1994年分税制改革中央政府财政能力

1、分税制改革与省内教育公平林挺进复旦大学国际关系与公共事务学院 , 上海 200433摘 要：经验数据表明分税制改革在整体上显著地提高了省内基础教育的均 衡度，有效地促进了教育公平。这说明，在一定的条件下中央政府可以通过改变中 央-地方财政关系来缩小地区教育发展不均衡。 不过在具体层面上，虽然分税制显著 地改变了每个省对中央财政的依赖度，但这种改变并不能直接地促进一个省的教育 均衡，在财政依赖度与省内教育均衡度之间存在U型曲线的影响模式。在相对贫困的省份高财政依赖度会负面影响教育均衡，而在富裕省份的情况则正好相反，其主 要原因在于 2006年前的重点学校制度和教育绩效评估制度。 由此，在改革政府

2、间财 政关系的同时，改革相关教育制度才是彻底改变教育不均衡的根本出路。关 键 词：教育公平；分税制；财政依赖度；教育均衡度尽管学界对于教育的机会公平是否最终促进了社会公平仍存在着一定的争议， 但有一事实却是无可辩驳的，即当代各国都将基础教育作为不可或缺的公共产品来 供给。1994年分税制改革以来，尽管有大量关于分税制与政府间财政关系的研究文 献出版、其中也包括不少分税制影响基础教育投资的个案研究，然而系统性地考察 1994年以来分税制对地区教育投资不均衡影响的定量研究还是相当缺乏。因此，通 过科学地测量教育均衡程度、运用高级数据分析方法，分析分税制改革是否、如何 以及在多大程度上影响了中国基础

3、教育的均衡发展， 不仅具有非常重要的理论意义， 而且也能为有关政策实践提供重要的参考信息。一、导论：从分税制说起中央-地方关系的核心是权力划分，其基本模式有集权和分权两种。不少学者认 为财权又是核心中的核心。虽然，不少人认为“中央集权”是我国中央-地方关系的 总特色，但是其中某些复杂的变化不容忽视。改革初期，中央一方面迫切需要实现财政增收，另一方面意识到经济的发展和政策的落实需要地方政府的积极配合和支持。1980 年-1983年中央的“分灶吃饭” 的财政分权实践就是在这样的大背景下展开的。在此后的10多年里，财政分权一直是经济改革的重要组成部分。分权使得地方政府、尤其是省级政府，对财政资源享

4、有很大的支配权。这种制度安排虽然为地方政府促进经济改革、发展区域经济提供 了重要的财政激励和保障，但同时也在很大程度上削弱了中央政府的税基、进而导 致了中央财政收入占全国财政总收入的比重持续下降(见图1)。正是在这种状况下，中央政府开始分税制改革并试图通过改革来扭转这一局面。1994年的税制改革，首先划分了中央和地方政府的事权范围：中央政府主要负责全国的国防、 外交、武警、重点建设项目、中央政府的运作经费、中央所借外债的还本付息等，地方则负责地 方政府机关的运作费用和本地区经济发展所需支出等。与此同时，根据事权范围将 现行税种划分为中央税、地方税和中央地方共享税，即把关系到国家利益、实施中 央

5、宏观调控所必须的税种划为中央税、把同经济发展直接相关的税种划为中央地方 共享税、把适合地方征管的划为地方税。此外还确定了中央对地方税收返还的数额， 并分设国税局和地税局，前者国负责征收中央税和共享税，后者负责征收地方税。 中央政府希望通过改革来集中必要的财力，根据分税制国家的通行做法，中央政府 一般要占全国财政收入60%以上,中央支出占403左右，然后通过转移支付的办法把 20%左右的收入拨给地方政府，以缩小地区间的贫富。分税制改革的核心或者说“指 导思想”是要提高“两个比重”，即提高财政收入占GDP勺比重和中央财政收入占全 国财政收入的比重。与此同时，中央承诺在中央政府的财政比重到达令人满意

6、的程 度之后，至少会将其中的三分之一用于帮助贫困省份、缩小地区差距。中央支出中央收入3#资料来源：中国财政统计年鉴，1994-2005.图1中央财政收支占全国财政收支的比重(1978-2004)#图 1显示，分税制对于改善中央财政确实起到了立竿见影的作用， 1994 年之后 中央财政预算收入占全国的比重迅速上升到 50%以上，与此同时，中央的预算支出 还是保持在 80 年代中后期以来的近 30%的水平。这其中近 20 个百分点左右的收支 差异是通过向地方政府转移支付的方式实现的，而且这份额也接近、甚至超过中央 政府所承诺的三分之一。从这个意义上讲，分税制改革是卓有成效的。但是，占中央财政近三分

7、之一的转移支出是否指向了预期的目标，依然需要大 量的经验证据。从逻辑上看，如果这些支出的指向与中央政府在分税制前的承诺一 致、即被用于缩小地区差距的话，那么贫困地区将会比富裕地区更有可能从分税制 的实施与推进中收益；进而言之，如果中央的转移支付是有效，那么就有充分的理 由假设各种形式的地区差异（包括教育投资的不均衡）在 1994 年之后将会明显缩小 或者至少逐步缩小。虽然客观上说，“两个比重”的提高或者一定数额的转移支付，都可以成为衡量 分税制改革成败的标准，但是我们有理由认为中央政府增强自身财力的最终目的是 为了公正、有效地供给包括基础教育在内的公共产品。就其本质而言，改革成功与 否的最终标

8、准并不在于“两个比重”是否提高，而在于比重提高了之后的中央财政 是否有效地促进了社会公正。二、作为因变量的教育投资省内不均衡为什么选择教育投资的省内不均衡作为被解释的变量呢？主要基于以下三个方 面的考虑：首先，大量现有的研究表明，我国基础教育的省内不均衡的程度远远超 过省际不均衡，不少的实证研究认为，前者实际上已经占到了基础教育总体不均衡 的 70%甚至 90%以上（表 1）。 1换而言之，如果省内教育投资不均衡现象得到有效 遏制的话，我国的教育不公平现象可能就不会成为一个重要的政策问题。 即使如此， 但是将省作为测量教育均衡的基本单位、特别是作为被解释的变量的实证研究并不 多见。其次，分税制

9、虽然在总体上提高了中央预算财政收入占全国财政收入的比重 （也即地方各省对于中央财政的依赖程度提高） ，并且在 1994 年后的相当一段时期 内保持了这种趋势，但是这并不意味中央与每一个省的财政关系都有共同的趋势和 特点。实际上，在 1994 年之后，不同省份对于中央财政依赖程度有着明显的差异； 即使同一个省，在 1994-2001 年对于中央财政的依赖度也有显著的变化，而且变化 趋势也并不和全国的总体趋势一致 （表 2）。因此，分省考察分税制对于中央 -地方财 政关系的变化、进而如何影响省内教育投资的均衡程度，可以加深我们对中央 -地方 财政关系与教育均衡之关系的理解，也可以促进我们对于分税制

10、改革自身的全面理 解。最后，从定量分析技术来看，将教育投资的省内均衡作为被解释的变量，实际 上就是将省级行政区作为研究的分析单位，可以成倍地扩大分析的样本量，有利于 引入更加有效的高级分析工具，如多元回归分析。表1地区教育不均衡小学初中省际不均衡 省内不均衡29.71%70.29%18.51%81.49%资料来源：潘天寿（2000, p. 41）以上的讨论可以得到两个基本假设：（1）随着中央预算财政收入占全国财政收 入比重的不断提高，教育投资的均衡程度整体上也会不断提高；（2） 个省省内的教育投资均衡的程度与该省财政对于中央的依赖程度呈线性相关，也就是对于中央 转移支付依赖程度越高的省份越有可

11、能会有更加均衡的教育投资。但是，逻辑上看 第二个假设的成立至少还需要一个基本条件：教育均衡要作为中央政府考核地方政 府绩效的一项指标，否则在制度上很难确保地方政府（包括省级政府）有积极性去 缩小教育不均衡。在现实中，虽然可以看到很多的教育指标如入学率、普九率等被 列入政府考核指标，但是教育投资均衡却始终没有作为一项考核指标纳入政府的绩 效评估中去。相反地，从80年代起的重点学校制度（特别是义务教育中的重点学校 制度）却很有效地激励了教育投资的不均衡。虽然在义务教育层次上，重点学校制 度已经被新的义务教育法（2006年）所废止，但是这种制度在地方教育发展中的潜在 作用却依然存在。同时考虑到地方政

12、府官员的实际任期一般不会超过5年，他们有大的激励会将有限的教育资源集中在若干重点学校中，因为这样很容易达成显而易 见的绩效（比如媒体经常批评的“政绩工程”），更不用说在此过程中还可能附着了 各种各样的个人利益。因此，在取消重点学校制度之前，如果中央用于教育领域的 转移支付需要依据各种可见的绩效（如重点学校建设）来分配的话，那么即使是对 中央财政依赖程度最高的省份也没有足够的激励去缩小其省内教育均衡。相反地， 这些对中央财政依赖程度越高的省份越有可能将有限的资源集中在某些重点学校建 设或者形象工程当中，从而有可能在与其他省份的对比中脱颖而出，进而争取中央 政府更多的转移支付。而对于那些对于中央财

13、政依赖很低的省份而言，将有限的教 育资源集中在重点学校的现象也会存在，但理论却有不同的解释逻辑。对于这些地 区而言，财政依赖度可以从相反的角度将其理解为财政自给度，自给度越高的地区，其地方政府就越有自由度，越有可能受到重点学校制度、形象政绩的双重激励，尽 管这些地区并不需要因此获得更多的中央转移支付，但是越高的财政自由度促使这 些地区越有可能出现教育不均衡现象。同时，那些财政依赖度处于中间的省份，尽 管主观上也会与上述地区有相同的偏好，但是他们一方面没有充足的自给财政可以 这么做，另一方面也没有像贫困地区那么强的激励去争取中央的转移支付，从而在 客观上往往有较为均衡的教育投资。因此，在教育均衡

14、与地方对中央财政依赖度之 间，很可能存在一种U型的曲线关系，而不是单调线性关系。三、研究设计在上述假设中，有两个基本概念需要在操作层面上做出界定，第一个是 省内教 育投资均衡度，在统计上，均衡度主要是分析数据间的分散程度，反映的是各变量 值远离其中心值的程度。在教育科学中，测度数值型数据离散程度的方法主要采用 的指标有差异系数、塞尔系数和基尼系数等。 2本文主要用差异系数来测量省内各县 级行政单位在教育投资上的离散程度，即省内教育均衡度，在数学上它等于省内各 县级行政单位在某一个财政年度 人均教育经费总支出的差异系数，数值越大表示越 不均衡。在“地方负责、分级管理”的教育财政体制中，县级政府的

15、教育经费主要 集中在基础教育领域（包括九年制义务教育和各类高级中学），因此该数据不仅反 映了县本级财政对于教育投入程度，也反映了包括中央、省在内的县级以上财政对 于基础教育的转移支付。所以，在逻辑上，总支出的差异系数已经包含了县以上财 政转移对于缩小省内教育不均衡的效果。因此，有必要将省内各县在某一个财政年 度中预算内人均教育经费支出的差异系数作为控制变量，以反应在没有县以上转移 支付情况下的省内教育均衡度。第二个概念是各省级行政单位对中央财政的依赖度 （简称财政依赖度），是指中央财政转移支付在某个省财政支出所占的比重。 在数学 上，这个数据与财政自给度相对应（财政自给度 =1-财政依赖度）且

16、成反比关系。所以本研究的分析单位是省 -财政年度，将一个省在一个财政年度作为一个观测 单位。在 1994-2001年的研究范围内，每一个省都会有 8个观测值。所以理论上， 在这个时间围内，我们从全国 31省级行政单位活动一个有 245个样本量的面板数据（Panel Data重庆直辖市在1997年成立）。然而，由于部分省市的教育数据存在明 显缺失，本研究总的有效观测量为 230，这样的观测量在统计上比较适合进行较为 复杂的多元回归分析。确定这样的时间范围主要是基于数据的可利用性的考虑，由于需要用县一级的 教育投入数据以计算省内教育均衡度，但是公开出版的中国教育经费统计年鉴 在 1 994年之前并

17、没有提供相关数据，在 2001年后也因为县级教育数据已经属于国 家保密范围而不再提供。财政数据全部来自中国财政统计年鉴 （ 1 995-2002） 。从表 2可以发现，因变量教育总支出的平均均衡度（ 30.07）要小于预算支出的 平均均衡度（ 31.41），说明包括中央财政在内的县以上行政单位的转移支付在总体 上降低了省内教育投资的不均衡程度。但是，这种降低在统计上是否显著还有待通 过回归分析加以验证；同时，这种总体上更加均衡的趋势并不等同于每一个省在每 一个财政年度都有类似的效应。实际上，教育均衡度最差的出现在总支出的、而不 是预算支出的极值中（最大值：66.20>63.05），而教育

18、均衡度最好的观测值出现在预 算支出中（最小值： 6.59>1.03）。这说明在某些案例当中，转移支付之后的省内教育 经费要比转移支付之前的更加不均衡，转移支付实际上起到了消极的作用。这种现 象在 230个案例中占到 43.5%（即 100个）。表2变量描述N最小值最大值平均值标准差教育均衡度（总支出）2306.5966.2030.06889.25606教育均衡度（预算支出）2301.0363.0531.411510.71009财政依赖度1994-200124511.1294.1644.095916.4145519943011.1281.7346.001814.6359619953015.

19、5593.8443.576515.4972819963015.8293.3841.182515.6552619973118.6892.2741.116515.1945119983118.2591.9741.370115.5421519993120.6891.4844.284616.1379420003115.7191.0246.240017.6739520013112.1794.1648.946120.29057资料来源：中国教育经费统计年鉴1995-2002;中国财政统计年鉴1995-2002.在1994-2001年，各省对于中央财政的平均依赖程度约为44%，但是离散程度非常高，最为贫困的省

20、份将近有九成半的财政需要依靠中央（94%），而最富的省份其财政支出只有近11%来自中央政府。因此，诚如前文所述，我们完全有理由对分 省份来考察分税制对于中央-地方财政关系的影响，而不是简单地将 31个省作为一 个整体。四、实证分析在统计方法上，本研究采用多元回归方法对于上述假设进行检验。教育经费总 支出的均衡度是分析中的因变量，而教育经费预算支出的均衡度则作为控制变量纳 入回归模型。财政依赖度则是主要的自变量，为了分别验证财政依赖度与教育均衡 之间线性和U型两种可能的影响模式，在模型-1中，财政依赖度直接作为主要自变 量纳入模型，而在模型-2中，财政依赖度和财政依赖度的平方同时被作为主要自变

21、量进入回归分析。同时，为了检验分税制在时间序列上是否整体影响了教育均衡， 在回归中还引入了 1994-2000共七个年份的哑变量（Dummy Variable）以考察每个 年份与2001年之间教育均衡是否存在显著差异。如果假设（1）得到验证，这组变 量可以反映出分税制在其实施之后的八年中对于省内教育均衡的影响模式。表-3报告了回归分析的结果。表3分税制与省内教育均衡的实证模型模型-1模型-2BStd. ErrortSig.BStd. ErrortSig.常数5.5871.6723.341.00113.6602.4305.620.000预算支出均衡度.713.03321.335.000.708.

22、03222.067.000财政依赖度.01925.025.780.436-.416.101-4.112.000财政依赖度平方.004818.0014.425.0001994 3.6041.4002.575.0114.6041.3633.378.0011995 2.5081.3681.834.0683.5911.3362.688.0081996 1.8781.3751.365.1742.8911.3412.157.0321997 1.0051.366.736.4632.0351.3331.527.1281998 .9701.352.718.4741.9771.3181.500.1351999 .

23、6301.341.469.6391.6131.3071.234.2192000 .0901.333.067.947.4841.283.377.706F 57.789.00058.362.000R Square.603.727模型-1和模型-2都显示，总支出均衡度（因变量）与控制变量预算支出均衡度 之间呈显著正相关，说明预算支出不均衡是导致总支出不均衡重要因素，因为，如 果转移支付明显扭转了预算支出所导致的不均衡现象，那么目前这种相关关系将不 会出现。当然，数据也显示两个模型中该变量的系数约为0.71，说明预算支出均衡度一个百分点的增减，会导致总支出均衡度0.71个百分点的增减。这说明上级政府的

24、转移支付是有相当成效的，尽管这不能机械地理解为更多的转移支付就会直接地 导致较为均衡的教育。从模型-1中可以发现，财政依赖度与教育均衡度之间的线性关系不能得到验证 （sig.=0.426），也就是说财政依赖度的提高并不能显著的提高或者降低教育均衡度。 因此，尽管分税制改革使得中央预算收入在全国总收入的比重不断提高、而且约有 近三分之一的中央财政是通过转移支付的方式从地方政府中支出的，但是事实并未 非如中央所预期的那样，即贫困地区将会从中直接收益。至少在教育均衡的问题上， 中央财力和转移支付的增加，并没有直接导致教育均衡程度的明显提高。那么，这是不是意味着分税制对教育均衡度没有产生系统性影响呢？

25、不然。模 型-2给出了很好的回答。数据显示，当财政依赖度的平方作为自变量进入模型之后， 财政依赖度与教育均衡度之间的曲线关系得到了很好的验证。财政依赖度对于因变 量的系数为-0.416,而财政依赖度平方的系数为0.00482,而且两者都在p<.001水平 上呈统计显著。因此，本研究有 99.9%信心认为财政依赖度与教育均衡度之间存在 U-型关系。换而言之，并不是分税制没有对教育均衡产生影响，而是其中的影响模 式比较特殊，为U-型曲线。当其他变量保持不变（时间固定为2001年，预算均衡度等于其均值31.4115）,两者之间关系为如下（图2）:省内教育均衡度=35.90-.416*财政依赖度

26、+.004818*财政依赖度平方财政依赖度图2财政依赖度与省内教育均衡度模型显示，当一个省的财政依赖度低于 43.17%的时候，每降低一个百分点的财 政依赖度都会导致更加不均衡的省内教育投资， 而且这种作用是呈边际递增趋势的， 也就是，财政依赖度从42%降低到41%所导致教育不均衡程度将比其从 43%降低到 42%所导致的影响更大，尽管两者都导致了教育的更加不均衡。然后，当一个省的 财政依赖度高于43.17%的时候，递增影响模式没有变化，但是影响方向却是相反的， 即财政依赖度每增加一个百分点都会导致教育的更加不均衡。如果根据这个临界点 把省分成两类：贫困省份和富裕省份，那么对于贫困省份而言，财

27、政更多地来自中 央或者说更多的获取上级转移支付并不能如中央所预期的那样，这些转移支付将会 使其贫困人口收益，至少在教育投资上是这样的（图 2右侧）。相反地，重点学校制 度、政绩工程等因素会激励产生更加不均衡的省内教育。潜在的逻辑可能是，上级 政府未来的转移支出并不是根据教育均衡程度的改善（如难以客观观察并测量的教 育均衡度），而是根据某些易观察到或易测量的绩效的取得（如重点学校建设）。然后，同样的解释逻辑并不适用于富裕省份 （图2左侧）。对于这些财政自给度很高的 省份而言，越多的依赖中央财政将会促使更加均衡的省内教育。这听起来有点自相 矛盾，但却符合实证材料的数量关系。财政自给度的概念可以加深

28、我们对此的理解， 也就是说当富裕省份的财政自给度高到足以让地方政府去满足重点学校制度、狭隘 政绩观等因素所激励的教育不均衡发展时，来自上级政府的转移支付将越有可能被 用到促进教育均衡的事实上去。因而，越多的转移支付在这些省份将会促进教育的 均衡发展。所以，分税制所带来的中央 -地方财政关系的变化对于教育均衡实际上是存在着 系统性影响的，但是其中的影响模式取决于一个省对于中央财政整体上的依赖程度， 或者说一个省的财政自给度。因此本研究拒绝两者之间的线性假设（模型 -1），而接 受U-型假设。最后，以 2001年作为参照对象的 7个年份变量在两个模型中（特别是模型 -2） 呈现出了稳定的影响趋势。

29、虽然，模型 -2的数据表明，在 p<.05 的显著水平上， 1994-1996三年的均衡度与 2001年相比有着显著差异（即比 2001年更加不均衡）， 而 1997-2000四年的均衡度则与 2001年没有显著差异。但是，如果不考量绝对的显 著水平，我们发现，在这一组变量的系数从 1994-2000呈稳定递减趋势的同时，每 个系数的显著水平也有类似的稳定趋势。 因此，有充分的证据说明在 1994年之后的 8年内，省内教育已经变得越来越均衡。虽然缺乏 1994年之前的数据作比较以提供 更加说服力的佐证，但是模型 -2 已经为分税制如何影响教育均衡提供了足够充分的 证据（虽然不是最为直接证

30、据） 。它不仅说明，在分税制改革之后的八年中，省内教 育的均衡度在整体上不断的提高；而且也说明，分税制作为一项政策对于教育均衡 度的政策效果在时间序列上有稳定影响模式：该政策实施越久，对于促进教育均衡 的作用也会越大、越明显。五、结论本研究利用实证的方法，用数量证据回答了 1994年分税制改革是否、如何以及 在多大程度上影响了教育均衡等系列问题。回归模型显示，分税制在整体上促进了 我国省内教育投资的均衡化，也就是说省内教育均衡度在 1994年之后逐渐地变得更 加均衡。在政策层面上，这说明在一定的条件下中央政府可以通过提高中央财政收 入在全国财政收入中比重、增加中央政府向地方政府的转移支付等方式

31、，缩小各种 形式的地区发展不均衡（包括教育不均衡）。其次，具体就某一个省而言，上述的 影响逻辑不能普遍适用。分税制改革显著地改变了每一个省对于中央财政的依赖程 度，但是这种改变并不能直接而显著地促进教育均衡。也就是说，这不像财政学家 所推测的那样，财政能力是国家能力的核心度量、地方对于中央的财政依赖度与教 育均衡之间存在线性关系。事实上，由分税制所带来的地方对于中央财政依赖度之 变化对于教育均衡度的影响方式本质上是受制于地方财政整体水平的。分税制改革 对于富裕程度不同的省份的教育均衡度有着完全不同的影响模式，在贫困省份，较 高的财政依赖度越有可能导致更加不均衡的教育，而在富裕省份，较高的财政依

32、赖 度却很有可能导致教育更加均衡。但是，这种貌似矛盾的逻辑的确符合 2006年之前 的重点学校制度、教育行政部门现有的绩效评估制度所构建的激励结构。因此，在现有的教育行政体制下面，单纯的政府间财政关系转变不足以从根本上解决教育失 衡问题，虽然分税制改革在一定程度上起到了积极的作用。在改变政府间财政关系 的基础上，教育均衡的实现在很大程度上需要依靠合理的绩效考核机制促使地方政 府和官员树立科学的发展观和正确的政绩观。参考文献1潘天寿我国县级义务教投资的地差异及其影响因素分析J,教育与经济，2000,(4), pp. 36-44.latarola, Patrice and Leanna Stief

33、el. Intra-District Equity of Public Education Resources and Performa nee J. Econo mics of Educati on Review, 2003, (22), pp. 69-78Ber ne, Robert and Lea nna Stiefel. The Measureme nt of Equity in School Finan ce: Con ceptual and Methodological Issues M. Baltimore, MD: Joh ns Hopki ns Un iversity Pre

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