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1、2009年第10期 (总第357期) EDUCATIONAL RESEARCH No. 10 ,2009 General ,No. 357 税费改革前后义务教育投入地区 差异及其变化的实证分析 3 李祥云 摘 要 考察税费改革前后全国小学和初中生均投入的地区差异及其变化发现, 相对于税费改革前,改革后全国小学生均投入的省际分布不平等状况没有明显的改善,而 初中则更加恶化。从对差异及其变化的分解结果来看,绝大多数年份小学和初中生均支 出省际差异变化主要是由集中效应引起的。东部地区内部差异对总体差异贡献最大,其 贡献率接近60 %。把义务教育经费全部纳入财政预算内拨款,并提高贫困地区的预算内 人员
2、和公用支出的标准,将会极大改善义务教育生均投入省际分布不平等的状况。 关键词 义务教育;农村税费改革;教育经费;生均投入 作者简介 李祥云,中南财经政法大学财政税务学院副教授、 博士 (武汉 430073) 生均教育经费差异性分析在教育财政研究中 非常常见。这主要是基于一些学者对教育机会均 等的一种界说,即对于相同背景和能力的个体,若 给予相同的投入,教育机会均等就是结果均等。 教育机会不均等可能源于教育投入的差异。 1自 20世纪90年代以来,我国义务教育投入的地区 差异备受人们关注,国内学者也围绕这一问题进 行了大量研究。 2为了解农村税费改革后义务教 育财政管理体制的适度集中和筹资机制变
3、化,尤 其是中央政府对中西部地区义务教育财政的强势 干预,究竟对缩小义务教育投入地区差异产生了 什么样的作用,本研究收集了1995 - 2006年31 个省(直辖市、 自治区)的义务教育支出数据,考察 税费改革前后义务教育投入地区差异变化,并对 其进行系统的因素分解分析。 一、 测度义务教育投入地区 差异的指标与数据选择 (一)测度义务教育投入地区差异的指标 测度义务教育投入不平等的指标有很多种, 本文选择了基尼系数( Gini Coefficient)和泰尔指 数(Theil Index)。前者可以对义务教育投入地区 差异做静态分项分解和动态差异变化的来源分 解,后者可以对义务教育投入地区差
4、异进行分组 分解。由于这两种指标的估算方法有差异,使得 基尼系数对分布中段的变化比较敏感,泰尔指数 对分布两端的变化比较敏感,若把这两种指数结 合起来分析,还可以发现一些细微的变化。 1.基尼系数估算及其分解方法 基尼系数的计算方法也有多种,但在对基尼 系数进行测算时,如果每个样本是一个家庭或一 个地区,那么,就需要对每个样本的人口进行加 31 3 本文系国家自然科学基金资助项目 “税费改革后义务教育财政制度运行绩效与制度创新研 究”(项目批准号:70573123)的研究成果之一。 权 这一点很重要,否则,结果很容易造成误 导。 3同时,也为了便于分解,我们选择了黄祖辉 等在Silber(19
5、89)的矩阵算法基础上给出的简便 算法,4具体表示为: G= n i= 1 ei e si( i- 1 j= 1s j- n j=i+ 1s j) (1) 其中,当i= 1时,则 i- 1 j= 1s j= 0;当i=n时,则 n j=i+ 1s j= 0 以省为分析单位,式(1)中G为全国生均义 务教育投入的基尼系数, e为全国生均义务教育 投入,ei表示i省生均义务教育投入,si代表i省义 务教育阶段在校学生数占全国义务教育阶段在校 生数的比重。 假设生均义务教育投入由K项投入构成,以 Sk=ek/ e代表生均分项投入在生均总投入中的比 重,则G可以表示为: G=kSkCk(2) 式(2)
6、中Ck表示分项生均投入的集中率,也 可以视为分项投入的基尼系数。Ck的计算与G 类似,只不过计算Ck是根据生均总投入而不是分 项投入由低至高排列的。安得森(Adams)曾定义 Ck/ G为相对集中系数。 5如果某项投入的相对集 中系数大于1,则认为该项投入对总体差异是差 异促增的;反之,就是促减的。那么,各种分项投 入对总投入分布不平等的贡献率可以表示为: RK=SKCK/ G100 %(3) 基尼系数的分解固然有用,更重要的是要分 析投入差异变化原因,如某分项投入对基尼系数 的百分比贡献也许不大,却有可能是导致总投入 差异或基尼系数变化的重要因子。为了进一步分 析生均义务教育投入地区差异变化
7、的原因,根据 万广华的研究,还可以对其变化进行分解。用t 和t+ 1下标代表时间,基尼系数的变化可以表示 为Gt+ 1-Gt。定义该变化为G,则有: G=kSkCt+ 1+ kCkSt+ 1+kSkCk (4) 根据这个分解公式,基尼系数的变化可以分 解为三种影响因素,一是分项投入份额变动的影 响,称之为结构效应;二是分项投入集中率变动的 影响,称之为集中效应;三是两种因素变动的共同 影响,称之为综合效应。 2.泰尔指数估算及其分解方法 泰尔指数是衡量义务教育投入不平等程度的 一种常用指标,其最大优点就是能将总体差异分 解为组内差异与组间差异,而基尼系数在这方面 分解后有冗余部分。为探讨全国生
8、均义务教育投 入不平等是由区域间还是区域内支出差距的扩大 所引起的,我们还估算了全国义务教育生均投入 地区分布差异的泰尔指数,并对其进行了分解。 泰尔指数的估算公式为: Theil = 1 n in ei e ln ei e (5) 课题组将所调研的31个省(直辖市、 自治区) 分为东、 中、 西三大区域。其中,东部包括北京、 天 津、 河北、 上海、 江苏、 浙江、 福建、 山东、 广东、 海 南、 辽宁;中部包括吉林、 黑龙江、 山西、 安徽、 江 西、 河南、 湖北、 湖南;西部包括内蒙古、 广西、 重 庆、 四川、 贵州、 云南、 西藏、 陕西、 甘肃、 青海、 宁 夏、 新疆。 T(
9、e) =T(e1,e2,em)= 1 n m a= 1 iNk ei e ln ei e (6) 式(6)中, m= 1,2,3; N1= 11, N2= 8, N3= 12;ei和e意义同前,用ea表示a区域生均义务教 育投入,泰尔指数进一步分解为: T(e) =W+B(7) 其中,W= m a= 1 na n ea e 1 n iNa ei e ln ei ea B= 1 n m a= 1 iNa ea e ln ea e 式(7)中, va是权数,W为组内(或区域内)部 分,表示3个组(或区域)不平等值的加权平均,是 总投入差异值的组内(区域内)差异部分; B表示 总投入差异值的组间(区
10、域间)差异部分。 (二)教育投入数据选取与来源说明 教育投入数据可以从收入和支出两个角度来 获取,根据数据的可获得性,课题组选择了教育支 出数据代表省际教育投入的水平。另外,教育投 入包括维持性支出(占总支出的95 %左右)和基 建支出两个部分,本文所用的教育支出未包含基 建支出,主要是因为基建支出没有纳入经常性预 算,而是根据需要来确定的,各年份波动较大,若 41 把基建支出与维持性支出放在一块分析,其结果 会产生误导。 所谓维持性支出,在我国又称事业性支出,是 指学校每年用于购买维持学校正常运转的各种资 源支出。按其性质可分为人员支出(教职工工资、 福利等)和公用支出(业务费、 公务费、
11、小型设备购 置费、 修缮费等)。其中,人员支出和公用支出根 据其来源不同还可以进一步细分为预算内人员支 出、 预算外人员支出、 预算内公用支出和预算外公 用支出。本文所用支出数据均来自 中国教育经 费统计年鉴(19962007年 ) , 选取的是分地区 地方普通小学和地方普通初中教育经费支出。各 省学生数是由总支出除生均支出计算求得。本文 所指农村税费改革以前是指19952000年,而改 革后是指20012006年。 二、 税费改革前后全国义务教育 投入省际差异及其变化 我国义务教育分为初中和小学两个阶段,由 于这两个阶段对教育投入品的要求不一样,若按 义务教育口径笼统计算生均支出分布不平等的
12、指 数会掩盖许多差异。因此,按照已有文献的做法, 利用前面公式,我们分别估算了19952006年全 国小学和初中生均教育支出省际分布差异的基尼 系数(见表1、 表3第二列)和泰尔指数(见表7、 表 8第二列 ) , 并根据估算的结果绘出了趋势变化 图。(见图1、 图2、 图3) 从估算的结果来看,如果我们借用人均收入 基尼系数的相关成果,国际上比较流行的判别标 准是,将基尼系数014视为收入差距的警戒线,似 乎我国小学和初中生均支出的省际差异还不算 高。但需要注意的是,我们是以省为基本分析单 位,若将分析单位细分到县,只要各县小学和初中 生均支出有所不同,估算的全国小学和初中生均 支出省际分布
13、的基尼系数一定会增加(这一点已 被一些学者的研究所证明)。 6大量实地调查发 现,我国各省所辖县的小学和初中生均支出差异 要远大于省间差异,因此,上述估算的全国小学和 初中生均支出省际分布的基尼系数已经相当高 了,不能不引起警惕。 税费改革前全国小学生均支出省际分布的基 尼系数和泰尔指数均呈现出上升的趋势,即基尼 系数由1995年的012226上升至2000年的 012318,泰尔指数由1995年的01122上升至 2001年的01201。比较而言,泰尔指数上升的幅 度更大,这一结果与杜育红估算的结果基本一致。 受义务教育财政体制调整和在全国大多数省份推 行税费改革的影响,2002年全国小学生
14、均支出省 际分布的基尼系数和泰尔指数明显下降(见图 1 ) , 2003年和2004又有所上升,2005年始受国务 院发布的 关于深化农村义务教育经费保障机制 改革通知(以下简称 “新机制”)的影响又开始略 有下降,但这是否代表一种趋势还有待进一步观 察。总体上,改革后全国小学生均支出分布基尼 系数变化不大,而其泰尔指数要明显高于改革前。 如前所述,基尼系数对中段变化比较敏感,基尼系 数变化不大,说明小学生均支出中段分布变化不 明显;而泰尔指数对两端变化比较敏感,泰尔指数 明显增大,表明发达省份小学生均支出水平与不 发达省份绝对差异在拉大。 图1 1995 - 2006年全国小学生均支出 省际
15、差异变化趋势 图2显示:与小学不同的是,估算的反映全国 初中生均支出省际差异的基尼系数,由税费改革 前1995年 的01187一 直 上 升 至2004年 的 01244,2005年始才略有下降;而其泰尔指数(除 少数年份外)均呈逐年上升的趋势,且上升幅度较 大,即由1995年的01093上 升至2006年的 01238,共上升了1415个百分点,这表明,2001年 义务教育财政体制的适度集中并没有遏制住初中 生均分布省际差异扩大的趋势。总体上,无论是 用基尼系数还是泰尔指数衡量的全国初中生均支 出省际分布差异,改革后都明显高于改革前。 51 图2 1995 - 2006年全国初中生均支出 省
16、际差异变化趋势 从全国小学和初中生均支出省际差异的比较 角度来看,农村税费改革前反映全国小学生均支 出省际差异的基尼系数明显大于初中,这与王蓉 和潘天舒等学者研究结论基本一致。改革后则出 现了相反的情况,即反映全国初中生均支出省际 差异的基尼系数要明显大于小学。不过,估算反 映全国小学和初中生均支出差异的泰尔指数,在 2004年后才出现小学大于初中的现象。(见图3) 三、 税费改革前后义务教育投入 地区差异的分项分解 为了对农村税费改革前后全国小学和初中生 图3 1995 - 2006年全国小学与初中 生均支出省际差异变化趋势 均支出省际差异有更多的了解,课题组分别估算 了全国小学和初中生均支出各分项支出集中率, 用来反映该项支出分布的不平等程度。如果集中 率大于总支出的基尼系数(相对集中指数大于 1) ,那么,可以认为该项支出的分布对总支出分布 不均等具有扩大效应;反之,则具有缩小效应。根 据上面给出的分解公式 (2) , 全国小
