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一、研究问题与相关文献

教育投入是支撑国家长远发展的基础性、战略性投资，也是公共财政的重要职能。在“后4%时代”，如何调动各级政府教育投入的积极性，不仅是保障教育经费可持续增长的必要条件，也是实现教育现代化的重要保障。

早在1993年，中共中央、国务院颁布的《中国教育改革和发展纲要》就提出了“逐步提高国家财政性教育经费支出占国民生产总值的比例，本世纪末达到4%”的目标。此后，我国教育经费持续增加，但一直没有达到4%的水平。2012年3月，第十一届全国人民代表大会第五次会议审议并批准了国务院政府工作报告，该报告提出“中央财政已按全国财政性教育经费支出占国内生产总值的4%编制预算，地方财政要相应安排，确保实现这一目标”①并将其确定为“2012年主要任务”。

同年7月，教育部和财政部、发改委协同设立了“4%办公室”，督促地方增加教育投入以实现4%的目标。历经近20年，国家财政性教育经费占GDP比重4%的目标于2012年整体实现。

一般而言，国务院政府工作报告会对当年的政府重点工作做出部署，还会对年度财政支出“划重点”。《政府工作报告》是各级政府进行资源配置与精力投入的“指挥棒”，具有政策性、权威性和纲领性等特点，蕴含着政府决策者的价值取向、价值判断及价值准则，在很大程度上是在向民众宣告或承诺“政府将重视什么、将向哪些领域投入资源”（文宏，赵晓伟，2015）。部分研究从政府公共服务政策“注意力”的角度解释，政府公共服务注意力配置与公共财政资源投入方向之间呈正相关关系，但许多对于政府“注意力”的研究仅对政策表述与政策强度进行了分析，较少关注“文本表述”对“实际支出”的具体影响。

从政府工作报告的表述方式中可以捕捉到教育发展和教育财政支出的重点。例如，2011年的《政府工作报告》指出：“2012年财政性教育经费支出占国内生产总值比重达到4%”②。统计数据表明，在本研究所涉及的282个地级市中，《政府工作报告》提及“4%”教育投入的相应年份，无论是教育支出占财政性经费比例还是在GDP中的占比，均出现明显的上升趋势。由此可见，选择政府工作报告中对于教育投入的政策表述作为研究对象具有逻辑上的可行性。以2012年为例，绝大多数省份教育支出增速明显高于财政收入的增幅，平均增长幅度为27.68%③，实现了新世纪以来的最大增长幅度。图1是教育经费支出相对上一年的环比增长率，图中也出现了明显的拐点，这个“拐点”刚好与《政府工作报告》首次明确提及要落实完成“4%”的时间点重合。

值得注意的是，这种自上而下的政策方式可能并非保证地方教育支出增长的常态机制。我们发现，若中央政府对教育投入充足性的政策表述强度稍作缓和，地方政府就表现出较为明显地教育支出增速放缓甚至负增长。图2显示，在经历了2011年、2012年的“井喷式”增长后，2013年的教育支出增速迅速下降，平均增速降至4.8%。分省数据表明，除北京、天津、浙江、广东和西藏外，大部分省份财政性教育支出增幅均小于财政收入增幅，部分省份甚至出现了负增长。自2012年提出“确保实现4%”以后，2013年的表述为“必须把钱花好”，2014年的报告中没有直接与经费投入相关的表述，2015年重提“保证投入，花好每一分钱”，2016—2018年没有直接提及，2019年强调“要切实把宝贵的资金用好”，2020年则提出“要稳定教育投入，优化投入结构”。

地方政府在不同年份教育财政支出的反差说明，中央政府强力推动的教育支出增加可能缺乏可持续性。同时，地方政府对教育财政的支出偏好较弱且区域差异大，公共教育投资的激励问题仍未得到很好的解决。此外，近年来我国经济发展与财政收入增速放缓，教育财政支出增长的可持续性面临新的挑战。在未来一段时间内，如何在制度上规范地方政府教育财政支出行为并激发其内在积极性是保障教育经费可持续增长的关键问题。

在正式分析之前，我们先对基础教育财政投入及其城乡差距的相关文献做简要梳理。早期文献集中于政府教育投入努力程度的横向比较，这些研究在一定程度上回答了教育经费是否充足、哪一级政府的教育支出不足和教育内部哪些部分不足等问题（黄斌，钟宇平，2008）。近年来，学者也开始反思教育财政投入与社会经济发展指标挂钩是否合理的问题（王蓉，田志磊，2018）。在对影响地方政府教育财政支出努力因素的讨论中，基于政治经济学视角有关财政分权（Jin，Qian & Weingast，2005）、转移支付（宗晓华，丁建福，2016）和地方政府利益精算（Yao & Zhang，2015）的研究也进一步丰富了理解地方政府基础教育财政支出行为的内容（王蓉，杨建芳，2008）。

在财政分权理论视角下，地方政府是一个追求目标利益最大化的理性决策单元（Oates，2005），会根据中央政府的政策导向和考核指标进行策略性地行为调整，而财政支出结构、规模的调整是其主要调整手段之一。我国的中央与地方关系具有政治集权和经济分权的特征（范子英，2010），这种特质为检验相关理论主张提供了一定的制度背景。例如，“省直管县”“新机制”等自然实验激发了学术界对公共基础教育经费“财”和“政”问题的关注，也验证了中央导向对地方教育支出的影响（黄斌等，2013）。

此外，在财政分权的制度背景和公共财政投入的“城市化倾向”双重约束下（雷万鹏，钱佳，2015），农村教育投入保障问题也引起了学术界的广泛关注（邢祖礼，邓朝春，2012），相对于城市教育投入来说，农村教育投入不充足。从地方政府公共服务支出城乡偏好方面看，公共服务投资的城市化倾向也并非中国仅有（Lipton，1977）。这可能是由于：一方面，在制度资源的利用和转化上，作为一个群体的农村居民可行能力受限（Sen，1992）；另一方面，相关利益团体在资源占有和分配上的话语优势（Jones & Corbridge，2010）。针对我国教育支出的研究也验证了我国教育经费支出确实存在一定的“城市偏好”问题。基于此，在2012年的增量额定的推进中，地方政府将采取何种分配策略，是一个有待用数据进一步检验的议题。

基于以上分析，本文将通过构造一个地市级城乡两部门面板数据，检验地方政府教育支出的努力程度如何受中央行政命令的影响以及在面对这种总量要求下又如何协调城乡支出结构。文章检验了中央教育支出行政命令的效果，这对教育财政投入保障的机制建设具有现实意义；考察了外生性的财政增量调整是否对城乡基础教育财政支出存在异质性影响，这涉及教育财政投入在城乡间的结构性分配问题。研究发现，一旦中央政府将教育财政支出作为地方业务绩效考核的“强指标”，地方政府就能高效回应中央政府对于教育投入的额定要求；同时，在总量投入达标的情况下，地方政府对基础教育资源的城乡分配模式存在较大的异质性。

文章可能的贡献在于：第一，对地方政府教育财政支出努力程度的测量具有更好的内容效度，文中包括教育支出在地方一般财政性经费中的比例、在GDP中的占比、教育经费年度环比增长率和生均教育经费支出等。第二，笔者根据统计资料的结构特征构建了一个“地级市-市辖区与县域内两部门-年份”的三维面板数据，从而使得利用有限的数据检验地方政府教育投入的偏好成为可能；同时，数据经过转置后可以充分利用固定效应估计方法，消除不随时间而变的不可观测的地级市个体特征的影响。第三，本研究的分析单位更小且兼顾市辖区和县域内两部门，为考察地方政府教育财政的具体实践提供了更丰富的素材。本文余下部分的结构安排如下：第二部分介绍数据来源、数据处理方法与计量模型界定；第三部分对实证研究结果进行分析，并进行稳健性检验；最后对研究结论、政策启示与局限进行总结。

二、数据来源与模型界定

（一）数据来源

研究所涉变量或指标均来源于《中国城市统计年鉴》和《中国区域统计年鉴》中有关地级市的统计部分。我们收集了全国282个地级市2007—2016年的数据④。这282个地级市是剔除了直辖市外的各省下辖市，但包含了行政级别高于地级市的省会城市。数据在回答本研究问题方面具有如下优势：

第一，数据加总级别更低。以往文献以省为分析单位的研究较多，但省级教育支出中还包含高等教育的支出，混淆因素较多。一方面，高等教育和基础教育财政制度存在差异，不扣除高等教育部分的投入，较难为地方政府基础教育支出行为提供有说服力的证据；另一方面，由于市级、县级政府的教育支出绝大部分是用于了基础教育支出，是研究地方政府基础教育支出行为较合适的分析单位。

第二，面板数据更加适用于政策分析。“面板数据对政策分析非常有用，特别是项目评估”（伍德里奇，2003）。我们先将这套数据转置为一个282个截面10期共计2820个观察值的“市-年份”二维面板数据。我们根据原始统计数据“全市”“市辖区”和“县域内”⑤的规律性排列再将其进行转置，生成空间位置的标识符变量⑥，据此可以再生成一个“县域内”（NC）的虚拟变量。删除“全市”层面的数据后就可以分析“城市”（NC=0）和“县镇及农村”（NC=1）两部门的支出情况，共5640个观察值⑦。如分析技术部分所示，使用这样的三维面板数据进行固定效应估计时可以消除不随城乡和时间而异的因素的影响，例如，当地对教育支出的偏好等不可观测特征。

第三，数据时间跨度更合理。本文的分析起点是2007年，主要是基于如下考虑：2006年后全面实施农村义务教育经费保障“新机制”后，在一定程度上改变了地方政府教育支出的模式。同时，自2007年起，财政收支科目划分做了重要的变更。例如，2006年以前，一般预算平衡表中只有“教育事业费”支出科目，而2007年以后，“教育事业费”和以往“基本建设支出”类科目中用于教育的部分合并统称为“教育支出”。本文所选时间区间可以避免核心变量的测量不一致等误差。

此外，尽管我们收集了2013年及此后的数据，但由于国家在这个时间段内加大了对乡村教育的政策扶持，实施了“乡村教师生活补助”“乡村教师支持计划”等重要政策，而这些比重较大的农村专项教育经费的投入难以从总经费投入中分离出去，不利于准确估计《政府工作报告》对教育财政投入产生的动态效应。因此，最终的回归分析中不包括对这个时间段数据的分析⑧。

（二）核心变量

本研究的核心变量主要是地方政府的教育财政支出努力程度、政策时效时间变量及其作用强度的空间变量。

1. 被解释变量

被解释变量教育财政支出努力程度包括四个指标，其中，三个为比例指标，一个为水平值。而这四个指标中，教育经费在年度预算内财政支出中的比重（PBEF）、在GDP中的比重（PGDP）是主要的度量指标，教育经费支出较上一财政预算年度的环比增长率（GROWTH）和生均支出（LNEXP）这两个变量仅做稳健性检验用。以下将对这几个变量的操作化过程做简要说明。

一是年度预算内教育支出占财政支出的比重（PBEF）。教育支出占公共财政支出比例能度量各地教育财政支出的努力程度。这个指标的效度在教育财政相关研究中得到了学术界的一致认可（张晏等，2013）；二是教育支出占GDP比例（PGDP）。中央政府主要围绕“占GDP比例4%”这项任务指标发布政策要求，由此我们利用教育财政支出在GDP中的占比作为地方政府努力程度的指标之一；三是教育经费支出较上一预算年度的环比增长率（GROWTH）。如前所述，教育经费相对自身的增长率也是一个重要的指标；四是生均支出（LNEXP）。在控制了学生人口的比例后，生均教育经费支出能更好地消除办学规模对支出的影响。我们遵循以往研究的惯例，将其做自然对数处理后，再进行回归。

2. 核心解释变量

时间变量DT和空间效应NC是本研究的核心解释变量。DT是考察2011—2012年中央政府强力推进教育支出目标影响的两个关键时点，它的本质是对公共政策的文本计量（黄萃等，2015）。尽管“4%”的教育投入目标落实年份是2012年，但在2011年的《政府工作报告》中已出现，在2012年则再次对此任务进行明确说明。有鉴于此，我们将政策启动元年设定在2011年，当观测年份t为2011年和2012年时，DT的取值是1；而2007—2010年间的DT取值为0。

除了用DT标记政策话语表述的强度外，我们也以虚拟变量的形式将时间趋势项加入模型，考察各年度的相对强度，而2011年（YR 2011）和2012年（YR 2012）分别对应的系数大小可以间接检验工作报告对“4%”工作指示语气强硬程度的效应。DT所对应的估计系数相当于YR2011和YR2012这两个变量估计值的加权平均。

此外，我国的市辖区通常为城市中心地区，而且发展程度、基础设施等方面更具优势，而县域内空间包括发展程度相对较低的广大农村或远郊及县（区），可以将其视为广义上的“农村”。如前文“数据来源”部分所述，这个变量是根据统计年鉴数据提供的“全市”“市辖区”两部门划分利用减法计算“县域内”部分的各经济指标⑨，然后转置成的“伪面板”数据，将所有282个地级市的6期数据转置成含有市辖区和县域内两个部门的三维面板数据后，可以通过虚拟变量的方式识别“市辖区”（NC=0）和“县域内”（NC=1）。而在检验政策时效内的空间分布效应时，直接利用DT与NC的交互项即可获得具有经济意义的估计参数。

（三）模型界定

如前所述，本文将重点考察2012年的教育财政投入的行政命令效应及其在城市与县镇（农村）的空间分布效应。完整模型的数学表达式为：

在上述回归模型中，下标i和t分别是（城市-部门）截面和时间的标识符，即地级市i在t年的观测值。在不同的模型中，我们分别对因变量Y进行了不同的设定，j取值为1、2、3、4时分别代表上述四个标识地方政府教育经费支出努力程度的具体指标，即，PBEF、PGDP、GROWTH和LNEXP。

NC是地级市的县域内经济体，DT是中央政府发布政策执行命令的“干预”，因此DT和NC的交互项考察的是行政命令的分布效应。若β2显著为正，则说明中央政府的教育财政支出行政命令对增加县域内基础教育投资的影响更大，否则，教育财政增量投入更多地投向了市辖区。此外，我们还将DT替换为年份t的虚拟变量检验了县域内各年份的基础教育投入情况。

X为其他影响地方政府教育财政支出的控制变量的向量，如，反映财政支出自由程度的财政自给率、经济发展水平、作为地方政府对基础建设投资偏好的代理指标外商直接投资、人均转移支付量等外部经济环境。中小学在读学生数占人口比例、市辖区和县域内人口占比等变量均是基于基础教育需求方面的考虑。

面板数据的优势是根据对误差项的特殊设定做方差分解，误差项被分解为两类，截面的个体效应αi和随机误差项εit。如果αi与εit相关，即，各城市的各部门不随时间变化且与其他解释变量相关的变量均通过差分的形式销项最终被αi吸收。将公式（1）中所有变量做组内去均值处理后进行估计即可得到的固定效应（Fixed Effects，FE）是一致的估计结果⑩。因此，利用FE估计时，所有解释变量需因截面i的不同而有所变化。如果解释变量不随时间而变或者在相同的时间间隔内所有截面都出现等量变化则会销项被αi吸收。因此，本文无法直接将NC这个空间变量纳入模型。然而，这些不随时间而变或在同样的时间间隔内发生等量变化的变量可以与时间变量进行交互。因此，尽管本研究无法直接通过FE估计得到NC的系数，但可以获得NC×DT的效应以及NC在各年份上的估计量。

三、实证结果分析

（一）主要发现

2011年在政府工作报告中出现“4%”的表述时，当年的政策效果就显著地表现出来。具体而言，在其他条件相同的情况下，国家明确将教育财政投入4%目标设定为政府工作重点时，政策时效期限内的教育支出在公共财政中的比例支出提高两个百分点左右，在GDP中占比提高0.5个百分点。

对教育经费支出的影响，来自地区内部不可观测的个体效应量较大。这与研究直觉相符：教育需求和偏好、城乡分化程度等历史或制度因素，甚至政府领导人的经历与背景等对地方财政支出都具有重要影响，而这些不可观测的或者数据库中没有收集到的信息都会造成传统估计方法的重大偏误。本研究通过将地级市面板数据再按市辖区和县域内两维空间转置成三维面板数据，利用FE估计较好地解决了这个截面数据较难处理的技术问题。⑪根据表1中FE的估计结果，我们可以得到如下结论：

第一，政府工作报告出现明确的“4%”政策表述的两年中，政策效应明显。代表行政命令生效的时间虚拟变量（DT，即2011年和2012年）的系数均显著为正（p<0.001）。就教育支出在公共财政中占比而言，DT对应的系数大约是两个百分点（M1）；将解释变量替换为教育支出在GDP占比后，DT对应的系数仍然显著为正，大约0.6个百分点（M4）。

而在直接受到中央政府对地方政府教育支出规定和约束的两年中，2012年的效果更明显，是2011年的3倍⑫。在考虑时间和空间的交互作用后，M3和M6列所对应的结果显示，政府对教育投入水平作出硬性规定的2012年，其效应量更大，对于财政性经费占比而言，这个效应量超过两倍；对GDP占比而言，效应量的增幅也超过50%。

前文的描述统计结果也表明，与2007—2010年的教育支出占比相比，2011年和2012年地级市的市辖区和县域内教育支出均显著提高，中央政府对教育支出水平设定的强制目标得到了地方政府的有效回应。一种可能的解释是，我国的教育支出努力度偏低在一定程度上并非财力不足而“不能为之”，而是激励不足和监督机制不力导致的“不愿意为之”（李秉中，2014）。从教育经费投入保障的体制机制建设角度看，国家应该对地方教育投入的充足性设定标准，并将这种民生支出达标程度进行更强有力的监督。

2012年的“4%”目标本质上是一个教育财政投入努力程度评估问题。根据我国当前地方官员考核的管理惯例可以预期，只要国家将这个指标纳入当年的绩效评估指标体系，“4%”就不是一个无法企及的任务（周黎安，2007）。然而，这种财政支出保证能力并非瞬间获得，而是通过调整支出结构实现的。换言之，地方政府在面临硬性任务目标考核时，其策略有时是压缩其他公共服务项目中的支出，通过支出结构的变动调整教育经费。这与来自“民生性支出和生产性支出的两部门竞争关系”研究所得的结论基本一致（张牧扬，2013）。

第二，教育支出结构显示了“城市偏好”，但基于不同结果变量估计的系数缺乏稳健性。表2中M2和M5分别考察了中央政策时效时期与县域空间的交互（DT×NC）。对于教育支出在地方财政一般预算内支出中占比（PBEF）这个指标而言，县域内的增幅显著更低，但对GDP占比（PGDP）而言，县域内支出增量边际显著。在M3和M6中，将每个年份与“县域内”经济体交互时，县域内教育支出占GDP的增量只在2011年边际显著高0.17个百分点，而在其他时间内或不显著或显著更低。这与以往的研究结论一致（黄少安，姜树广，2013）。

综上，地方政府教育支出努力度受到了教育需求与自身经济发展水平、财力基础和财力来源结构等诸多因素的影响，但在控制了这一系列因素的情况下，努力度差异则可以说明地方政府的教育偏好差异并最终反映在地方政府的教育支出中。我们认为，地方政府对中央政府的绩效考核任务目标能实现及时高效的反应，地方官员的偏好也具有改变的可能性。

研究表明，在当前的绩效考核体系下，地方政府仍对经济性支出存在偏好，而对包含教育在内的民生支出偏好不足。相对于文化教育卫生等方面而言，基建投入更容易在短时期内取得效果，从而产生对公共支出结构的扭曲（傅勇 ，张晏，2007）。由此可见，地方政府的激励和监督问题非常重要，这依赖于对现有行政考核机制、财政决策模式、民众监督权利等方面进行综合治理。

（二）稳健性检验

以往的教育财政文献常将地方政府的教育投入努力程度限定在占公共财政支出或GDP的比例两个指标上。然而，这两个指标都是部门间的比较。教育经费这个部门内的变异很少受到关注。鉴于此，我们构建了教育支出相对上一年的增长率（GROWTH）以及辖区内生均支出（LNEXP）两个指标，分别从相对水平和绝对水平两个方面考察。表2报告了教育经费支出环比增长率和生均支出受政府工作报告的影响。

在政府工作报告明确提到“4%”这项政策任务时，无论是增长率还是生均支出，都会从当年的财政统计中得到明显的反映。同时，稳健性检验所得结论仍然支持了政府工作报告的显著效应，简要摘录主要结果如下：一是如果将教育经费投入的年度环比增长率作为地方政府基础教育财政支出努力程度的度量指标，则中央政府的政策表述直接推动了地方政府在教育投入上比上一年净增10个百分点左右，该结果与图1中表现出的巨大转折具有内在一致性。二是政府工作报告对生均教育经费支出的效应量为0.24，参照有效分析样本生均支出均值6198元可以算出：因中央政府对教育支出比例的硬性要求，2011—2012年的生均支出净增量是1681元（=EXP（0.24）×6198−6198）。

将教育经费增长率和生均经费两个指标作为地方政府教育投入努力程度的测量指标时，其空间分布效应明显。对于县域内的经济体而言，政府工作报告中对于教育经费支出的要求显著提高了生均教育投入4%，相当于增加了220元⑭。

图3是根据市辖区与县镇及农村生均教育支出比率的时间趋势，在生均教育支出指标上，总体上代表城市人口的市辖区的相对优势呈逐渐下降的趋势。前文主体分析显示，从占公共财政比例的指标看，县域内经济体受政府工作报告的促进作用的幅度平均低1个百分点，但从绝对量上看，县域内的教育系统投入水平仍然有所提高。如图4所示，在政府工作报告的生效当年，县镇或农村生均教育支出的增幅也显著高于市辖区。然而，增幅也与基期的总量有关，这个指标能为城乡不均衡程度缩减趋势提供辅助信息。

四、结论与政策启示

（一）主要结论

本文利用282个地级市2007—2016年的地市级面板数据，分市辖区和县域内两部门对数据进行了转置处理，构建了一个能区分地级市不同经济部门活动的三维面板数据，并用固定效应法估计了地方政府基础教育支出努力度受中央政府行政命令影响的程度及这种差异的空间分布效应，其主要结论如下。

第一，中央政府于2012年强制推进教育投入额定占比，这种“强力式”增加投入的方式能在短期内得到地方政府及时且高效地响应。无论是采用比例指标还是采用生均经费绝对水平值指标，政府工作报告出现“4%”明确要求时，就可以明显地体现出净增量。然而，这种依靠中央政府强力推进的教育支出增长方式可能不具有可持续性。

第二，在教育经费占公共财政支出比例这个指标上，中央明确规定并强力推进地方政府目标任务后，存在“城市偏向”的证据，而在GDP占比、教育经费环比增长等指标上，中央政府的“指挥棒”能略微改善县域内教育投入。鉴于县域内的统计资料更多的是来自农村和乡镇的加总数据，这一现象值得引起重视。

第三，FE估计的辅助统计量ρ表明，教育财政支出的城市个体效应较大，这意味着在分析地方政府的教育支出问题时可能面临遗漏变量的偏误问题。今后需要进一步加强城市或县（区）层面的数据建设，推动教育财政研究的方法精细化工作。

（二）政策启示

自2012年财政性教育经费占GDP比重突破4%以来，已经连续8年保持在4%以上。近年来，在世界经济增长低迷，国内经济下行压力加大，财政收支矛盾突出的背景下，支出占比能持续保持在4%以上既是我国坚持优先发展教育事业的具体体现，也是中央与地方财政共同努力的结果。

但我们必须看到，财政性教育经费占GDP比重于2012年达到4.28%以后，除2015年(4.26%)较2014年(4.15%)增长外，已经连续4年呈现一定的下降趋势(2016—2019年分别为4.22%、4.14%、4.11%和4.04%)。这不仅说明我国在尚未达到世界平均水平之前(根据OECD数据，2018年世界平均值为4.9%)，就有了“低速增长”和“低于财政收入增速”的隐患，还表明地方政府在教育支出达到一定的水平后，可能存在教育支出努力度减弱的趋势。结合实证研究结论，本文提出以下政策建议。

首先，在进入“后4%”时代以后，中央政府仍应高度关注教育经费投入的持续增长，并在政策表述上发出积极信号，提升地方政府教育支出努力度（胡咏梅，唐一鹏，2014；姚继军，马林琳，2016；姚继军，张新平，2014）。我们的研究表明，中央政府的政策表述强化时，地方政府会在短期内提高教育支出努力度；一旦中央政策强度减弱时，这种“动员式”推动教育财政投入努力度的方式将难以持续。各级政府要从教育支出持续增长的角度将教育事业摆在优先发展的地位。一方面，通过中央政策、文件等所释放的信号强度提升地方政府教育支出努力度，持续改进地方政府教育支出偏好，政策传达的信号强度不宜减弱；另一方面，通过改革政府考评机制、加强教育督导、建立投入标准等方式，从政策、制度、标准等角度进一步强化地方政府教育支出的约束性，探索教育经费增长的长效机制，落实地方教育财政支出责任，切实保障“两个只增不减”。

其次，在优化教育经费配置结构的过程中，需要充分考虑地方政府在“调整优化结构提高教育经费使用效益”过程中的财政能力与动力机制。本研究结论表明，当教育财政资金增长的时候，这种边际增量仍存在“城市偏好”。在当前“以县为主”的基础教育管理体制下，这种“城市偏好”不仅会导致地级市域内的城区与县的差距进一步拉大，还会对缩小城乡教育差距带来不利影响。在坚持“保基本、补短板、促公平、提质量”的原则下，一方面，应充分考虑市辖区与县的财力差距，差异化地明确区县级政府教育支出努力的提升空间；另一方面，在尽快制定生均支出标准的基础上，将核算标准纳入地方政府预算，并对财力不同的区县确立有弹性的多级政府支出责任划分责任，保障教育财政经费增量真正流入偏远、农村等欠发达的地区教育事业发展中，缩小教育差距。

最后，值得注意的是，在2020年国务院政府工作报告提出“要稳定教育投入，优化投入结构，缩小城乡、区域、校际差距，让教育资源惠及所有家庭和孩子，让他们有更光明未来”，再次传递了教育财政“稳投入、缩差距”的政策信号。这既是在经济下行风险增加、财政收入增速放缓背景下对教育财政投入的总体要求，也会是改进地方政府教育支出努力的积极信号。本研究的局限性表现在，尽管FE估计能有效消除不随时间而变得不可观测特征引起的遗漏变量偏误，但它仍然没有解决反向因果的问题。本研究的核心解释变量是中央政府“一刀切”决策，反向因果问题的可能性较小，但那些以往离“4%”较远的经济体可能面临急剧的行为模式转变；然而，受数据本身的限制，我们没有详细讨论该问题，今后可以通过收集更丰富的信息更加精准估计政府工作报告的政策信号对教育经费投入增长的贡献。

注释

①详情参见：

http://www.gov.cn/test/2012-03/15/content_2067314.htm。 

②详情参见：http://www.gov.cn/2011lh/content_1825233.htm。 

③该数据是简单平均数；数据来源：《全国教育经费执行情况统计表》（2000—2012）。 

④文中所涉年份是事件发生时间，而不是统计报表公布时间（通常滞后一年）。 

⑤原始数据只统计了“全市”和“市辖区”的情况，我们根据两者的等量关系，手动计算了两者的差值，记为“县域内”的数值，即“城乡”关系中的“乡”。 

⑥Stata的reshape命令中的“j”。 

⑦282市×10年×2部门。由于某些变量在部分年份的缺失，采用列删法处理缺失值的方法导致实际分析中的有效分析样本通常少于理论值。在具体分析中，详见文中实证结果分析部分表末报告的附属统计量“样本量”。 

⑧文中提供的历时趋势图都包含2013年及此后的年份，仅供读者参考。 

⑨部分不具有加总性质的变量不可以直接相减，例如，人口增长率或人口密度等，它们不存在市辖区与县域内加总即为全是均值的等量关系。 

⑩如果Hausman检验结果显著，从统计上支持FE。然而，一般而言，截面效应α_i与解释变量或误差项不相关的假设不成立，不能获得一致估计。通常而言，即使Hausman检验结果不显著，面板数据分析中也多用FE估计。

⑪表2报告的辅助统计量显示：截面内的方差成分比例较大有关，ρ统计量

均超过了0.7，即，教育财政努力程度的差异主要来自城市自身，在所有方差中的占比超过了70%。 

⑫笔者将DT的效应分解成2011年和2012年的结果没有在文中报告，其系数分别是1.071（标准误为0.440）和3.107（标准误为0.513）。 

⑬增长率以前一年为基准，因此，2008年是第一个有观测值的年份，NC×YR2008的交互项为基准参照。 

⑭县域内有效分析样本的生均教育经费6年均值是5471元，其4%是218.8元。

参考文献

范子英. （2010）. 央地关系与区域经济格局: 财政转移支付的视角. 上海: 复旦大学博士论文.

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本文转载自微信公众号“华东师范大学学报教育科学版”，作者钱佳、雷万鹏、马红梅。文章为作者独立观点，不代表芥末堆立场，转载请联系原作者。