策偏好，這會進(jìn)一步強(qiáng)化女性官員和男性官員政策偏向的差異。因此，為了識別公共政策隨著女性官員數(shù)量的增長而可能出現(xiàn)的變化，本文整理了2001—2015年中國地級市數(shù)據(jù)，并從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的角度衡量女性友好型(women-friendly)政策，在此基礎(chǔ)上評估女性官員對地方財(cái)政支出的影響。本文可能是首篇研究中國女性官員政策偏向的文獻(xiàn)，并在以下兩個方面對現(xiàn)有文獻(xiàn)研究做出了貢獻(xiàn)。

首先，本文豐富了對我國地方官員行為的認(rèn)知。毋庸諱言，各級地方政府都掌握著大量的資源配置權(quán)，地方官員的行為對我國經(jīng)濟(jì)各個方面都有著重要的影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)研究得出的一個基本共識是，晉升激勵可能是塑造地方官員行為的最主要激勵來源(周黎安，2007；徐現(xiàn)祥和王賢彬，2010)，同時(shí)地方官員的任職經(jīng)歷和受教育程度等個人特征也顯著影響了地方的經(jīng)濟(jì)增長和政策選擇(王賢彬等，2013)。但是，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未重視地方官員的性別及性別身份認(rèn)同是否顯著地影響了地方公共政策的選擇和實(shí)施。本文以我國地級市市委書記和市長為觀測樣本，研究了女性官員的政策偏向，豐富了對我國地方官員行為的認(rèn)知。

其次，擴(kuò)展了研究女性官員政策偏好的文獻(xiàn)。隨著女性政治地位的提高，理清女性官員(政治家)的政策偏好已成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中的一個重要課題。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要使用美國、印度、巴西、西班牙和瑞典等代議制民主國家的數(shù)據(jù)來研究女性議員比例的上升(或女性市長的當(dāng)選)對地方公共政策的影響。但是，使用代議制民主國家數(shù)據(jù)的研究面臨著一大難題，即難以分離在位官員和中間選民各自的政策偏好。在西方代議制民主國家，官員的政策選擇并非完全是由自己的政策偏好塑造的，其還受到地方選民偏好的顯著影響(Levitt，1996；Gerber 和Lewis，2004)。與代議制民主國家不同，我國各級地方官員的政策偏好有一定的獨(dú)立性，因此，使用我國數(shù)據(jù)能更可靠地識別和捕捉女性官員真實(shí)的政策偏好。

二、文獻(xiàn)評述

在代議制民主國家，政治家的性別等身份特征是否影響公共政策的選擇，是存在理論分歧的問題。選舉競爭模型(electoral competition model)表明(Downs，1957)，贏得競選或連任是政治候選人的主要目標(biāo)，候選人通過向選民做出具體政策承諾以贏得選民的支持。同時(shí)，為了贏得大多數(shù)選民的支持，候選人的承諾政策將會更接近中間選民的政策偏好。因此，當(dāng)候選人在贏得競爭之后，他們的政策選擇只是對中間選民政策偏好的回應(yīng)，而非他們自身政策偏好的反映。但是，選舉競爭模型是建立在政治候選人的政策承諾可置信的基礎(chǔ)上的。若不存在保證候選人事前政策承諾可置信的有效機(jī)制，政治候選人便可能實(shí)施事后不兌現(xiàn)政策承諾的機(jī)會主義行為。故而，公民-候選人模型(citizen candidate model)表明，政治競爭并非政治候選人間的競爭，而是選民(公民)選擇代理人的競爭。由于政治候選人事前的政策承諾不可置信，選民并非以政治候選人事前的承諾政策來選擇代理人，而是根據(jù)政治候選人的政策偏好、才能和品德選擇代理人(Besley 和Case，2000)。因此，當(dāng)選政治家是按照自身偏好來選擇和實(shí)施政策。經(jīng)驗(yàn)研究表明，公共政策實(shí)際上可能是由選民和政治家各自偏好共同塑造的(Levitt，1996；Gerber 和Lewis，2004)。

基于政治家的身份影響公共政策選擇的共識，許多文獻(xiàn)研究了女性政治家的政策偏好。其中，基于政治配額政策的研究發(fā)現(xiàn)，印度各州女性議員比例的上升顯著提高了女性友好型公共品的供給(Clots-Figueras，2005、2012)，但西班牙各城市女性議員比例的增加卻沒有顯著影響當(dāng)?shù)氐墓仓С稣?Campa，2011)。由于政治配額政策可能使政治候選人和中間選民的身份都發(fā)生了變化，這使得基于政治配額政策研究女性政治家政策偏好的文獻(xiàn)飽受質(zhì)疑(Ferreira 和Gyourko，2014)。另外，使用普通政治競選數(shù)據(jù)的研究，因難以分離選民和在位政治家各自的政策偏好，所以未能達(dá)成一致性結(jié)論(Brallo and Troiano，2016；Ferreira and Gyourko，2014)。

與代議制民主國家不同，我國經(jīng)濟(jì)制度是在中央向地方經(jīng)濟(jì)分權(quán)的同時(shí)，在政治上保持了中央統(tǒng)一領(lǐng)導(dǎo)的管理體制(Xu，2011)。因此，使用中國的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)女性政治家的政策偏向，具有以下兩方面的獨(dú)特優(yōu)勢。首先，在中央統(tǒng)一領(lǐng)導(dǎo)的管理體制下，我國的干部選拔實(shí)行“任命制”，地方官員均由上級黨委提名任命。這樣，我國地方官員的政策偏好有較高獨(dú)立性。其次，向地方分權(quán)的管理制度使得地方官員自身的政策偏好對地方公共政策的選擇和實(shí)施有著決定性影響。

三、偏好差異、身份認(rèn)同與政策偏向：理論假說

（一）偏好差異與政策偏向

“男主外，女主內(nèi)”是世界各國主要的家庭分工模式?！澳兄魍?，女主內(nèi)”家庭分工模式鼓勵男性積累市場技能(market skills)和市場資本(market capital)，女性則主要專注投資家庭技能(household skills)，承擔(dān)大部分養(yǎng)育子女的責(zé)任，這導(dǎo)致女性往往比男性有更高的勞動力市場進(jìn)入成本，并在勞動力市場上更缺乏競爭力。雖然女性投資家庭技能的收益可以通過婚姻關(guān)系在家庭中內(nèi)部化，但離異女性和單身女性仍無法獲得投資家庭技能的全額補(bǔ)償(Hunt 和Rubin，1980)。正是由于在勞動力市場上處于相對劣勢地位，女性普遍比男性有更低風(fēng)險(xiǎn)偏好和有更關(guān)心他人、更不愿意競爭等偏好(Croson 和Gneezy，2009)，進(jìn)而女性可能比男性更關(guān)心社會福利、教育、健康、不平等、就業(yè)和再分配等有助于保障和改善社會弱勢群體的公共事務(wù)(Rehavi，2008)。

在我國，女性和男性對公共服務(wù)的需求和偏好基本符合上述預(yù)期。2010 年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)詢問了受訪者“您認(rèn)為就我國當(dāng)前的情況而言，下列各項(xiàng)問題中最重要的是哪個”的問題。其中，選擇“教育”的女性和男性比例分別占23.3%和21%，前者比后者高2.3%，且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，這意味著我國女性可能比男性更重視教育事業(yè)的發(fā)展。同時(shí)，選擇“經(jīng)濟(jì)”和“恐怖主義”選項(xiàng)的男性的比例在10%的顯著性水平上高于女性的比例，意味著我國男性可能比女性更重視經(jīng)濟(jì)性事務(wù)及公共安全。其具體情況見表1。

表1 我國的女性和男性對公共服務(wù)的偏好差異(CGSS 2010)

若男女兩性內(nèi)在偏好存在差異，那么兩性內(nèi)在偏好的差異可能導(dǎo)致男性官員和女性官員有不同的政策偏向。其中，女性官員在施政過程中可能與普通女性一樣更重視發(fā)展教育、健康等女性更關(guān)心的公共事務(wù)，從而偏向?qū)嵤┡杂押眯凸舱摺?/p>

（二）身份認(rèn)同與政策偏向

除了兩性內(nèi)在偏好的影響，身份認(rèn)同效應(yīng)還可能進(jìn)一步強(qiáng)化女性官員和男性官員的政策偏向差異。在社會生活中，個人因先天背景、后天社會聯(lián)系和社會生活等的不同而有多重身份。身份認(rèn)同即指個人對某一社會類屬的歸屬感，以及個人對同屬該社會類屬的人應(yīng)如何行為的觀念。由于各個社會類屬都有自己特定的行為規(guī)范和理念，因而個人對某一社會類屬的身份認(rèn)同，即是對該社會類屬的行為規(guī)范和理念的認(rèn)同。因此，身份認(rèn)同對個人的行為有重要影響。若個人認(rèn)同自己是某個社會類屬中的一員，那么，當(dāng)他自己的行為不符合該社會類屬的行為規(guī)范和理念時(shí)，他將會損失效用。同時(shí)，若該社會類屬中其他人的行為不符合該社會類屬的行為規(guī)范和理念時(shí)，個人也會遭受效用的損失，并且這時(shí)個人可能通過報(bào)復(fù)性反應(yīng)來減輕其效用損失(Akerlof 和Kranton，2000)。根據(jù)身份認(rèn)同理論的預(yù)期，女性政治家的身份認(rèn)同使得她們的行為更符合女性社會類屬的行為規(guī)范和理念，并促使她們更關(guān)注女性公民的偏好，進(jìn)而更偏向選擇和實(shí)施女性友好型政策(Besley 和Case，2000)。

（三）理論假說

基于以上分析，男女兩性內(nèi)在偏好的差異可能導(dǎo)致女性官員和男性官員具有不同的政策偏向。其中，女性官員在施政過程中可能更重視發(fā)展教育、健康等女性更關(guān)心的公共事務(wù)，從而更偏向?qū)嵤┡杂押眯凸舱摺Ｍ瑫r(shí)，性別身份認(rèn)同還會進(jìn)一步強(qiáng)化女性官員對女性友好型公共政策的偏向。由此，本文提出如下有待檢驗(yàn)的理論假說。

理論假說：源自兩性內(nèi)在偏好和身份認(rèn)同的影響，女性官員可能比男性官員更偏向選擇和實(shí)施女性友好型公共政策。

四、數(shù)據(jù)、變量描述與模型設(shè)定

本文使用2001—2015 年我國26 個省份的286 個地級市數(shù)據(jù)，估計(jì)女性官員是否更偏向選擇和實(shí)施女性友好型政策?；鶞?zhǔn)模型設(shè)定為以下形式：

上式中，被解釋變量WFP 是衡量女性友好型政策的代理變量。解釋變量中，F(xiàn)F 是衡量地方官員性別身份的啞變量。其中，女性官員賦值為1，男性官員賦值為0。FF 前面的回歸系數(shù)的符號和顯著性是本文關(guān)注的重點(diǎn)。另外，我們還在解釋變量中納入了其他可能影響地方公共政策的官員特征變量組成的向量W 和城市特征變量組成的向量Z。其中，官員特征變量包括官員的年齡、任期和學(xué)歷；城市特征變量包括城市的人口規(guī)模和人均GDP。

（一）女性友好型政策

財(cái)政政策和貨幣政策是政府調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的主要政策手段。在我國的地方政府層面，財(cái)政支出政策則是地方官員實(shí)現(xiàn)自己政策意圖的最重要政策工具，地方官員的政策偏向也將在地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化中得到反映。因此，本文使用各地級市的教育支出占公共財(cái)政支出的比例作為地方官員的女性友好型政策偏向的代理變量。這樣做的合理性是，“男主外，女主內(nèi)”的家庭分工模式使得女性主要專注投資家庭技能，并承擔(dān)大部分養(yǎng)育子女的責(zé)任。與男性相比，女性往往更重視教育事業(yè)的發(fā)展，故而教育支出可能是一項(xiàng)較為典型的女性友好型支出。特別是在地級市層面可能更是如此，因?yàn)榈丶壥械慕逃С鲋饕腔A(chǔ)教育支出。教育支出占公共財(cái)政支出的比例也是現(xiàn)有研究文獻(xiàn)中用來代理女性友好型政策的主要變量(Ferreira 和Gyourko，2014；Campa，2011；Clots-Figueras，2005、2012)。

（二）地方官員

我國的地方治理組織包括黨政兩條線，地級市的市委書記和市長的政策偏向都可能對本地公共財(cái)政支出產(chǎn)生重要影響。我國各地級市市長和市委書記信息通過各地級市官網(wǎng)和百度百科等搜索引擎檢索得到。需要特別說明的是，若地級市市委書記(或市長)在某年發(fā)生了更替，我們將在更替年份任職時(shí)間最長的市委書記(或市長)認(rèn)定為該市當(dāng)年的在位市委書記(或市長)。統(tǒng)計(jì)顯示，2001 年在納入統(tǒng)計(jì)的266 位地級市市委書記中，僅有8 位女性市委書記，女性市委書記的占比是3%。直到2010 年，我國的女性市委書記數(shù)量和占比情況都較為穩(wěn)定。在2011 年之后，女性市委書記的數(shù)量和占比都有明顯的增長，2015 年女性市委書記的數(shù)量已有18 位，占當(dāng)年納入統(tǒng)計(jì)的288 位市委書記規(guī)模的6.36%。同時(shí)，中國在任的女市長數(shù)和女市長數(shù)占全部市長數(shù)的比例在2001 年之后都呈穩(wěn)定上升的趨勢。2001 年，在納入統(tǒng)計(jì)的276 位市長中，女性市長僅有5 位，但到2015 年，在任的女性市長數(shù)已增長到22 人，占當(dāng)年在任市長總數(shù)的比例也上升到7.7%，比2001 年增長了5.88%。2001—2015 年我國女性市委書記和市長規(guī)模的增大，直觀地表明了我國女性享有的政治地位在過去二十多年里得到了大幅度提高。

（三）控制變量

方程(1)的控制變量中納入了官員特征和城市特征變量。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)中研究地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)方程的變量選取(王賢彬等，2013；吳敏和周黎安，2018)，官員特征變量中納入了官員的年齡、任期和學(xué)歷。其中，年齡是在任官員的周歲年齡，任期是在任官員任現(xiàn)職的周年任期，學(xué)歷是按照官員學(xué)歷由低到高賦值為0～4 的整數(shù)的排序變量，分別對應(yīng)專科以下、?？啤⒈究?、碩士研究生和博士研究生學(xué)歷。城市特征變量中納入了人均GDP(對數(shù))和人口規(guī)模(對數(shù))，在具體回歸時(shí)納入的是它們的滯后1期，人均GDP 和人口規(guī)模數(shù)據(jù)摘自歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

五、女性官員的政策偏向：經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

（一）基本結(jié)果

表2 報(bào)告了對回歸方程(1)的OLS 估計(jì)結(jié)果。其第(1)列和第(2)列報(bào)告了使用全樣本的回歸結(jié)果。在其第(1)列回歸方程的解釋變量中，除去納入了女性官員虛擬變量之外，還納入了城市人口規(guī)模和人均GDP，并在方程中控制了時(shí)間和地區(qū)固定效應(yīng)。其中，女性官員變量的回歸系數(shù)估計(jì)值是0.004，雖然其未能通過10%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，但非常接近(相伴概率是0.113)通過。在其第(2)列的回歸方程中進(jìn)一步納入了地方官員的年齡、任期和學(xué)歷等官員特征變量，結(jié)果顯示女性官員變量的回歸系數(shù)估計(jì)值和顯著性水平較之第(1)列的情況并未發(fā)生明顯的變化。

另外，鑒于樣本城市中的教育支出占比最高已達(dá)49.4%，而最低只有1%，為避免教育支出占比在各城市間的異常波動可能對回歸結(jié)果造成干擾，本文對教育支出占比變量進(jìn)行了前后1%的Winsorize 縮尾處理。表2 中第(3)列和第(4)列中報(bào)告了使用縮尾樣本的回歸結(jié)果。其第(3)列回歸納入的解釋變量與第(1)列一樣，我們重點(diǎn)關(guān)注的女性官員變量的回歸系數(shù)估計(jì)值是0.005，并通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這說明女性官員顯著提高了當(dāng)?shù)亟逃С稣脊藏?cái)政支出的比例，在平均意義上，在由女性擔(dān)任市委書記或市長的地級市，當(dāng)?shù)亟逃С稣脊藏?cái)政支出的比例要比由男性擔(dān)任市委書記或市長的地級市高出0.5%左右。在其第(4)列中，我們進(jìn)一步在解釋變量中納入了地方官員的年齡、任期和學(xué)歷等變量，女性官員變量的回歸系數(shù)估計(jì)值和顯著性水平較之第(3)列中并未發(fā)生明顯變化，說明女性官員顯著提高了當(dāng)?shù)亟逃С稣脊藏?cái)政支出的比例，且女性官員對教育支出的這種正向影響并不是由女性官員和男性官員在年齡、任期和學(xué)歷上的差異造成的。

表2 女性官員對教育支出的影響

總體而言，表2 中的回歸結(jié)果支持了前文提出的理論假說，說明我國地方官員的性別身份的確對地方公共政策的選擇和實(shí)施產(chǎn)生了顯著影響。其中，由于男女兩性內(nèi)在偏好和身份認(rèn)同的影響，女性官員可能比男性官員更為關(guān)注女性群體的需求和偏好，這促使女性官員在施政過程中偏向?qū)⒏嗟呢?cái)政資源用于發(fā)展教育等女性友好型公共事務(wù)。

（二）官員任職經(jīng)歷的影響

官員的任職經(jīng)歷可能顯著地影響著他們的政策偏好(G?hlmann and Vaubel，2007)。特定的任職經(jīng)歷可能會改變官員的政策偏好，還可能促使官員更積極地回應(yīng)與其任職經(jīng)歷相關(guān)的特殊利益集團(tuán)的政策訴求。因此，若女性官員與男性官員在可能影響地方教育支出的任職經(jīng)歷上存在顯著差異，那么表2 中的回歸就可能因遺漏官員任職經(jīng)歷而存在估計(jì)偏誤。鑒于此，本文將衡量地方官員是否有在教育部門、共青團(tuán)和婦聯(lián)任職經(jīng)歷的虛擬變量納入方程。表3 第(1)列納入了衡量地方官員是否有在教育部門任職經(jīng)歷的啞變量，其回歸系數(shù)估計(jì)值為正，但未能通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)本文重點(diǎn)關(guān)注的女性官員的回歸系數(shù)估計(jì)值符號依然為正，并通過了5%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)；第(2)列納入了衡量地方官員是否有在共青團(tuán)任職經(jīng)歷的啞變量，其回歸系數(shù)估計(jì)值不顯著地為負(fù)，但女性官員的回歸系數(shù)估計(jì)值還是在5%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平上為正；第(3)列納入衡量地方官員是否有在婦聯(lián)任職經(jīng)歷的啞變量，其回歸系數(shù)估計(jì)值為負(fù)但不顯著，女性官員回歸系數(shù)的估計(jì)值依然為正，雖然回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差有所增大，但回歸系數(shù)還是能夠通過10%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)；在第(4)列，我們把衡量地方官員是否有在教育部門、共青團(tuán)和婦聯(lián)任職的啞變量一起納入了回歸方程，這三個變量的回歸系數(shù)符號和顯著性都沒有發(fā)生明顯的變化。更重要的是，女性官員回歸系數(shù)的估計(jì)值同樣是正的，且能通過10%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。表3 中的回歸結(jié)果說明，女性官員比男性官員偏好更多的教育支出，并不能由女性官員和男性官員在任職經(jīng)歷上的差異來解釋，意味著兩性內(nèi)在偏好的差異和性別身份認(rèn)同才是造成女性官員和男性官員在教育支出偏向上存在顯著差異的主要原因。

表3 官員任職經(jīng)歷對教育支出的影響

（三）地方官員的任命

表2 中的回歸結(jié)果還可能因?yàn)樯霞壊块T對地方官員的選擇性任命而存在估計(jì)偏誤。我國的制度是在綜合評估官員的“德、能、勤、績、廉”等條件的基礎(chǔ)上，考核和選拔地方官員的。許多研究發(fā)現(xiàn)官員的能力和政績顯著影響了其晉升概率(Li 和Zhou，2005；Jia 等，2015)。官員的個人能力及其主政部門的績效是上級部門在任命市委書記和市長時(shí)的重要參考標(biāo)準(zhǔn)和依據(jù)。因此，若上級部門重視教育事業(yè)，那么上級部門可能會通過任命更有能力的市委書記和市長，或任命更重視教育事業(yè)的市委書記和市長，以此促進(jìn)地方教育事業(yè)的發(fā)展。雖然在主要圍繞GDP 增長的晉升錦標(biāo)賽體制中，上級部門因重視教育事業(yè)而選擇性地任命市委書記和市長這種情況存在的可能性較低，但這在理論上也不能完全被排除。

為了排除上述擔(dān)憂，本文接下來使用各地級市是否出現(xiàn)了女性官員及女性官員在樣本期間(2001—2015 年)的任職年數(shù)對地級市初期(2001 年)的教育發(fā)展情況進(jìn)行了回歸，以檢驗(yàn)各地級市初期的教育發(fā)展情況是否是影響上級部門為當(dāng)?shù)厝蚊晃慌允形瘯浐褪虚L的重要因素。結(jié)果顯示，教育支出、中學(xué)生師比和小學(xué)生師比等三個衡量地方教育發(fā)展情況的變量影響是否出現(xiàn)女性官員和女性官員在位年數(shù)的回歸系數(shù)都不能通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，表明初期的教育發(fā)展情況對各地級市是否出現(xiàn)了女性官員的概率以及對女性官員的任職年數(shù)都沒有顯著影響，意味著并不存在因上級部門為發(fā)展地方教育而選擇性任命女性官員的現(xiàn)象。

（四）倍差法估計(jì)

為了避免方程中可能存在的因遺漏變量造成的估計(jì)偏誤影響，本文接下來使用匹配倍差法來估計(jì)女性官員上任和卸任的政策事件對地方教育支出的影響。具體而言，首先，本文將樣本期間出現(xiàn)過女性官員的地級市作為處理組，并將與處理組隸屬同一省份且與處理組在地理上接壤的地級市作為對照組，設(shè)置處理組啞變量du 來區(qū)分對照組和處理組，變量du 在處理組的賦值是1，對照組的賦值是0。其次，本文將女性官員上任和女性官員卸任作為兩次獨(dú)立的政策事件，并設(shè)置了女性官員上任(dt)和女性官員卸任(dt)兩個時(shí)間啞變量。其中，變量dt在女性官員在任的年份賦值是1，女性官員上任前的年份賦值是0；變量dt在女性官員卸任后的年份賦值是1，在女性官員在任的年份賦值是0。同時(shí)，本文對女性官員上任和卸任事件的政策前和政策后時(shí)間段都進(jìn)行了平衡處理。表4 報(bào)告了倍差法估計(jì)結(jié)果。

表4 女性官員對教育支出的影響：倍差法估計(jì)

表4 第(1)列和第(2)列納入的倍差法變量衡量的是女性官員上任政策事件的du×dt。其第(1)列的方程納入了人口規(guī)模和人均GDP，并同時(shí)控制了時(shí)間和地區(qū)固定效應(yīng)，這時(shí)倍差法變量的回歸系數(shù)的估計(jì)值在1%的顯著性水平上為正。其第(2)列的方程把地方官員的年齡、任期和學(xué)歷等官員特征變量也納入了方程，倍差法變量的回歸系數(shù)的估計(jì)值仍然在1%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平上為正。表4 第(1)列和(2)列的倍差法估計(jì)與之前表3 中的發(fā)現(xiàn)是一致的，說明女性官員上任顯著提高了當(dāng)?shù)亟逃С稣脊藏?cái)政支出的比例，平均而言，女性官員上任使得當(dāng)?shù)亟逃С稣脊藏?cái)政支出的比例提高了0.9%左右。表4 中第(3)列和第(4)列納入的倍差法變量是衡量女性官員卸任政策事件的du×dt。估計(jì)結(jié)果顯示，倍差法變量的回歸系數(shù)的估計(jì)值都未能通過顯著性檢驗(yàn)，說明女性官員的卸任并未如預(yù)期那樣顯著降低當(dāng)?shù)氐慕逃С稣脊藏?cái)政支出的比例。對此可能的解釋是，地方公共政策變化在女性官員卸任之后可能會存在一定的政策時(shí)滯，而且對于教育等易被社會公眾感知的社會性支出來說，其向下的調(diào)整還可能存在一定的剛性。這些原因使得在女性官員卸任之后，教育支出占地方公共財(cái)政支出的比例并不會在短期內(nèi)出現(xiàn)明顯的下降。

六、模型擴(kuò)展

（一）晉升激勵與財(cái)政激勵的影響

現(xiàn)有研究認(rèn)為，晉升激勵和財(cái)政激勵是我國地方官員行為的主要激勵來源(周黎安，2007；Qian and Weingast，1997)。晉升激勵和財(cái)政激勵可以提高地方官員發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)的積極性，但也導(dǎo)致了地方官員“重經(jīng)濟(jì)建設(shè)，輕公共服務(wù)”的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向。對于本文關(guān)注的地方財(cái)政中的教育支出，其雖然長期對地方經(jīng)濟(jì)增長有著重要作用，但在地方官員任期內(nèi)較難提升地方的經(jīng)濟(jì)增速和財(cái)政收入，這與地方官員的晉升激勵和財(cái)政激勵均不相容。因此，晉升激勵和財(cái)政激勵可能會削弱女性官員對本地教育支出的正向影響規(guī)模。

為了檢驗(yàn)以上猜想，本文將女性官員變量與衡量晉升激勵和財(cái)政激勵的變量的交互項(xiàng)納入回歸方程(1)。按照我國現(xiàn)行《國家公務(wù)員暫行條例》的規(guī)定，男性公務(wù)員年滿60 周歲、女性公務(wù)員年滿55 周歲應(yīng)當(dāng)退休。同時(shí)依據(jù)慣例，地方官員在退休之前往往要提前3 年退居二線。因此，上任時(shí)已年滿52 周歲的女性官員的晉升激勵強(qiáng)度，可能會低于上任時(shí)更年輕的女性官員的晉升激勵強(qiáng)度。鑒于此，本文按女性官員上任時(shí)的年齡設(shè)置了一個度量官員晉升激勵強(qiáng)度的虛擬變量AGE。若官員上任時(shí)尚未年滿52 周歲，變量AGE賦值為1；反之，賦值為0。由于我國地級市官員的平均任期是3～4 年，且在第3 年任期之后，官員離任的概率大幅增加，其晉升激勵也相應(yīng)會弱化(吳敏和周黎安，2018)。對此，本文還基于官員任期設(shè)置了一個度量官員晉升激勵強(qiáng)度的變量TENU。若官員任期未滿3 年(包括3 年)，變量TENU的賦值為1；反之，賦值為0。財(cái)政激勵是以地方財(cái)政支出與財(cái)政收入之比來衡量的。因?yàn)樨?cái)政支出與財(cái)政收入之比越高，意味著有更大的財(cái)政自主權(quán)，從而也有更強(qiáng)的財(cái)政激勵?；貧w結(jié)果顯示，女性官員與晉升激勵和財(cái)政激勵變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均為負(fù)，但都未能通過顯著性檢驗(yàn)，表明更強(qiáng)的晉升激勵和財(cái)政激勵都可能在一定程度上削弱女性官員對本地教育支出的正向影響規(guī)模，但這種效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，意味著由兩性內(nèi)在偏好差異和身份認(rèn)同效應(yīng)導(dǎo)致的女性官員對女性友好型公共事務(wù)的偏向，可能并不會隨著晉升激勵和財(cái)政激勵強(qiáng)度的變化而變化。

（二）黨政官員的差異

我國的地方治理組織包括黨政兩條線，地方黨委和地方政府對地方公共事務(wù)分別負(fù)有“首位責(zé)任”和“法定責(zé)任”，所以市委書記和市長對地方公共事務(wù)都有重要影響。實(shí)際上，地方黨委和地方政府的職責(zé)分工不同，地方黨委對本地公共事務(wù)發(fā)揮總攬全局的作用，地方政府負(fù)責(zé)具體實(shí)施。因此，市委書記和市長對教育支出的影響可能會存在差異。本文接下來分別使用市委書記和市長樣本進(jìn)行回歸分析，以此估計(jì)女性市委書記和女性市長對本地教育支出的影響差異。

表5 中第(1)列和第(2)列是使用市委書記樣本的回歸，其中女性官員變量的回歸系數(shù)估計(jì)值符號為正，說明女性市委書記增加了本地教育支出，但其影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。表5 第(3)列和第(4)列是使用市長樣本的回歸，女性官員的回歸系數(shù)估計(jì)值較之第(1)列和第(2)列有大幅提高，并通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，說明女性市長顯著提高了本地的教育支出。這說明，女性市長對本地教育支出的正向影響不僅在統(tǒng)計(jì)上高度顯著，且影響規(guī)模也明顯大于女性市委書記的影響規(guī)模。對此可能的解釋是，按照《預(yù)算法》的規(guī)定，地級市每年的預(yù)算支出都要經(jīng)過地級市人民代表大會審議通過，并按照審議通過的預(yù)算執(zhí)行。但在現(xiàn)實(shí)中，市委書記和市長的政策偏好直接影響著各政府部門的年度和中長期發(fā)展規(guī)劃，進(jìn)而影響各政府部門編制的預(yù)算。另外，根據(jù)各地級市財(cái)政追加資金審批辦法，在預(yù)算執(zhí)行過程中遇到需要追加資金的情況，可經(jīng)過市長、常務(wù)副市長、市長辦公會或市政府常務(wù)會議審批后追加支出(吳敏和周黎安，2018)。所以，雖然市委書記和市長的政策偏好都可以通過影響各政府部門的發(fā)展規(guī)劃而間接地影響本地財(cái)政支出，但市長還可以通過追加預(yù)算審批的方式直接影響本地財(cái)政支出，對地方財(cái)政支出的影響可能因此更為直接且更為重要。

表5 女性官員對教育支出的影響：書記和市長的差異

（三）更換被解釋變量

按照理論預(yù)期，“男主外，女主內(nèi)”的家庭分工模式往往會促使女性更專注投資家庭技能和承擔(dān)大部分養(yǎng)育子女的責(zé)任，使女性比男性更關(guān)心教育等社會性公共事務(wù)(Rehavi，2008)，男性則可能比女性更關(guān)心經(jīng)濟(jì)性事務(wù)。CGSS 2010 調(diào)查結(jié)果也顯示，中國的女性和男性對公共政策的偏好是存在差異的，其中女性比男性更重視教育事業(yè)的發(fā)展，而男性則比女性更重視經(jīng)濟(jì)性事務(wù)和公共安全。上述兩性內(nèi)在偏好的差異將導(dǎo)致女性官員在施政過程中與普通女性一樣更為關(guān)注社會性公共事務(wù)，而其身份認(rèn)同還會進(jìn)一步強(qiáng)化女性官員的政策偏向。除了教育支出，官方統(tǒng)計(jì)資料還提供了醫(yī)療衛(wèi)生支出和科學(xué)技術(shù)支出數(shù)據(jù)，其中醫(yī)療衛(wèi)生支出與教育支出都屬于社會性支出的范疇，也是一項(xiàng)較為典型的女性友好型支出。不過，科學(xué)技術(shù)支出之于女性的偏好而言，可能是中性的，或者可能更接近男性經(jīng)濟(jì)性偏好的支出。有鑒于此，本文在接下來估計(jì)了女性官員對醫(yī)療衛(wèi)生和科學(xué)技術(shù)支出占公共財(cái)政支出比例的影響。若女性官員顯著增加了醫(yī)療衛(wèi)生支出，同時(shí)對科學(xué)技術(shù)支出占比沒有影響，或者有負(fù)向的影響，那么，這樣的結(jié)果有助于進(jìn)一步支持前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 中第(1)列和第(2)列報(bào)告了醫(yī)療衛(wèi)生支出占比的回歸結(jié)果，女性官員變量的回歸系數(shù)都為正，且都能通過5%的顯著性檢驗(yàn)，說明女性官員顯著提高了醫(yī)療衛(wèi)生支出的占比，意味著女性官員比男性官員更偏向女性友好型公共政策，這支持前文結(jié)論的穩(wěn)健性。表6 第(3)列和第(4)列報(bào)告了科學(xué)技術(shù)支出占比的回歸結(jié)果，女性官員變量的回歸系數(shù)符號不顯著為負(fù)，說明女性官員對科學(xué)技術(shù)這類非女性友好型支出的影響并不顯著，符合理論預(yù)期，這也在一定程度上支持前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 女性官員對醫(yī)療衛(wèi)生和科學(xué)技術(shù)支出的影響

七、總結(jié)性評述

男女平等是我國的一項(xiàng)基本國策。在過去的二十多年里，我國女性享有的政治地位有了顯著提高，政治權(quán)力明顯增加，我國各級地方領(lǐng)導(dǎo)干部中的女性官員數(shù)量和女性官員占比都明顯提高了。源自兩性內(nèi)在偏好和身份認(rèn)同的影響，女性官員在施政過程中更偏向選擇和實(shí)施女性友好型公共政策。

本文使用2001—2015 年我國地級市數(shù)據(jù)，并從地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的角度衡量女性友好型公共政策。其結(jié)果顯示，女性官員顯著提高了教育支出占公共財(cái)政支出的比例，在女性官員任市委書記或市長的地級市，當(dāng)?shù)氐慕逃С稣脊藏?cái)政支出的比例要比由男性官員任市委書記或市長的地級市高出0.5%左右，且這與官員的任職經(jīng)歷無關(guān)，也排除了逆向因果關(guān)系存在的可能。同時(shí)，本文通過刻畫女性官員上任政策事件的倍差法估計(jì)也發(fā)現(xiàn)，女性官員上任顯著提高了教育支出占公共財(cái)政支出的比例。本文進(jìn)一步的研究還發(fā)現(xiàn)，更強(qiáng)的晉升激勵和財(cái)政激勵都可能在一定程度上削弱女性官員對本地教育支出的正向影響規(guī)模，但這種效應(yīng)沒能通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。另外，本文基于醫(yī)療衛(wèi)生和科學(xué)技術(shù)支出的穩(wěn)健性檢驗(yàn)也支持女性官員對女性友好型政策的偏向。

我國經(jīng)濟(jì)自改革開放以來連續(xù)40 多年的高速增長令人印象深刻，但不必諱言，我國的基礎(chǔ)教育等社會性公共事務(wù)的發(fā)展則滯后于經(jīng)濟(jì)增長。從傳統(tǒng)的“男主外，女主內(nèi)”視角看，其家庭分工模式塑造了女性更關(guān)心基礎(chǔ)教育等社會性公共事務(wù)的偏好，而我國女性政治地位的提高不僅有助于更好地滿足女性群體的政策需求和政策偏好以及保障和增加女性群體享有的各項(xiàng)相關(guān)權(quán)益，而且有益于促進(jìn)我國的社會性公共事務(wù)的發(fā)展。