教育經費投入的總量與結構對教育結果的影響*

王曉霞 吳斌珍

(1.首都經濟貿易大學勞動經濟學院 北京 100070)

(2.清華大學經濟管理學院 北京 100084)

一、引言

教育是積累人力資本的重要途徑。為了促進教育發(fā)展、改善教育公平,增加經費投入往往是重要的政策工具。1995—2018年間,我國教育經費占GDP的比重從3.1%增長到5%,教育經費投入的充分性取得很大進步。然而經費投入的增長是否最終有效地轉化為教育結果及其地區(qū)均衡性的改善?教育經費的結構對促進教育發(fā)展發(fā)揮了什么作用?這些問題對于推進建設高質量教育體系具有基礎意義,當前還鮮有實證研究給出嚴謹?shù)拇鸢浮?/p>

本文基于1995—2018年中學階段的省級面板數(shù)據(jù)和中國教育追蹤調查(CEPS)等微觀面板數(shù)據(jù),在較長的時間跨度中考察教育經費總投入對教育產出的影響,并從經費的來源結構和支出結構來理解如何增進經費效率。測度教育產出上,我們在宏觀層面使用升學率,在微觀層面使用學習成績。我們關注初中和普通高中兩個階段,主要是因為這兩個階段覆蓋面廣,對于提升國民素質具有重要意義；而且畢業(yè)升學具有選拔性,還有較大的提升空間；同時它們的籌資管理更多依賴基層政府,經費政策調整較多,有清晰的地區(qū)差異。

我們首先梳理了初中及普通高中教育經費水平、來源和支出結構及地區(qū)均衡程度的演變,并與升學率的趨勢和地區(qū)差異相關聯(lián)。然后,我們基于面板固定效應回歸模型,構造多組工具變量,評估了教育經費總投入對教育成果的影響。為考慮教育經費結構的作用,我們從資金來源屬性和經費支出結構兩個方面比較了不同類型的經費投入。為進一步理解教育經費對教育結果的影響渠道,我們還分析了不同來源的教育經費之間的擠入/擠出關系,以及教育經費對家庭教育投入的擠入/擠出關系。

本文的貢獻主要有以下幾點。首先,我們分教育階段評估了教育經費投入對提升教育成果的整體有效性,并結合對教育經費投入和教育成果區(qū)域分布的演變分析,為教育結果的省際差距下降提供教育投入角度的解釋。已有文獻多集中于討論某一類經費支出變動的影響,如“兩免一補”、“義務教育工程”建設性支出等(Chyi和Zhou,2014；Shi,2016；汪德華等,2019)。本文在較長時間跨度中考察經費整體變動的效應,基于面板數(shù)據(jù),提供了省級層面和個體層面的依據(jù)。其次,據(jù)我們所知,本文是第一篇基于回歸方法估計教育經費結構如何影響教育結果的研究,彌補了之前數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)關注相對于當前生產前沿的效率、投入和產出變量選擇不統(tǒng)一等局限。我們對經費結構的探討有助于理解財政性和非財政性經費的作用及二者間的關系,以及不同功能的經費支出對教育發(fā)展的作用。最后,我們分教育階段探討了教育經費對城鄉(xiāng)家庭教育支出的擠入/擠出效應,這有助于理解教育經費投入影響教育結構的機制。現(xiàn)有文獻討論該問題時往往不區(qū)分教育階段,而我們的結果顯示各教育階段的結果差別很大。

二、文獻回顧

教育發(fā)展的結果既包含教育水平,也包含教育水平的公平,但是教育公平性的發(fā)展趨勢還不夠清晰。一些研究關注教育投入的短期產出——升學率的城鄉(xiāng)分布(劉精明,2008；吳愈曉,2013；李春玲,2014；楊奇明和林堅,2014；Li等,2015),普遍發(fā)現(xiàn)升至高中及以上的機會有顯著城鄉(xiāng)差別,并且這一差別有擴大趨勢。但現(xiàn)有文獻對升學率總體分布的分析并不多(劉精明,2007),且較少討論近期趨勢。本文通過分析最近二十年來升學率的省際分布,考察經費對教育結果的影響,為推進均衡優(yōu)質教育提供依據(jù)。

為提升教育水平、改善教育公平,增加教育經費投入并優(yōu)化結構是可能的重要途徑。Jackson等 (2015)、Hyman (2017)和Lafortune等 (2018)發(fā)現(xiàn),美國的均等化教育財政改革提高了低收入學區(qū)的教育經費支出,教學相關支出、生師比、教師收入等隨之改善,因而教育產出有所提高:在短期提升成績,在長期提高受教育年限和收入水平。但是,教育經費增減的效應可能是不對稱的。Jackson等(2018)認為縮減教育經費時會盡量避免削減核心領域支出,使得教育結果所受的負面沖擊有所弱化,這也意味著改變教育支出的結構可能會影響教育結果。

基于中國的教育經費政策,Chyi和Zhou (2014)、Shi (2016) 發(fā)現(xiàn)“兩免一補”能夠提高初中入學率。“兩免一補”的核心是減輕家庭教育負擔,因而調整了教育經費的來源結構,但不強調改變經費投入總量。Xiao等(2017)、Tang等(2020)認為2006年農村義務教育經費保障機制改革(以下簡稱“新機制”)產生了積極的教育結果。“新機制”對經費的核心影響是增加了中央財政對地方公用經費的支持。本文將探討經費總投入而非某單項變動所產生的效應。關于哪些投入最能夠提升教育生產效率,此前研究主要是基于DEA方法展開(李玲等,2014；郭艷芬和柏維春,2017)。DEA關注相對于當前生產前沿的效率,而且不同研究在教育生產中的投入和產出變量選擇上差別較大,難以比較。本文使用回歸分析,從經費結構角度討論經費效率,對相關的DEA研究有所補充。

一些研究分析了教育經費在某些支出領域的作用。例如,關于師資配置,師生比下降或教師學歷不足會抑制受教育水平和成年收入(Saavedra,2015)；關于提升教師待遇,采用績效獎勵的形式能夠改善教學成績(Muralidharan和Sundararaman,2011),無條件提高教師工資則不會(De Ree等,2018)；又如改善基礎設施也可能是教育支出產生積極效果的途徑(Cellini等,2010)。本文將按支出功能分析各類教育經費支出對升學率的影響。

教育經費可能擠入/擠出家庭投入,進而影響教育結果。然而對于教育經費如何影響家庭投入,現(xiàn)有研究尚未達成一致。Nordblom (2003)認為公共教育支出與低收入家庭的人力資本投資為替代關系,但是楊娟等(2015)認為低收入家庭面臨經濟約束,公共教育支出會補充家庭教育支出的不足,而非擠出。Yuan和Zhang (2015)發(fā)現(xiàn)財政教育支出擠出城鎮(zhèn)家庭教育支出等,但她們沒有分教育階段。本文按教育階段嘗試探討了這一問題。

三、數(shù)據(jù)及特征事實

(一) 數(shù)據(jù)

本文的宏觀層面數(shù)據(jù)為《中國教育統(tǒng)計年鑒》、《中國教育經費統(tǒng)計年鑒》1995—2018年的省級統(tǒng)計。數(shù)據(jù)調整為2015年價格,剔除西藏。教育結果使用初中升學率、高中錄取率,并以2010年人口普查、2005年和2015年1%人口調查來補充。各省高考的錄取人數(shù)來源于《中國教育考試年鑒》,以《普通高等學校招生工作年鑒》、《中國高等學校招生工作年鑒》、各省教育年鑒、各省年鑒等補充。

我們也使用了多個微觀數(shù)據(jù)庫,包括中國教育追蹤調查(CEPS)2013—2014、2014—2015學年數(shù)據(jù),農業(yè)農村部2003—2015年農村固定觀察點數(shù)據(jù),國家統(tǒng)計局2002—2006年9省城鎮(zhèn)住戶調查等,以進一步檢驗教育經費的整體成效,以及經費與家庭教育支出之間的擠入/擠出關系。其中,CEPS、農村固定觀察點數(shù)據(jù)均為面板數(shù)據(jù),支持控制個體效應。

(二) 特征事實

2005年后,生均教育經費增速顯著加快,財政貢獻增加(見圖1),地區(qū)均衡改善。在初中階段,隨著“兩基”、“新機制”實施,財政對經費的貢獻不斷上升。初中經費中公共財政預算經費的占比從1995年的56%上升至2008年的80%以上。在普通高中階段,2005年之后,民辦和混合型高中清理、辦學和收費管制等不斷推進,各級政府逐漸增加財政保障力度。2005—2018年,普通高中經費中公共財政預算經費的占比上升了約30個百分點,2018年達到75%。從生均經費的地區(qū)分布來看,在2005年之前,義務教育“以縣為主”的籌資模式依賴地方調動資金的能力,初中生均經費的地區(qū)差異逐年上升。2006年“新機制”之后,中央對中西部地區(qū)支持力度提升,初中經費的地區(qū)均衡不斷改善(見圖2)。此時在高中階段,普通高中辦學管制加強,各地財政因而加大投入,也改善了經費的地區(qū)均衡度。

圖1 生均教育經費的時間趨勢

圖2 基尼系數(shù):各省生均教育經費支出

教育經費上升速度在2005年后提升、省際經費差異縮小說明經費在時間上、省份間均存在不少差異。這些差異為后續(xù)基于省級面板數(shù)據(jù)作回歸分析提供了基礎,而財政資金貢獻度的變動也為考察經費來源結構的影響提供了條件。

教育經費支出用于三個部分:個人部分、公用部分和基本建設部分(見圖3)。支出中的個人部分占比最高,其次為公用部分,最低為基建部分。初中和普通高中經費的支出結構基本相似,只是高中運轉成本更高,所以公用部分占比略高。總體趨勢均有個人部分占比上升、公用部分相對穩(wěn)定、基建下降的特點。初中個人部分占比的變化可能和清退代課教師、提高教師待遇等政策有關。在財政經費中,隨著2006年“新機制”實施,初中財政經費中公用經費的占比逐漸上升,個人部分的占比隨之下降,而基建占比一直保持在較低水平。此時財政經費與經費的支出結構也逐漸趨同。高中階段也有類似的財政經費結構變化。后續(xù)的實證分析將關注總經費對教育結果的整體效應以及經費的來源結構和支出結構的作用。

圖3 生均教育經費的支出結構

經費支出的公用部分包括商品服務支出和其他資本性支出兩部分。公用部分的資本性支出的功能和基建部分相同,只是資金不是來自發(fā)改部門。將二者合并可將經費支出按功能劃分為三類:個人部分、公用部分的商品和服務支出、資本性支出。初中和普通高中公用商品和服務支出在經費中的占比均較為穩(wěn)定,資本性支出的占比則先下降后上升再回落。

生均經費支出的各項構成中,除基建部分的地區(qū)差異很大之外,其他各項的省際差異變化趨勢與生均經費基本一致,在2004—2005年達到峰值,之后持續(xù)下降。支出結構的總體變化以及各項支出的地區(qū)差異縮小,反映了不同時期我國教育政策財政模式和中央對地方支持重點的變化。這為后續(xù)分析考察經費支出結構對教育結果的作用提供了條件。

在教育結果方面,升學率顯著改善且省級差距縮小。初中升學率、高校錄取率在1995年分別為44.4%、41.2%,2018年達到85.6%、85.5%,高中和大學毛入學率也大幅上升。部分年份的升學率增長由招生政策推動,例如1999—2005年大學擴招政策,不過升學率在其他年份仍然有明顯的上升趨勢。升學率有一定的省際差異,但是差異逐年縮小。基于各省初中升學率計算的基尼系數(shù)在2000年(0.12)之后持續(xù)下降,2018年降為0.04。高校錄取率的省際差異也顯著下降,由各省高校錄取率計算的基尼系數(shù)由1997年最高點的0.17下降至2018年的0.03。

綜上,教育經費和升學率在1995年以來大幅上升,教育經費的來源結構和支出結構也有顯著調整。在地區(qū)分布上,教育經費和升學率的地區(qū)均衡性都在大約2005年之后顯著改善。教育經費的整體變動和結構調整由一系列的教育財政政策驅動,省際經費差異反映出教育財政政策的省際差異。本文的實證模型將利用教育經費的跨年波動和省際差異來識別經費對教育結果的影響,并探討經費結構在其中的作用。

四、實證策略

(一) 基準模型

基準模型使用省級數(shù)據(jù)來考察初中和普通高中教育經費對教育結果的影響,采用固定效應面板模型,回歸方程為:

其中,被解釋變量Prom表示升學率,即省份在年份的初中升學率、高校錄取率。核心解釋變量為Exp,表示省份在年份的生均教育經費的對數(shù),并對經費取三年(當年及前兩年)平均。系數(shù)代表生均教育經費增加1%時升學率變化的百分點數(shù),反映了經費對教育結果的邊際效應,為我們關心的主要系數(shù)。

X′為控制變量。P和T分別表示省份固定效應和年份固定效應。ε為隨機擾動項。回歸以畢業(yè)生數(shù)為權重。控制變量考慮了以下因素:(1)經濟狀況,比如人均GDP對數(shù)、第一/二產業(yè)比重、城鄉(xiāng)人均可支配收入對數(shù)；(2)適齡人口特征,比如適齡畢業(yè)人口數(shù)對數(shù)、適齡畢業(yè)人口的農村比重。適齡的初中畢業(yè)生數(shù)、普通高中畢業(yè)生數(shù)分別以9年前、12年前小學入學人數(shù)表示,反映外生的升學競爭程度。

我們也試圖控制和生均教育經費相關并同時影響升學率的因素,包括:(1)下一教育階段的供給因素,分別使用滯后一年的高中生均經費和本省高等教育生均支出；(2)家庭教育投入。但考慮到下一階段的生均經費可能存在反向因果、家庭教育支出可能受教育經費的影響,為獲得經費對教育結果的整體影響,基準模式先不控制這兩組變量。

基準模型面臨的第一個潛在問題是升學率可能在很大程度上由招生名額決定。文獻通常認為高校錄取率受招生名額限制相對更多,初中升學率則更多地取決于個體需求及教育質量(孫偉增等,2021)。舉辦高中有較強的自主性,民辦學校、超級中學模式等均是自主性的體現(xiàn)。但無論是高中還是高等學校,錄取不滿并不少見,特別是一些層次較低的學校。總體來看,實際錄取數(shù)通常會偏離招生計劃,而且各年、各省的偏離程度也會不同。另外,有必要指出,如果升學率完全取決于招生計劃,那么教育投入的影響應該不顯著。因此教育投入的影響顯著意味著升學率并不完全由招生計劃所決定。不過如果升學率受招生計劃影響較大,不能完全反映教育成果的提高,那么基于升學率估計的經費作用很可能被低估。因此本文將分析重點放在初中階段,因為高校錄取率更多受到招生計劃的影響。

(二) 工具變量

基準模型面臨的第二個潛在問題是遺漏變量問題。例如,如果地方政府對教育的重視程度提升,可能會同時加強教育投入和教育宣傳,這樣經費對升學率的影響就會被高估。為此,我們將構造多組工具變量,首先用滯后三期的生均經費對數(shù)為工具變量。滯后三期的初中生均經費不受當期教育規(guī)劃、當期政府偏好等因素的干擾。然而排他性假設依然可能不滿足,例如教育的積累性意味著早期教育經費會影響學生或學校的質量,從而影響教育結果。因此,我們再利用“新機制”和財政醫(yī)療支出構建初中教育投入的工具變量,利用非財政投入的變化和財政醫(yī)療支出構建高中教育投入的工具變量。

初中屬于義務教育,經費主要受財政投入的制約,可以利用兩個財政領域的外生性變動構造這組工具變量:(1) 人均財政醫(yī)療支出的對數(shù),基于生產性偏向理論,這代表了財政用于福利支出而非生產性支出的意愿(尹恒和朱虹,2011),可以捕捉一般性的財政支出變化引起的經費變動；(2) 是否受到“新機制”影響。2006年,我國在中西部地區(qū)推行“新機制”,新增中央和省對地方教育經費的補充,確立了“以縣為主,省級統(tǒng)籌”的經費模式,2007年這一改革推廣到東部地區(qū)。“新機制”的階段性推進及其向中西部地區(qū)傾斜反映了教育財政改革使教育經費發(fā)生的變化。

普通高中屬于非義務教育,經費有更多比例來自非財政投入。銀行借貸更便捷,則籌資更容易。因此,普通高中經費的工具變量包括:(1) 人均財政醫(yī)療支出的對數(shù),反映一般性財政支出的變動；(2) 銀行業(yè)金融機構貸款余額/GDP,反映非財政經費變動。

(三) 基于CEPS的個體固定效應模型

升學率可能難以完全反映教育成果,特別是當升學率受到招生名額限定影響時。以學生成績作為教育成果可以緩解這一問題。我們使用了微觀面板數(shù)據(jù)CEPS的2013—2014、2014—2015學年數(shù)據(jù),以學生在兩次觀測中的成績?yōu)楸唤忉屪兞?使用個體固定效應模型,考察學校層面的經費投入對學生個體教育結果的影響。另外,CEPS提供了學校層面的經費信息,相比省級經費還能反映地區(qū)內的經費差異。

回歸控制了一系列學生個人家庭特征和學校特征,包括學生是否近視、健康水平、獨生子女、網絡、課外班、戶口類型、學校城鄉(xiāng)屬性、學校性質(如公立、民辦)等,以及個體固定效應、調查輪次固定效應。其中,控制個體特征和家庭特征是為了應對擇校(sorting)帶來的內生性問題。控制個體固定效應也意味著控制了學校固定效應。此時個人成績不太可能影響學校投入,分別可以避免反向因果的干擾。

(四) 經費結構

對于教育經費結構的分析,我們分別從資金來源結構和支出結構來區(qū)分各種投入,在同一個回歸方程中對比各投入的邊際貢獻。教育經費按資金來源分為公共財政預算經費和非公共財政預算經費兩個部分,按支出的功能分為個人部分、公用部分的商品和服務支出、資本性支出三個部分。我們首先在式(1)基礎上加入分項的占比。經費結構最優(yōu)化要求各項占比的系數(shù)應當為0,即給定生均經費值,已沒有通過增加或減少某項支出來提高教育結果的空間。

我們再直接以經費各構成項(三年平均)為解釋變量。由于各構成項的規(guī)模相差較大,使用各項的對數(shù)會使得各項1%變化相差過大,對數(shù)也不便于比較各項的邊際效應,因此絕對水平更合適。但是同樣1元錢對不同經濟發(fā)展水平地區(qū)的意義有所不同,因此我們以人均GDP為分母來標準化各項目。教育經費結構最優(yōu)化要求各項經費投入對教育成果的邊際貢獻相等,即生均經費各構成項的系數(shù)值相等。此時我們無法通過財政投入或教育政策構建各經費構成項的工具變量。內生性問題在資金來源結構部分更為突出,因為非公共財政預算經費很可能受到教育結果的反向影響以及不可觀測的教育偏好的影響。不過教育結構部分的關鍵是比較各項投入的系數(shù)的大小,只要估計偏差不改變系數(shù)大小的排序,那么我們關于哪類投入邊際貢獻最高的結論依然成立。

五、實證結果

(一) 教育經費的總體影響

1.初中經費的總體影響

表1為初中生均經費對初中升學率影響的基本結果,各列均控制省份固定效應和年份固定效應。第(1)—(4)列結果對應于式(1),初中生均經費的系數(shù)均顯著為正。第(1)列為基準情形,初中生均經費增加1%,升學率會上升0.11個百分點。第(2)列為了控制高中供給因素,加入了高中生均經費的滯后項。第(3)列中加入城鄉(xiāng)家庭教育支出,但由于家庭教育支出可能受到學校經費的影響,仍以第(1)列為基準。第(4)列新增控制分省的線性趨勢,以捕捉招生名額隨時間穩(wěn)定增加的影響,此時初中生均經費的系數(shù)依然為正,說明招生名額的計劃性問題可能不是經費與教育結果關系的替代解釋。

表1 初中生均經費對初中升學率的影響

第(5)、(6)列為基準模型設定所對應的工具變量回歸結果。第(5)列使用滯后三期ln(生均經費)作為工具變量；第(6)列的工具變量為三年均ln(人均財政醫(yī)療支出)和受“新機制”影響。第一階段統(tǒng)計量均超過10,拒絕弱工具變量假設。工具變量結果與第(1)列基準回歸結果一致。初中生均經費增加1%,初中升學率會上升0.08—0.27個百分點。

基于CEPS的個體固定效應回歸結果如表2所示,與省級數(shù)據(jù)得到的回歸結果一致。初中學校生均經費額外增加1%時,總成績將上升1.7分(見第(1)列)。分科目來看,學校生均經費額外增加1%時,語文成績幾乎沒有變化,第(2)列系數(shù)值很小也不顯著,可能的原因是CEPS考察當期經費的作用,而語文成績進步可能需要長時間積累；學校生均經費額外增加1%時,數(shù)學和英語成績會分別增長1分和0.9分(見第(3)、(4)列)。

表2 學校經費對學生成績的影響:基于CEPS的個體固定效應回歸

2.高中經費的總體影響

表3給出了普通高中生均教育經費對高校錄取率的總體影響,第(1)—(4)列為固定效應模型,都顯示普通高中經費支出對高校錄取率具有顯著正向作用。第(1)列為固定效應模型的基準設定,顯示普通高中生均經費額外增加1%,高校錄取率將上升約0.07個百分點,且在1%水平下顯著。第(2)列考慮高校供給因素,控制了滯后一期的大學生均經費對數(shù)。我們發(fā)現(xiàn)系數(shù)有明顯下降,說明在高校錄取中供給因素的影響比較大,如果不控制,會偏向高估經費的影響。不過控制供給的影響后,經費的系數(shù)依然在15%的水平上顯著。第(3)列在增加控制了城鄉(xiāng)家庭的教育支出后,經費的系數(shù)略有增加。第(4)列在基準模型基礎上添加了分省的線性趨勢,以控制招生計劃在各省的線性增長,經費的系數(shù)也有所增加。

表3 普通高中生均經費對高校錄取率的影響

第(5)、(6)列為基準模型對應的工具變量回歸。第(5)列以經費滯后三期項作為工具變量,第(6)列以三年均ln(人均財政醫(yī)療支出)、銀行業(yè)金融機構貸款余額/GDP作為工具變量,此時統(tǒng)計量仍在10以上,但是回歸系數(shù)相比之前上升至0.4以上。綜合固定效應模型和工具變量的結果,應當可以認為普通高中經費的增加有助于提升高校錄取率。

(二) 教育經費結構的影響

1.經費的來源結構

我們在基準模型中加入公共財政預算經費的占比以區(qū)分經費來源是否為公共財政預算資金,結果如表4 Panel A所示。第(1)—(3)列為初中結果,其中第(3)列使用滯后三期ln(生均經費)為工具變量,第(4)列使用三年均ln(人均財政醫(yī)療支出)和受“新機制”影響為工具變量。第(4)—(6)列為高中結果,其中第(5)列使用經費的滯后三期項為工具變量,第(6)列使用三年均ln(人均財政醫(yī)療支出)、銀行業(yè)金融機構貸款余額/GDP為工具變量。初中和高中部分的結果均顯示公共財政經費占比的系數(shù)為負,說明非公共財政經費與教育結果的相關性更強。如果直接以按人均GDP標準化的兩個經費來源項為解釋變量來替換生均經費和財政經費的占比,則兩個經費來源項的系數(shù)均為正,但是非公共財政預算經費系數(shù)的值更高,同樣說明非公共財政經費與教育結果的相關性更強。

表4 經費結構對升學率的影響:考察各經費項的占比

有必要指出,資金來源結構和教育成果之間的關系可能融合了反向因果的影響,即升學率高的地方能夠吸引更多的非財政經費；也可能融合了遺漏變量的影響,比如對教育重視程度的提高有助于同時提高非財政經費占比和升學率。因此我們在這里強調相關關系而非因果關系。來源結構的結果意味著在財政資金依賴度很高的初中階段,需要注重利用非財政資金,加強非財政資金的籌集。相比于非財政性經費,教育財政撥款往往受限較多,例如規(guī)定以財政撥款的固定比例或固定標準支持某項支出。若財政經費的落實困難較大,這些限制容易使資金配置失衡,引發(fā)某些功能運轉困難(如供暖等),影響教學質量。如果可以通過非財政渠道(例如企業(yè)或者公益組織等)籌集資金,便可彌補這些資金缺口,提升教育質量。

2.經費的支出結構

我們按功能將教育經費分成個人部分、公用部分的商品和服務支出、資本性支出,分析各構成部分對升學率的影響,結果如表4 Panel B所示。第(1)—(3)列為初中結果,其中第(3)列使用滯后三期ln(生均經費)為工具變量,第(4)列使用三年均ln(人均財政醫(yī)療支出)和受“新機制”影響為工具變量。第(4)—(6)列為高中結果,其中第(5)列使用經費的滯后三期項為工具變量,第(6)列使用三年均ln(人均財政醫(yī)療支出)、銀行業(yè)金融機構貸款余額/GDP為工具變量。初中和高中部分的結果均顯示,個人部分占比的系數(shù)為正顯著,提高個人部分支出占比有助于進一步改善教育結果。公用商品和服務占比的系數(shù)不顯著。直接以按人均GDP標準化的三種經費支出項目為解釋變量的結果也顯示個人部分支出的系數(shù)最大,顯著性也最強,而公用商品和服務支出、資本性支出的系數(shù)均不顯著。

這些結果意味著,從效率角度看,目前經費結構中個人部分的投入相對不足。個人支出主要包括教師工資和學生資助。在教育經費保障機制的完善過程中,基建和公用部分往往是投入增長的重點,個人支出部分特別是教師工資則可能會相對被忽視。例如,楊晉和哈巍(2017)指出,“新機制”在提高初中公用經費水平的同時,可能會降低人員經費支出水平。而從國際對比來看,我國初中、普通高中教育經費支出中的個人支出占比雖然較高,2018年分別達到71%和67%,但相比于OECD 國家2016年非高等教育的平均水平78%仍明顯偏低(OECD,2019)。當然,個人部分支出對教育成果的貢獻和教師的激勵機制相關。不過我們的估計顯示個人支出的邊際貢獻率最大,意味著在現(xiàn)有的激勵機制下,還可以進一步提高個人部分的支出占比。

(三) 穩(wěn)健性檢驗和異質性③穩(wěn)健性檢驗和異質性分析的所有回歸結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

1.穩(wěn)健性檢驗

高中包括普通高中和中等職業(yè)學校。普通高中是上大學的主要通道,一般是初中畢業(yè)升學的首要選擇,因此我們在穩(wěn)健性檢驗中把結果變量替換為初中升普通高中比率。穩(wěn)健性檢驗結果與基準模型結果一致,區(qū)別僅在于經費的系數(shù)變小了,說明經費增長會提高初中畢業(yè)生升入各類型高中的比率。經費結構的回歸結果也與初中升學率的情形一致。

基準回歸中的解釋變量為三年生均教育經費對數(shù)的平均值,相當于對三年生均經費的幾何平均取對數(shù)。我們在穩(wěn)健性檢驗中把解釋變量替換為對三年生均經費的算術平均取對數(shù),或將三年經費分別放入回歸,回歸結果與基準回歸結果保持一致。

2.異質性分析

對于初中樣本,由于2006年之后“新機制”等政策相繼實施,初中經費投入增速加快,我們將樣本分為2006年前后兩段,分別考察初中生均經費的作用。兩段時間均顯示教育經費能夠顯著提高升學率,且系數(shù)值幾乎相等。對于普通高中樣本,鑒于 1999—2005年大學擴招,我們將樣本分為2005年前后兩段。在2005年之前生均經費的系數(shù)較小,且不顯著,說明在大學擴招期間經費對高校錄取率沒有發(fā)揮顯著作用,即高校錄取率的上升更多源于招生政策變動。2006年后,生均經費的系數(shù)和顯著性都有所提高。

我們通過微觀數(shù)據(jù)來檢驗在城鎮(zhèn)和農村分別考察初中經費對教育結果的作用。隨著城鎮(zhèn)化推進,農村初中畢業(yè)生在城鎮(zhèn)就讀高中越來越普遍。在省級數(shù)據(jù)中基于城鎮(zhèn)(農村)高中招生數(shù)與城鎮(zhèn)(農村)初中畢業(yè)生數(shù)計算升學率,會造成升學率在城鎮(zhèn)被高估、在農村被低估。我們基于CEPS分城鄉(xiāng)考察了學校經費的作用,結果與全樣本結果一致,但是城鎮(zhèn)學校經費對數(shù)學和總成績的影響更大。同時,我們也使用農村固定觀察點10%樣本數(shù)據(jù),考察省份層面農村初中經費對個體層面初中升學率的作用。結果顯示,農村初中生均經費的系數(shù)為正,但是統(tǒng)計不顯著,可能是因為個體觀測值較少且個體層面的升學率差異較大。結合CEPS的結果,我們認為城鎮(zhèn)學校經費促進教育結果的作用較農村學校更強。盡管我國不斷加大對農村義務教育的扶持力度,城鄉(xiāng)之間的經費差異不斷縮小,但是從分城鄉(xiāng)經費的作用來看,縮小城鄉(xiāng)教育質量差距仍有挑戰(zhàn)。

(四) 進一步分析:教育經費的擠入/擠出效應

我們從經費的擠入/擠出關系進一步討論教育經費及其結構的變動。財政資金是中學教育經費的最主要來源,我們首先考察了公共財政預算經費如何影響非公共財政預算經費。結果顯示初中和普通高中的系數(shù)均不顯著,說明財政和非財政資金之間沒有擠入/擠出關系,因此無須擔憂擴大財政教育投入會替代非財政性資金。而非財政性資金與教育結果的正相關關系更強,說明在關注財政教育投入的同時,也不能忽視充分吸收非財政資金。

教育產出是學校經費投入與家庭教育支出共同作用的結果,家庭教育支出也可能是學校經費影響教育結果的一個渠道,因此我們進一步分析教育經費是否擠入/擠出家庭的教育投入。我們首先關注農村地區(qū)的小學、初中、高中各階段,使用2003—2015年農村固定觀察點數(shù)據(jù)10%的樣本。家庭教育支出指標使用了家庭人均文化支出、生均學雜費支出,均以人均GDP標準化,樣本為家中僅有相應階段在校生的家庭。結果顯示,三個教育階段的教育經費均不能影響家庭文化支出。關于家庭生均學雜費,小學經費的系數(shù)為負,但絕對值小于1,說明有不完全擠出作用；初中、普通高中經費的系數(shù)為負,但不顯著。基于這些結果,我們推測農村義務教育可能通過免學費、增加生活補助等政策,減輕家庭的經濟負擔,降低家庭教育支出。

關于城鎮(zhèn)地區(qū),Yuan和Zhang (2015)認為有擠出效應,但是她們使用地市級教育財政數(shù)據(jù),不能區(qū)分教育階段。我們基于她們所使用的2002—2006年城鎮(zhèn)住戶調查數(shù)據(jù),分教育階段考察省級教育經費對城鎮(zhèn)家庭生均教育支出的影響。我們發(fā)現(xiàn)小學教育經費能夠擠出家教支出,這與Yuan和Zhang (2015)的發(fā)現(xiàn)類似；不同的是,我們發(fā)現(xiàn)初中、高中經費不會擠出家教支出,并且高中經費能夠擠入家庭教育支出或學費支出,這種擠入效應可能是學校經費影響教育結果的一個渠道。教育經費對各項家庭教育支出的影響可能會隨教育階段而變化,不區(qū)分教育階段得到的結果可能有誤導性。

六、結論及討論

基于1995—2018年省級面板數(shù)據(jù)和CEPS等微觀面板數(shù)據(jù),本文首先描述了教育經費的結構和省際差異的變化,并關聯(lián)了教育成果的省際差異；然后利用中學階段教育經費的時間變動和地區(qū)差異來識別教育經費總量和結構對教育結果的影響。我們構建了面板固定效應回歸模型,并引入了工具變量。在經費結構上我們區(qū)分了資金來源和支出角度,發(fā)現(xiàn)教育經費投入能夠顯著提高升學率,提高學習成績。基準模型顯示,初中生均經費增長1%,初中升學率上升約0.11個百分點；普通高中生均經費增長1%,高校錄取率上升0.07個百分點。二十多年來我國持續(xù)推進整體教育投入,加大對薄弱地區(qū)的支持力度,有效地縮小了省際經費差距,既推動了教育結果的總體進步,也助力了教育結果省際公平的改善。這與描述統(tǒng)計中的發(fā)現(xiàn)相一致:教育經費和升學率在1995年之后大幅上升,教育經費的增長還伴隨來源結構和支出結構的顯著調整。在省際差異上,教育經費和升學率都在大約2005年之后出現(xiàn)了地區(qū)均衡性的顯著改善。

本文對教育經費結構的研究為如何有效提升教育經費投入提供了參考。我們發(fā)現(xiàn),若按照資金來源屬性來劃分教育經費,非公共財政經費與升學率之間有更高的正相關性。因此,如果經費籌集能充分吸納非財政資金,例如企業(yè)或公益組織等,會有利于提高升學率；未來也需要進一步思考財政性經費的投入規(guī)則,提升使用效率。在經費的支出結構中,個人部分支出對改善升學率最為有效。二十多年來,我國經費支出中的個人部分占比總體提高,表明支出結構在改善。個人部分支出的最主要構成是教師工資福利,提高教師待遇可能是改善升學率較有效的途徑之一。這在某些財力不夠充分甚至可能出現(xiàn)教師欠薪問題的地區(qū)尤為重要,不僅有助于改進薄弱地區(qū)的教育質量,也有助于補足地區(qū)短板,促進教育公平。

異質性分析發(fā)現(xiàn),2006年之后普通高中經費提高教育結果的作用可能更強。分城鄉(xiāng)來看,經費在城鎮(zhèn)初中促進教育結果的依據(jù)更充分,作用更強。盡管教育經費的城鄉(xiāng)差異在不斷縮小,但是經費作用的城鄉(xiāng)差異表明縮小城鄉(xiāng)教育質量差距仍有挑戰(zhàn)。一般來說,農村教育對財政資金的依賴更高,農村也更容易面臨吸引優(yōu)質教師的困境。結合經費結構的發(fā)現(xiàn)可知,在保障農村經費投入充分的前提下,需要關注非財政性籌資和教師待遇的提高。

關于經費的擠入/擠出效應,財政性經費不會擠入/擠出非財政性經費。在學校經費和家庭教育支出之間,農村和城鎮(zhèn)小學教育經費分別通過擠出家庭學雜費支出、家教支出而緩解家庭負擔。但是在高中階段,教育經費更多表現(xiàn)為擠入家庭教育支出,這可能是經費改善高校錄取率的一個渠道。從教育公平的角度來看,高中階段的擠入效應意味著經費使用需要向薄弱學校和低收入家庭傾斜,避免通過家庭投入這個渠道擴大教育差距。