財政分權對我國教育資源非均衡配置影響及原因分析

郭矜(遼寧社會科學院，沈陽110031)

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財政分權對我國教育資源非均衡配置影響及原因分析

郭矜
(遼寧社會科學院，沈陽110031)

內容提要：我國教育資源供給數量及質量之間的配置差距很大,表現在初等與高等教育之間以及區域之間教育資源配置差異明顯，嚴重影響社會公平目標的實現。本文以1994年的財政體制改革為背景，對財政分權如何影響教育資源配置進行了分析，結果表明，財政分權程度越大，層級教育差距越小，但是教育區域不平等程度越大、并且這一作用具有一定的持續效應；短期內經濟發展水平越高，教育區域不平等程度越小，但是從長期看，隨著各地區經濟發展水平的區域間差異不斷擴大，教育不平等問題會更為突出，對不同層級教育資源的不平等也有近似結論。

關鍵詞：財政分權教育資源非均衡配置泰爾指數脈沖分析

一、引言

自我國經濟進入高速發展階段以后，顯著特征體現在伴隨著GDP的高速增長，地區間公共服務失衡程度也在加強。最近幾年，與民生相關的領域逐漸引起重視，尤其是教育均等化問題。由于市場失靈、多級政府體制的存在，實際上解決地方公共服務供給的是地方政府，這意味著公共服務供給涉及中央與地方權限的劃分。財政分權是我國當前以教育資源為代表的政府公共服務供給不均衡的體制性束縛。目前針對財政分權與教育資源配置的研究文獻，涉及較多的是財政分權與教育資源供給數量的關系。關于財政分權與教育供給效率和教育資源不平等的研究也逐漸增多，如鄭磊（2010）提出以初中生升學率作為衡量教育服務效率的指標，并發現我國中西部經濟較落后地區的教育供給效率低下與財政分權有密不可分的聯系。Zhang，Kanbur （2005）認為我國80年代后的財政分權改革是導致城鄉之間公共服務差異化擴大的根本原因。持相同觀點的還有盧洪友（2006），其研究表明城市與農村初等教育差距擴大化的根本原因是當下的財政分權體制，但是文中的基本假定——仁慈型政府，已經與第二代分權理論的假設不相吻合。基于現有文獻的研究基礎，本文重點研究財政分權對區域及層級教育資源配置的影響。選取泰爾指數對不平等程度加以考量，克服了單一使用基尼系數衡量不平等問題的缺陷。運用VAR模型，選取可獲得數據，得出財政分權、經濟發展發展水平以及教育投入對區域和層級教育資源配置的脈沖響應圖，從而探討財政分權對我國教育資源非均衡配置的動態影響。

二、財政分權與資源分配非均衡的度量

（一）財政分權的度量

在我國政治、經濟研究中，關于財政分權的衡量方式是十分重要的。根據研究目的的不同，財政分權的衡量方式也不同。從財政分權的定義可知，財政分權指賦予地方政府一定的財政收入和支出權限使其能獨立地制定預算的規模和結構。所以財政分權的衡量是一個比例指標。國際貨幣基金組織（IMF）在《政府財政統計》中以地方財政總收入或支出除以全國財政總收入或支出，但是這種簡單的方式無法體現以下幾個方面的內容：一是財政分權的主導者和追隨者；二是某項財政支出的負責人；三是各級政府轉移的運動機制；四是地方政府在借貸上的自由裁量權限的確定；五是財政分權制度的制定者。因此，該比例指標雖在國內外被廣泛使用，但由于所含信息的不完善，不能全面反映財政分權水平并用于實證研究。在我國，基于IMF所給指標的各種變形指標常見于代表性學術刊物中，大多數學者選取的計算方法總結起來，分子因素包括：各省預算內收入（或支出）、各省預算外收入（或支出）、各省預算內收入（或支出）和預算外收入（或支出）、人均各省預算內收入（或支出）、人均各省預算外收入（或支出）、人均各省預算內收入和預算外收入。分母則出現過：全國預算內收入（或支出）、全國預算外收入（或支出）、全國預算內收入（或支出）和預算外收入（或支出）、人均全國預算內收入（或支出）、人均全國預算外收入（或支出）、人均全國預算內收入和預算外收入。但以上分析方法存在以下幾方面問題：一是雖然分子的數據不同，但由于分母同為同一時期的全國數據，進而各省比例指標間的相關系數接近于1；二是我國各級政府的收支制度安排有別于國外，采用IMF提供的方式不適合我國國情和經濟體制的歷史沿革；三是指標中收入和支出的決策主體不是同一個，并受地方經濟發展水平的影響而存在較大差異。世界銀行（2002）指出，雖然中國是單一制的政府體系，但是財政體系的制度安排卻具有強烈的聯邦制特征。原則上各級政府有權決定與下級各級政府之間的財政關系，但實際上實行的是“下管一級”的管理體制。[1]在我國，財政體制的改革一直是交叉推進的，各級政府采取不同的財權和事權的劃分方式，導致同級行政區間財政分權程度不同，這就決定了我國財政分權指標衡量的復雜性：僅用單一指標很難全面衡量，即使多個指標綜合運用也不一定達到很好的效果。在觀察2014年及之前我國統計年鑒中省級增值稅、營業稅、企業所得稅、個人所得稅收入分級的劃分情況，可以發現這四種共享稅的分配比例省際之間各不相同。因此，在測算全國財政分權水平指標時，務必要體現各省省內財政收支的劃分方式及其經濟總量在全國的比重。

因此，本文財政分權指標選取時，主要從地區級別出發（本文主要指省級），建立該指標為

公式（1）中，分子是省級收支中由中央政府所能控制的部分，體現了中央政府在分權制中的主導性地位。其中，轉移支付收入包括稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付，稅收返還類似于分享稅部分的收入，可視為自有收入。而上解轉移支付支出為在分稅制下地方向中央的支付，是各地方政府根據經濟發展水平的需要與上級政府協調后上繳的部分，有一定的可控性，故應和前者一起剔除。

分母為財政支出之和，體現了地方政府自主性能力，與分稅制后地方政府收入不能滿足地方支出而須依靠中央轉移支付的現狀相適應，為排除中央政府的影響，故僅以地方政府支出為分母，不考慮地方政府的收入。

（二）教育資源配置不平等的度量

在我國由計劃經濟向社會主義市場經濟轉軌的過程中，各領域不平等現象開始顯現并不斷加深。從統計學理論出發，有許多可用的度量不平等的方法。基尼系數克服了只關注于均值差異的問題和平方缺乏普遍性的缺陷，滿足了庇古-多爾頓轉移原則，具有簡便直觀的特點。但是其最大的不足在于不具有可分解性，即總基尼系數和組內、組間基尼系數的關系不確定，這也對是它描述不平等問題產生較多質疑的原因。泰爾指數度量不平等問題的最大優點是它可以通過衡量組內不平等和組間不平等對總不平等的貢獻，即具有可分解性，同時滿足洛倫茲準則一致性的原則。[2]缺點是泰爾指數缺乏直觀性。本文對教育資源不平等問題進行分析時將選取泰爾指數，以期獲得更穩定、準確的實證結果。[3]

用泰爾指數來衡量不平等問題，公式為各分組（或領域、地區）某指標份額與該分組（或領域、地區）包含單位（或單元、個體等）數之比的對數的加權和：

Eg/E是分組g所獲資源占資源總量的比重，Pg/ P表示分組g所含單位占總單位數的比重。泰爾指數可按照分組進行分解，根據一定分類方法對某組內單元分成若干互相不交叉的組，進一步有T=Tw+ Tb，其中：

式中Sg為組內分組，Ng為Sg中單元數量，ei為個體i的收入，Eg為Sg組總收入。

三、財政分權對區域間教育資源非均衡配置的實證分析

(一)我國教育資源區域不平等的現狀分析

在進行三大類地區的劃分時，既要考慮傳統的三大區劃，同時也要考慮實際GDP水平的差異。經過綜合分析，本文的三大類分區為：東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、浙江、江蘇、廣東、福建、山東、海南11個省市，中部地區包括內蒙古、山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、河南、湖南、湖北9個省份，西部地區包括重慶、四川、廣西、云南、貴州、西藏、陜西、青海、寧夏、甘肅、新疆11個省市。由于自然條件和發展政策等原因，我國區域間經濟發展水平和方式有著很大的差距，經濟發展的特征決定了財政教育支出規模和結構在各區間差異較大。地方政府的教育支出預算在其財政狀況、人口構成等因素的制約下，教育經費支出呈現出強烈的對比態勢，形成了我國區域間教育資源配置不平等的現狀。

圖1 2001年- 2013年東中西部教育經費支出對比（單位：萬元）

從圖1結果看，十余年間三個地區教育經費投入均有明顯的增加，其中東部地區由2001年的2485.7246億元增加到2013年的9607.99億元，增加了近4倍，中部地區則由1222.7606億元增加到5995.4億元，增加了近5倍，西部地區由929.1776億元增加到5291.44億元，增加了5.6倍。可見，從總量上看，中西部內陸地區教育投入增長速度較東部地區更快。而從近2年的人均教育支出的對比情況來看（見圖2），2012-2013年間，東部地區的人均教育支出要明顯高于中部和西部，雖然中部地區教育支出絕對額要高于西部地區，但受人口因素的影響，人均教育支出卻在西部之后。對2000年-2014年的統計年鑒進行對比可知，在我國，東部地區人口數量隨著時間而逐漸降低，而中部地區人口數量增長緩慢、近2年呈下降趨勢，而西部地區人口數量總體上穩步增加（近兩年開始有下降趨勢）。①資料來源：《中國統計年鑒2001-2014》人口部分。

圖2 2012年- 2013年間我國東、中、西部地區人均教育支出對比（單位：元）

利用泰爾指數計算得出，全國教育區域不平等指標（見圖3）。由2001年的0.04左右，下降到2013年的0.01左右，從直觀上看，教育區域不平等的情況有所緩解。而楊俊、李雪松（2007）在研究教育不平等指數時，運用基尼系數來描述教育區域不平等，得出基尼系數指標在1996年至2004年間呈現了下降的趨勢，說明教育區域不平等程度在這段時間趨于下降，這與本文所計算的指標有著相似的結論。[4]

圖3 2001年- 2013年全國教育區域不平等泰爾指數

(二)指標選取

1.被解釋變量——教育資源區域非均衡泰爾指數（Y2）

本文計算的區域不均衡是東中西三個區域的不均衡，而不是三個區域域內省份間不均衡的比較。泰爾指數中，三個地區同屬一級組，一級組有東中西部三個分組，一級組計算出的泰爾指數為一個衡量三者不均衡程度的數值。這三個區域自身又是一個二級組，二級組的作用是收集各組內省份數據為一級組內三個成員提供數據。因此采用泰爾指數方法衡量教育資源的區域配置不平等時，需要收集兩類指標的數據，第一類是東、中、西部使用教育資源的數量，主要是指三大區域教育經費支出的總額。第二類是各區域所含單位數，本文以各組內人口數來表示這一指數。進而推出相關指標的比例系數及自然對數。根據前文所述計算方法，可以獲得區域非均衡泰爾指數，我們定義為Y2，數據來源于《中國統計年鑒2002-2014》中的教育與科技部分和《中國人口統計年鑒2000-2013》。

2.解釋變量——財政分權（X1）

本文研究的核心內容是財政分權對教育資源配置不平等的影響，因此，以財政分權為最重要的解釋變量。李倩（2005）、吳延君（2009）、林蔭（2010）等均指出，作為公共物品的教育資源具有“雙非”性質，公共物品供給理論是財政分權影響教育資源配置的機理。劉芳（2009）認為財政分權是中央對地方政府的一種激勵，中央通過對財政分權程度的調節，可以激勵地方政府改變財政支出的結構。[5]羅偉卿（2011）在研究我國公共教育供給數量與區域差異時，指出了財政分權的決定性作用。他在論文中引用黃佩華、迪帕克（2003）的結論，指出分權化的財政體制是教育財政體制現狀的主因，也是教育資源配置不平等的根源。我國的財政分權正式的分界點是1994年的分稅制體制改革。財政分權本身著眼于放權讓利，同時減輕中央的財政負擔，而現實的改革結果是中央政府過度集中財權，地方政府則出現財權和事權不匹配的結果。①趙文哲，周業安．中國財政分權與創新[DB/OL]．http://ier.ruc.edu.cn/ gzlw/。中國式的財政分權激發了地方政府發展推進地區經濟的積極性的同時也加劇了地區間的資源競爭，財政支出分權產生教育財政分權，教育正外部性和溢出效應使得地方政府教育供給不能適應教育需求，產生地方教育供給的不平等。綜上，在決定教育資源配置不平等的眾多因素中，財政分權的統治性地位是不容質疑的。我們將其定義為X1。指標數據以財政部預算司2002年至2014年財政決算報告，以及財政部2002年至2014年關于上一年度預算執行情況與本年度預算草案的報告中相關數據為基礎計算而來。

3.控制變量——經濟發展水平（X2）與教育投入力度（X3）

經濟發展水平對教育不平等的影響是毋庸置疑的，國內外學者在研究我國教育不平等的影響因素問題時很多都將該變量作為必選指標，從近些年的學術成果看，這一情況并未改變：鄭磊（2008）認為人均GDP對教育支出結構具有顯著的負效應；張靜（2009）認為我國經濟發展現狀決定了在教育領域的配置無法做到最優化；羅偉卿（2011）指出經濟發展水平與教育供給在地級數據層面關系不顯著，而在省級層面顯著正相關。通過對以上列舉或未列舉的文獻中可以發現，經濟發展水平與教育資源投入之間關系不明確。出于實證可行性考慮，本文選取人均GDP作為該指標的衡量方式，定義為X2。數據來源于《中國統計年鑒2002-2014》。

此外，為了確保分析的完整性，引入教育投入力度指標。教育投入力度主要由國家教育政策決定，它應該獨立于經濟發展水平的限制。無論國家乃至地區某一時期經濟發展水平如何，教育經費的投入都可以不受GDP增減的制約。因此，本文將教育投入力度作為獨立指標區別于經濟發展水平，體現了主管部門對指標控制力上的區別。用X3表示，數據來源于《中國教育經費統計年鑒2002-2014》，其數據具體確定為國家財政性教育經費支出的增加值，用于實證分析檢驗。

(三)實證分析

1.平穩性檢驗

VAR模型要求序列是平穩的，因此應先檢驗序列的平穩性。而隨機誤差項要滿足三個條件：零均值、無自相關性、方差為常數，這三個條件被稱為白噪聲條件。首先要對所提取趨勢后的序列做單位根檢驗，檢驗序列是否平穩，根據下面時序圖觀察在t=0的時刻是否有取值和是否有明顯趨勢，時序分析圖如下表所示：

表1變量截距項和趨勢項表

而后，進行平穩性檢驗，平穩性檢驗可以對每一個序列分別進行檢驗。這里選擇帶有截距項與趨勢項進行平穩性檢驗，檢驗結果如下表：

表2變量單位根檢驗結果

由表可知，在5%置信度水平下被解釋變量和解釋變量都是一階單整的。

2.協整性檢驗

如果某一個時間序列具有同樣的單整階數，而且協整向量使組合時間序列的單整階數有所下降，那么這組時間序列存在著明顯的協整關系。長遠來看，這些變量指標很可能具有均衡聯系。本文所涉及的多變量協整檢驗應該采用Johansen法進行協整性檢驗，建立向量自回歸模型，這里選擇滯后階數等于1，序列Yt有線性趨勢而且協整方程有截距。協整檢驗結果如下表：

表3多變量不受限制的協整秩檢驗結果

表4多變量協整方程

從上面協整檢驗和協整方程表可以看出，Johansen協整檢驗結果在5%的置信度水平下，存在協整關系，其中可能性最大的是包括所有變量在內的解。

接下來檢驗VAR模型中協整關系是否正確，用AR根的數值進行檢驗,見表5。

表5 VAR平穩性檢驗結果

從結果看，特征根的倒數均不大于1，模型是穩定的，協整關系成立。

3.廣義脈沖分析

本文對財政分權X1、宏觀經濟水平X2和教育投入水平X3一個沖擊對教育資源區域不平等Y2的當前值和未來之所帶來的影響。同樣，為了不受VAR模型中變量順序對正交矩陣擾動，本文采用廣義脈沖的方法，得到的脈沖響應的結果,見圖4-圖6。

圖4財政分權沖擊對教育區域不平等的影響

圖5經濟發展水平沖擊對教育區域不平等的影響

圖6教育投入沖擊對教育區域不平等的影響

(四)實證結論及原因分析

1.財政分權與教育資源區域不平等變化關系

由圖4可知，當在本期給財政分權一個正向沖擊后，教育不平等出現向上波動并在第二期達到峰值，在之后的時間內這一影響逐漸減小，在第十期時基本消失。這表明，財政分權的一個正向沖擊傳遞給教育區域不平等的是一個正的沖擊，并且這一影響在下一年達到最大，即財政分權程度越大，教育區域不平等程度越大，并且這一作用具有一定的持續效應。王永欽(2007)指出，在政治集權條件下的經濟分權會加快市場化和私有化的步伐，雖然對經濟起到了推進作用，但也在無形中分割了現有市場體系，區域差異不可避免。隨著財政分權程度的提高，中央政府的財權較地方政府而降低。地方政府基于自身經濟實際和發展規劃考慮，會制定不同的教育投入預算方案，由于東中西部產業結構和發展模式的差異，地方政府對教育的投入力度存在差異是理所當然的，我國教育管理體制的局限也會造成這種結果。以高等教育為例，高等教育實行的是中央與地方分級管理、省級統籌的方式。由于地區間要素稟賦的差異，同處一個地區的部級院校與省級院校財政投入差別就會很大，部級院校由中央財政撥款支持，而省級院校由地方政府支持，當財政分權程度加大，地方將更有財權，受經濟發展水平的制約，各地對高等教育的投入會有很大不同。本質上說，這是由中央與地方政府教育經費負擔責任不協調的制度原因所導致的，這也是教育投入結構不合理的體現。

2.經濟發展水平與教育資源區域不平等變化關系

由圖5可知，當在本期給經濟發展一個正向沖擊后，教育不平等在第二期出現向下波動之后逐漸上揚，在第五期又由負轉正。這表明，經濟發展的一個正向沖擊傳遞給教育區域不平等的是一個負的沖擊，并且這一影響在第三年達到最大，即短期內經濟發展水平越高，教育區域不平等程度越小，但是從長期看，隨著各地區經濟發展水平的區域間差異的不斷擴大，教育不平等問題會更為突出。楊俊、黃瀟（2008）指出，當期收入差距縮短后家庭為進一步縮小這一差距勢必會增加教育投入，由此帶來教育不平等的下降。[6]但是，由于教育收益率的差異和家庭背景的差距，經濟發展產生的全社會對教育投入普遍的提高不但沒有縮小教育區域不平等，反而加劇了這一狀況。[7]

3.教育經費水平與教育資源區域不平等變化關系

由圖6可知，當在本期給教育經費一個正向沖擊后，教育不平等出現向下波動在第二期達到峰值，這一影響在第四期開始逐漸減弱。這表明，教育經費的一個正向沖擊傳遞給教育區域不平等的是一個負的沖擊，并且這一影響在第三年達到最大，即教育經費投入越高，區域教育資源不平等程度越小，并且這一作用具有一定的持續效應。由于教育資源一直是稀缺資源，我國教育投入占GDP的比重與其它國家相比都處于劣勢。因此，研究階段增加的教育投入其邊際效益是遞增的，每增加一單位教育投入都會使得教育區域不平等指數下降。現實中需要考慮的是政府如何將轉移支付資金在促進區域教育資源均等化方面的作用發揮到最好。

四、財政分權對層級教育資源非均衡配置的實證分析

我國教育財政支出不僅在區域間存在著不平衡，在不同層級教育①按教育層級劃分，可以分為初等教育、中等教育與高等教育，為了與前文的統計口徑保持一致，在此僅分析財政分權對初、高等兩個層級教育不平等的影響。之間的配比也存在一定的問題。這里將被解釋變量替換為初、高等教育不平等泰爾指數（Y1）。同樣，這里的初等和高等教育都是一級組里的兩個成員，泰爾指數計算的是二者不均衡程度指數。解釋變量與控制變量與前文相同。在計算教育資源的初、高等分配的泰爾指數時，也需要搜集兩類數據,第一類是教育機構獲得資源的數量，包括初等、高等教育所獲得的財政性教育經費額和政府財政性教育經費支出總額，第二類是教育機構單位數，包括初等、高等教育教育機構數以及二者總和。依據前文所運用的計算方法，可以獲得不平等的泰爾指數，我們定義為Y1。所用原始數據均來源于《中國統計年鑒2002-2014》中教育與科技部分和《中國教育經費統計年鑒2002-2014》。

（一）實證分析

1.平穩性檢驗

與前文的分析方法一致，VAR模型要求序列是平穩的，首先檢驗序列是否平穩，根據下面時序圖觀察在t=0的時刻是否有取值和是否有明顯趨勢，時序分析圖如表6所示。

而后，進行平穩性檢驗選擇帶有截距項與趨勢項進行平穩性檢驗，檢驗結果見表7。

由表7可知，在5%置信度水平下被解釋變量和解釋變量都是一階單整的。

2.協整性檢驗

本部分涉及的多變量協整檢驗仍采用Johansen法進行，建立向量自回歸模型，這里選擇滯后階數等于1，序列Yt有線性趨勢而且協整方程有截距。協整檢驗結果如表8。

從上面協整檢驗結果與多變量協整協整方程可以得到，在5%的置信度水平上，Johansen協整檢驗存在協整關系，其中包含所有變量在內的解可能性最大。

接著檢驗VAR模型的協整關系是否正確，采用AR根數值進行檢驗，見表10。

表6變量截距項和趨勢項表

表7變量單位根檢驗結果

表8多變量不受限制的協整秩檢驗結果

表9多變量協整方程

表10 VAR平穩性檢驗結果

圖7財政分權沖擊對初、高等教育不平等的影響

圖8經濟發展水平沖擊對初、高等教育不平等的影響

從結果看，特征根的倒數均不大于1，模型是穩定的，協整關系成立。

3.廣義脈沖分析與前面分析一致，本部分也采用不會受到VAR模型中變量順序影響的廣義脈沖法，得到的脈沖響應的結果見圖7-圖9。

（二）結論及原因分析1.財政分權沖擊對初、高等教育不平等的影響由圖7可知，當在本期給財政分權一個正向沖擊后，層級教育不平等出現向下波動并在第二期達到峰值，之后在第五期開始達到穩定。這表明，財政分權的一個正向沖擊傳遞給層級教育不平等的是一個負的沖擊，這一影響在下一年達到最大，即財政分權程度越大，初、高等教育不平等程度越小，并且這一作用具有一定的持續效應。1994年實施分稅制改革，其后二十年時間初高等教育不公平情況日益凸顯，1999年我國初等教育生均經費投入414.78元，高等教育生均經費投入7201.24元，而到了2013年我國初等教育生均經費投入7022.84元，高等教育生均經費投入16194.04元，可見差距比例逐漸縮小。①數據來源于《中國統計年鑒2000》、《中國教育經費統計年鑒2014》。王善邁(2005)提出了可能的原因,我國的財政分權改革實施以后,基礎教育經費的籌集是由縣及縣以下基層地方財政負責,而高等教育經費籌集是由中央和省級政府財政負責，這樣就使層級教育配置更加靈活。

2.經濟發展水平沖擊對初、高等教育不平等的影響

由圖8可知，當在本期給經濟發展一個正向沖擊后，層級教育不平等在第二期出現短暫向下波動之后逐漸上揚，在第四期開始達到穩定。從第四期后，基本是水平的，可看做對自變量的沖擊變化無回應。這表明，經濟發展的一個正向沖擊傳遞給層級教育不平等的是一個正的沖擊，并且這一影響在第三年達到最大，即經濟發展水平越高，初、高等教育不平等程度越大，并且這一作用具有一定的持續效應。高等教育支持政策層出不窮，產生了高等教育產業化的現狀，“211”、“985”等計劃陸續出臺，高等教育成為經濟發展的最大受益者。

3.教育投入沖擊對初、高等教育不平等的影響

由圖9可知，當在本期給教育經費一個正向沖擊后，層級教育不平等出現向下波動在第三期達到峰值，在第四期開始逐漸穩定。這表明，教育經費的一個正向沖擊傳遞給它的是一個負的沖擊，并且這一影響在第四年達到最大，即教育經費投入越多，初、高等教育不平等程度越小，并且這一作用具有一定的持續效應。這與實際情況相符：我國在90年代末的初等教育生均經費與高等教育生均經費的比例大約為1:17.4②資料來源：根據1999年《全國教育經費執行情況統計公告》計算得出。，而這一比例在2011年已經達到了1:2.36③資料來源：根據2012年《中國統計年鑒》計算得出。，比例趨于合理，這與我國教育經費投入的增加是有很大關系的。

五、小結

從前文的分析可知，我國教育資源供給數量及質量之間的配置差距很大，影響社會公平目標的實現。而改革后的財政分權加大了區域

間教育資源配置的不平等程度，原因在于我國的財政分權向地方政府提供了經濟發展的激勵，以GDP增長為考核目標的政治晉升激勵使地方政府官員行為發生扭曲，從而導致了我國教育投入不足和地區間差異不斷擴大的趨勢。未來總體的改革方向是應該圍繞中央政府為主體逐步實現教育合理均衡配置,促進社會公平目標的實現。也有學者認為，適度的集權并適當引入中央政府的有效干預，有助于緩解我國教育資源的配置不均衡問題（丁維莉，2005)。

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【責任編輯郭艷嬌】

中圖分類號：F812.2

文獻標識碼：A

文章編號：1672- 9544（2016）02- 0084- 08

〔作者簡介〕郭矜，財政金融研究所助理研究員，經濟學博士，研究方向為財政理論與政策。

〔收稿日期〕2015-10-01