什么促进了高等教育财政均衡化？*
——理论分析与实证检验
唐一鹏 周 镭
［摘 要］ 基于财政分权和经济收敛的视角，从理论上探讨了央地关系和经济发展对高等教育财政均衡化的影响，并运用beta 收敛方程和双重门槛回归方法对2006—2016年省级面板数据进行建模，分析高等教育财政均衡化的影响因素。实证研究结果发现：一方面，相比于地方财政，中央财政对高等教育财政均衡化具有更大影响；另一方面，经济发展水平对高等教育财政均衡化具有显著影响，而且经济发展水平越高的省群，其高等教育财政均衡化的程度也越高。建议相关部门顺应财税体制改革趋势，加大中央财政对地方高等教育发展的支持力度，激励地方财政向高等教育倾斜；同时尝试建立中西部地方高校教育经费补助制度，加快落后地区高等教育建设步伐。
［关键词］ 高等教育财政；财政分权；央地关系；beta 收敛；门槛回归
一、引 言
随着高等教育事业发展步伐的不断加快，以及建设高等教育强国目标的不断激励，社会各界有关高等教育均衡发展的呼声越来越高[1][2][3]，特别是“双一流”政策的全面出台，将部分中西部高校列入一流高校和一流学科的建设名单，突显出国家对于高等教育均衡发展的迫切需求。实际上，尽管我国高等教育资源在地域上呈现出不均衡的格局，但是近年来，以生均预算内经费等指标为代表的高等教育投入的公平性在不断提高。通过表1中的数据不难发现，在2006—2016年这段时间内，我国31 个省份的高等教育预算内生均经费在衡量差异性和不平等的指标上都呈现出不断改善的趋势。以泰尔指数为例，2016年的泰尔指数为0.19，比2006年降低了47%。由此可见，我国高等教育财政正呈现出均衡化的趋势。对于此种现象，既有文献较少有专门论述，更少有文献讨论是什么因素造成了高等教育财政的均衡化？对于这一问题的解读，有利于为今后一段时间更好地促进我国高等教育走向均衡做出贡献。
本文余下的部分安排如下：第二节基于财政分权和经济收敛的视角，从理论上探讨哪些财政和经济因素可能对高等教育财政均衡化产生影响，并据此提出本文的研究假设H1 和H2；第三节对数据来源和研究方法进行说明，重点介绍beta 收敛方程和双重门槛回归；第四节利用2006—2016年的省级面板数据进行建模分析，对研究假设H1 和H2 进行验证；最后一小节对全文进行总结，指出研究局限并对后续研究进行展望。
比如，在文[4]中笔者就结合一道具体的题目在一题多解的基础上，从学生的角度对解法自然进行了初步的思考：易想的解法谓之自然、常规的解法谓之自然、简洁的解法谓之自然.可以看出，“学生能否想到？”应该是教师解题的起点.
表1 各省份高等教育财政的均衡化趋势
二、高等教育财政均衡化的理论分析
（一）基于财政分权视角的理论分析
财政分权是健全财税体制的必然要求。以哈耶克和蒂伯特为代表的西方经典财政分权理论认为，财政分权有利于明确中央政府和地方政府在公共事务上的权责，提高地方政府在财权和事权上的对称性，推动地方政府将公共服务的供给维持在理想水平[4]。对于我国来说，举国体制和社会主义市场经济特性使得财政分权呈现出更为复杂的局面，形成了所谓的“中国式财政分权”，并引起学者们的广泛讨论。
在西方，财政分权促进公共品的供给水平和质量提升已经基本成为共识，但是在我国，以“经济标尺”为主导的地方政府竞争却导致经济性公平物品的超额供给（如基建投资），和福利性公共物品的供给不足（如教育和卫生）[5]。在此情况之下，中央转移支付就成为弥补地方财政支出不足的重要途径。根据最新数据显示，2018年中央预算中一般性专业支付和专项转移支付共计62207亿元，占全部中央预算的60.2%。尽管如此，部分学者仍然质疑中央转移支付对提高福利性公共物品供给的有效性。例如李永友等人[6]最新的研究表明，中央转移支付对地方政府支出产生了显著的替代效应，使得地方政府将更多的财政资金投向非福利性公共物品。
上述讨论也在教育领域中得到延伸[7]，特别是义务教育由于其公共物品的属性而备受争议。例如，史桂芬等人[8]验证了财政分权和中央转移支付均对公共教育支出（预算内教育经费占财政经费比重）具有显著负向影响；而李波[9]的研究却表明，财政分权水平对基础教育各阶段的预算内生均经费均有显著正向影响。相比之下，有关高等教育的讨论则相对较少。这一方面是因为高等教育具有更强的私人物品属性，或者说更低的公共物品属性，获得公共财政支持的力度本就低于其他学段；另一方面是因为我国高等教育一直实行中央和地方分级办学、分级管理的体制，延续了央地关系在高等教育财权与事权上分割清晰的格局——中央财政负责中央高校，地方财政负责地方高校。尽管如此，笔者认为，中央财政进入地方高校机制一直都是存在的，且在重点高校建设和教育均衡发展的双重政策牵引之下，此种机制也在日益完善和畅通。首先，以“211”、“双一流”为代表的重点大学建设政策为中央财政进入地方高校提供重要支持。1995年启动的“211 工程”在全国内支持100多所高校的建设工作，其范围不局限于央属高校，也包括一些综合实力较强的地方高校。而“双一流”政策的出台，更是打破了985、211 的固有藩篱，特别是将中西部地区的一些高校列入一流大学和一流学科的范畴，大大提高了地方高校获得中央财政直接支持的程度。根据2018年度中央预算，中央通过专项转移支付的方式支持地方高校改革发展，资金预算数为367.32 亿元，比2017年执行数增加26.57 亿元，增长7.8%，主要是支持地方高校“双一流”建设。其次，是省部共建与省部合建政策。为了激励和带动地方发展高等教育的积极性，中央单位（主要是教育部）于2004年开始与地方政府的多渠道共建项目，其中不仅包括985、211 高校的共建，也包括不少省属高校。而就在2018年，为了加快中西部高校建设步伐，教育部又在省部共建的基础上出台了“省部合建”计划，新的“一省一校”国家重点建设大学（简称Z14 联盟）成为中西部高校发展的重中之重。
利用回归方程求算各个处理中的异硫氰酸盐含量,结果如图2所示。与CK相比,在低浓度NaCl (0.25 mg/mL)处理时,萝卜幼苗中总异硫氰酸盐含量出现了升高,达到173.08 μmol/g(干重),比CK增加了6.89%; 随着NaCl浓度的持续增高,总异硫氰酸盐含量又开始逐渐下降,到NaCl浓度为10.00 mg/mL时,达到最低值45.63 μmol/g(干重),比对照降低了71.82%(图2)。
Hansen 证明，在n 较大而T 较小的短面板数据中，可以将（3）式转化为离差形式在给定c 值的条件下进行OLS 一致估计，通过最小化残差平方和SSR（c）的方式得到回归系数b1和b2。回归系数的成功估计并不代表门槛效应的确实存在，还需要对门槛效应的存在性和门槛值的真实性进行统计检验。对于门槛效应的存在性检验，即检验回归系数b1和b2是否存在显著性差异，如果存在显著性差异，则表明存在门槛效应；否则，就不存在门槛效应，因此无需使用门槛回归。对于门槛值的真实性检验，即采用极大似然估计量LR（c）=（SSR（c））-SSR（c0）/o-2来检验门槛的估计值（c）是否等于其真实值（c0），也即 c=c0是否成立。
模型D 和模型E 在模型A 的基础上分别添加了人均GDP（lnPGDP） 和人均可支配收入（lnPDI）作为解释变量。回归结果显示，人均GDP和人均可支配收入的回归系数分别为0.794 和0.692，且均在0.01 水平上显著，表明人均GDP 和人均可支配收入对高等教育财政增幅具有显著正向影响。尽管如此，在对高等教育财政均衡化的影响上，人均GDP 和人均可支配收入的作用效果却相差甚远。相比于模型A 中lnHE 的回归系数，模型D 中回归系数的绝对值增加了3.131 倍，而模型E 中回归系数的绝对值仅增加1.179 倍，这说明，相对于人均可支配收入，人均GDP 能够更有力地提高各省高等教育财政均衡化的程度。有关收敛速度的计算结果也表明，人均GDP 可以使收敛速度提高到 10 倍（从 0.184 到 1.184），而人均可支配收入仅能够使收敛速度提高3 倍左右（从0.184 到0.456）。当然，无论何种结果，都能够支持研究假设二的前半部分的论断，即经济发展水平对高等教育财政均衡化具有显著影响。
（二）基于经济收敛视角的理论分析
经济收敛是经济增长理论的重要组成部分。在新古典增长模型的框架下，外生性技术条件最终会使得经济发展由于资本的边际产出递减而趋向于稳定状态，由此不同经济体会趋于同一发展水平[10]。随着相关研究的不断深入，收敛性理论不仅被用于解释经济增长，也被用于解释其他经济和社会现象[11][12]。学者们对于收敛性的阐释也不再局限于经济增速的趋同，而是扩展到社会经济发展指标随时间而呈现的同一性趋势。
本文基于高等教育财政的beta 收敛方程来考察高等教育财政均衡化的影响因素。结果呈现在表2 中。模型A 为基准模型，也是绝对收敛模型。该模型仅含有唯一的解释变量lnHE（即对数预算内生均事业费），其回归结果为-0.168，且在0.01水平上显著，表明存在绝对收敛，也说明在不控制任何其他变量的条件下，高等教育财政存在均衡化的趋势。下面，本文采取逐步进入（step-wise）的回归方式，在模型A 的基础上分别添加财政（模型B 和 C）、经济（模型 D 和 E）和教育（模型 G 和 F）方面的解释变量，以观察这些因素对高等教育财政增幅和均衡化的影响。
一般而言，根据收敛特征的不同，可以将收敛性分为两种主要类型①：一是以落后地区追赶发达地区为特征的beta 收敛；二是以分组收敛为特征的俱乐部收敛。beta 收敛意味着，落后地区利用后发优势能够获得加速发展，从而最终实现与发达地区相同的发展水平。通常认为，经济发展形成的物质和资本积累是社会发展的基本条件，这不仅体现在城市基础设施建设上，更加体现在公共物品的供给上，对于教育领域尤其如此。比如赖思宁等人[13]的研究表明，以人均GDP 为代表的经济发展变量能够提高不同省份的基础教育各学段财政性生均支出的收敛速度，从而促进基础教育财政均衡化。相比于基础教育，高等教育与经济发展的关系更为密切，比如各类世界大学排行榜其本质上就是国家经济实力的排行榜，一国所拥有的世界一流大学数量基本上与其所占世界GDP 的份额相一致。目前国内有关经济发展与高等教育财政均衡化的探讨尚不多见，仅蔡文伯等人[14]的研究揭示了人均GDP 对高等职业教育财政性生均经费收敛性的影响。因此，本文有必要对此进行探讨，并提供更为直接的经验证据。
俱乐部收敛意味着局部收敛，即不同组群的个体在发展过程中会呈现组内收敛而组间发散的趋势。Beta 收敛和俱乐部收敛并不互为必要条件，因为整体收敛与局部收敛之间并不存在必然性。俱乐部收敛更多地假设具有某种相同结构的个体在一起会出现相同的发展策略从而呈现相同的发展趋势（如形成发展中国家联盟、发达国家共同体等）[15]。具体到本文中，则可以理解为不同经济发展水平的省群，其高等教育财政均衡化程度会有所不同。经济发展水平相近的省份更容易形成在高等教育资源上的竞争（特别是教学科研人才），因而相互之间由于追赶效应的存在而形成组内均衡（如江苏、广东、浙江等发达地区）。相比之下，不同经济发展水平的省份之间由于存在明显的差距，跨层追赶的难度更大。据此，笔者可以做出如下推测，即“经济发展水平越高的省群，其高等教育财政均衡化程度也越高”，并在后文中进行实证检验。
基于经济收敛理论，笔者对经济发展与高等教育财政均衡化之间的关系进行了较为细致的探析，也分析了经济发展对高等教育财政均衡化的可能影响。由此，笔者提出第二条有待验证的研究假设（H2）。
2.1 3组病例一般情况比较 我们发现，3组病例间性别、年龄、及一些基础疾病（高血压病、糖尿病、脑卒中）患病率差异无统计学意义（P＞0.05），见表1。
H2：经济发展水平对高等教育财政均衡化具有显著影响；经济发展水平越高的省群，其高等教育财政均衡化的程度也越高。
国有企业在进行内部管理时，经常会遭遇各种问题，不仅会影响管理的质量，而且还会影响企业本身的发展，这就需要企业相关管理人，及时了解企业内部容易出现的问题。而常见的内控管理问题主要表现在三个方面：
三、数据来与与研究方法
（一）数据来源
本文所使用的数据为2006—2016年省级面板数据，主要包括高等教育事业和经济财政相关数据。其中，各省生均预算内教育事业费来自历年的《全国教育经费执行情况统计公告》；中央财政支出和地方财政支出数据来自《中国财政统计年鉴》；各省的人均GDP 和人均可支配收入数据来自《中国统计年鉴》；各省高等教育在校生人数和教师人数来自《中国教育统计年鉴》。
（二）beta 收敛方程
本文中对于高等教育财政均衡化的考察主要基于经济学中的beta 收敛方程。beta 收敛方程最早由美国经济学家Barro 和Sala-i-Martin[16]提出，后被广泛地应用于经济学、财政学研究，其一般形式设定如下模型设定如下：
上式中，HEi，t+1 和 HEi，t 分别表示第i 个省份在第t+1年和t年的高等教育生均财政经费；X 表示其他控制变量。在该模型中，最为关键的变量是e-β，它表示t 的高等教育生均财政经费对t+1 期的高等教育生均财政经费的回归系数。如果e-β＜1（也即β＞0，则表明不同省份的高等教育生均经费存在收敛性，也即高等教育财政具有均衡化的趋势；如果 e-β＞1（也即 β＜0，则表明 t+1 期的高等教育生均经费总是大于t 期，则不存在收敛，也即高等教育财政不具有均衡化的趋势。此外，如果模型中未添加任何控制变量X，则该模型为绝对收敛模型（即不存在任何其他条件）；如果模型中添加了控制变量X，则该模型称为条件收敛模型（即以控制变量X 为条件的收敛）。
通过对公式（1）进行等价变形，可以得到如下的公式：
此时b=-（1-e-β），成为判断是否收敛的关键变量。若b＜0 则表示高等教育生均财政经费是收敛的，而β 表示收敛速度；若b＞0 则表示不存在收敛性。据此，通过b 的数值变动，可以考察财政、经济和教育等解释变量对高等教育财政均衡化的影响，由此可以验证中央财政和经济发展是否能够显著提升高等教育财政均衡化的程度（研究假设一和研究假设二的前半部分）。
（三）门槛回归
对于研究假设二的后半部分论断，即经济发展水平越高的区域，其高等教育财政的均衡化程度越高——从计量经济学的角度而言有两种处理方式，一是分组回归，通过比较不同组的系数来比较均衡化的程度；二是门槛回归，将经济发展水平设定为门槛变量，通过对不同门槛值进行统计检验，来确定是否存在门槛效应。分组回归方法的缺陷在于分组的依据过于主观，不能反映数据本身的特性。相比之下，门槛回归方法通过对门槛值进行搜索和检验，不仅能够反映数据内在特性，而且能够比较不同门槛值所划分的群体之间是否存在差异。
基于面板数据的门槛回归最初由Hansen[17]提出，单门槛回归的一般形式如下式所示：
其中，i 表示 31 个省市；t 表示年份；qit 为门槛变量；c 为门槛值；I（）为示性函数，当括号条件成立时取值为1，否则为0；εit为随机误差项。
通过以上讨论不难看出，虽然地方高校构成我国高校的主体，而地方财政是地方高校的主要经费来源，但是中央财政仍然能够对整个高等教育财政体制形成有效支持，且在高等教育财政均衡化方面，其影响程度可能超过地方财政。因此，本文提出如下有待验证的研究假设：
在（3）式的基础上也可以扩展得到多门槛回归的模型，（4）式中给出了较为常见的双门槛回归模型的一般表达，假设c 1和c 2均为qit的门槛值，则有：
双门槛回归的估计在单门槛回归的结果之上进行，先假设单门槛回归的结果c 1为已知，再基于最小化SSR（c 1）得到c 2估计值并进行检验。在c 2通过存在性和真实性检验之后，固定c 2再对c 1进行重新搜索和估计，最后得到优化后的最终门槛值。
四、实证结果与分析讨论
（一）高等教育财政均衡化的影响因素
表2还列示了主要变量的描述性统计。首先，企业获得创新科技财政补助项目数量(Subsidy_item)从供给侧改革前的平均8.691个提升到了供给侧改革后的12.58，说明创新科技补助的来源正在变得更加多元化。但是，来源于地方创新补助项目的比重(Subsidy_local)从改革前的39.7%下降到了25.2%，初步表明供给侧创新科技补助改革后，地方政府对于创新补助开始收紧，清理相关政策。
上式中，lnDHEit 表示i 省在t年的高等教育财政支出增长率；lnHEit 表示i 省在t年的高等教育财政支出；经济发展水平lnPGDPit 为门槛变量，其门槛值分别为 c1 和 c2，I(·)为示性函数，当满足括号内条件时取值为1，否则为0；lnCEXPit为财政控制变量；lnSTUit 为学生规模控制变量。公式（5）的实质是带有门槛变量的beta 收敛方程，即在beta 收敛方程的基础上，添加了含有门槛变量的示性函数。与普通beta 收敛方程类似的是，系数 b1、b2、b3 是否显著为负是判断 beta 收敛的关键，但与普通beta 收敛方程所不同的是，系数b1、b2、b3是否存在显著差异才是判断不同经济水平省份的高等教育财政均衡化的关键。
模型B 和模型C 分别添加了中央财政支出和地方财政支出作为解释变量，前者的回归系数为0.479，且在0.01 水平上显著，表明中央财政支出对高等教育财政增幅具有显著正向影响；后者的回归系数仅为0.003，且在统计上不显著，表明地方财政支出对高等教育财政增幅的影响非常有限。通过考察lnHE 的系数变动可以推断控制财政变量之后高等教育财政收敛的情况。在模型B 中，lnHE 的回归系数显著为负，表明高等教育财政存在条件收敛；相比于模型A 中lnHE 的回归系数，模型B 中回归系数的绝对值增加了1.464 倍（表2最后一行），表明各省高等教育财政支出的收敛速度加快（beta 值从 0.184 变为 0.534），也意味着中央财政支出提高了各省高等教育财政的均衡化程度。在模型C 中，虽然b 仍显著为负，但是与模型A 中的结果相比，其效应值并无变化（仍为-0.168），因而地方财政支出没有提高各省高等教育财政的均衡化程度。因此，研究假设一得到验证，即相比与地方财政，中央财政对高等教育均衡化具有更大影响。
表2 高等教育财政的beta 收敛方程估计结果
H1：相比于地方财政，中央财政对高等教育财政均衡化具有更大影响。
模型F 和模型G 在模型A 的基础上分别添加了两个教育相关的解释变量——学生规模（lnSTU）教师规模（lnTEA）。回归结果显示，学生规模和教师规模的回归系数分别为0.579 和0.497，且均在0.01 水平上显著，表明学生规模和教师规模对高等教育财政增幅具有显著正向影响。在对高等教育财政均衡化的影响上，学生规模与教师规模的作用效果也颇为一致，收敛速度和均衡程度都较为接近。实际上，学生规模和教师规模在增长方向上呈现高度一致性，相关系数高达0.9 以上，这主要是由于《高等教育法》和《普通高等学校基本办学条件指标（试行）》等相关文件中对生师比等办学条件有明确规定。考虑到生均综合定额是高校拨款的重要方式，因此学生规模与高等教育财政的关系更为密切，所以在下一节的门槛回归分析中，本文仅使用学生规模作为教育控制变量，以降低共线性对模型估计造成的偏误。
通过以上回归分析，本文不仅为研究假设提供了实证支持，而且识别出了影响高等教育财政均衡化的关键变量，即中央财政支出、人均GDP和学生规模。下面一节中，本文将基于上述变量构建门槛回归模型，对研究假设二的后半部分论断进行更为深入的考察。
（二）不同经济水平省份的高等教育财政均衡化程度
为了考察经济发展水平对高等教育财政均衡化的影响，以验证研究假设二的后半部分，笔者用人均GDP 来衡量各省的经济发展水平，并将其设定为门槛变量，采用如下的双门槛回归模型进行回归分析：
为加快职业农民培育，今年以来，我国大力开展部级层面示范性师资、农业企业家培训，省级组织农业职业经理人、青年农场主培训，市县级组织新型经营主体骨干、产业扶贫带头人等培训，构建起立体化培训新格局。这是笔者从近日召开的全国新型职业农民培育经验交流暨信息化工作推进会上了解到的信息。
对话教学的过程中，学生与学生之间的对话更能够促进新想法、新思维的产生，学生有更加广阔的空间，自由、大胆地阐述自己观点、见解，在沟通交流的过程中不断碰撞，新思想不断地由此生发，学生踊跃展现自己的所得，形成积极进取的教学氛围。对于小学生来说，他们正处于童年期，这个阶段儿童对于学习的兴趣比较浓厚，学习动机显著。在对话学习中，他们在共同的学习活动中相互交流、相互帮助，不仅能够养成合作的意识，而且掌握了语文学习的基本方法，获得了对知识的理解。
在前文中有关研究方法的介绍部分已经提及，门槛回归分析的前提之一是门槛效应的存在性，因此首先需要采用bootstrap 方法对不同门槛个数进行门槛效应检验，结果呈现在表3 中。通过300 次重复抽样所获得的结果表明，单一门槛和双重门槛的门槛效应都在0.01 水平上高度显著，但是三重门槛的门槛效应不显著，所以双重门槛是最适模型。下面，笔者进一步对双重门槛的门槛值进行检验。
表3 lnPGDP 的门槛效应检验
表4 lnPDGP 的门槛估计值和置信区间
由表4 可知，lnPGDP 的两个门槛的估计值分别为9.883 和10.226，两者的95%置信区间都落在合理的范围内，其真实性得到验证。实际上，门槛参数的估计值是指使得似然比检验统计量LR=0 成立的c 的取值，因此可以通过图1 中所示的似然比函数图来考察估计值的可靠性。对于第一个门槛值c1=9.883（图1 左边），所有LR 值小于5%显著性水平下的临界值的c 构成c1的95%置信区间。类似地，对于第二个门槛值c2=10.226（图1 右边），所有LR 值小于5%显著性水平下的临界值的c 构成c1的95%置信区间。
图1 lnPGDP 门槛值的似然比函数图
表5 双门槛模型回归结果
最后，双门槛模型的完整回归结果呈现在表5 中。其中 lnHE_1、lnHE_2、lnHE_3 所在行的结果分别表示由两个门槛值所形成的三个经济水平分组（低水平、中水平、高水平）的回归系数。从回归结果不难看出，三个系数均显著为负，表明无论对于哪个人均GDP 分组，各省份的高等教育财政都存在beta 收敛，换言之，高等教育财政均衡化的趋势是三个分组的共同趋势。另外，笔者也注意到，这三个系数之间存在着明显的大小关系（即b1＜b2＜b3），而此种关系恰好与不同分组的经济发展水平相对应，这表明高水平组的高等教育财政均衡化程度要高于中水平组，而中水平组的均衡化程度要高于低水平组。由此，研究假设二的后半部分得到验证，即经济发展水平越高的省群，其高等教育财政均衡化的程度也越高。
生活在我国云南西双版纳的亚洲象葬礼极为隆重。当一头象不幸遇难或染疾死亡，象群便会结队而行，在首领的带领下将死者运送到山林深处。雄象们会用象牙掘松地面的泥土挖掘墓穴，将死者放入后，大家一起用鼻子卷起土块朝墓穴内投去，将死者掩埋。然后首领带着大家一起用脚踩土，将墓穴踩得严严实实。最后首领发出一声号叫，大家便绕着墓穴慢慢行走，以示哀悼。
五、结 语
随着我国经济发展水平的不断提高，政府提供社会服务的能力和水平也在不断增强。在高等教育规模不断扩大、高等教育发展水平不断提高的今天，我国高等教育财政也日益呈现出更加均衡、更加协调的发展趋势。本文澄清了高等教育财政均衡化的基本事实，从财政分权和经济收敛的视角出发，从理论上探讨了央地关系和经济发展对高等教育财政均衡化的可能影响，并且运用beta 收敛方程和双重门槛模型进行实证检验，证明中央财政和经济发展能够促进高等教育财政均衡化，并且经济发展水平越高的省群，其高等教育财政均衡化的程度也越高。基于本文的研究发现，笔者认为，作为高等教育强国的重要体现，高等教育财政均衡化已经成为大势所趋[18][19]，如何通过正确处理央地财政关系和兼顾落后地区发展成为高等教育管理部门亟待重视的问题，据此，本文提出如下两点政策建议：
第一，完善财税体制改革，加大中央财政对地方高等教育发展的支持力度，激励地方财政向高等教育倾斜。财政分权带来的复杂央地关系使得中央和地方在公共物品供给上呈现出此消彼长、相互替代的局面。但尽管如此，作为准公共物品的高等教育，仍然受益于中央财政支出的不断扩大，使得各省高等教育财政支出之间的差距不断缩小，也成为高等教育财政均衡化的重要因素。相比之下，地方财政支出的连年迅猛增长，却未能有效促进高等教育财政均衡化的进程，这无疑验证了既有文献中有关中央财政和地方财政相互“挤出”的观点，也证明传统的“经济标尺”导向对地方政府提供教育类公共物品并未构成有效激励。因此，中央财政应该在现有的“双一流”建设基础上，进一步加强面向地方高校的专项转移支付；同时，切实改变“唯GDP”的地方政府行为导向，提高福利性社会物品供给的指标权重，形成能够有效促进地方财政向高等教育倾斜的激励机制。
第二，尝试建立中西部地方高校教育经费补助制度，加快落后地区高等教育建设步伐。经济发展水平直接制约高等教育财政均衡化程度，诸如广东、浙江等经济越发达省份，其高等教育投入的意愿也越强，对地方高校的支持力度也越大。反观中西部落后地区，由于地方财力有限、中央专项不足，掣肘了地方高校发展。为了弥合东中西之间的差距，进一步促进高等教育财政由分组均衡走向一致均衡，提升落后地区的高等教育财政均衡化程度，应该尝试设立由中央和地方共同分担的地方高校教育经费补助制度。中央财政可以参照城乡义务教育经费补助的办法，在一般性转移支付中设立地方高校教育经费补助，并要求地方按照一定比例进行配套支持。
最后需要指出的是，由于缺乏连续的中央财政支出的分省数据，特别是专项转移支付的分省数据，本文未能利用门槛回归方法对中央财政水平与高等教育财政均衡化程度进行实证检验。转移支付是中央对地方财政支持的重要形式，也是中央财政支持地方建设的重要途径，但是此数据目前并没有连续而统一的来源。《中国财政统计年鉴》中有各省市的中央补贴，但并非确切转移支付数据（也包括税收返还）；而财政部发布的转移支付的分省数据也仅从2016年开始，尚无法构成面板数据进行实证分析。因此在未来，有必要进一步收集和整理相关数据，以对央地关系中的高等教育财政进行更为深入的研究。
注 释：
①此外还有以人均收入离差的不断缩小为特征的sigma收敛。根据潘文卿的观点，beta 收敛是sigma 收敛的必要条件，因此可将sigma 收敛视为beta 收敛的特例。
本模式以低碳环保为目标，电源方案以发展省内核电、新能源等非化石能源电源为主导方向，应重点关注系统调峰问题。2030年广东较已明确核电机组再新增装机15 GW，新增风电装机20.5 GW，新增太阳能发电装机9.4 GW，无需新增煤电装机。
“我说过了，这个男人S，只是一位小说家向我转述的某个男子告诉他的一个故事里的男主人公。在多重转述之中，该登徒子的某些特质可能被语言颜料的涂抹强化了，或者因语言绷带的层层包裹而得到保护，我也怀疑这夸大其辞了。恋爱中的女人都是昏头昏脑的。一个女人倘若不曾为爱情或恋人疯狂过，就不算谈过恋爱。难道你以前不是这样的吗？”
参考文献：
[1]徐小洲，倪好，辛越优.走向新时代:我国高等教育均衡发展的难题与策略[J].高等教育研究，2017（12）：30-34.
[2]朱霁.新时代完善高校治理机制实践路径探析[J].当代教育论坛，2018（3）：48-55.
[3]喻聪舟.面向2035 的高等教育治理现代化——新时代我国高等教育治理现代化的审思[J].当代教育论坛，2018（5）：1-10.
[4]乔宝云，范剑勇，冯兴元.中国的财政分权与小学义务教育[J].中国社会科学，2005（6）：37-46.
[5]周亚虹，宗庆庆，陈曦明.财政分权体制下地市级政府教育支出的标尺竞争[J].经济研究，2013（11）：127-139.
[6]李永友,张子楠.转移支付提高了政府社会性公共品供给激励吗？[J].经济研究，2017（1）：119-133.
[7]余靖雯，龚六堂.中国公共教育供给及不平等问题研究——基于教育财政分权的视角[J].世界经济文汇，2015（6）：1-19.
[8]史桂芬，刘欢，王佳.中国式财政分权对公共教育支出影响的实证分析——基于非线性面板门槛模型的回归[J].教育科学，2016（5）：11-15.
[9]李波.财政分权、财政中立性和基础教育均衡发展——基于1989—2015年中国省级面板数据的经验研究[J].教育科学，2017（5）：7-15.
[10]刘夏明，魏英琪，李国平.收敛还是发散？——中国区域经济发展争论的文献综述[J].经济研究，2004（7）：70-81.
[11]霍克，丁伟.我国地方财政收支收敛性检验与实证分析[J].财政研究，2005（9）：32-34.
[12]黄乾，李修彪.我国省域人力资本的收敛性分析——基于三种测算方法的比较[J].人口与经济，2015（4）：94-106.
[13]赖思宁，孙艳.我国基础教育财政支出的收敛性研究——基于 2003-2013年的面板数据[J].教育发展研究，2016（2）：1-7.
[14]蔡文伯，杨丽雪.中国省域高等职业教育财政支出的差异与收敛性分析——基于2005—2015年面板数据[J].教育学术月刊，2018（3）：3-11.
[15]彭国华.我国地区经济的“俱乐部”收敛性[J].数量经济技术经济研究，2008（12）：49-57.
[16]Barro,R.J.and X.Sala-I-Martin.Public Finance in Models of Economic Growth[J].Review of Economic Studies,1992(4):645-661.
[17]Hansen B E.Threshold Effects in Non - Dynamic Panels:Estimation,Testing,and Inference[J].Journal of Econometrics,1999（3）:345-368.
[18]杨平波，朱雅斯.英国高等教育财政拨款体制对我国的启示[J].当代教育论坛，2016（5）：7-12.
[19]张松，张国栋.全球教育同质化背景下我国高等教育的后发优势探究[J].当代教育论坛，2016（4）：1-7.
What Improved the Equalization of Higher Education Funding ?—— Theoretical Analysis and Empirical Tests
Tang Yipeng ＆ Zhou lei
Abstract： Based on the perspective of fiscal decentralization and economic convergence, this paper theoretically explores the impact of central-local relationship and economic development on the financial equalization of higher education,and uses the beta convergence equation and double threshold regression method to model the provincial panel data from 2006 to 2016, and to analyze the influencing factors of financial equalization of higher education in China.The empirical results show that:on the one hand,compared with local finance, the central finance has a greater impact on the financial equalization of higher education; on the other hand,the level of economic development has a significant impact on the financial equalization of higher education,and the higher the level of economic development of provinces,the higher the degree of financial equilibrium of higher education.It is suggested that the relevant departments should comply with the trend of fiscal and taxation system reform,increase the financial support from the central government to local higher education,and encourage local government to spend more on higher education; at the same time, try to establish a subsidy system of educational funds for local colleges and universities in the central and western regions,so as to speed up the pace of higher education construction in these regions.
Key words: higher education funding，fiscal decentralization，central-local relationship，beta convergence,threshold regression
［作者简介］ 唐一鹏，首都师范大学教育学院副教授，博士，研究方向：教育政策（北京 100037）；周镭，北京教育科学研究院助理研究员，博士，研究方向：教育政策（北京100101）
*本文系教育部人文社会科学研究青年基金“科技创新视角下高校科研经费投入对经济增长的贡献研究”（编号：16YJC880069）的阶段性研究成果。
Authors: Tang Yipeng，Capital Normal University （Beijing 100037）；Zhou lei，Beijing Education Sciences Research（Beijing 100037）
［责任编辑：李 静］
标签：高等教育财政论文; 财政分权论文; 央地关系论文; beta收敛论文; 门槛回归论文; 首都师范大学教育学院论文; 北京教育科学研究院论文;