“營(yíng)改增”、生源流動(dòng)與基礎(chǔ)教育均衡發(fā)展

陳建偉 蘇麗鋒

(對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 教育與開放經(jīng)濟(jì)研究中心， 北京 100029)

一、引言

在多級(jí)政府體制框架下，政府間稅權(quán)分配與支出責(zé)任的劃分關(guān)系到基礎(chǔ)教育資源配置均衡的效率與公平。基礎(chǔ)教育資源配置的一般均衡理論分析認(rèn)為，基礎(chǔ)教育實(shí)施財(cái)政分權(quán)并結(jié)合中央適度干預(yù)的教育財(cái)政體制，能夠促進(jìn)基礎(chǔ)教育資源配置均衡的效率與公平(1)參見丁維莉、陸銘：《教育的公平與效率是魚和熊掌嗎——基礎(chǔ)教育財(cái)政的一般均衡分析》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2005年第6期。。有關(guān)財(cái)政分權(quán)與地方教育公共品供給的相關(guān)研究卻發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)降低了地方政府的教育供給(2)參見喬寶云、范劍勇、馮興元：《中國(guó)的財(cái)政分權(quán)與小學(xué)義務(wù)教育》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2005年第6期。，其中財(cái)政分權(quán)引起的地方政府生產(chǎn)性支出偏向是引發(fā)地方教育供給不足的重要成因。盡管現(xiàn)有研究表明財(cái)政分權(quán)化進(jìn)程總體不利于激勵(lì)地方政府增加公共教育支出，但是我們知之甚少的是財(cái)政收入權(quán)上移的體制調(diào)整如何影響基礎(chǔ)教育資源在地區(qū)內(nèi)的配置變化及其均衡結(jié)果。隨著我國(guó)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化持續(xù)推進(jìn)，教育資源優(yōu)化配置問題越來(lái)越受到學(xué)界重點(diǎn)關(guān)注(3)參見尚偉偉、郅庭瑾：《人口變動(dòng)與教育資源優(yōu)化配置——中國(guó)教育發(fā)展論壇2019綜述》，《清華大學(xué)教育研究》2019年第3期。，而推動(dòng)基礎(chǔ)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展也是政府的重要目標(biāo)。因此，研究財(cái)稅體制調(diào)整對(duì)基礎(chǔ)教育資源配置均衡動(dòng)態(tài)調(diào)整的影響具有十分重要的理論和政策參考意義。

本文利用2012年開始試點(diǎn)并于2016年全國(guó)推行的“營(yíng)改增”政策，量化評(píng)估集權(quán)化的財(cái)稅體制調(diào)整如何影響基礎(chǔ)教育生源流動(dòng)，并深入考察政策效應(yīng)的異質(zhì)性及其作用機(jī)制?；A(chǔ)教育學(xué)齡人口流動(dòng)在一定程度上反映了基礎(chǔ)教育資源配置均衡狀況。理論上，如果在給定條件下區(qū)域間已經(jīng)實(shí)現(xiàn)教育資源配置均衡，家庭則不再有流動(dòng)和擇校的需求；反之，生源的定向流動(dòng)就能夠反映流入地與流出地之間存在非均衡的資源配置。計(jì)量模型回歸結(jié)果表明，政策改革明顯促進(jìn)了地市內(nèi)部中學(xué)在校生向市轄區(qū)集中，城市市區(qū)的普通中學(xué)校均規(guī)模相對(duì)上升，但是市區(qū)與非市區(qū)之間的生師比沒有明顯的差異化趨勢(shì)。重新定義樣本等一系列檢驗(yàn)，都表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，也不存在政策的預(yù)期效應(yīng)。地市范圍內(nèi)市轄區(qū)與非市轄區(qū)之間的財(cái)力差異、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，以及早期本地基礎(chǔ)教育撤點(diǎn)并校進(jìn)程等因素，輔助解釋了政策效應(yīng)的異質(zhì)性。進(jìn)一步機(jī)制分析表明政策效應(yīng)不太可能通過(guò)政府教育資源供給的渠道傳導(dǎo)，更可能通過(guò)教育需求轉(zhuǎn)移的渠道傳導(dǎo)。中學(xué)生源向城市市轄區(qū)集中的趨勢(shì)意味著原有基礎(chǔ)教育資源的區(qū)域配置受到新的不平衡因素影響，相對(duì)穩(wěn)定的教育財(cái)政體制已經(jīng)難以適應(yīng)高度流動(dòng)性的基礎(chǔ)教育生源結(jié)構(gòu)，迫切需要建立起新的基礎(chǔ)教育資源配置的區(qū)域均衡體制機(jī)制。

“營(yíng)改增”是中央近年來(lái)推行的結(jié)構(gòu)性減稅、調(diào)整中央與地方收入劃分改革的重要內(nèi)容，改革推行的動(dòng)機(jī)和時(shí)機(jī)相對(duì)獨(dú)立于教育資源配置狀況，因此可以作為準(zhǔn)隨機(jī)性質(zhì)的政策沖擊來(lái)進(jìn)行效應(yīng)評(píng)估。實(shí)際上，已經(jīng)有大量的研究評(píng)估“營(yíng)改增”政策改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。包括但不僅限于：“營(yíng)改增”對(duì)具備產(chǎn)業(yè)互聯(lián)的企業(yè)產(chǎn)生了明顯的減稅和分工效應(yīng)(4)參見范子英、彭飛：《“營(yíng)改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng):基于產(chǎn)業(yè)互聯(lián)的視角》，《經(jīng)濟(jì)研究》2017年第2期。；帶動(dòng)制造業(yè)生產(chǎn)率提高和創(chuàng)新提升(5)參見李永友、嚴(yán)岑：《服務(wù)業(yè)“營(yíng)改增”能帶動(dòng)制造業(yè)升級(jí)嗎?》，《經(jīng)濟(jì)研究》2018年第4期。；產(chǎn)生不同程度的價(jià)格效應(yīng)和收入分配效應(yīng)(6)參見倪紅福、龔六堂、王茜萌：《“營(yíng)改增”的價(jià)格效應(yīng)和收入分配效應(yīng)》，《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2016年第12期。?！盃I(yíng)改增”推行過(guò)程中沖擊到了那些營(yíng)業(yè)稅依賴程度較高的地方財(cái)政，但是對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響不大(7)參見盧洪友、王云霄、祁毓：《“營(yíng)改增”的財(cái)政體制影響效應(yīng)研究》，《經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較》2016年第3期。。從目前的文獻(xiàn)進(jìn)展來(lái)看，評(píng)估“營(yíng)改增”政策改革如何影響基礎(chǔ)教育發(fā)展的研究還非常缺乏。

與已有文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)還體現(xiàn)在如下兩個(gè)方面。第一，與現(xiàn)有研究中關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)財(cái)政教育支出作用的研究相比，本文重點(diǎn)考察了稅權(quán)上移的集權(quán)化改革如何影響受教育人口流動(dòng)和基礎(chǔ)教育資源配置區(qū)域均衡。本文提供的證據(jù)表明，盡管稅權(quán)上移的財(cái)稅體制改革明顯沖擊了基礎(chǔ)教育資源配置的區(qū)域均衡路徑，但是改革不太可能通過(guò)教育資源供給機(jī)制產(chǎn)生影響。第二，本文提出了教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制在基礎(chǔ)教育生源流動(dòng)和資源配置中的重要作用，為理解基礎(chǔ)教育資源配置均衡提供了不同視角。經(jīng)典的一般均衡分析假定家庭收入外生，家庭會(huì)根據(jù)稅收負(fù)擔(dān)和公共服務(wù)供給質(zhì)量的權(quán)衡而流動(dòng)，從而實(shí)現(xiàn)地方轄區(qū)之間的競(jìng)爭(zhēng)性公共品供給均衡。動(dòng)態(tài)環(huán)境中居民的教育需求內(nèi)生于居民家庭的就業(yè)與收入水平，而本文研究發(fā)現(xiàn)，家庭就業(yè)機(jī)會(huì)和收入增長(zhǎng)前景可能受到政府財(cái)稅體制調(diào)整的影響，因此有受教育人口的家庭會(huì)隨著就業(yè)和收入機(jī)會(huì)的變化而發(fā)生跨區(qū)域遷移。

本文剩余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分提供了一個(gè)簡(jiǎn)單的理論分析框架，用于更好地理解財(cái)稅體制調(diào)整如何影響基礎(chǔ)教育資源配置均衡；第三部分簡(jiǎn)要介紹本文的雙重差分研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源；第四部分報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析；第五部分是機(jī)制分析；最后是本文的結(jié)論與政策建議。

二、財(cái)稅體制與基礎(chǔ)教育均衡的理論分析框架

本部分將通過(guò)一個(gè)概念性分析框架來(lái)更好地闡釋政府間財(cái)稅體制調(diào)整如何影響基礎(chǔ)教育資源配置的一般均衡結(jié)果，從而解釋非均衡狀態(tài)下的受教育人口流動(dòng)。經(jīng)典理論基礎(chǔ)來(lái)自于Tiebout構(gòu)造的地方居民“用腳投票”模型(8)參見C. M. Tiebout, “A Pure Theory of Local Expenditures,” The Journal of Political Economy, vol. 64, no. 5, 1956, pp. 416-424.。假定存在大量轄區(qū)且轄區(qū)間的實(shí)際有效稅率、就業(yè)(收入)機(jī)會(huì)和公共服務(wù)供給水平有實(shí)質(zhì)性差別，居民有激勵(lì)通過(guò)遷移的方式使得自己的偏好、收入與地方基礎(chǔ)教育供給相匹配。家庭遷移可能帶來(lái)公共品供給的外溢效應(yīng)，而公共品外溢的空間格局與行政轄區(qū)的地理格局是否匹配反過(guò)來(lái)影響財(cái)政體制的資源配置均衡效率。如果公共支出利益的覆蓋范圍超出了轄區(qū)地理范圍，可以通過(guò)權(quán)衡財(cái)政集權(quán)化政策改革的福利成本與公共品“外部性”內(nèi)部化的收益而得到最優(yōu)的財(cái)稅體制模式，這是經(jīng)典的分權(quán)定理所闡述的道理(9)參見W. E. Oates, “An Essay on Fiscal Federalism,” Journal of Economic Literature, vol. 37, no. 3, 1999, pp. 1120-1149.。然而，經(jīng)典理論的一些結(jié)論，難以直接用于分析財(cái)稅體制和居民家庭收入持續(xù)變化的動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中。尤其是在政府間財(cái)政關(guān)系調(diào)整會(huì)直接影響地方政府自有財(cái)力和居民收入水平的情況下，基礎(chǔ)教育資源配置均衡會(huì)隨之調(diào)整。本文集中討論財(cái)稅體制促進(jìn)基礎(chǔ)教育資源配置均衡調(diào)整的兩個(gè)重要因素。

第一個(gè)重要因素是由地方政府財(cái)力決定的供給因素。經(jīng)典理論強(qiáng)調(diào)，公共產(chǎn)品供給的均衡水平部分地取決于公共品的潛在價(jià)格(即稅率)彈性。保持其他條件不變，提升稅率或稅收收入有助于提高公共品的供給。就“營(yíng)改增”財(cái)稅體制改革而言，改革前營(yíng)業(yè)稅收入基數(shù)較大的地區(qū)在改革后能夠繼續(xù)維持高分享稅收入，但是長(zhǎng)期看那些服務(wù)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱和政府自有財(cái)力相對(duì)不足的地方則政府財(cái)力增長(zhǎng)乏力。一些對(duì)“省直管縣”、義務(wù)教育新機(jī)制改革等重要政策的經(jīng)驗(yàn)評(píng)估表明，地方教育支出水平受到體制改革的顯著影響(10)參見黃斌、 苗晶晶、 金?。骸丁靶聶C(jī)制”改革對(duì)農(nóng)村中小學(xué)公用經(jīng)費(fèi)的因果效應(yīng)分析——基于準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究設(shè)計(jì)》，《中國(guó)教育學(xué)刊》2017年第11期；B. Huang, et al., “The Impact of Province-Managing-County Fiscal Reform on Primary Education in China,” China Economic Review, vol. 45, 2017, pp. 45-61；孫志軍、 杜育紅、 李婷婷：《義務(wù)教育財(cái)政改革:增量效果與分配效果》，《北京大學(xué)教育評(píng)論》2010年第1期。。綜上，調(diào)整政府間財(cái)政關(guān)系的財(cái)稅體制改革可能會(huì)通過(guò)地方政府自有財(cái)力影響地方政府教育支出。那些稅源較為充足、自有財(cái)力較強(qiáng)的地方政府有較高的基礎(chǔ)教育供給彈性，而那些稅源不充足、自有財(cái)力不強(qiáng)的地方政府基礎(chǔ)教育供給彈性相對(duì)不高，因此在政策沖擊下財(cái)力充足地區(qū)與不充足地區(qū)之間產(chǎn)生基礎(chǔ)教育非均衡發(fā)展。一份嘗試性研究表明，以稅收表征的地方財(cái)政能力強(qiáng)(稅收能力下移)，越能夠推動(dòng)公共教育資源配置的空間分散化(11)參見陳建偉、 祁毓、 紀(jì)雯雯：《地方財(cái)政能力如何影響學(xué)校布局》，《教育經(jīng)濟(jì)評(píng)論》2018年第6期。。反過(guò)來(lái)，地方財(cái)政能力縮小可能會(huì)導(dǎo)致教育資源配置的區(qū)域集中化。上述因素會(huì)放大城市教育資源配置的優(yōu)勢(shì)，在既定的質(zhì)量成本下能夠有充足的經(jīng)費(fèi)供應(yīng)教育，或者在給定的預(yù)算支出水平下能夠提供相對(duì)更高質(zhì)量的教育，從而造成城鄉(xiāng)間教育非均衡發(fā)展。

第二個(gè)重要因素是由居民就業(yè)和收入決定的需求因素。居民對(duì)教育的需求彈性是決定基礎(chǔ)教育資源配置均衡路徑的重要因素，而教育需求彈性與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民就業(yè)收入正相關(guān)。早期的Tiebout模型已經(jīng)就人口依公共產(chǎn)品偏好而遷移的行為進(jìn)行了闡述，此后的文獻(xiàn)進(jìn)一步模型化了家庭居住社區(qū)分層的均衡(12)參見N. V. Kuminoff, V. K. Smith and C. Timmins, “The New Economics of Equilibrium Sorting and Policy Evaluation Using Housing Markets,” Journal of Economic Literature, vol. 51, no. 4, 2013, pp. 1007-1062.。理性的家庭將在自有收入(來(lái)自就業(yè)的收入為主)的基礎(chǔ)上，根據(jù)其對(duì)公共產(chǎn)品、社區(qū)特征和就業(yè)機(jī)會(huì)等方面的偏好來(lái)選擇定居地，而就業(yè)機(jī)會(huì)和公共教育資源可得性是非常重要的決策因素。均衡選擇的結(jié)果，必然是家庭選擇在其收入約束范圍內(nèi)公共教育資源配置達(dá)到效用最大化的地點(diǎn)定居。另外，城市較大規(guī)模的市場(chǎng)環(huán)境也能夠提供一種自選擇機(jī)制，即高技能勞動(dòng)力定居在更大規(guī)模的城市從而形成高技能勞動(dòng)力集聚，這會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化城市的生產(chǎn)率外溢性特征(13)參見A. J. Venables, “Productivity in Cities: Self-Selection and Sorting,” Journal of Economic Geography, vol. 11, no. 2, 2011, pp. 241-251.。生產(chǎn)率溢出程度越高的區(qū)域，對(duì)勞動(dòng)人口的吸引力也必然會(huì)越強(qiáng)。而2012年開始試點(diǎn) “營(yíng)改增”的一個(gè)重要經(jīng)濟(jì)后果就是極大地減輕了經(jīng)濟(jì)主體的稅負(fù)。國(guó)稅總局的數(shù)據(jù)顯示2012年“營(yíng)改增”啟動(dòng)五年里累計(jì)減稅近2萬(wàn)億元，預(yù)計(jì)“營(yíng)改增”的減稅效應(yīng)會(huì)創(chuàng)造出大量經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)(改革紅利)。城鄉(xiāng)之間、城市與城市之間存在著顯著的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異，“營(yíng)改增”改革前集聚的人口規(guī)模和教育資源配置也不同?？傮w判斷，市轄區(qū)對(duì)就業(yè)人口和受教育人口的吸引力相對(duì)更強(qiáng)。另外，家庭的教育決策會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)的變化做出相應(yīng)的調(diào)整，例如因接近更大范圍市場(chǎng)而提高家庭教育投資(14)參見A. Adukia, S. Asher and P. Novosad, “Educational Investment Responses to Economic Opportunity: Evidence from Indian Road Construction,” American Economic Journal: Applied Economics, vol. 12, no. 1, 2020, pp. 348-376.?！盃I(yíng)改增”能降低交通服務(wù)行業(yè)的稅負(fù)成本并間接降低遷移成本，從而加速就業(yè)人口向更大規(guī)模的城市集聚，帶動(dòng)教育需求轉(zhuǎn)移。

綜上所述，理論上財(cái)稅體制調(diào)整可能通過(guò)影響教育供給與需求彈性參數(shù)進(jìn)而影響基礎(chǔ)教育受教育人口流動(dòng)和資源配置均衡。由于城鄉(xiāng)的政府財(cái)力和就業(yè)機(jī)會(huì)存在系統(tǒng)差異，以“營(yíng)改增”為代表的新一輪財(cái)稅體制調(diào)整，預(yù)計(jì)將持續(xù)吸引受教育人口向城市集中并改變教育資源配置的區(qū)域均衡。

三、計(jì)量模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)基準(zhǔn)模型設(shè)定

在介紹本文的基準(zhǔn)模型設(shè)定之前，有必要交代“營(yíng)改增”政策改革的相關(guān)內(nèi)容?！盃I(yíng)改增”是營(yíng)業(yè)稅改征增值稅改革的簡(jiǎn)稱。從2012年開始試點(diǎn)的地區(qū)包括上海、北京、天津、江蘇、浙江、安徽、福建、湖北、廣東等8省(直轄市)，各試點(diǎn)地區(qū)的試點(diǎn)方案、試點(diǎn)行業(yè)和政策安排都相同；2012年試點(diǎn)行業(yè)集中在交通運(yùn)輸業(yè)等行業(yè)(“1+6”)，2013年后在試點(diǎn)地區(qū)不變的基礎(chǔ)上擴(kuò)大試點(diǎn)行業(yè)，2016年開始在全國(guó)范圍內(nèi)將全部營(yíng)業(yè)稅納稅人從繳納營(yíng)業(yè)稅改為繳納增值稅。增值稅屬于中央地方共享稅，而營(yíng)業(yè)稅屬于地方稅，因此營(yíng)業(yè)稅改征增值稅從根本上動(dòng)搖了以營(yíng)業(yè)稅為主體的地方稅體系。為了確保地方政府具備與其承擔(dān)的事權(quán)相適應(yīng)的可支配財(cái)力，中央提出，“保持中央與地方收入格局大體不變”的大前提，通過(guò)加大對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付、合理劃分各級(jí)政府間事權(quán)與支出責(zé)任等方式來(lái)協(xié)調(diào)解決地方收支不匹配的問題。

為了檢驗(yàn)“營(yíng)改增”政策試點(diǎn)如何影響基礎(chǔ)教育生源流動(dòng)和基礎(chǔ)教育資源配置的均衡，設(shè)定如下基準(zhǔn)模型：

yit=αi+δt+βDit+γXit+εit

(1)

其中，i代表樣本地區(qū)(地級(jí)市及以上城市行政區(qū)劃)，t為年份；αi、δt分別代表個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。yit代表結(jié)果變量，Xit為一組控制變量。εit為誤差項(xiàng)，γ為控制變量的系數(shù)。Dit為政策處理變量，測(cè)度了地區(qū)i是否接受了政策試點(diǎn)的狀態(tài)。政策試點(diǎn)是以省份為單位，因此同一省份的不同地市單元的政策處理變量Dit都相同。

β是本文感興趣的有待估計(jì)的系數(shù)，代表了政策效應(yīng)。依賴一定的假設(shè)條件，基準(zhǔn)模型方能識(shí)別政策效應(yīng)。其中有兩點(diǎn)假設(shè)非常重要：首先是不存在干預(yù)前趨勢(shì)，即接受政策干預(yù)的地區(qū)與未接受干預(yù)的地區(qū)，在干預(yù)政策出臺(tái)前的結(jié)果變量保持平行的發(fā)展趨勢(shì)，違背這一假定將導(dǎo)致政策干預(yù)組與未干預(yù)組之間的結(jié)果變量發(fā)展趨勢(shì)是不可比的；其次是不存在政策預(yù)期效應(yīng)，接受政策干預(yù)地區(qū)在干預(yù)政策出臺(tái)前不存在對(duì)政策的預(yù)期效應(yīng)，違背這一假設(shè)導(dǎo)致政策干預(yù)地區(qū)的干預(yù)前時(shí)期不能作為政策干預(yù)效應(yīng)估計(jì)的參考期。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文所使用的主要數(shù)據(jù)來(lái)自EPS數(shù)據(jù)庫(kù)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)分市面板數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)源自各年份《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，時(shí)間跨度為2007-2015年。數(shù)據(jù)中不僅包含了地級(jí)市及以上城市的教育、經(jīng)濟(jì)與人口等信息，還包含了匯總的非市轄區(qū)信息，可以很好地刻畫地級(jí)市范圍內(nèi)生源和教育資源在市轄區(qū)與非市轄區(qū)之間的配置結(jié)構(gòu)。另外，為了配合分析的需要，本文也合并使用了縣級(jí)面板數(shù)據(jù)和2010年人口普查分縣數(shù)據(jù)。

主要的被解釋變量設(shè)定如下：

中學(xué)生份額，以城市市轄區(qū)普通中學(xué)在校生占全地區(qū)普通中學(xué)在校生比重表示，衡量的是一個(gè)地級(jí)行政區(qū)劃范圍內(nèi)普通中學(xué)學(xué)生向城市流動(dòng)和集中的趨勢(shì)。在其他條件不變情況下，市區(qū)中學(xué)生份額越高表明一個(gè)地區(qū)內(nèi)中學(xué)生向城市的定向流動(dòng)的趨勢(shì)越強(qiáng)，可能間接表明市區(qū)與非市區(qū)的基礎(chǔ)教育資源配置非均衡更強(qiáng)。我國(guó)教育法律規(guī)定各級(jí)地方政府設(shè)置中小學(xué)，以便義務(wù)教育階段適齡學(xué)生能就近入學(xué)。需要說(shuō)明的是，面板數(shù)據(jù)中并沒有區(qū)分初中與高中階段，因此無(wú)法分初、高中進(jìn)行更細(xì)致的分析。

為了補(bǔ)充說(shuō)明生源向市區(qū)流動(dòng)的趨勢(shì)，本文還選擇設(shè)定了兩類備選結(jié)果變量。一是相對(duì)校均學(xué)生規(guī)模，以市轄區(qū)平均每所中學(xué)學(xué)生數(shù)與全地區(qū)平均每所中學(xué)學(xué)生數(shù)的比值變量表示，用以觀測(cè)市區(qū)校均學(xué)生規(guī)模是否相對(duì)擴(kuò)大。二是相對(duì)生師比，以市轄區(qū)平均生師比與全地區(qū)平均生師比表示，用以測(cè)量市區(qū)平均生師比是否相對(duì)擴(kuò)大。相對(duì)生師比衡量的是一個(gè)地區(qū)范圍內(nèi)城市市轄區(qū)生師比相對(duì)全地區(qū)平均生師比的比率，這一比值越高表明地區(qū)范圍內(nèi)城市市轄區(qū)和非市轄區(qū)的生師比差距越小。如果某地區(qū)中學(xué)生師比率下降，表明城市市轄區(qū)生師比相對(duì)全地區(qū)平均水平有所下降，可以間接反映市轄區(qū)中學(xué)學(xué)生和師資的相對(duì)集聚程度。綜合學(xué)生份額指標(biāo)和兩個(gè)備選結(jié)果指標(biāo)，可以大致判斷學(xué)生相對(duì)分布的變化是否伴隨著學(xué)校規(guī)模和師資力量分布的變化。

控制變量的選取。本文所選取的政策試點(diǎn)改革，并不是純粹意義上的經(jīng)濟(jì)政策試驗(yàn)，仍然可能存在一些被遺漏的同時(shí)影響一個(gè)地區(qū)被選入試點(diǎn)和教育資源配置的因素。為了控制這些因素對(duì)估計(jì)結(jié)果可能造成的干擾，進(jìn)一步選取一些可觀測(cè)變量來(lái)控制相關(guān)因素的影響。

ln人均GDP，以行政區(qū)劃內(nèi)人均GDP取自然對(duì)數(shù)表示，用以控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)人口流動(dòng)和教育資源配置帶來(lái)的影響?！盃I(yíng)改增”試點(diǎn)選取的地區(qū)普遍是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、服務(wù)業(yè)較為發(fā)達(dá)的省份，因此地區(qū)人均GDP水平可以在一定程度上預(yù)測(cè)是否被納入政策改革試點(diǎn)。

交通條件，以每年地區(qū)客運(yùn)量與年末總?cè)藬?shù)比值表示，用以控制地區(qū)交通條件及其運(yùn)輸能力帶來(lái)的影響。由于交通運(yùn)輸業(yè)屬于服務(wù)業(yè)，“營(yíng)改增”一開始是從交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)開始的大范圍試點(diǎn)，因此交通運(yùn)輸行業(yè)受到“營(yíng)改增”的直接影響；而交通運(yùn)輸行業(yè)承載著人口流動(dòng)，交通運(yùn)輸能力在一定程度上決定了家庭能在多大范圍和頻率上流動(dòng)，尤其是公路運(yùn)輸能力影響了市級(jí)行政區(qū)劃范圍內(nèi)的適齡入學(xué)人口流動(dòng)。

城市人口比率，以市轄區(qū)年末總?cè)丝谡既貐^(qū)年末總?cè)丝诘谋戎乇硎?。一般地，城市人口比率越高，全地區(qū)范圍內(nèi)教育資源尤其是中小學(xué)向城市市區(qū)集中的比例也越高。由于數(shù)據(jù)集中并沒有包含人口城鄉(xiāng)分布的數(shù)據(jù)，因此本指標(biāo)并不等同于全地區(qū)城鎮(zhèn)人口(含縣城)的比例。

增加控制趨勢(shì)因素。由于政策試點(diǎn)省份主要集中在東部沿海地區(qū)，嚴(yán)格意義上的政策外生性難以成立。盡管雙重差分策略識(shí)別因果效應(yīng)的前提是干預(yù)組與控制組結(jié)果變量的平行趨勢(shì)假設(shè)，但是仍然可能存在一些遺漏的因素同時(shí)影響結(jié)果變量和政策干預(yù)變量。本文選擇分別控制兩類地區(qū)特征因素與時(shí)間的交互項(xiàng)，來(lái)克服未觀測(cè)因素的影響。具體而言，第一類特征是對(duì)樣本地區(qū)與其最近規(guī)模以上港口的距離(取自然對(duì)數(shù))；第二類特征是對(duì)樣本行政區(qū)域土地面積取對(duì)數(shù)。港口距離變量捕捉了地方經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放的潛力因素，能夠在一定程度上控制未觀測(cè)到的地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的地理位置優(yōu)勢(shì)。地級(jí)行政區(qū)劃面積可能會(huì)對(duì)教育資源配置有影響，因?yàn)樾姓^(qū)劃面積越大的地區(qū)，人口分布可能越廣。因此教育資源配置的城鄉(xiāng)差異可能越大，受政策驅(qū)動(dòng)的中學(xué)在校生城市集中趨勢(shì)可能越強(qiáng)。

政策處理變量(D)：以2012年及其以后年份試點(diǎn)省份下轄地市為1，其余為0。其中，基準(zhǔn)回歸中將直轄市視作一個(gè)獨(dú)立樣本城市對(duì)待，穩(wěn)健性回歸中刪除了直轄市和省會(huì)城市等。

為了解釋基準(zhǔn)回歸發(fā)現(xiàn)的規(guī)律，本文也選取了以下機(jī)制變量，一并報(bào)告如下：

財(cái)政收支類變量。本文構(gòu)建了一組財(cái)政收支類變量，考察“營(yíng)改增”對(duì)地方財(cái)政收支的影響，作為解釋生源流動(dòng)和教育資源配置的不均衡變化的機(jī)制變量。城區(qū)人均財(cái)政收入比，以城市市轄區(qū)地方財(cái)政人均一般預(yù)算內(nèi)收入與全地區(qū)人均一般預(yù)算內(nèi)收入比值表示；縣級(jí)人均財(cái)政收入，以全地區(qū)扣除城市市轄區(qū)的縣級(jí)區(qū)域地方財(cái)政人均一般預(yù)算內(nèi)收入表示；城區(qū)人均教育支出比，以城市市轄區(qū)地方財(cái)政人均一般預(yù)算內(nèi)教育支出與全地區(qū)人均一般預(yù)算內(nèi)教育支出比值表示；縣級(jí)人均教育支出，以全地區(qū)扣除城市市轄區(qū)的縣級(jí)區(qū)域地方財(cái)政人均一般預(yù)算內(nèi)收入表示。

就業(yè)類變量。本文構(gòu)建了一組就業(yè)類變量，考察“營(yíng)改增”實(shí)施后市轄區(qū)不同類型就業(yè)份額是否上升，從而考察家庭就業(yè)型遷移是否能夠協(xié)助解釋中學(xué)生源遷移和教育資源區(qū)域配置的不均衡變化的原因。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，設(shè)定了城市市轄區(qū)的四個(gè)就業(yè)類變量：一是第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額，即市轄區(qū)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占三次產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人員的比重；二是私營(yíng)個(gè)體就業(yè)比重，即市轄區(qū)私營(yíng)和個(gè)體工商戶就業(yè)人員占市轄區(qū)年末總?cè)丝诒戎?；三是單位從業(yè)人員比重，即市轄區(qū)單位就業(yè)人員占市轄區(qū)年末總?cè)丝诒戎?；四是在崗職工人?shù)比重，即市轄區(qū)在崗職工人員數(shù)占市轄區(qū)年末總?cè)丝诒戎?。另外，為了觀測(cè)城市市區(qū)教育資源增量供給的狀況，本文收集了全國(guó)分年度土地出讓數(shù)據(jù)，計(jì)算各市分年用于教育行業(yè)的土地出讓塊數(shù)和有償出讓塊數(shù)作為被解釋變量。

本文在基準(zhǔn)回歸分析中所用數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2007-2015年。“營(yíng)改增”政策于2012年在上海市試點(diǎn)， 2016年推向全國(guó)。2016年后的樣本中沒有嚴(yán)格意義上的政策干預(yù)對(duì)照組，這將導(dǎo)致2016年及以后的樣本區(qū)間并不適用于標(biāo)準(zhǔn)雙重差分的研究設(shè)計(jì)。因此，本文在基準(zhǔn)回歸中使用的數(shù)據(jù)年份到2015年。變量的初步統(tǒng)計(jì)描述見表1。

表1數(shù)據(jù)顯示，部分變量的政策干預(yù)組均值與全樣本均值之間存在明顯差距。例如，中學(xué)生份額、預(yù)算收入份額、教育支出份額、凈轉(zhuǎn)移支付份額、城市人口比重、交通條件等變量，干預(yù)組的干預(yù)前均值和干預(yù)后均值都要高于全樣本均值，這意味著政策干預(yù)組與對(duì)照組在上述可觀測(cè)因素方面存在明顯差異。由于“營(yíng)改增”試點(diǎn)8省份全部集中在東部和中部地區(qū)，相應(yīng)地區(qū)的城鎮(zhèn)化和服務(wù)業(yè)較為發(fā)達(dá)，因此政策試點(diǎn)可能存在一定的選擇性。而相關(guān)變量的差異可能反映出干預(yù)組與對(duì)照組之間的事前平衡性難以得到保證，間接表明需要引入趨勢(shì)項(xiàng)以維持政策干預(yù)組與對(duì)照組的平行趨勢(shì)。

表1 樣本均值與標(biāo)準(zhǔn)差統(tǒng)計(jì)描述

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

首先，使用Borusyak等人提出的方法對(duì)基準(zhǔn)模型(1)進(jìn)行回歸(15)K.Borusyak, X. Jaravel and J. Spiess, “Revisiting Event Study Designs: Robust and Efficient Estimation,” CEPR Press Discussion Paper， no. 17247.2022. https://cepr.org/publications/dp17247.，分別將未包含控制變量與包含控制變量的回歸結(jié)果共同報(bào)告在表2。其中，第(1)和第(2)列是對(duì)中學(xué)生份額的回歸結(jié)果，第(3)和第(4)列是對(duì)相對(duì)校均規(guī)模的回歸結(jié)果，第(5)和第(6)列是對(duì)相對(duì)生師比的回歸結(jié)果。所有的標(biāo)準(zhǔn)誤聚合到地區(qū)單元層面。

結(jié)果表明，“營(yíng)改增”政策實(shí)施顯著地促進(jìn)了地區(qū)中學(xué)生源向市轄區(qū)的集中，政策沖擊引起了市區(qū)與非市區(qū)教育資源配置的非均衡變化。從表2報(bào)告第(1)和第(2)列的政策處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果看，無(wú)論是否控制相關(guān)變量的影響，政策變革都對(duì)中學(xué)生源向城市市轄區(qū)集中的趨勢(shì)產(chǎn)生了正向影響。以第(2)列的結(jié)果為基準(zhǔn)，政策實(shí)施后受影響地區(qū)的中學(xué)生份額平均意義上提升了約1.171個(gè)百分點(diǎn)。與此同時(shí)，第(3)和第(4)列顯示市區(qū)中學(xué)相對(duì)校均規(guī)模受政策干預(yù)影響顯著上升，意味著市區(qū)普通中學(xué)平均規(guī)模相對(duì)有所上升，第(4)列結(jié)果表明相對(duì)全市平均水平上升了0.06倍。然而，政策變化對(duì)市區(qū)與全地區(qū)的相對(duì)生師比的影響為正卻不顯著，表明市區(qū)生師比水平相對(duì)于全地區(qū)水平受政策影響的提升幅度并不明顯。由上述回歸結(jié)果可見，2012年開始的新一輪財(cái)稅體制改革試點(diǎn)，推動(dòng)了普通中學(xué)在校生向市轄區(qū)集中，同時(shí)市區(qū)校均規(guī)模有所上升。分析來(lái)看，可能有兩方面的原因：一是城市財(cái)政受政策影響增加了教育硬件設(shè)施和師資供給，使得城市市區(qū)的中等教育變得更有吸引力；二是城市市區(qū)受政策影響創(chuàng)造了更多就業(yè)機(jī)會(huì)，吸引更多有適齡人口的家庭流入，即就業(yè)的城市化推動(dòng)教育需求的城市化。后文將進(jìn)一步探討和檢驗(yàn)這些機(jī)制的存在性證據(jù)。

表2 “營(yíng)改增”政策影響生源流動(dòng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與動(dòng)態(tài)效應(yīng)

雙重差分模型設(shè)定能夠識(shí)別政策變化的因果效應(yīng)，必須要滿足平行趨勢(shì)的前提假定，即政策出臺(tái)前的政策干預(yù)組與控制組結(jié)果變量保持平行趨勢(shì)。與此同時(shí)，政策出臺(tái)后不同時(shí)期的政策效應(yīng)可能存在動(dòng)態(tài)差異。為了檢驗(yàn)干預(yù)前平行趨勢(shì)的存在性與干預(yù)后效應(yīng)的動(dòng)態(tài)性，本文先設(shè)定一個(gè)基于事件研究設(shè)計(jì)(event study design)的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停缦拢?/p>

(2)

其中，1{Τit=τ}代表事件相對(duì)時(shí)刻的二元虛擬變量，當(dāng)Τit=τ時(shí)設(shè)定為1，否則為0。檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假定，就是要檢驗(yàn)政策實(shí)施之前的時(shí)刻τ<0，相對(duì)時(shí)刻虛擬變量的估計(jì)系數(shù)β不能拒絕系數(shù)等于0的原假設(shè)，同時(shí)F檢驗(yàn)不顯著。與此同時(shí)，事件分析的模型設(shè)定也能夠估計(jì)事件動(dòng)態(tài)效應(yīng)。實(shí)際上，表2中的平均干預(yù)效應(yīng)來(lái)自于動(dòng)態(tài)效應(yīng)的加權(quán)平均值。利用插值法估計(jì)中學(xué)生份額變量的干預(yù)前趨勢(shì)，得到的干預(yù)前事件虛擬變量系數(shù)與干預(yù)后動(dòng)態(tài)效應(yīng)一并報(bào)告在圖1中。

根據(jù)干預(yù)前趨勢(shì)(pre-trend)系數(shù)估計(jì)結(jié)果可以近似認(rèn)為，政策出臺(tái)之前接受干預(yù)組與對(duì)照組之間的結(jié)果變量趨勢(shì)不存在顯著差異?；貧w結(jié)果顯示，事件干預(yù)前趨勢(shì)系數(shù)不能拒絕系數(shù)為0的原假設(shè)。線性趨勢(shì)的F檢驗(yàn)得到的p值為0.184，在10%的水平上不能拒絕原假設(shè)，表明干預(yù)前線性趨勢(shì)不顯著。進(jìn)一步看動(dòng)態(tài)效應(yīng)系數(shù)，政策出臺(tái)后的第二期和第三期效應(yīng)系數(shù)顯著為正且逐步遞增且相對(duì)第一期有所增強(qiáng)，表明政策效應(yīng)存在動(dòng)態(tài)變化。這可能與“營(yíng)改增”的分階段試點(diǎn)實(shí)施有關(guān)，即2012年開始對(duì)交通運(yùn)輸業(yè)等部分行業(yè)試點(diǎn)改征增值稅，2013年開始改革試點(diǎn)行業(yè)擴(kuò)大，隨著改革的逐漸推進(jìn)，原有的財(cái)政收支平衡體系受到的沖擊也逐漸增強(qiáng)。

圖1 結(jié)果變量平行趨勢(shì)檢驗(yàn)：中學(xué)生份額

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)措施。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法及其結(jié)果描述如下：

一是重新定義樣本。教育資源的城鄉(xiāng)差異一直是我國(guó)基礎(chǔ)教育均衡發(fā)展的首要問題，城市教育資源對(duì)縣域農(nóng)村地區(qū)適齡人口家庭具有較強(qiáng)的吸引力，尤其是省會(huì)城市和一些重點(diǎn)城市更具吸引力。因此，城市之間的固有差異可能會(huì)干擾基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。由此，本部分首先通過(guò)三種重新定義樣本的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一種樣本定義為，刪除直轄市、省會(huì)城市和計(jì)劃單列市、廣東省和海南省樣本；第二種樣本定義為，在第一種樣本定義基礎(chǔ)上再去掉西部地區(qū)省份的剩余樣本；第三種樣本定義為，刪除東部地區(qū)的剩余樣本?；貧w結(jié)果分別報(bào)告在表3中的第1行、第2行和第3行。結(jié)果顯示，新樣本回歸得到的政策效應(yīng)依然顯著為正，而且刪除西部地區(qū)省份以及省會(huì)城市樣本得到了相對(duì)更大的政策效應(yīng)。這表明受財(cái)政體制調(diào)整推動(dòng)，非一線城市同樣正在經(jīng)歷普通中學(xué)在校生的城市集中化和城市校均規(guī)模相對(duì)擴(kuò)大趨勢(shì)。

二是檢驗(yàn)政策預(yù)期效應(yīng)。如果對(duì)政策干預(yù)的預(yù)期效應(yīng)存在，雙重差分設(shè)定中的干預(yù)后各期被解釋變量與干預(yù)前被解釋變量變得不可比，那么估計(jì)到的政策效應(yīng)就會(huì)產(chǎn)生偏差。前文基準(zhǔn)回歸沒有完全排除預(yù)期效應(yīng)的存在性，因此有必要檢驗(yàn)預(yù)期效應(yīng)是否存在。具體做法是，將結(jié)果變量滯后1期和滯后2期作為新的結(jié)果變量納入回歸以檢驗(yàn)政策干預(yù)是否對(duì)干預(yù)發(fā)生之前的結(jié)果存在顯著影響。回歸結(jié)果報(bào)告在表3中的第4行和第5行，結(jié)果顯示預(yù)期效應(yīng)并不顯著，在10%的水平上不能拒絕原假設(shè)。由此可見，本文基準(zhǔn)回歸中存在預(yù)期效應(yīng)的可能性非常低。

三是縮尾檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)異常是大樣本面板數(shù)據(jù)分析中常見的問題，也是影響回歸結(jié)果穩(wěn)健性的重要因素，因此需要考察異常值對(duì)結(jié)果的可能影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中通行的做法是采取縮尾檢驗(yàn)，即假設(shè)異常值很可能出現(xiàn)在被解釋變量數(shù)值分布的首尾兩端，然后刪除首尾部分?jǐn)?shù)據(jù)再回歸出結(jié)果。按照這一思路，本文采用首尾各縮1%觀測(cè)值的辦法進(jìn)行縮尾檢驗(yàn)，得到的估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表3中的第6行。通過(guò)縮尾檢驗(yàn)表明，基準(zhǔn)回歸結(jié)果并沒有受到明顯干擾。

四是使用Change-in-Change方法回歸。本文設(shè)定的基準(zhǔn)DID 模型能夠識(shí)別政策干預(yù)的因果效應(yīng)依賴于平行趨勢(shì)的假設(shè)，潛在含義是在政策干預(yù)未發(fā)生的條件下，以個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)、控制變量以及誤差項(xiàng)加總的結(jié)果能夠預(yù)測(cè)被解釋變量的趨勢(shì)。但是政策改革試點(diǎn)地點(diǎn)的選擇并不是隨機(jī)確定的，這可能會(huì)導(dǎo)致接受試點(diǎn)政策干預(yù)的樣本組與未接受干預(yù)的樣本組之間存在系統(tǒng)差異?，F(xiàn)有研究已經(jīng)提出了一種非參數(shù)估計(jì)方法(16)參見S. Athey and G. W. Imbens, “Identification and Inference in Nonlinear Difference-in-Differences Models,” Econometrica, vol. 74, no. 2, 2006, pp. 431-497.，通過(guò)還原試點(diǎn)政策干預(yù)組和對(duì)照組的反事實(shí)結(jié)果的完整分布，比較政策干預(yù)后干預(yù)組與其反事實(shí)分布之間的差異來(lái)得到政策效應(yīng)。參照這一方法對(duì)政策效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，得到的非參數(shù)估計(jì)結(jié)果仍然為正，但是估計(jì)得到的數(shù)值相對(duì)基準(zhǔn)回歸有所下降?？赡艿脑蛟谟冢菂?shù)估計(jì)對(duì)被解釋變量的反事實(shí)估計(jì)及其分位數(shù)估計(jì)結(jié)果的加權(quán)求和與標(biāo)準(zhǔn)DID存在差異。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

由于地區(qū)間的人口、經(jīng)濟(jì)、教育與財(cái)政等發(fā)展水平存在差異，相同的政策干預(yù)可能因經(jīng)濟(jì)條件不同產(chǎn)生異質(zhì)性結(jié)果。而本文基準(zhǔn)回歸估計(jì)得到的是平均意義上的干預(yù)效應(yīng)，因此有必要進(jìn)一步考察政策干預(yù)的異質(zhì)性效應(yīng)。本文采取分樣本回歸方法考察地方財(cái)力、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異與改革前教育布局調(diào)整帶來(lái)的異質(zhì)性，具體做法與結(jié)果分析如下：

第一，地方財(cái)政平衡能力差異產(chǎn)生的異質(zhì)性影響?；A(chǔ)教育事權(quán)由中央和地方政府共同承擔(dān)，而地方財(cái)力強(qiáng)弱直接影響地方政府能夠在多大程度上保障地方教育支出充足性。預(yù)計(jì)地方自有財(cái)力越強(qiáng)的地區(qū)，城市市區(qū)承接中學(xué)生源轉(zhuǎn)入的能力也越強(qiáng)。為了檢驗(yàn)這一推斷是否符合數(shù)據(jù)事實(shí)，本文以地方財(cái)政一般預(yù)算支出與一般預(yù)算收入的比值表示的轉(zhuǎn)移支付依賴性來(lái)衡量地方財(cái)政能力?？紤]到政策試點(diǎn)是以省為單位，因此本文采取省內(nèi)劃分樣本范圍的方式，避免不同樣本分類方法下的政策干預(yù)組與對(duì)照組分布不平衡的問題。地方財(cái)政對(duì)轉(zhuǎn)移支付的依賴程度越高，表明地方自有財(cái)力越弱。以2011年轉(zhuǎn)移支付依賴性為基準(zhǔn)分省劃分樣本，低于省內(nèi)中位數(shù)水平的設(shè)置為低轉(zhuǎn)移支付依賴地區(qū)，否則為高轉(zhuǎn)移支付依賴地區(qū)。分樣本結(jié)果見表4。從表中結(jié)果來(lái)看，很明顯低轉(zhuǎn)移支付地區(qū)樣本的回歸進(jìn)一步確認(rèn)了前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果，且影響更大。換言之，由“營(yíng)改增”引起的普通中學(xué)在校生向城市集中的趨勢(shì)，在地方自有財(cái)力越強(qiáng)的地區(qū)越顯著。而高轉(zhuǎn)移支付地區(qū)回歸結(jié)果雖然為正但不顯著，表明地方財(cái)力約束可能是阻礙城市接受流動(dòng)人口子女就學(xué)的重要因素。

表4 財(cái)力差異異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

第二，地區(qū)內(nèi)部市區(qū)與非市區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。發(fā)達(dá)的城市經(jīng)濟(jì)對(duì)縣域人口具有較強(qiáng)的吸引作用，人口從縣向市區(qū)流動(dòng)是普遍現(xiàn)象。市區(qū)經(jīng)濟(jì)與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異越大，市區(qū)對(duì)縣域人口的吸引力就越強(qiáng)，因?yàn)榭h域人口流入市區(qū)就業(yè)平均意義上能夠獲得更高的收入。本文以2011年為基準(zhǔn)，設(shè)定市轄區(qū)人均GDP與全地區(qū)人均GDP比值高于全省各地區(qū)比值中位數(shù)的樣本為高發(fā)展差距組，否則為低發(fā)展差距組。分別對(duì)兩類樣本進(jìn)行回歸分析，得到的結(jié)果見表5。結(jié)果顯示，城區(qū)與非城區(qū)發(fā)展差距相對(duì)較低的樣本組回歸結(jié)果不顯著為正，而高發(fā)展差距地區(qū)的回歸結(jié)果顯著為正。上述結(jié)果表明，那些城區(qū)與非城區(qū)收入差距大的地區(qū)不成比例地吸引了更多中學(xué)生源及其家庭的流入。這可能意味著，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非平衡性對(duì)教育資源配置均衡和生源流動(dòng)產(chǎn)生了較大影響。

表5 發(fā)展水平差異異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

第三類，前期地方中小學(xué)撤并程度差異產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。中學(xué)在校生向城市市區(qū)集中，反映了基礎(chǔ)教育資源的再配置，而這種再配置可能是流出地推力和流入地拉力共同作用的結(jié)果。受21世紀(jì)以來(lái)新出生人口規(guī)模下降的影響，農(nóng)村開展了中小學(xué)撤點(diǎn)并校和布局調(diào)整，使得部分中小學(xué)生源被動(dòng)流動(dòng)。有研究顯示，農(nóng)村中小學(xué)布局調(diào)整后縣域義務(wù)教育仍呈現(xiàn)非均衡發(fā)展(17)參見曾新：《學(xué)校布局調(diào)整后縣域義務(wù)教育非均衡發(fā)展?fàn)顩r研究》，《華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)》2014年第2期。，這構(gòu)成了生源外流的推動(dòng)力量。從中學(xué)生源流動(dòng)的推力來(lái)看，前期撤點(diǎn)并校程度相對(duì)更高的縣域地區(qū)，更可能促使中學(xué)生源向城市流動(dòng)。與前兩類異質(zhì)性分析類似，根據(jù)2008年到2011年的非市轄區(qū)小學(xué)的學(xué)校數(shù)量縮減規(guī)模按省劃分樣本，學(xué)校數(shù)減少規(guī)模相對(duì)較小的地區(qū)為低撤并組，否則為高撤并組。分樣本回歸結(jié)果見表6。結(jié)果顯示低撤并地區(qū)樣本的回歸系數(shù)不顯著為正，但是高撤并地區(qū)的中學(xué)生份額和相對(duì)校均規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正。這意味著，非市區(qū)范圍的小學(xué)撤點(diǎn)并校，使得已有教育基礎(chǔ)設(shè)施的輻射范圍和承載能力在短期內(nèi)不可逆轉(zhuǎn)地縮小了，這種情況下，一些外部經(jīng)濟(jì)沖擊更容易推動(dòng)基礎(chǔ)教育生源向市區(qū)流動(dòng)。

表6 小學(xué)學(xué)校數(shù)減少規(guī)模差異異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

五、潛在機(jī)制分析

本部分討論以“營(yíng)改增”為代表的一類財(cái)稅改革政策，究竟是通過(guò)怎樣的機(jī)制促進(jìn)中學(xué)階段生源向市區(qū)集中，進(jìn)而影響基礎(chǔ)教育的均衡發(fā)展。在前文提出的概念性分析框架基礎(chǔ)上，本文重點(diǎn)考察了兩類影響機(jī)制。一是政府教育供給能力受到?jīng)_擊，即地方政府自有財(cái)力受到“營(yíng)改增”政策實(shí)施和稅權(quán)上移的較大沖擊，使得縣域中等教育財(cái)政保障能力無(wú)法及時(shí)響應(yīng)人口調(diào)整。二是教育需求轉(zhuǎn)移，即“營(yíng)改增”政策實(shí)施后在城市市區(qū)不成比例地創(chuàng)造了更多新的就業(yè)機(jī)會(huì)從而吸引家戶向城區(qū)遷移，帶動(dòng)教育需求向城區(qū)轉(zhuǎn)移。

(一)政府教育供給能力機(jī)制

政府教育供給能力機(jī)制是指財(cái)稅體制改革沖擊了地方各級(jí)政府自有財(cái)力，從供給側(cè)影響了教育資源配置的區(qū)域均衡發(fā)展路徑。例如，縣級(jí)政府在向新的預(yù)算收支平衡點(diǎn)調(diào)整過(guò)程中相對(duì)擠出了財(cái)政教育支出，導(dǎo)致縣域公立中學(xué)教育資源配置不足，間接促使中學(xué)生源向教育資源更優(yōu)質(zhì)的城市市區(qū)集中。由于缺乏縣級(jí)層面教育支出的詳細(xì)數(shù)據(jù)，只能尋找一些提示性證據(jù)來(lái)佐證推測(cè)。如果教育供給能力機(jī)制存在，可以合理推測(cè)城市市區(qū)與非市區(qū)的財(cái)政收入和教育支出發(fā)生非均衡變化，那么應(yīng)該觀測(cè)到“營(yíng)改增”導(dǎo)致人均財(cái)政收入和人均教育支出的相對(duì)變化。具體而言，城區(qū)人均財(cái)政預(yù)算收入相對(duì)于全地區(qū)有所提高，而縣級(jí)人均財(cái)政預(yù)算收入和人均教育支出水平相對(duì)下降。政府教育供給能力機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

表7回歸結(jié)果表明，政府教育供給能力機(jī)制成立的可能性不高。根據(jù)表7中結(jié)果可知，無(wú)論是對(duì)城區(qū)人均收入、教育支出變量還是對(duì)縣級(jí)相應(yīng)變量回歸，政策處理效應(yīng)回歸結(jié)果都不顯著。無(wú)論是第(1)列對(duì)城區(qū)人均收入比回歸，還是對(duì)第(2)列縣級(jí)人均財(cái)政收入回歸，得到的系數(shù)都沒有在10%的水平下顯著，表明此一輪以“營(yíng)改增”為引領(lǐng)的財(cái)稅體制調(diào)整并沒有促進(jìn)財(cái)力相對(duì)地向市轄區(qū)集中。類似地，第(3)列對(duì)城區(qū)人均教育支出比的回歸系數(shù)不顯著為負(fù)，而第(4)例對(duì)縣級(jí)人均教育支出的回歸系數(shù)不顯著為正，表明地方政府的教育供給能力并沒有受到政策改革的明顯沖擊。進(jìn)一步分析來(lái)看，黨的十八大以來(lái)開啟的新一輪財(cái)稅體制改革，盡管調(diào)整了中央和地方稅收劃分體系，但是沒有改變地方財(cái)政的既得利益，因此教育供給能力機(jī)制不顯著的結(jié)果也符合經(jīng)濟(jì)直覺。

表7 政府教育供給能力機(jī)制的提示性證據(jù)

(二)教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制

教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制是指家庭受政策改革產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)信號(hào)影響而發(fā)生跨轄區(qū)遷移，從而帶動(dòng)教育需求跨轄區(qū)轉(zhuǎn)移。在教育資源配置的一般均衡模型中，家戶的自由流動(dòng)是形成地區(qū)間資源配置均衡的重要調(diào)節(jié)器。教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制更多地體現(xiàn)了“營(yíng)改增”政策實(shí)施帶來(lái)的一般均衡效應(yīng)，因?yàn)檎叽蚱屏饲捌谛纬傻募彝ソ逃枨蟆⒄┙o能力與社會(huì)力量辦學(xué)積極性的相對(duì)均衡。由于包含收入、遷移等信息的家庭層面面板數(shù)據(jù)缺乏，本文無(wú)法直接檢驗(yàn)這一機(jī)制，只能結(jié)合數(shù)據(jù)可得性來(lái)尋找一些提示性證據(jù)。如果教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制成立，那么可以預(yù)期政策變量將顯著地吸引更多家庭單位遷入。根據(jù)《中國(guó)流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告2016》披露的數(shù)據(jù)，2015年與2013年相比的“家庭化”遷徙和居住穩(wěn)定性趨勢(shì)加強(qiáng)，且省內(nèi)流動(dòng)人口的家庭規(guī)模大于跨省流動(dòng)人口。由此可見，省內(nèi)家庭單位流動(dòng)趨勢(shì)證據(jù)與教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制是一致的。進(jìn)一步地，如果我們能夠觀測(cè)到政策變量不成比例地促進(jìn)了城市市區(qū)就業(yè)人員規(guī)模相對(duì)增長(zhǎng)，那么對(duì)于家庭遷移與教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制成立的信心將會(huì)提高。有鑒于此，本文選擇一些衡量城市市區(qū)相對(duì)就業(yè)規(guī)模變化的指標(biāo)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表8。

表8 教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制的提示性證據(jù)

表8結(jié)果顯示，受“營(yíng)改增”影響，城市市區(qū)就業(yè)機(jī)會(huì)顯著增加。從表8第(1)列對(duì)就業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)回歸結(jié)果來(lái)看，受政策影響，市區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額有所增加；從表8第(2)和第(3)列對(duì)就業(yè)的類型比重回歸結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是私營(yíng)個(gè)體就業(yè)還是單位就業(yè)比重都有所上升。這些回歸結(jié)果表明，城市市區(qū)的就業(yè)相對(duì)規(guī)模不成比例地上升。結(jié)合前文異質(zhì)性分析部分的結(jié)論，地區(qū)內(nèi)發(fā)展差距大而導(dǎo)致在校生份額市區(qū)集中更顯著，家庭因就業(yè)遷徙而帶動(dòng)在校生流動(dòng)和再配置的可能性較大。嚴(yán)格意義上，城市市區(qū)就業(yè)增加是支持需求轉(zhuǎn)移機(jī)制存在的必要條件。教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制存在必然會(huì)表現(xiàn)出市區(qū)就業(yè)機(jī)會(huì)的增加；反之若教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制不成立，也就不太可能觀測(cè)到市區(qū)就業(yè)的顯著增加。

然而，僅僅教育需求轉(zhuǎn)移并不足以支持城區(qū)在校生集中的結(jié)果，因?yàn)檎逃┙o財(cái)力沒有明顯變化。我們猜測(cè)是社會(huì)力量進(jìn)入中等教育領(lǐng)域，承接了向城區(qū)轉(zhuǎn)移的中學(xué)生源。由于缺乏更細(xì)致的學(xué)校層面數(shù)據(jù)，沒有辦法提供城市市區(qū)中學(xué)生在公辦學(xué)校、私立學(xué)校以及混合所有制學(xué)校分布的證據(jù)。本文選擇以城區(qū)用于非高等教育的土地出讓地塊數(shù)來(lái)代理新增的辦學(xué)力量，出讓地塊數(shù)和有償出讓地塊數(shù)越多，表明社會(huì)力量辦學(xué)規(guī)模增長(zhǎng)的可能性越高。兩類結(jié)果變量的系數(shù)回歸結(jié)果見表8的第(5)列和第(6)列，從中可以看出“營(yíng)改增”政策對(duì)城區(qū)教育用地?cái)?shù)的效應(yīng)顯著為正，對(duì)有償用地?cái)?shù)的效應(yīng)為正但不顯著。可以初步認(rèn)為，“營(yíng)改增”試點(diǎn)地區(qū)城市用于教育的土地出讓活動(dòng)有所增加，側(cè)面反映出教育需求的增加。

六、結(jié)論與政策建議

根據(jù)人口變動(dòng)優(yōu)化教育資源配置和實(shí)現(xiàn)基礎(chǔ)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展，是當(dāng)前我國(guó)基礎(chǔ)教育需要努力實(shí)現(xiàn)的重要目標(biāo)。而實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的重要基礎(chǔ)和前提是更好地理解教育需求如何變化，尤其是基礎(chǔ)教育需求向城市市區(qū)的集中化趨勢(shì)，從而調(diào)整教育供給以更好地匹配需求。本文借助2012年推行的“營(yíng)改增”財(cái)稅體制調(diào)整試點(diǎn)改革，評(píng)估了集權(quán)化的財(cái)稅體制改革在多大程度上影響了中學(xué)教育生源向城市市區(qū)集中和基礎(chǔ)教育資源配置均衡化路徑?；鶞?zhǔn)DID估計(jì)結(jié)果表明，政策改革顯著促成了普通中學(xué)在校生向城市市轄區(qū)的集中，平均意義上提升了1.171個(gè)百分點(diǎn)。這種生源集中同時(shí)表現(xiàn)為城市市區(qū)校均在校生規(guī)模的相對(duì)擴(kuò)大，但是城市市轄區(qū)與非市區(qū)的生師比沒有明顯的失衡跡象。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)、縮尾檢驗(yàn)和非參數(shù)法檢驗(yàn)都顯示基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析顯示，地方對(duì)上級(jí)轉(zhuǎn)移支付的依賴、地區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡、前期小學(xué)學(xué)校數(shù)量縮減規(guī)模等因素，都輔助解釋了政策改革對(duì)中學(xué)在校生向城市的定向流動(dòng)。

受改革沖擊的中學(xué)在校生向城市市轄區(qū)集中，機(jī)制檢驗(yàn)顯示教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制是可能性較高的解釋，這也反映了非城市市區(qū)家庭對(duì)教育質(zhì)量的更高需求。換言之，財(cái)稅體制改革增加了城市市區(qū)的就業(yè)機(jī)會(huì)，可能會(huì)吸引同地區(qū)內(nèi)縣域人口向城市轉(zhuǎn)移和就業(yè)，從而帶動(dòng)適齡人口向城市集中。實(shí)際上，教育需求轉(zhuǎn)移機(jī)制與追求更高教育質(zhì)量的動(dòng)機(jī)具有內(nèi)在一致性。2012年啟動(dòng)的新一輪財(cái)稅體制改革，盡管調(diào)整了中央與地方的稅收分享制度，但是改革仍然是以保地方財(cái)政收支穩(wěn)定為基本前提的。而且近年來(lái)我國(guó)已經(jīng)建立起較為完備的教育轉(zhuǎn)移支付制度，“營(yíng)改增”政策試點(diǎn)不太可能會(huì)對(duì)公共教育支出造成較大扭曲。因此，教育供給能力機(jī)制不顯著符合經(jīng)濟(jì)直覺。

綜合前文分析，當(dāng)前我國(guó)基礎(chǔ)教育資源配置均衡化發(fā)展路徑面臨的一個(gè)重要挑戰(zhàn)是家庭會(huì)受就業(yè)和收入沖擊而發(fā)生教育需求轉(zhuǎn)移，突出表現(xiàn)為中學(xué)在校生不成比例地向城市市區(qū)轉(zhuǎn)移和集中。長(zhǎng)期以來(lái)，城市市區(qū)教育質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)持續(xù)存在，并且可能會(huì)因經(jīng)濟(jì)集聚和城市成長(zhǎng)而進(jìn)一步擴(kuò)大優(yōu)勢(shì)。我國(guó)的基礎(chǔ)教育財(cái)政經(jīng)費(fèi)保障體制已經(jīng)相對(duì)獨(dú)立于政府間財(cái)政體制變化而保持了相對(duì)穩(wěn)定性，但是原有教育財(cái)政體制無(wú)法很好地解決生源流動(dòng)所造成的供需不匹配問題。這可能會(huì)損害基礎(chǔ)教育資源配置的效率與公平?；谝陨戏治?，本文提出如下對(duì)策建議：

一是要順應(yīng)基礎(chǔ)教育生源的城市集中趨勢(shì)，更加注重保障城市市區(qū)流動(dòng)人口接受基礎(chǔ)教育的權(quán)益。盡管本文研究發(fā)現(xiàn)普通中學(xué)生源的城市化集中，但是受數(shù)據(jù)限制，沒有進(jìn)一步分析城市內(nèi)部的中學(xué)教育質(zhì)量差異以及流入人口適齡子女入讀學(xué)校的質(zhì)量特征。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，城市流動(dòng)人口子女受教育問題一直沒有得到很好的解決。而且，現(xiàn)有的進(jìn)城務(wù)工人員隨遷子女教育財(cái)政政策，并沒有很好地解決中央和地方政府的合理財(cái)政負(fù)擔(dān)(18)參見吳開俊、 周麗萍：《進(jìn)城務(wù)工人員隨遷子女義務(wù)教育財(cái)政責(zé)任劃分——基于中央與地方支出的實(shí)證分析》，《教育研究》2021年第10期。。因此，我們要推動(dòng)實(shí)現(xiàn)城市內(nèi)部不同類型學(xué)校間的教育資源優(yōu)質(zhì)均衡配置，更好吸納流動(dòng)人口子女接受城市教育，避免城市內(nèi)部中學(xué)教育的兩極分化。

二是要順應(yīng)縣域人口經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異化趨勢(shì)，推動(dòng)城市市區(qū)與縣域基礎(chǔ)教育的優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展。教育事業(yè)發(fā)展不平衡不充分是我國(guó)新發(fā)展階段教育領(lǐng)域的主要矛盾，而城市-縣城-鄉(xiāng)村之間的基礎(chǔ)教育發(fā)展不平衡是這一矛盾的重要方面。當(dāng)前階段，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正面臨需求收縮、供給沖擊和預(yù)期轉(zhuǎn)弱等因素的交織影響，居民就業(yè)和收入穩(wěn)定性不可避免地受到?jīng)_擊，由此可能會(huì)進(jìn)一步影響到家庭教育需求。近年來(lái)的就業(yè)遷移門檻已經(jīng)大大降低，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的縣域地區(qū)人口持續(xù)外流，給當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)教育高質(zhì)量的發(fā)展帶來(lái)挑戰(zhàn)。因此，順應(yīng)人口轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)，我們要大力推動(dòng)城市市區(qū)與縣域范圍中等教育資源共享，縮小城市與縣城之間的基礎(chǔ)教育資源配置差距。