第45卷第4期
2
018年7月
四川师范大学学报(社会科学版)
JournalofSichuanNormalUniversity(SocialSciencesEdition)
Vol.45,No.4
July,2018
财政支出促进—教——育基于公平的作用机制分解及验证
数据的分析
CHIP2013
段义德
(四川农业大学商学院,成都611830)
摘要:促进教育公平是财政教育支出的重要目标。通过数理推导,刻画财政教育支出促进教育公平的机理,进
而使用2013年中国家庭收入调查数据和相关财政支出数据进行实证检验,结果显示:基础教育财政支出可通过
“扩张效应”和“补偿效应”影响教育的代际流动,前者提高底层家庭子女基础教育的入学率和完成率,促进教育机
会公平;后者通过缓解家庭信贷约束,弥补经济困难家庭子女教育投入的不足,而发挥促进教育公平的作用。当
前,政府应加强财政对基础教育的投入力度,同时加强财政支出的精准性,提高财政教育支出在保障和促进教育公
平和社会代际流动中的作用。
关键词:财政教育支出;教育公平;基础教育支出;代际流动;扩张效应;补偿效应;中国家庭收入调查
中图分类号:F812.4 文献标志码:A 文章编号:1000-5315(2018)04-0094-09
一
引言及文献综述
党的十九大报告强调,优先发展教育事业,让每个孩子都能享有公平而有质量的教育。财政资金作为我
[1]
国公共教育资金的主要来源,是发展教育事业、促进教育公平的基础保障。研究财政教育资金发挥作用的
具体机制,进而最大程度发挥财政教育资金作用,不仅必要而且重要。
1
986年
《义务教育法》颁布后,我国教育事业快速发展。根据国家统计局的数据,截至2014年底,我国
九年义务教育人口覆盖率已达100%,全国高等教育毛入学率达到37.7%,各类高等教育总规模3559万人,
居世界第一。但另一方面,教育公平问题并未随着教育规模的扩张而有效改善,甚至有逐渐加剧的趋
[2ꢀ4]
势 。尤其是近年来,教育资源分配不均导致的教育阶层固化问题日益凸显,“寒门难出贵子”屡屡成为社
会关注的焦点。许多农村家庭、贫困家庭和较低阶层家庭出身的孩子在较早的升学阶段即放弃学业,尤其是
①
中西部边远、贫困及少数民族地区农村初中辍学率居高不下,有的地区超过10% ,农村贫困家庭子女初中
[5]
毕业后升学率更是不足50% 。这一问题如果不加以解决,不仅失学辍学家庭难以摆脱贫困命运,对国家
未来发展也极为不利。在这样的背景下,如何更好发挥财政基础教育支出的作用,削弱家庭出身对子代教育
水平的影响,进而促进教育公平,成为亟待研究的问题。
讨论公共财政支出促进教育公平的现有文献可分为理论和实证两个层面。理论层面,既有文献指出,充
[6ꢀ7]
足的公共教育投入,可以保障入学机会平等,同时有助于拉平不同阶层教育投入的水平 ,促进教育机会
的公平分配。尤其在累进税率制度下,靠税收运行的公共教育体系,相当于富裕阶层向贫困阶层进行了一定
收稿日期:2018-04-08
基金项目:四川省科技厅软科学研究计划项目“产业扶贫项目的精准扶贫机制创新研究”(2017ZR0143)。
作者简介:段义德(1986—),男,河南南阳人,经济学博士,四川农业大学商学院讲师,主要研究方向为公共政策评估、教育经济
学。
94
段义德财政支出促进教育公平的作用机制分解及验证———基于CHIP2013数据的分析
[8]
数额的转移支付,使后者在没有额外负担的情况下增加了受教育的数量。同时,Becker和Tomes使用世
[9ꢀ10]
代交替模型刻画了家庭的教育投资决策行为 ;Solon将政府教育支出引入模型,指出如果公共教育投入
水平提高,对受信贷约束家庭的正面影响大于其对私人教育投入的挤出效应,公共教育支出水平提高可以促
[11]38-47
进教育的代际公平 。在上述理论研究基础上,各国学者进行了多项实证研究。Restuccia和Urrutia
使用美国数据,通过数值模拟,发现基础教育财政支出的确可以缓解低收入家庭对子女投资的借贷约束,促
[
12]
[13]
进教育代际公平 ;杨娟等使用中国数据进行研究,得出了类似的结论 。Mayer和Lopoo使用美国各州
[14]
数据,实证了财政基础教育支出的确可以通过缓解底层家庭的信贷约束,促进教育代际公平 ;李立行和周
[
15]
广肃使用中国微观调查数据,给出了上述结论在中国同样成立的证据 。
纵观上述我国的现有文献,针对财政支出对教育公平作用机制的讨论尚不充分。作为发展中国家,改革
开放后我国教育事业一直保持扩张态势,这一历史背景使我国财政教育支出可能呈现有别于西方文献的作
用机制。本文通过理论推导,将财政支出作用区分为扩张效应和补偿效应两种机制,然后通过匹配中国家庭
收入调查(CHIP)和相关财政数据,对两种作用机制分别进行实证检验。
二
机制分解及理论假设
[16]
参考Lochner和Monge-Naranjo(2011) ,本文构建了OLG模型来分析家庭教育投入行为,并在此基
础上讨论财政支出的作用机制。
(一)家庭支出决策模型
假设家庭由一个家长和一个孩子构成,家庭基期(t=0)对子女进行教育投入,第二期(t=1)获得相应
回报。t=0期收入全部来自家长,家长需要将家庭收入在当期消费和子女教育投资之间进行分配,以最大化
家庭两期效用。家庭两期效用函数为:
U =u(C
) (1)
+ m C
β
0
其中u(·)为家庭效用函数,依据通常假设:u'(·)>0,u″(·)<0,C0、C1表示家庭两期的消费;β 为贴
现因子,且β ∈[0,1]。假设家庭t=0时收入为Y0,没有教育投资的情况下t=1期收入为Y1。但如果t=
时
E
家庭对子女进行教育投资,投资数额为,则t=1
, 时家庭收入可提高到f(E)Y1,其中f(·)≥1,f'(·)
0
(·) 。假设由于强制“义务教育”等因素,家庭最低的教育投入额为E(E >0)。
0,f″ <0
>
同时,假设家庭可以用家庭财富进行抵押借贷,借贷的限额B 与家庭财富正相关,因此有B =B(W ),
(
·) 。如果家庭在t=0期进行借贷,则需在t=1期偿付本金及利息。同时,家庭两期支出的现值必须
B' >0
小于或等于其收入的现值。在上述假设下,家庭面临的跨期决策问题可表示为:
C0m,Cz1x,EU =u(C
f(E)Y
1
,
) (1)
+ u C
0
β
C
1
st..C
0
+E +1+r ≤Y C
0
+E ≤Y0+B(W ),E ≥E
1+r
由Kuhn-Tucker法求解上述最优化问题。构造Kuhn-Tucker函数为:
f(E)Y
0
+
é
1
-C -E - C
1
ù
ú [ ()
+
+B W -C
ú
1+rû
L =u(C
) ( )
+μ1êê
+ u C
Y
0
] 3(E -E)
-E +
μ
0
β
1
Y
0
+
0
μ
2
0
ë 1+r
其中,μi ≥0,(i=1,2),为Kuhn-Tucker乘子。由消费者效用的局部非餍足性,最优消费点必在预算
线上,因此家庭两期支出的现值必等于其收入的现值,故有:
C
1
f(E)Y
1
,
+
μ
C
0
+E +1+r=Y
求解上述最优化问题,可得最优化条件为:
u'(C
0
1
>0
1+r
*
0
)
(1)
(2)
μ
1 2
= +μ
1
*
(
)=1μ
+r
βμ'
éf'(E)Y
ê
μ
1
ê
ë 1+r
C
1
1
ù
ú
(3)
-1ú
2 3
=μ +μ
û
95
四川师范大学学报(社会科学版)
*
+B(W )-C
-E
0
*
] =0
0+B(W ),E -E ≥0
μ2[Y
* *
3(E -E)≥0, ,
0
≥0C +E ≤Y
(4)
(5)
0
,
μ2≥0
*
μ
3
μ
*
其中,E 、C 分别表示家庭的实际教育投入量和消费量。根据以上最优化条件,不同经济状况家庭的
教育投入决策可分如下三种情形。
*
情形1:家庭经济状况差,仅能被动地进行最低限度的教育投资,此时教育投入等于下限,即E =E。
*
情形2:家庭经济状况一般,可以对子女进行基本的教育投入,但面临较紧的信贷约束。即E >E,
+E =Y0+B(W )。由最优化条件可得:
0
C
*
1f'(E )Y
F =μ
1
-u'(Y
+B W -E =0
*
() )
0
1
+r
根据隐函数求导法则,得:
dE ∂F/∂W
* =
dW ∂F/∂E
μ
1
*
u″·B·(1+r)
F″·Y +u″·(1+r)
由于μ >0,f″(·)<0,u″(·)<0,故dE /dW >0。即此时家庭财富越高,家庭对子女教育投入越
=
-
1
*
1
多。换句话说,此时家庭对子女投入的依据是家庭财富水平,而非子女禀赋。可以证明,此时家庭教育投入
低于无信贷约束时的最优水平(由于篇幅原因,证明不再详述)。
*
*
由
情形3:家庭经济好,不存在信贷约束,即E >E,C0
+E <Y B(W )。此时家庭实际教育支出E
0
*
f'(E )Y
1
②
1=0决定,即家庭教育投入仅取决于教育的投资回报率和折现率,家庭可以根据子女的禀赋
-
1
+r
在最优水平上投资。
二)财政基础教育支出的扩张效应
(
*
当家庭处于情形1(E =E)时,家庭处于社会最底层,由于收入紧张,必须优先保证基本生活开销。此
时如果没有强制义务教育等外力干预,该类家庭子女很可能面临辍学的命运。根据沈百福和王红的研究,地
方义务教育的扩张效果与当地财政基础教育支出水平密切相关,财政支出水平越高,意味着义务教育的扩张
[17]
力度越大,对底层家庭是否接受义务教育的影响也可能更强 。笔者将称此为基础教育财政支出的“扩张
效应”。根据上述论述,笔者提出如下假设。
假设1:社会最底层家庭子女主要受财政基础教育支出扩张效应影响。财政基础教育支出水平越高,受
扩张效应影响的子女接受并完成义务教育的概率越高,相对于父代的教育提升也越高。
(三)基础教育财政支出的补偿效应
当家庭处于情形2和情形3时,家庭面临的不再是是否对子女进行教育投资(接受基础教育),而是是否
能够在最优水平上对子女进行投资的问题。根据Becker和Tomes的分析,当存在信贷约束时,低收入家庭
[10]
由于经济状况的限制,对子女的教育投入可能低于最优水平 。如果政府公共教育支出提高对高收入家庭
没有影响,但可以缓解低收入家庭的信贷约束,且该正面效果高于其挤出私人人力资本投资的负面影响,贫
[14]
穷家庭子女的人力资本投资会高于无政府干预情况下的水平 。此时,低收入家庭子女教育投资更充分,
与高收入家庭教育投入水平差距减小,社会整体教育流动性因之提高。本文称该渠道为基础教育财政支出
的“补偿效应”。基于以上分析,笔者提出待验的假设2。
假设2:受信贷约束家庭教育流动性低于非约束家庭。财政基础教育支出可以补偿受信贷约束家庭人
力资本投资的不足,提高社会的教育代际流动性。
三
实证设计
(一)扩张效应的识别及检验
[18]
参考Daouli ,本文通过分解子代教育获得概率变化的来源,识别两种效应影响的群体。假设教育程度
用j 表示,Pt(FEj)表示t时期父代教育成就为j的概率,Pt(Ai|FEj)为t时期父代教育成就为j时子代
教育成就的条件概率,子代取得教育成就Ai 的概率在两个代群间的差可分解为:
96
段义德财政支出促进教育公平的作用机制分解及验证———基于CHIP2013数据的分析
4
4
ΔP(A
) [ (
ΔP A
|FEj)×Pt(FEj)]+ [ ( ) (
ΔP FE ×Pt-1 A
i
|FEj)]
(6)
i
=
i
j
∑
∑
j=1
j=1
ꢁꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢃλꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢂ ꢁꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢃꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢄꢂ
η
其中,λ刻画由于系统性教育扩张导致的子代教育获得变化,η刻画了教育扩张之外父代教育背景因素
对子代教育获得的影响。观测各教育层次群体分解结果,识别主要受教育扩张影响的群体,在此基础上,本
文使用如下二值响应模型,实证检验财政教育支出的扩张效应。
P(dropout=1|xij)=β0+β
2 i
lnGij +γZij +εij
(7)
其中,下标i表示第i对父子(女)配对,j 表示样本所在县(区);P(dropout=1|xij)表示当解释变量
为xij 时,样本义务教育阶段辍学的概率;lnGij 为核心解释变量,表示样本义务教育所在地教育财政支出的
对数;Zij 表示其他子代及父代特征变量,包括子代和父代各自的年龄、子代性别、户籍类型、兄妹数量。同
时,回归引入城市虚拟变量,控制城市固定效应,并进行聚类分析,以减轻内生性偏差。
(二)补偿效应的识别及检验
[14]
[15]
针对补偿效应,借鉴Mayer和Lopoo 、李力行和周光肃 的相关研究,设定如下模型进行识别检验。
c
ij =β
p
p
(
E
(8)
E
0
+β
1
E
ij +β
c
2
lnG
i
+β
3
ij ×lnGij)+γ
p
ij
i
Zij +εij
其中,上标c表示子代,p 表示父代;E 表示子代受正规教育年限,E 表示父代受正规教育年限。回归
ij
p
ij
系数β1的大小刻画子代教育成就对父代教育程度的依赖程度,即教育代际传递系数。交互项(E ×lnGj)
③
的系数β3刻画基础教育财政支出的高低对父代背景作用大小的影响。如果β >0,表明基础教育财政支
3
出的提高将会削弱父代教育水平对子代教育成就的影响,即有助于提高教育的代际流动性。根据理论假设,
如果财政支出存在补偿效应,信贷约束家庭回归系数β3的绝对值应当大于非信贷约束家庭。
(三)数据及变量说明
本文采用“父子(女)”配对的方式刻画教育代际流动性,数据来源于中国家庭收入调查(CHIP)公布的最
新一期调查数据CHIP2013。该调查的样本源自国家统计局2013年城乡一体化常规住户调查大样本库,覆
盖了15个省份、126个城市、234个县区的18948个住户样本和64777个个体样本。本文选取1986ꢀ1991
年的出生群体为考察对象,2013年调查时的年龄为22ꢀ27岁。该年龄段样本均于20世纪90年代进入义
务教育年龄,我国此时尚未完全普及义务教育,政府支出对于样本是否上学及人力资本积累影响可能较
[19]
大 。同时,该年龄段样本均于1999年高校扩招后参加高考,避免高招政策调整对实证结果的影响。本文
④
以CHIP2013数据中1972ꢀ1977年出生样本为参照群体,识别扩张效应。
本文财政数据来自历年《地市县财政统计资料》。笔者计算每个样本10ꢀ14岁接收基础教育时所在地
的财政教育支出数据,并将其与CHIP2013父子受教育信息相匹配。数据描述性统计如表1所示。
表1.变量描述性统计
变量名
均值
中位数
12
8
最小值
0
最大值
22
20
27
81
7
观测值
4081
3848
4100
3564
4100
4100
4100
4100
子代教育年限(EC)
父代教育年限(EP)
子代年龄(ageC)
11.53(3.35)
8.12(2.83)
24.51(1.64)
51.44(5.06)
1.20(0.99)
0.56(0.49)
0.29(0.45)
4.63(0.55)
0
24
50
1
22
35
0
父代年龄(ageP)
兄弟姐妹数量(sibs)
子代为男性(male)
子女城市户口(urban)
财政教育支出对数值(lnG)
1
0
1
0
0
1
4.56
3.53
6.29
四
实证分析检验
(一)扩张效应的识别及检验
97
四川师范大学学报(社会科学版)
使用式(6)对子代教育获得概率变化来源进行分解的结果如表2所示。
表2.不同父代教育背景下子代教育获得变化的来源分解
参照组(a)
目标组(b)
bꢀa
λ
η
子代高等教育:
小学及以下
0.094
0.231
0.403
0.705
0.170
0.341
0.560
0.894
0.076
0.110
0.158
0.189
0.019
0.053
0.032
0.013
ꢀ0.034
0.053
0.040
0.019
初级中等教育
高级中等教育
高等教育
子代高级中等教育:
小学及以下
0.149
0.288
0.308
0.217
0.218
0.255
0.257
0.086
0.069
0.017
ꢀ0.053
0.067
0.030
0.006
初级中等教育
高级中等教育
高等教育
ꢀ0.033
ꢀ0.051
ꢀ0.131
ꢀ0.016
ꢀ0.010
ꢀ0.009
子代初级中等教育:
小学及以下
0.757
0.481
0.290
0.078
0.612
0.404
0.183
0.020
ꢀ0.145
ꢀ0.077
ꢀ0.107
ꢀ0.058
ꢀ0.036
ꢀ0.037
ꢀ0.022
ꢀ0.004
ꢀ0.270
0.111
0.029
0.002
初级中等教育
高级中等教育
高等教育
从表2中可以看出,父代教育程度为小学及以下(低父代教育)时,子代教育成就变化明显异于其他各
组。低父代教育群体的子代获得“高等教育”的机率提升(bꢀa)为7.6个百分点,大大低于父代教育背景为
高等教育的子代提升(18.9%)。同时,该群体教育机会变化来自于教育扩张(λ),父代背景在该过程中发挥
的作用为负(η=0ꢅ034)。考察子代最终教育成就为“高级中等教育”的概率变化,低父代教育群体子女上高
中的概率提升仍主要来自教育机会的扩张效应(λ=0ꢅ017)。与此形成鲜明对比的是,父代教育水平小学以
上的群体中,子代最终教育成就为高中的概率均有所下降,且下降的幅度随父代教育程度增加而提高。
上述结果表明,基础教育扩张主要影响父代教育程度较低的子女,教育扩张外的家庭背景因素只有在父
代教育水平较高时才发挥作用。笔者对CHIP2013数据进一步统计分析发现,父代教育程度为小学及以下
⑤
的群体,无论是教育年限还是家庭收入,均大大低于其他群体,处于社会底层。该结论与杨奇明和林坚的
研究一致。他们利用CHNS数据研究发现,中国20世纪末各层次教育扩张使社会底层家庭子女获得更多
的受教育机会,但是高等教育收费与大学生自主择业政策抬高了高等教育成本并降低了预期收益,再加上教
育机会成本的增加,很多家庭背景较差的农村子女较早阶段即终止学业,造成了该类家庭子女仅受基础教育
[20]
扩张的影响 。
笔者分别使用Probit和Logit两种常用二值概率模型检验基础教育财政支出的扩张效应。表3第(1)
2)列回归结果显示,无论采取哪种模型,基础教育财政支出水平提高均可显著提升样本义务教育完成概率。
(
计算平均边际效应可知,Probit和Logit模型下,基础教育财政支出每增加1%,样本义务教育阶段辍学概率
平均分别降低0.58%和0.60%。第(3)列回归将基础教育财政支出水平划分为高低两组,并以低支出组为参
照组,使用Logit模型估计几率比。结果显示,当基础教育财政支出水平为中位数以上时(lnG’),子代义务
教育辍学概率为中位数以下时的60.7%,即相对下降约39%。上述结果表明,基础教育财政支出水平提高,
的确提高了底层家庭子女义务教育的入学率和完成率。样本按基础教育财政支出水平以高中低分为三组进
一步统计测算发现:随着基础教育财政支出水平的提高,子代的平均教育程度依次提升,且相对于父代的提
升幅度也依次增加。子代平均教育年限在低财政教育支出组为9.2年,中等支出组为9.6年,而在高支出组
98
段义德财政支出促进教育公平的作用机制分解及验证———基于CHIP2013数据的分析
则上升为10.5年,子代较父代平均教育年限提升幅度依次增加5.3年、6.0年、6.4年。
综上,财政教育支出水平提高,通过提高底层家庭子女义务教育的入学率和完成率,提升了子女的教育
成就相对于父代向上流动的幅度,促进教育公平。这一结果印证了上文假设1。
表3.基础教育财政支出对样本义务教育阶段辍学的影响
(
1)
Probit模型
0.064*
(2)
(3)
变量
Logit模型1
Logit模型2
ꢀ
ꢀ0.105*
0.898*
P
E
(0.035)
(0.058)
(0.051)
ꢀ
0.005***
(0.002)
ꢀ0.008***
(0.003)
lnG
0
(
.607**
0.131)
lnG’
0
(0.043)
.048
0.079
(0.071)
1.116
(0.075)
ageC
ꢀ
(0.009)
0.009
ꢀ0.015
(0.015)
0.986
(0.015)
P
age
0
(0.062)
.082
0.140
(0.100)
1.168
(0.120)
sibs
male
ꢀ
0.114
ꢀ0.183
(0.204)
ꢀ1.223
(0.250)
(0.122)
ꢀ
0.548***
(0.177)
ꢀ0.930***
(0.311)
0.380***
(0.120)
urban
ꢀ
(1.187)
0.619
ꢀ0.972
(1.943)
0.096
(0.170)
常数项
样本数
655
655
655
注:括号内为稳健标准误;***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。
(二)补偿效应的识别及检验
要识别检验财政教育支出的补偿效应,需要首先判别家庭“信贷约束”程度。笔者根据CHIP2013调查
数据,从主观和客观信息两方面判断家庭是否受到“信贷约束”。判断的标准是:家庭成员主观认为家庭经济
⑥
状况比较困难,且实际上也确实已负担着生活性的债务。稳健期间,笔者分别以“家庭无能力支付多项额
外的消费支出”和“家庭无能力支付一些基本的消费支出”作为家庭主观经济状况的筛选标准,并比较二者的
实证结果。
表4.基础教育财政支出对不同收入家庭教育代际流动性的影响
家庭是否无能力支付多项额外的消费支出
家庭是否无能力支付一些基本的消费支出
是
否
是
否
0
.394*** 0.408*** 0.374*** 0.403*** 0.587** 0.583** 0.372*** 0.392***
P
E
(
0.044)
(0.043)
(0.044)
(0.044)
(0.233) (0.242)
(0.033)
(0.031)
ꢀ
0.136** 0.144
ꢀ0.098* ꢀ0.011 ꢀ0.121 0.312 ꢀ0.108**
0.017
(0.094)
C
age
(
0.055)
(0.181)
(0.052)
(0.091)
(0.169) (0.460)
(0.042)
ꢀ
(0.019)
0.004
ꢀ0.004
(0.019)
0.003
(0.019)
0.003
(0.019)
0.056 0.067
(0.051) (0.052)
ꢀ0.006
(0.014)
ꢀ0.007
(0.014)
P
age
ꢀ
0.273** ꢀ0.257** ꢀ0.238** ꢀ0.236** ꢀ0.548* ꢀ0.482 ꢀ0.230***ꢀ0.225***
sibs
male
urban
(0.111) (0.110) (0.098) (0.100) (0.306) (0.324) (0.074) (0.075)
0.837*** 0.807*** 0.686*** 0.696*** 0.478 0.499 0.728*** 0.729***
(0.160) (0.159) (0.157) (0.160) (0.645) (0.627) (0.114) (0.113)
1.384*** 1.345*** 0.845*** 0.825*** 0.718 0.512 1.169*** 1.154***
(0.313) (0.309) (0.275) (0.281) (1.045) (1.109) (0.227) (0.225)
99
四川师范大学学报(社会科学版)
1
(1.126)
.848
0.599
(0.433)
2.622
(2.771)
0.836
(0.556)
lnG
ꢀ
0.218***
(0.083)
ꢀ0.202***
(0.047)
ꢀ0.735*
(0.369)
ꢀ0.188***
(0.038)
P
E×lnG
1
2.392*** ꢀ5.390 11.930*** 6.310
6.543 ꢀ17.22212.392*** 4.525
常数项
(
1.562)
(11.305)
(1.312)
(4.599)
(4.660) (27.583)
(1.018)
(5.322)
城市虚
拟变量
控制
控制
控制
控制
控制
控制
控制
控制
稳健标准误
样本数
是
是
是
是
是
是
是
是
1,477
1,477
1,707
1,707
234
234
2,950
2,950
R平方
0.366
0ꢅ366
0.332
0ꢅ332
0.293 0ꢅ293
0.374
0.374
注:***、**、*分别代表在1%、5%和10%水平上显著。
根据上述判别方法分组估计的教育代际传递系数如表4所示。从表中可看出,当家庭消费能力受到限
制时,教育代际传递系数均大于无约束组。以“家庭无能力支付多项额外的消费支出”作为判断标准时,受约
束家庭的教育代际传递系数比非约束家庭高0.02(0.394ꢀ0.374);当家庭面临更为严格的信贷约束,“无能
力支付一些基本的消费支出”时,两组家庭的教育代际传递系数之差扩大为0.215(0.587ꢀ0.372)。该结果
表明,信贷约束的确降低了教育的代际流动,有损教育的代际公平。
表4引入“基础教育财政支出与父代教育年限交叉项”(EP×lnG)的回归结果显示,交叉项的回归系数
均显著为负,这表明基础教育财政支出提高可以削弱父代教育背景对子代的影响。同时,比较家庭消费能力
受限制组和非限制组的交叉项系数发现:以家庭是否有能力支付多项额外的消费支出作为判断标准时,受约
束家庭组的交叉项系数比非约束家庭高0.016(0.218ꢀ0.202);当家庭面临更为严格的信贷约束时,交叉项
⑦
系数之差扩大为0.547(0.735ꢀ0.188)。上述差异在统计意义上显著成立。该结果支持理论假设:基础教
育财政支出确实有助于缓解信贷约束家庭教育投资的不足,促进教育的代际流动性。
[15]
为了进一步验证上述结果,借鉴李立行和周广肃 的研究,笔者分别按照家庭收入高低将样本分为两
组,比较两组教育代际传递系数的差异。为避免原始数据中父亲收入信息缺失的影响,笔者同时使用父亲个
人收入和家庭总收入进行检验。表5的回归结果表明,无论是使用父亲收入还是家庭收入,基础教育财政支
出的确更大程度上降低了低收入家庭的教育代际间传递,提高了教育流动性。这进一步支持了上文假设2,
表明基础教育财政支出可以通过补偿家庭信贷约束,提高教育流动性。
表5.基础教育财政支出对不同收入家庭教育代际流动性的影响
以父亲收入分组
以家庭总收入分组
(
)
(2)
(3)
低收入
(4)
1
低收入
0.146**
.065)
高收入
高收入
ꢀ
ꢀ0.125**
(0.054)
ꢀ0.183*** ꢀ0.160***
(0.059)
P
E×lnG
(
(0.047)
0
0
.339***
0.372***
(0.043)
0.369***
(0.040)
0.419***
(0.042)
P
E
(
.037)
0
1
.082
0.324
(0.612)
1.673**
(0.783)
ꢀ0.393
(0.422)
lnG
(
.970)
0
0
.091
ꢀ0.118
(0.120)
0.063
(0.145)
ꢀ0.073
(0.079)
C
age
(
.146)
0
ꢀ
(
0
0.013
.020)
0.070**
(0.027)
ꢀ0.002
(0.019)
0.005
(0.021)
P
age
ꢀ
(
0
0.180*
.100)
ꢀ0.264*
(0.155)
ꢀ0.207**
(0.095)
ꢀ0.313***
(0.117)
sibs
100
段义德财政支出促进教育公平的作用机制分解及验证———基于CHIP2013数据的分析
0
.906***
1.008***
(0.196)
0.532***
(0.187)
0.986***
(0.151)
male
urban
常数项
(
.211)
0
0
.643*
0.479*
(0.284)
1.172***
(0.341)
0.944***
(0.245)
(
.327)
0
3
.204
7.218
(6.135)
ꢀ1.187
(8.147)
13.067***
(4.049)
(
.128)
9
城市虚拟变量
稳健标准误
样本数
控制
是
控制
是
控制
是
控制
是
1,070
1,107
1,543
1,616
R平方
0.366
0.332
0.293
0.374
注:***、**、*分别代表在1%、5%和10%水平上显著。
五结论及政策建议
本文通过数理推导,将财政教育支出促进教育公平的机制分解为扩张效应和补偿效应两个方面,并匹配
CHIP2013微观调查数据和相关财政支出数据对两种机制进行了实证检验。研究发现:基础教育财政支出
可通过“扩张效应”和“补偿效应”影响教育的代际流动。前者提高底层家庭子女基础教育的入学率和完成
率,促进底层家庭子女获得更多教育机会;后者通过缓解家庭“信贷约束”,弥补经济困难家庭子女教育投入
的不足,促进教育机会在代际间更加公平有效的分配。根据上述研究结论,本文提出如下两点政策建议。
第一,调整公共教育支出结构,加大基础教育的支出份额。目前,我国基础教育经费占社会总产值的比
例偏低,而高等教育经费占比却几乎全球最高。这种倒金字塔形的支出结构不符合教育公共品属性随教育
层级提升而递减的规律,也有悖于各国教育发展的实践。同时,基础教育阶段财政投入具有起点公平的意
义,该阶段的财政投入,往往比不平等结果产生之后再进行干预更有效率。因此,应调整财政教育经费的支
出重心和结构,加大基础教育阶段的财政投入,更好地发挥公共基础教育在促进社会教育代际公平中的作
用。
第二,精准使用基础教育财政资金,提高支出效果。促进教育公平,除了提高基础教育财政投入总体水
平,还应立足“精准”,提高基础教育财政资金内部分配的效率和效果。首先,就支出对象而言,应当加强财政
资金对中西部农村父代教育程度较低的家庭子女和经济困难家庭子女教育支持力度,防止该群体过早放弃
学业。其次,就支出方式而言,应注重长远效果。可借鉴国外经验,建立跟踪补贴机制,保障困难家庭子女既
能入校学习又有升学的动力,以最大限度发挥潜能,获得更高的教育成就。
注释:
①
②
③
参见2013年全国人大执法检查组《中华人民共和国义务教育法》实施情况报告。
>0,根据最优化条件(3),得到f'(E )Y
1
-1=0。
*
根据Kuhn-Tucker互补松弛性条件,此时μ
=0,μ
=0。由于μ
2
3
1
1
+r
使用交互项是检验代际流动影响因素的常用方法。本文关注焦点是财政基础教育支出对教育传递系数的影响,并非教育
传递系数的具体测量,故使用交互项即可实现本文目的。
④
⑥
⑦
⑤根据CHIP2013年数据,父代教育以6岁入学计算,该年龄段样本均在“文化大革命”结束后、1986年《义务教育法》颁布
前开始接受基础教育,同时不受1999年高等教育扩张的影响,是考察1986年后公共教育扩张影响的理想“参照系”。
家庭生活性债务指“家庭成员治病所欠的债务”或“其他家庭生活所欠债务”,“其他家庭生活所欠债务”不包括购建房、购车、
商业教育贷款以及家庭经营性的经济往来所产生的债务。
笔者使用邹检验(Chowtest)检验两组差异的显著性,该方法是检测两个不同数据线性回归系数是否具有显著差异的常用
方法。检验结果表明,两组系数差异均在5%显著性水平上成立。
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[责任编辑:钟秋波]
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