基于面板数据的地方基础教育供给的政治逻辑研究_公共物品论文

地方基础教育供给的政治逻辑：一项基于面板数据的研究，本文主要内容关键词为：基础教育论文,面板论文,逻辑论文,政治论文,地方论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      近年来，发展中国家在公共服务领域面临一些共同的挑战。公共物品特别是基本公共服务，如教育服务等供给不足，服务质量在各个地区也参差不齐。一些学者深入研究了官员升迁和职业生涯对公共服务的影响，其中Riker的研究最受关注。在探索财政联邦主义理论时，Riker（1964）发现，出身于地方并逐级选拔产生的官员有利于提升地方公共服务水平。

      尽管Riker的理论①有很重要的现实意义，但是目前验证这套理论的实证检验的结论较为不同。有些研究证实了这一理论——在政治分权的体制下，透过民选的公共治理者能够有效地改进政府行为，提升公共物品服务的质量（Seabright，1996）。然而，Enikolopov和Zhuravskaya（2007）在对75个发展中国家（25年数据）的研究中却发现，自上而下的官员任命机制和自下而上的选举机制并不会对公共物品供给产生影响；更有研究甚至发现两者之间存在反向的相关关系，即选举产生的治理者反而不会致力于改善公共服务。

      虽然在其他国家的理论检验的结论不一，但是此理论对我国大力建设服务型政府，并希望通过调整政府间关系来促进相关发展而言，具有一定的启示性。本文将首先对地方官员的选拔、地方公共物品与服务的提供，以及基础教育服务提供状况做一整理与阐述，并讨论相关的研究假设；之后将介绍相关的实证研究方法与策略，并提出研究结论及学术研究的反思。

      二、地方官员职业发展与地方公共服务的供给

      在地方官员的职业发展中，其上升的职业通道至关重要，而地方官员的干部任免制度是基本的制度规范。在省、市级的层面，高级官员往往具有非常丰富的工作经历，其对公共需求、政策效果和发展方向的理解，往往会受到其已有工作经历的影响。为了简化对官员已有工作经历的分析，本文主要考虑一种简单化的区别，即官员是在本地被提拔上来的，还是从上级部门或外地调任过来的。相对来看，本文假设与后者相比，前者更能够推动地方基本公共服务的供给。这基于多方面的理论假说，例如地方成长的官员更了解地方公众的需求，情感上更贴近地方百姓，以及其长期地方施政经历使他们更了解当地情况，能够制定适宜的政策并进行有效的推行和实施。Persson和Zhuravskaya（2011）在其研究中指出，地方成长的省委书记在其管辖范围内倾向于推动更好的公共物品的供给。因此本文做出如下假设：与缺乏在基层尤其在当地的成长经历的官员们相比，从地方成长的官员更能够推动提供诸如基础教育服务等地方公共产品。此次研究选取了基础教育服务作为研究地方公共服务的案例，理由如下：首先，基础教育在地方经济发展和公共治理中扮演了重要角色。1986年，我国通过九年义务教育的法律。中央政府从海外引入、借鉴了多种推动义务教育发展的方法与措施（World Bank，2002）。近几年，鉴于基础教育重要性的日益突出，各级政府在教育领域投入了大量的财政资金，农村地区基础教育也有很大的进步，这些均有望给我国社会与经济带来巨大改变。其次，在功能支出分类中，教育支出是地方政府公共支出中的最大类别。根据世界银行（2007）的数据，基础教育是中国公共服务中的最大部分。因此，基础教育服务对于地方公共财政和公共物品与服务的供给都意义重大。

      但是，不同的地方教育服务实际上各有不同。如果使用教师人数或基础教育服务中的教师人数占总体人数的比例作为衡量指标，则会发现有些地方，如新疆，每1 000人中有11.23名教师，而四川省，同样是西部省份，每1 000人中却只有4.74名教师（1995—2007年平均数据）。浙江省每千人有教师6.68名，它的邻省福建却是8.57名。鉴于教育产业是劳动密集型产业，给定的某一区域内的教师人数对于当地教育系统的产出影响巨大。因此，教育人数比是地方教育服务乃至公共服务的重要指标。

      由此就引发出一系列研究问题：在地方基础教育供给上，为什么某些地区会领先？地方官员的职业生涯在多大程度上影响了地方政府对地方基础教育服务的提供？解决这些问题有助于深入、细致地理解基层教育供给以及公共服务提供的逻辑。

      除了回应理论之外，本研究也有现实意义。近年来，如上所述，作为地方公共服务的核心产品，基础教育受到空前的重视。有大量证据表明，许多地方官员关心经济绩效和财政税收等事项。因此，用实证研究来证明哪类官员更有可能推动基础教育有很强的政策含义。从官员选拔的角度，如前所述，当前大力推行的对干部基础工作经验的要求，需要进一步通过实证研究进行验证，以推动进一步的制度规范和优化。

      三、实证分析

      本次研究采用了面板数据的随机效应模型、固定效应模型以及两阶段最小二乘法（2SLS）并进行了稳健性检验。研究使用了1995—2007年共计29个省、自治区、特别行政区（西藏自治区除外，重庆并入四川省处理）的数据资料。②表1列出了变量定义、描述性数据以及数据来源。

      

      （一）因变量（被解释变量）

      本次研究中采用“教师人数比例”，具体而言，即某一给定地区内每千人口中小学及普通中学教师人数所占比例。这个指标可以作为衡量基础教育供给的代理指标。本文认为教师人数比是一个可以接受的、相对较好的指标。作为劳动密集型产业，教育质量在很大程度上取决于教师人数配备是否足够。相较于发达国家而言，一个发展中国家的教师人数能够很好地反映出公共物品与服务的提供水准。③

      （二）自变量（解释变量）

      1.官僚整合程度

      这一变量代表着地方官员的政治经历和施政偏好。根据前述的研究假设，那些从地方成长起来的官员们更希望强化地方公共物品和服务的供给。通过考察官员的职业发展经历与资料，官僚整合程度（Huang，1996）提供了用以衡量地方官员偏好的一个重要指标并被广泛使用（Bai et.al，2008；Sheng，2007；王守坤、任保平，2009）。

      本研究中，官僚整合程度有四个值（1～4）：数值4代表省级领导有中央部门的职位；数值3代表地方官员曾在中央部门任职超过三年，之后派往地方；数值2代表地方官员曾在其他省份任职，并无在中央任职经历；数值1代表地方官员从当地基层发展起来，从未在中央政府或者其他省域担任官员。研究假设，数值越低，地方公共服务供给能力越强。

      需要解释的是，有一种说法认为，基础教育的人数规模是有刚性要求的，因此地方官员很难对地方基础教育的人数及服务供给施加影响。根据笔者在基层对基础教育服务的调研，省级领导对地方基础教育供给有重要影响（特别是从较长的时间维度上来看）。省级官员及省级教育部门在基础教育的改善中不仅提供政策上的指导，而且发挥着制定该省教育发展全盘计划的作用。因此，省级官员的施政行为对全省的基础教育供给会有明显的影响。本文使用了1995—2007年共计13年的数据，反映数任官员对基础教育的政策效果。

      2.财政分权

      本文使用新的省内财政分权指标。近年来，有关财政分权的评估指标有较大的进步。财政分权的代理指标通常是地方政府收支占国家总收支的比例（Jin and Zou，2005；Wu and Lin，2012）。因为在给定的某个年份中，分母是等值，某一地方收支占全国的比例反映出收支的绝对数量。这个指标有一定的缺陷，因此本次研究选择使用最近较受肯定的方法——采用省级以下政府（市县乡政府）的收入（支出）占省级收入（支出）的比例作为财政分权的评估指标。④基础教育等公共服务大部分是由省级以下政府来提供的，省内财政分权的指标要比上述传统的方法更能说明问题。

      3.社会经济状况

      本研究引入了一些变量用以增强模型的稳健性。第一，本文使用了经济发展指标。普遍而言，经济发展水平影响着基础教育供给和公共服务的提供。本文假设两者之间呈正相关关系，因为相对富有的地区提供地方教育服务的能力也相对较强。同时，当地居民有可能对教育的需求也更强。本文以全省人均GDP的数值来衡量经济发展水平。

      第二，本文还考察了经济开放程度，代理指标是外商直接投资（FDI）对当地GDP的贡献。在很多发展中国家，外商直接投资非常重要。外商投资不仅可以增进当地的经济发展，而且也会间接改善公共服务。在中国，许多上级政府用外商投资量来对下级官员进行绩效评估（当然绩效指标不仅限于外商直接投资等经济指标）。因此，地方政府拥有强大的动力提升地方整体的“软环境”，用以吸引外商投资。此外，外资进入一个地区会考虑当地的资源要素，人才要素和基础教育的重要性也是不言而喻的。Malesky（2004）在越南的研究也发现，越南各地区的外商直接投资与地方政府的公共治理水平呈正相关关系。本文认为，外商直接投资的资金流入能够提升基础教育的供给。

      第三，自变量中还包括了每平方公里土地上常住人口数量。已有的研究表明，公共物品与服务的提供存在规模效应（Alesina and Wacziarg，1998），但也有观点认为实际的情况可能更为复杂（Wu and Lin，2012）。本文假设，在其他条件给定的情况下，人口密度越高，每千人的教师人数比例越低。

      第四，学生数量也是重要的考虑因素之一。显而易见，学生人数也是有可能影响教师人数的。因此，本文采用小学、普通中学在校生占当地人口比例为指标。许多国家和地区都对基础教育的师生比做了详细规定。教育部相关文件规定为：原则上普通中学每班学生45～50人，城市小学40～45人，农村小学酌减；普通高中每班可配备教师3.0人；普通初中每班可配备教师2.7人；城市小学和县镇小学每班可配备教师1.8人；农村小学每班可配备教职工数根据实际情况确定。在这种制度背景下，本文假设学生比例与教师比例呈正相关关系。

      第五，本文也考虑到国有企业就业人员在当地人口中的比例。与其他转型国家相似，国有企业雇员人数在我国的城镇地区占比还较高。国有企业为其雇员提供了全面的福利，包括了诸多传统意义上应当由政府提供的公共物品和服务（包括基础教育）。虽然现在的国有企业大多已实现了企业经营与公共服务的剥离，不过，国有企业的传统仍然有所保留。本文假设，在一个国企仍占主导地位的地区，基础教育的教师人数比例可能相对更高。一些经验证据也证明了在大型国企聚集的地区，教师人数相比其他地区高出许多。因此，本文假设国企雇员人数与教师人数呈正相关关系。

      第六，本文还加入了第二产业（制造业）对当地GDP的贡献以及城市失业率这两个指标作为控制变量。值得注意的是，后者是官方根据城市地区正式登记的失业人员计算出的失业率。这都反映了当地的经济和社会结构。

      （三）模型解释

      此次研究采用了面板数据模型。通过捕获个体间和个体自己的差异，面板数据模型具有解释复杂社会现象的能力（Hsiao and Tahmiscioglu，2008）。固定效应模型通常能够产生连贯一致的结果，但并不是效率最高的模型。随机效应模型能够有效率地产出连贯一致的结果，因此一般情况下，随机效应模型优于固定效应模型（Wooldridge，2002）。豪斯曼检验通常用来比较上述两种模型的适用性。本次研究中，豪斯曼检测得到的结果显示固定效应模型更优，因此本文的发现主要参照固定效应模型。⑤

      本文使用了面板数据模型。被解释变量是基础教育供给，即本文中使用的教师人数比例。重要的解释变量一个是官僚整合，另一个是财政分权程度。本文还加入一些社会经济有关的控制变量。此外，模型中还加入了省份及年份固定效应。

      本文还处理了模型的内生性问题（教师人数比例贡献于经济发展，因此自变量和因变量可能存在反向因果关系）。鉴于本文主要考察因变量和自变量之间的单向关系，因此使用了两阶段最小二乘法的估计方法，将实际人均生产总值的滞后二期至三期作为工具变量。工具变量通过了弱工具变量检验（Stock and Yogo，2005）。此外，Sargan过度识别检验也证明工具变量是有效的（Hayashi，2000）。

      （四）实证结果

      表2报告了1995—2007年面板数据模型的分析结果。变异数影响因子检测（VIF test）显示本次研究的所有模型中不存在多重共线性问题。模型1涵盖了主要变量，如官僚整合程度、财政收支分权情况、经济发展水平等。0.42的拟合系数说明模型能够解释因变量的42%的变化。模型2加入了两个社会经济方面的变量，即经济结构（第二产业产出在GDP中的占比）和城市失业率。在观测量更少的情况下，模型2同样能够解释因变量的42%的变化。两阶段最小二乘法的模型（模型3和模型4）中使用了实际人均GDP滞后2期的数据，模型5和模型6中将实际人均GDP滞后了3期。在两阶段最小二乘法中，官僚整合程度的显著性水平更高。

      本次研究的关键性解释变量——官僚整合程度和因变量呈现了显著负相关的关系。在固定效应模型中，官僚整合程度的显著性水平是10%，在两阶段最小二乘法的模型中为5%。从数据来看，每当官僚整合程度改变1个单位，教师人数比例往相反方向改变0.140～0.149个单位。本次研究的中国各省份人口平均数为4 314万，教师人数比例按照每千人中的教师人数计算，教师人数总数随着地方官员身份的不同而呈现出的变化十分显著，意义重大。

      

      

      财政分权水平不论是基于收入还是支出方面的数据，对于基础教育的供给都不具有解释力。新的财政分权衡量方法可以产生更有意义的实证结果，因为省内分权折射出地方公共物品和服务提供的收入来源与责任之间的作用机制。尽管统计上不显著，基础教育供给和财政分权两者之间关系的方向仍旧合乎情理。收入分权与教师人数比例正相关，但是支出分权则呈现负相关关系。也就是说，地方政府有更大的收入分权，基础教育供给会增加，而更大的支出分权，也就是收入不变情况下的支出责任下沉，基础教育供给则会减少。

      外商直接投资和国企雇员人数两个指标都对因变量施加了影响。特别是国企雇员人数指标在所有模型中都有很强的解释力。它印证了转型期计划经济对于公共物品与服务提供产生的影响。在20世纪90年代国有企业大规模改革之前，国家主导的经济实体通常为其雇员的子女提供良好的基础教育服务，这是企业员工福利的一个重要组成部分。国有企业提供的全面福利在90年代中期之后逐步取消，但是制度的影响仍旧存在。本文的实证结果很好地证明了这一点。

      在固定效应模型和两阶段最小二乘法模型中，经济发展水平和人口密度对因变量都有明显的影响，但第二产业比重、学生人数比例以及失业率这三个因素的影响程度并不是在所有模型中都有统计上的显著性。虽然教育部门规定了学校的师生比例，但是许多人认为师生比应该是刚性的，有多大规模的学生就会有相应比例的老师。不过，此次研究的各个模型中都没有发现学生人数和教师人数之间的统计学上的显著关联。

      综上所述，本实证研究获得了如下结果：（1）Riker的理论在我国的制度框架下也可以适用，地方成长的官员更加能够有效促进对基础教育的供给；（2）财政分权在统计上并未显示出对基础教育服务供给的影响；（3）外商直接投资、国企雇员人数等控制变量对于基础教育服务提供有显著影响作用；（4）学生人数对基础教育服务没有显著的影响。

      实证研究显示，具备当地的基层工作经历的官员更偏向于或更有能力通过提升基础教育等公共服务的供给来改善当地百姓的福利。因此，本文认为Riker的理论可以适用于中国等转型的发展中国家。本研究显示，相对于缺乏本地工作经历的官员，当地成长的政府官员或者更加有意愿、或者更有能力来改善基础教育等公共服务，尽管基础教育供给与经济绩效并不是直接挂钩的。我国的案例研究在一定程度上提高了Riker理论的解释能力。

      此外，本研究对我国人事管理系统中人事集权的“优势”提出质疑。对于我国的人事制度设计优势（尤其是政府间关系的制度设计），有些研究可能高估了成就而忽视了问题的存在。在仔细研究我国的中央与地方关系时，学者们发现我国的中央和地方人事与财政的关系在实际中造成了许多制度性的障碍（比如地方政府自利行为）（Tsui and Wang，2008；Zhou，2010）。⑥从本文研究发现来看，如果我国政府未来的施政更重视基础教育等公共服务（而非只是经济增长），可以考虑有意识降低官员整合程度、适当减少空降干部，也就是注重植根于地方的领导干部的培养。

      本研究的实证结果，即地方成长经历与地方公共服务供给的关系，还需要进一步的研究和努力。比如，基层经历对服务提供的积极影响，是因为官员的个人情感、地方政治联系，还是基于其长期施政所积累的能力，还需要在今后的研究中进一步厘清。这对于当前国家积极提倡的群众路线，包括干部提拔所必须要求的基层工作经历，可以提供必要的经验研究和理论的支持。

      ①此处仅指Riker理论中有关财政联邦主义对政治、公共行政的影响的一小部分，非Riker的全部理论（参见Volden，2004）。Riker是著名的美国政治学学者，对政治学的发展影响很大（比如博弈理论和政府间关系等）。

      ②当前不少学者研究省级以下的公共治理。诚然，省以下（比如市、县）官员对当地公共管理的影响是直接的。不过，在中国的公共治理框架下，省级官员（特别是省级领导）的偏好及施政目标对全省的公共治理都有重要、深刻的影响。比如Donaldson（2011）对地方治理贫困的研究就着重研究了省级领导的作用，而之前类似的研究则忽略了省级领导对公共治理的重要影响。

      ③也许正基于此理由，中央政府近年来反复强调地方政府在提供、改善基础教育服务中必须注意教师队伍的人数（教育部，2002）。

      ④张光（2011）在评估各类财政分权指标时也认为省内财政分权指标更为合理（也见Wu和Wang，2013）。

      ⑤为了节省篇幅，本文未报告随机效应模型。表2中的模型1和2均为固定效应模型。

      ⑥一些学者的研究也讨论了复杂的中央和地方人事关系的互动（杨帆和王诗宗，2015）。

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