女性官員的政策偏向
——來(lái)自地級(jí)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(guò)一半的國(guó)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(huì)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(gè)國(guó)家的元首或政府首腦由女性擔(dān)任，有32 個(gè)國(guó)家的議會(huì)會(huì)長(zhǎng)是女性，有30 個(gè)國(guó)家的女性議員和女性部長(zhǎng)占全部議員數(shù)和部長(zhǎng)數(shù)的比例超過(guò)了30%。

在中國(guó)，男女平等是一項(xiàng)基本國(guó)策。在過(guò)去的二十多年里，中國(guó)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(guó)務(wù)院，2015)。其中，為了提高女性享有的政治地位，國(guó)務(wù)院自1995 年發(fā)布的歷次《中國(guó)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(jiàn)》，要求“省、市、縣三級(jí)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(dòng)之下，女性在中國(guó)各級(jí)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(jí)、地廳級(jí)和縣處級(jí)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(jí)、地廳級(jí)和縣處級(jí)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(huì)規(guī)范的影響，男女兩性的社會(huì)偏好存在顯著差異(Croson and Gneezy，2009)。基于中國(guó)社會(huì)文化情景中的實(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(huì)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(huì)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(shí)別公共政策隨著女性官員數(shù)量的增長(zhǎng)而可能出現(xiàn)的變化，本文整理了2001—2015年中國(guó)地級(jí)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(píng)估女性官員對(duì)地方財(cái)政支出的影響。本文可能是首篇研究中國(guó)女性官員政策偏向的文獻(xiàn)，并在以下兩個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)研究做出了貢獻(xiàn)。

首先，本文豐富了對(duì)我國(guó)地方官員行為的認(rèn)知。毋庸諱言，各級(jí)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(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)各個(gè)方面都有著重要的影響。現(xiàn)有文獻(xiàn)研究得出的一個(gè)基本共識(shí)是，晉升激勵(lì)可能是塑造地方官員行為的最主要激勵(lì)來(lái)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(gè)人特征也顯著影響了地方的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)地級(jí)市市委書(shū)記和市長(zhǎng)為觀測(cè)樣本，研究了女性官員的政策偏向，豐富了對(duì)我國(guó)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(gè)重要課題。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要使用美國(guó)、印度、巴西、西班牙和瑞典等代議制民主國(guó)家的數(shù)據(jù)來(lái)研究女性議員比例的上升(或女性市長(zhǎng)的當(dāng)選)對(duì)地方公共政策的影響。但是，使用代議制民主國(guó)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(guó)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(guó)家不同，我國(guó)各級(jí)地方官員的政策偏好有一定的獨(dú)立性，因此，使用我國(guó)數(shù)據(jù)能更可靠地識(shí)別和捕捉女性官員真實(shí)的政策偏好。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

在代議制民主國(guó)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(wèn)題。選舉競(jìng)爭(zhēng)模型(electoral competition model)表明(Downs，1957)，贏得競(jìng)選或連任是政治候選人的主要目標(biāo)，候選人通過(guò)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(huì)更接近中間選民的政策偏好。因此，當(dāng)候選人在贏得競(jìng)爭(zhēng)之后，他們的政策選擇只是對(duì)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(jìng)爭(zhēng)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(huì)主義行為。故而，公民-候選人模型(citizen candidate model)表明，政治競(jìng)爭(zhēng)并非政治候選人間的競(jìng)爭(zhēng)，而是選民(公民)選擇代理人的競(jìng)爭(zhēng)。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(lái)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(lái)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(shí)，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(méi)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(jìng)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(guó)家不同，我國(guó)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(guó)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(shì)。首先，在中央統(tǒng)一領(lǐng)導(dǎo)的管理體制下，我國(guó)的干部選拔實(shí)行“任命制”，地方官員均由上級(jí)黨委提名任命。這樣，我國(guó)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(duì)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(shuō)

（一）偏好差異與政策偏向

“男主外，女主內(nèi)”是世界各國(guó)主要的家庭分工模式。“男主外，女主內(nèi)”家庭分工模式鼓勵(lì)男性積累市場(chǎng)技能(market skills)和市場(chǎng)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(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入成本，并在勞動(dòng)力市場(chǎng)上更缺乏競(jìng)爭(zhēng)力。雖然女性投資家庭技能的收益可以通過(guò)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(wú)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(dòng)力市場(chǎng)上處于相對(duì)劣勢(shì)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(jìng)爭(zhēng)等偏好(Croson 和Gneezy，2009)，進(jìn)而女性可能比男性更關(guān)心社會(huì)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(huì)弱勢(shì)群體的公共事務(wù)(Rehavi，2008)。

在我國(guó)，女性和男性對(duì)公共服務(wù)的需求和偏好基本符合上述預(yù)期。2010 年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)詢問(wèn)了受訪者“您認(rèn)為就我國(guó)當(dāng)前的情況而言，下列各項(xiàng)問(wèn)題中最重要的是哪個(gè)”的問(wèn)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(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，這意味著我國(guó)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(guó)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(jiàn)表1。

表1 我國(guó)的女性和男性對(duì)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(guò)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(huì)生活中，個(gè)人因先天背景、后天社會(huì)聯(lián)系和社會(huì)生活等的不同而有多重身份。身份認(rèn)同即指?jìng)€(gè)人對(duì)某一社會(huì)類屬的歸屬感，以及個(gè)人對(duì)同屬該社會(huì)類屬的人應(yīng)如何行為的觀念。由于各個(gè)社會(huì)類屬都有自己特定的行為規(guī)范和理念，因而個(gè)人對(duì)某一社會(huì)類屬的身份認(rèn)同，即是對(duì)該社會(huì)類屬的行為規(guī)范和理念的認(rèn)同。因此，身份認(rèn)同對(duì)個(gè)人的行為有重要影響。若個(gè)人認(rèn)同自己是某個(gè)社會(huì)類屬中的一員，那么，當(dāng)他自己的行為不符合該社會(huì)類屬的行為規(guī)范和理念時(shí)，他將會(huì)損失效用。同時(shí)，若該社會(huì)類屬中其他人的行為不符合該社會(huì)類屬的行為規(guī)范和理念時(shí)，個(gè)人也會(huì)遭受效用的損失，并且這時(shí)個(gè)人可能通過(guò)報(bào)復(fù)性反應(yīng)來(lái)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(huì)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(shuō)

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(guò)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(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化女性官員對(duì)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(shuō)。

理論假說(shuō)：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(guó)26 個(gè)省份的286 個(gè)地級(jí)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。基準(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(hào)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(guó)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(jí)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(jí)市層面可能更是如此，因?yàn)榈丶?jí)市的教育支出主要是基礎(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(lái)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(guó)的地方治理組織包括黨政兩條線，地級(jí)市的市委書(shū)記和市長(zhǎng)的政策偏向都可能對(duì)本地公共財(cái)政支出產(chǎn)生重要影響。我國(guó)各地級(jí)市市長(zhǎng)和市委書(shū)記信息通過(guò)各地級(jí)市官網(wǎng)和百度百科等搜索引擎檢索得到。需要特別說(shuō)明的是，若地級(jí)市市委書(shū)記(或市長(zhǎng))在某年發(fā)生了更替，我們將在更替年份任職時(shí)間最長(zhǎng)的市委書(shū)記(或市長(zhǎng))認(rèn)定為該市當(dāng)年的在位市委書(shū)記(或市長(zhǎng))。統(tǒng)計(jì)顯示，2001 年在納入統(tǒng)計(jì)的266 位地級(jí)市市委書(shū)記中，僅有8 位女性市委書(shū)記，女性市委書(shū)記的占比是3%。直到2010 年，我國(guó)的女性市委書(shū)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(shū)記的數(shù)量和占比都有明顯的增長(zhǎng)，2015 年女性市委書(shū)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(shū)記規(guī)模的6.36%。同時(shí)，中國(guó)在任的女市長(zhǎng)數(shù)和女市長(zhǎng)數(shù)占全部市長(zhǎng)數(shù)的比例在2001 年之后都呈穩(wěn)定上升的趨勢(shì)。2001 年，在納入統(tǒng)計(jì)的276 位市長(zhǎng)中，女性市長(zhǎng)僅有5 位，但到2015 年，在任的女性市長(zhǎng)數(shù)已增長(zhǎng)到22 人，占當(dāng)年在任市長(zhǎng)總數(shù)的比例也上升到7.7%，比2001 年增長(zhǎng)了5.88%。2001—2015 年我國(guó)女性市委書(shū)記和市長(zhǎng)規(guī)模的增大，直觀地表明了我國(guó)女性享有的政治地位在過(guò)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(duì)應(yīng)專科以下、專科、本科、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(duì)數(shù))和人口規(guī)模(對(duì)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(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)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(duì)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(guò)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(guò)。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(dòng)可能對(duì)回歸結(jié)果造成干擾，本文對(duì)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(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)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(shū)記或市長(zhǎng)的地級(jí)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(shū)記或市長(zhǎng)的地級(jí)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(shuō)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(duì)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(duì)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(shuō)，說(shuō)明我國(guó)地方官員的性別身份的確對(duì)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(guò)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(huì)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(mén)、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(mén)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(guò)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(hào)依然為正，并通過(guò)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(guò)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(mén)、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(gè)變量的回歸系數(shù)符號(hào)和顯著性都沒(méi)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(guò)10%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。表3 中的回歸結(jié)果說(shuō)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(lái)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(duì)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?jí)部門(mén)對(duì)地方官員的選擇性任命而存在估計(jì)偏誤。我國(guó)的制度是在綜合評(píng)估官員的“德、能、勤、績(jī)、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(jī)顯著影響了其晉升概率(Li 和Zhou，2005；Jia 等，2015)。官員的個(gè)人能力及其主政部門(mén)的績(jī)效是上級(jí)部門(mén)在任命市委書(shū)記和市長(zhǎng)時(shí)的重要參考標(biāo)準(zhǔn)和依據(jù)。因此，若上級(jí)部門(mén)重視教育事業(yè)，那么上級(jí)部門(mén)可能會(huì)通過(guò)任命更有能力的市委書(shū)記和市長(zhǎng)，或任命更重視教育事業(yè)的市委書(shū)記和市長(zhǎng)，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(zhǎng)的晉升錦標(biāo)賽體制中，上級(jí)部門(mén)因重視教育事業(yè)而選擇性地任命市委書(shū)記和市長(zhǎng)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(lái)使用各地級(jí)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(duì)地級(jí)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(jí)市初期的教育發(fā)展情況是否是影響上級(jí)部門(mén)為當(dāng)?shù)厝蚊晃慌允形瘯?shū)記和市長(zhǎng)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(gè)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(guò)統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，表明初期的教育發(fā)展情況對(duì)各地級(jí)市是否出現(xiàn)了女性官員的概率以及對(duì)女性官員的任職年數(shù)都沒(méi)有顯著影響，意味著并不存在因上級(jí)部門(mén)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(lái)使用匹配倍差法來(lái)估計(jì)女性官員上任和卸任的政策事件對(duì)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(guò)女性官員的地級(jí)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(jí)市作為對(duì)照組，設(shè)置處理組啞變量du 來(lái)區(qū)分對(duì)照組和處理組，變量du 在處理組的賦值是1，對(duì)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(gè)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(duì)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(duì)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(shuō)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)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(duì)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(huì)存在一定的政策時(shí)滯，而且對(duì)于教育等易被社會(huì)公眾感知的社會(huì)性支出來(lái)說(shuō)，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(huì)在短期內(nèi)出現(xiàn)明顯的下降。

六、模型擴(kuò)展

（一）晉升激勵(lì)與財(cái)政激勵(lì)的影響

現(xiàn)有研究認(rèn)為，晉升激勵(lì)和財(cái)政激勵(lì)是我國(guó)地方官員行為的主要激勵(lì)來(lái)源(周黎安，2007；Qian and Weingast，1997)。晉升激勵(lì)和財(cái)政激勵(lì)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(duì)于本文關(guān)注的地方財(cái)政中的教育支出，其雖然長(zhǎng)期對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lì)和財(cái)政激勵(lì)均不相容。因此，晉升激勵(lì)和財(cái)政激勵(lì)可能會(huì)削弱女性官員對(duì)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(lì)和財(cái)政激勵(lì)的變量的交互項(xiàng)納入回歸方程(1)。按照我國(guó)現(xiàn)行《國(guó)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(lì)強(qiáng)度，可能會(huì)低于上任時(shí)更年輕的女性官員的晉升激勵(lì)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(gè)度量官員晉升激勵(lì)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(guó)地級(jí)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(lì)也相應(yīng)會(huì)弱化(吳敏和周黎安，2018)。對(duì)此，本文還基于官員任期設(shè)置了一個(gè)度量官員晉升激勵(lì)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(lì)是以地方財(cái)政支出與財(cái)政收入之比來(lái)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(lì)。回歸結(jié)果顯示，女性官員與晉升激勵(lì)和財(cái)政激勵(lì)變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均為負(fù)，但都未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明更強(qiáng)的晉升激勵(lì)和財(cái)政激勵(lì)都可能在一定程度上削弱女性官員對(duì)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(duì)女性友好型公共事務(wù)的偏向，可能并不會(huì)隨著晉升激勵(lì)和財(cái)政激勵(lì)強(qiáng)度的變化而變化。

（二）黨政官員的差異

我國(guó)的地方治理組織包括黨政兩條線，地方黨委和地方政府對(duì)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(shū)記和市長(zhǎng)對(duì)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(duì)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(shū)記和市長(zhǎng)對(duì)教育支出的影響可能會(huì)存在差異。本文接下來(lái)分別使用市委書(shū)記和市長(zhǎng)樣本進(jìn)行回歸分析，以此估計(jì)女性市委書(shū)記和女性市長(zhǎng)對(duì)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(shū)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(hào)為正，說(shuō)明女性市委書(shū)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(zhǎng)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(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明女性市長(zhǎng)顯著提高了本地的教育支出。這說(shuō)明，女性市長(zhǎng)對(duì)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(shū)記的影響規(guī)模。對(duì)此可能的解釋是，按照《預(yù)算法》的規(guī)定，地級(jí)市每年的預(yù)算支出都要經(jīng)過(guò)地級(jí)市人民代表大會(huì)審議通過(guò)，并按照審議通過(guò)的預(yù)算執(zhí)行。但在現(xiàn)實(shí)中，市委書(shū)記和市長(zhǎng)的政策偏好直接影響著各政府部門(mén)的年度和中長(zhǎng)期發(fā)展規(guī)劃，進(jìn)而影響各政府部門(mén)編制的預(yù)算。另外，根據(jù)各地級(jí)市財(cái)政追加資金審批辦法，在預(yù)算執(zhí)行過(guò)程中遇到需要追加資金的情況，可經(jīng)過(guò)市長(zhǎng)、常務(wù)副市長(zhǎng)、市長(zhǎng)辦公會(huì)或市政府常務(wù)會(huì)議審批后追加支出(吳敏和周黎安，2018)。所以，雖然市委書(shū)記和市長(zhǎng)的政策偏好都可以通過(guò)影響各政府部門(mén)的發(fā)展規(guī)劃而間接地影響本地財(cái)政支出，但市長(zhǎng)還可以通過(guò)追加預(yù)算審批的方式直接影響本地財(cái)政支出，對(duì)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(duì)教育支出的影響：書(shū)記和市長(zhǎng)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(huì)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(huì)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(guó)的女性和男性對(duì)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(guò)程中與普通女性一樣更為關(guān)注社會(huì)性公共事務(wù)，而其身份認(rèn)同還會(huì)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(huì)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(guò)，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(lái)估計(jì)了女性官員對(duì)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(duì)科學(xué)技術(shù)支出占比沒(méi)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(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)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(hào)不顯著為負(fù)，說(shuō)明女性官員對(duì)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(duì)醫(yī)療衛(wèi)生和科學(xué)技術(shù)支出的影響

七、總結(jié)性評(píng)述

男女平等是我國(guó)的一項(xiàng)基本國(guó)策。在過(guò)去的二十多年里，我國(guó)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(guó)各級(jí)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(guò)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(guó)地級(jí)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(shū)記或市長(zhǎng)的地級(jí)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(shū)記或市長(zhǎng)的地級(jí)市高出0.5%左右，且這與官員的任職經(jīng)歷無(wú)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(guò)刻畫(huà)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(lì)和財(cái)政激勵(lì)都可能在一定程度上削弱女性官員對(duì)本地教育支出的正向影響規(guī)模，但這種效應(yīng)沒(méi)能通過(guò)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(duì)女性友好型政策的偏向。

我國(guó)經(jīng)濟(jì)自改革開(kāi)放以來(lái)連續(xù)40 多年的高速增長(zhǎng)令人印象深刻，但不必諱言，我國(guó)的基礎(chǔ)教育等社會(huì)性公共事務(wù)的發(fā)展則滯后于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。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(huì)性公共事務(wù)的偏好，而我國(guó)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(guó)的社會(huì)性公共事務(wù)的發(fā)展。