义务教育专项融资与教育投入...基于开征地方教育附加的研究_高跃光.pdf

摘要：具有相对固定来源渠道的义务教育经费专项融资机制，对于保障义务教育经费供给具有至关重要的作用，这种专项融资不仅需要考虑资金的筹集，还要重视资金的分配。本文利用我国各省份自 20 世纪90 年代以来的开征地方教育附加的政策变革，根据开征时间的差异以及省与市县的分配比例，引入双重差分模型，以识别拓展义务教育经费来源渠道对地方教育支出的影响。研究发现，具有专款专用性质的地方教育附加的开征，为地方教育支出提供了确定的经费保障，显著地提高了地方的教育支出水平。进一步研究发现，开征地方教育附加也实质性地促进了我国基础教育的发展，在政策覆盖范围内的年龄群组的受教育水平得到明显提升。本文的研究结论表明，为义务教育寻求具有稳定财源的专项融资渠道，并且协调好这种财政资金在政府间的分配，对于义务教育的长期发展具有积极作用，这也证实了义务教育资金下沉到基层财政的必要性。关键词：义务教育专项融资地方教育附加一、引言义务教育是我国教育事业的基础，其普及和发展对于经济、社会和人的全面发展都具有重要意义。我国的义务教育投资模式一直以来都具有“两条腿走路”的特点，即国家投入与社会各方面统筹的有机结合。随着我国义务教育的持续发展，以及义务教育在国家长期人才培养中的地位愈发突出，原有的义务教育投资体制以及融资渠道已不能满足发展的需要，这一现实问题对开拓义务教育多元化融资渠道提出了要求。开拓新的融资渠道作为义务教育经费的重要保障机制，提高义务教育融资水平，增加融资规模是提高我国义务教育整体水平的必然要求。例如，我国 义务教育法 规定，“用于实施义务教育财政拨款的增长比例应当高于财政经常性收入的增长比例”，但是，单一的义务教育经费来源渠道很难满足这种挂钩机制。此外，在全球贸易保护主义和新冠疫情的双重影响之下，地方财政收入增速大幅度放缓，部分地区财政收支矛盾突出，义务教育经费在供给端保障不足。在需求端方面，我国要求教育支出要确保“两个只增不减”（即一般公共预算教育支出逐年只增不减，按在校学生人数平均的一般公共预算教育支出逐年只增不减），确保义务教育教师平均工资收入水平不低于当地公务员平均工资收入水平，且我国义务教育正处于从“有学上”到“上好学”的需求升级阶段，义务教育发展面临的这一新时代背景与要求，使其与推行免费义务教育时期所面临的情况具有显著差别。扩充义务教育经费来源渠道，完善义务教育投资管理体制，就成为保障义务教育经费的有效供给与义务教育需求升级的重要内容。我国针对义务教育建设的财政支出是国家财政的最大支出项目，经费来源渠道主要是财政性教育经费，教育事权采用了中央与地方共担的模式，各级政府分别按照一定比例或按责任归属承担义务教育经费的筹集与分配，投入到教育的财政资金主要由地方自有财政资金和上级拨付的财政转移支付构成。在地方自有财政资金方面，我国并没有一个法定专门用于发展义务教育的税种，在免费义务教育阶段以前，甚至依赖于学生缴*本项研究得到国家自然科学基金“中国财政补贴的规模测度、形成机制与溢出效应研究”（基金号：71973088）、“基础教育机会不平等与财政政策干预：治理逻辑、效应评估与优化设计”（基金号：72103166）、国家社科基金重大招标项目“全面推进生态创新的财税政策体系研究”（基金号：19ZDA076）的资助。冯晨为本文的通讯作者。义务教育专项融资与教育投入：基于开征地方教育附加的研究*高跃光范子英冯晨义务教育专项融资与教育投入：基于开征地方教育附加的研究经济学-72DOI:10.19744/ki.11-1235/f.2023.0026管理世界2023年第2期纳的学杂费，这种现象在农村地区更为普遍（乔宝云等，2005）。这与国外的教育财政模式具有显著差别，如美国州和地方政府承担的部分有相对固定的经费来源，即以财产税为主（Hoxby，1996），且针对财产税丰裕程度的差异又进行了均衡性财政制度改革（Jackson et al.，2016），进而保障了州和地方政府的义务教育投入（OECD，2013）。在此背景下，针对我国现有的义务教育发展程度与相关财政支持模式，为了保障义务教育经费的有效投入规模，开拓稳定的税费融资渠道成为我国政府所面临的亟需解决的现实问题。开拓新的教育税费融资渠道需要满足两个条件，一是需要专门用于发展义务教育，限定其专项化的支出范围。原因在于，在我国现有的分级财政体制下，地方政府普遍存在财政支出偏向问题，即重视生产性建设支出（尹恒、朱虹，2011），而轻人力资本支出（周黎安，2007；傅勇、张晏，2007），因此，一方面义务教育经费的供给存在明显不足（丁冬、郑风田，2015），另一方面其它财政支出也会对义务教育支出存在挤占（乔宝云等，2005），不限定用途的资金很容易被挪作他用。二是需要重视教育经费在政府间的分配，并且尽可能地将资金下沉到基层。原因在于，我国地方政府承担着重要的义务教育事权和支出责任，尤其是县级政府（李世刚、尹恒，2012），而县级财政则相对较弱，以至于很难完成义务教育支出的重任（李成贵，2003；高如峰，2004），同时部分研究也发现我国以地方为主的财政制度很难为义务教育发展提供长期有效支持（张丽华、汪冲，2008）。当然这一问题在其他国家也普遍存在，如美国的义务教育经费主要由州和地方政府承担，且州和地方政府承担的责任还在不断上升，联邦政府承担的部分则相对较少（李文利、曾满超，2002）。综上所述，新的税费融资渠道不仅要保证专项融资的性质，还要注重经费在政府间的分配，以确保专项融资经费能够有效投入义务教育领域。正是在这样的背景之下，自 20 世纪 90 年代以来，我国为了解决义务教育资金供给不足的问题，在部分省份逐步开征地方教育附加。该项改革以省为主导，征收的地方教育附加专门用于发展义务教育，还涉及省与市县的分配激励，即能够将相当部分的资金直接留存到基层财政，在一定程度上缓解了义务教育资金的不足。本文尝试从开征地方教育附加这一视角，研究专项融资对义务教育发展的影响。与以往全国统一开征教育费附加与执行相同的征收标准不同的是，（2011年以前）开征地方教育附加基本属于地方政府行为，是否开征与何时开征、省与地方分配的比例等也均不相同，这为识别地方教育附加对教育支出的影响提供了契机。基于 全国地市县财政统计资料（19942009）公布的县级财政数据，利用改革冲击和资金分配比例构造一个强度双重差分（DID）模型，本文研究发现，开征地方教育附加可以使地方教育支出增加约 5 到 12 个百分点；再利用住户微观普查数据（CGSS和CFPS），根据个体的出生年份构造了政策覆盖的群组，发现开征地方教育附加也实质性促进了教育的发展，为个体的长期受教育水平带来积极影响。本文进行了一系列稳健性检验，并排除了同时期的其他干扰政策，发现这些结论依然成立。本文的边际贡献主要在于以下方面：其一，本文为教育财政的相关研究提供了边际拓展，现有关于我国教育财政的研究，大多集中于国家层面的教育财政支持，例如教育财政转移支付、针对贫困地区的教育工程、针对农村地区的免费午餐等等（齐良书、赵俊超，2012；汪德华等，2019；范子英等，2020），鲜有研究涉及到义务教育经费的融资问题，本文从地方财政角度对这一问题展开研究，丰富了教育财政的研究；其二，本文对基本公共服务供给及均等化也有政策启示，义务教育作为基本公共服务的主要构成部分，本文发现开拓新的税费种类为义务教育提供经费来源，可以有效提高义务教育的供给水平；其三，本文对省以下财政体制改革提供了理论参考，研究发现教育经费的筹集与分配都具有非常重要的影响，资金能否下沉到基层财政是关键，这对现阶段的教育事权和支出责任的改革都有直接的借鉴作用。二、开征地方教育附加的制度背景中华人民共和国成立以后，我国的教育经费投入主要是坚持“两条腿走路”的方针，即国家投入与社会各方面筹资办学相结合。改革开放以后，我国继续延续了“两条腿走路”的教育经费投入体制，这与我国当时的所有制结构和国民收入分配格局是紧密相关的（朱国仁，2004）。为了支持基础教育发展，我国分别在不同时-73期开征了不同形式的教育费附加，如在解决农村地区的教育经费来源问题时，提出征收农村教育费附加，后来又将教育费附加扩展到了城市教育费附加。这种以征收教育费附加作为教育投入体制的重要形式，在一定程度上弥补了我国教育经费投入不足的局面，于是在 1986 年版 教育法 也确认了城乡征收教育事业费附加这一事项，且主要用于实施义务教育。至此，执行全国统一征收标准的教育费附加成为了除国家财政性拨款以外的主要资金来源渠道。明确规定这种以国家财政拨款为主，以征收用以教育的税费等多种渠道共同筹措为辅的投入体制是1993年颁布的 中国教育改革和发展纲要，该纲要规定在多种渠道共同筹措方面，以征收教育附加费为主要渠道。针对教育费附加在地方教育经费投资体制中的重要作用，1995年版的 教育法 进一步确认了教育费附加的法律地位。更为重要的是，该法还明确规定了“省、自治区、直辖市人民政府根据国务院的有关规定，可以决定开征用于教育的地方附加费，专款专用”。也就是说，省级政府在一定程度上拥有了开征用于教育方面的税费征收权。于是，为了进一步解决义务教育资金来源渠道的不足，以省级政府主导的征收用于义务教育方面的地方教育附加逐步在部分省份推开，较早开征地方教育附加的地区如内蒙古自治区在 1995年实施，辽宁省在1999年实施，宁夏回族自治区、福建省均在2002年实施，东中西部地区开征的分布相对较为均衡，具体如图1所示。可以发现，2004年开征地方教育附加的省份较多，且累计开征的省份也超过了32%，2011年以后全面推开即各省按照统一的附加率征收地方教育附加。需要说明的是，这种征收地方教育附加属于地方层面的行为，或者说是以省作为教育经费筹集与分配的主体（该收入完全属于地方收入），由省负责具体的征收管理和使用。全面开征以前，地方教育附加具有专款专用的性质，其主要用途就是用于支持义务教育发展，如改善义务教育阶段中小学办学条件（校舍建设、危房改造、图书仪器购置等）以及（部分省份用以）弥补剥离企业自办中小学经费不足，且不得用于发放教师福利、工资补助等方面。也就是说，地方教育附加被指定用于义务教育领域。在征收方面，各省的征收标准各异。例如，在征收强度上，部分省份按消费税、增值税、营业税的0.5%征收，部分省份按1%征收，部分省份按1.5%征收以及部分省份按2%征收，这也与教育费附加在全国执行统一的征收标准具有显著的差别；在征收广度上，各省份对含有外资成分的三资企业（中外合资经营企业、中外合作经营企业、外商独资经营企业）也执行着不同的征收标准，如部分省份对辖区内的三资企业征收，部分省份对辖区内的三资企业不征收。这种以省为主导的地方教育附加，还具有相当程度的激励机制，主要体现在省与市县的分配比例方面，如部分省份规定各地方税务局（地税局）征收的地方教育附加需要上缴省级国库，部分省份规定直接留存到同级国库，还有部分省份直接规定省与市县的分配比例，即有多少比例直接留存到基层财政。需要重点说明的是，省与市县分配层面的“市”，在这里基本上与县处于同一分配地位。例如，浙江 关于开征地方教育附加的通知（2006）规定对县（市）按 10%分成，市不再参与县分成；安徽 地方教育附加征收和使用管理暂行办法（2003）规定，对在县（市、区）行政区域范围内征收的地方教育附加，由征收机关就地缴入同级国库；对省辖市行政区域范围内征收的地方教育附加，省与市实行 19 分成，并由征收机关就地缴入省级和市级国库；广西 关于印发广西壮族自治区地方教育附加征收使用管理办法的通知（2004）规定地方教育附加由市、县人民政府负责征收；各市、县收取的地方教育附加，全额缴入同级财政国库。当然，如果地方教育附加全部上缴到省级国库就不会涉及市与县的分配差异问题。教育费附加与地方教育附加均属于地方筹集用于教育的税费，承担着弥补财政性教育经费不足的职图1 各年份开征地方教育附加的省份注：数据来自作者的手工整理。义务教育专项融资与教育投入：基于开征地方教育附加的研究经济学-74管理世界2023年第2期能。严格地说，二者共同构成财政性教育经费的重要组成部分，且开征地方教育附加对完善用于教育的税费体系具有重要的作用，因为它是实现与继续保持国家财政性教育经费支出占国内生产总值的比例达到4%这一目标的重要组成部分，如财政部有关负责人表示为如期实现 4%的目标，在增加公共财政预算教育投入的同时，还要积极拓宽财政性教育经费来源渠道，其中一个重要渠道就是全面开征地方教育附加，进一步拓宽了财政性教育经费来源渠道，有利于多渠道增加教育投入。从实际数据上看，地方教育附加收入的增速已经超过了地方税收的增速，即地方教育附加来源于税收而又超越了税收增速。进一步，地方教育附加收入业已成为基层财政教育支出的重要组成部分，扮演着越来越重要的角色，以西部某省份为例，20102020 年间的地方教育附加占到该省份义务教育支出比重的均值约为 7.26%。这种具有指定用途且还带有激励性质的地方教育附加对弥补地方教育支出不足，并对受益地方教育附加的个体教育水平会产生积极影响。三、数据、识别策略与计量模型（一）数据说明本文的宏观数据主要来源于 全国地市县财政统计资料（19942009），该数据包含了县级层面的宏观经济与财政数据，具有可匹配的县级、市级以及省级行政区划代码。在具体的处理过程中，发现该数据库的部分变量明显不合理（如异常值或极端值），给予剔除处理。关于每一个省份是否开征、何时开征以及地方教育附加在省与市县的分配比例等数据，均来自手工搜集。根据本文的研究逻辑，将搜集的宏观数据与县级数据进行匹配，以观察县级层面的教育投入情况。（二）变量处理被解释变量的选取与处理：就我国现有的统计口径与公开数据而言，很难识别县层面的义务教育支出情况。但是，我国 义务教育法 规定了以县为主的管理体制，且地方政府的直接支出以提供义务教育为主（马海涛、郝晓婧，2019）。在数据上，县级教育支出也以义务教育支出为主要方面，以 2007 年西部某省的县级教育支出数据为例，发现各县普通教育支出（含学前教育、小学教育、初中教育、高中教育）中的义务教育支出占比大约在 85%90%，且现有关于义务教育的研究基本也以县级教育支出作为衡量指标。因此，这里选取县层面人均教育支出作为被解释变量（取对数），并按照同比价格进行处理。核心解释变量的选取与处理：以不同省份是否开征以及何时开征两个维度的差异作为反映筹集义务教育财政资金的变量；在此基础上，再引入以省与市县的分配比例作为强度变量，以3个维度的差异反映筹集与分配义务教育专项融资资金的变量。将以上3个维度变量的交互项作为核心解释变量（具体如下文的识别策略所示）。控制变量的选取：选取反映地区层面可能会影响地方教育支出的变量，如地区经济发展程度指标，以人均GDP和人均GDP的平方表示，以反映地区经济发展状况对教育支出的影响以及不同经济发展阶段对教育支出的影响；城市化率指标，以地区城镇人口占总人口的比重表示，反映城乡人口结构关系对教育支出的影响；财政供养人口指标，反映地区政府规模对教育支出的影响；财政自给率指标，反映地区层面财政收入与财政支出间的关系。上述绝对值指标，均取对数处理。各变量的描述性统计如表1所示。（三）识别策略为了识别省级政府筹集与分配义务教育专项融资资金对地方教育支出的影响，本文以部分省份开征地方教育附加作为研究切入点。部分省份根据 中华人民共和国教育法、中国教育改革和发展纲要 以及各省出台的支持教育发展的相关政策，经财政部同意，发布了如 地方教育附加征收和使用管理办法 等文件，规定了开征、分配与使表1 主要变量的描述性统计变量名人均教育支出开征地方教育附加分配比例（市县留存部分）人均GDP人均GDP的平方城市化率财政供养人口财政自给率观测值3569642461417143830638306404554056737271平均值4.82040.22760.11768.642675.52360.32019.13890.4786标准差0.73010.41930.31020.910116.04260.28380.73480.2534最小值0.1823004.072316.58370.03035.41610.0401最大值9.42211115.1663230.0175112.92091.2923-75用地方教育附加的一系列措施。不同省份对于开征地方教育附加的策略具有明显的差异，如部分省份开征地方教育附加的年份较早，部分省份开征地方教育附加的年份较晚，部分省份在 2011 年以前并未开征地方教育附加。因此，我们以不同省份在不同年份是否开征地方教育附加作为识别依据，以反映筹集义务教育专项融资资金的情况。这里主要引入以因果效应识别为主要特征的双重差分法（DID），以不同省份是否开征了地方教育附加与何时开征地方教育附加两个维度的差异构造双重差分模型。这种以省级政府为主导的资金筹集，需要落实到基层财政，或者说这种筹集到的具有专款专用性质的义务教育财政资金，应该落实到县级财政。然而，全面开征以前，并非所有省份都规定了地方教育附加在省与市县的分配比例，如部分省份规定征收的地方教育附加直接进入同级国库，部分省份规定征收的地方教育附加需要上缴省级国库，部分省份直接规定了省与市县的分配比例。于是，借鉴现有的研究方法（彭飞等，2020），在是否开征与何时开征两个维度的基础上，再引入省与市县的分配比例（市县的留存部分），构造具有 3个维度差异的双重差分模型。进而，该双重差分模型反映了义务教育专项融资的资金筹集与分配行为。这种是否开征以及何时开征地方教育附加取决于省级政府的决策，并非是完全随机的结果，可能存在自选择问题。我们尝试在以下两个方面做出努力，一是利用回归的方式检验决定是否以及何时开征地方教育附加的不同组别样本在相关因素上是否普遍存在显著差异，包括地区经济发展水平（人均 GDP和人均 GDP的平方）、城市化水平以及财政自给率，如果上述因素在开征地方教育附加的不同组别间存在差异，则说明开征地方教育附加可能取决于其它因素，如果上述因素在开征地方教育附加的不同组别间不存在显著差异，则基本可以说明上述因素对本地区开征地方教育附加的影响是无差异的。具体结果如表 2所示，第（1）（4）列分别展示了各因素的单独回归，发现各因素的回归系数在统计上均不显著，在第（5）列的联合回归中各因素的回归系数依然在统计上不显著，这就说明各因素对本地区是否及何时开征地方教育附加的影响是不存在显著差异的。二是进行了平行趋势检验（如下文实证检验部分所示）。（四）计量模型根据本文的识别策略，将计量模型设定为如下方程：（1）其中，i 表示县（市、区），t 表示年份；Spend_edui，t表示第 i 个县（市、区）在 t 年时的人均教育支出水平；surchargei，t表示该省份是否开征、何时开征了地方教育附加，反映的是开征地方教育附加对地区人均教育支出的影响；redistributei表示省与市县的分配比例（即有多少比例直接留存到县层面）；surchargei，tredistributei反映义务教育专项融资的资金筹集与分配。我们预期该回归系数0显著为正，意味着以省为主导而筹集的具有专款专用性质的义务教育财政资金，更多地留存到县级层面，为县级义务教育支出提供了保障。此外，Xi，t表示地区层面影响教育支出的其他变量，如地区经济发展程度、城市化水平、地方政府规模以及财政自给率等。t与i表示年份固定效应与所属地区（县层面）的固定效应，i，t表示误差项；为了控制回归系数的标准误，我们将标准误聚类到县层面。四、实证检验与结果分析（一）基准回归检验以省为主导的义务教育专项融资，进一步拓宽了义务教育财政资金的来源渠道，为义务教育投入提供了良好的资金保障，进而影响县层面的教育支出变化，表 3 显示了该实证检验结果。所有回归均控制了年份固表2 平衡性检验变量名人均GDP人均GDP的平方城市化率财政自给率时间趋势项省份固定年份固定观测值R2是否及何时开征地方教育附加（1）-0.2822（0.2971）控制控制控制4960.765（2）-0.0144（0.0151）控制控制控制4960.765（3）-0.0627（0.3596）控制控制控制4960.762（4）-0.2019（0.1426）控制控制控制4960.763（5）-0.0539（0.3747）-0.2885（0.3886）0.0016（0.0208）-0.1499（0.1561）控制控制控制4960.765注：小括内的是标准误。Spend_edui,t=+0()surchargei,tredistributei+1surchargei,t+redistributei+Xi,t+t+i+i,t义务教育专项融资与教育投入：基于开征地方教育附加的研究经济学-76管理世界2023年第2期定效应与县级固定效应，并将聚类标准误调整到县层面。具体地：第（1）列在未考虑控制变量的情况下，显示开征地方教育附加与分配比例的交互项即义务教育专项融资，其回归系数在1%的置信水平下显著为正，说明开拓义务教育专项融资渠道，对保障地方教育支出具有积极作用。同时，发现开征地方教育附加这一变量（水平项）的回归系数显著为负，该变量所包含的意义就是不考虑省与市县的分配比例，更严格地说，是省与市县的分配比例为0时的情况，即全部上缴到省级财政，市县层面征收的资金并未直接留存到地方，以至于制约了地方教育支出的增加。进一步，结合这两个回归系数的结果，就可以说明义务教育专项融资能够有效地促进地方教育支出的增加，且这种具有专项性质的财政资金直接留存到县层面的越多，则越有利于保障地方教育支出。在此基础上，我们还要考虑地方教育支出在时间趋势上的差异，即开征了地方教育附加的地区与未开征地方教育附加的地区相比，其教育支出在时间趋势上可能存在的差异。于是，我们在第（2）列中加入了时间趋势项，发现义务教育专项融资的回归系数与第（1）列基本保持一致。当然，如果不考虑影响地方教育支出的其它因素，就有可能会忽略开征地方教育附加这一政策的其它影响因素，进而影响回归结果的准确性。于是，在第（3）列加入可能影响地方教育支出的其它变量，如地方经济发展水平、城市化水平、财政供养人口以及财政自给率。此时，发现义务教育专项融资的回归系数是 0.0565，该系数在 1%的置信水平下显著为正，进一步证实了义务教育专项融资这一政策的正向效应。正如前文所述，部分省份是否开征以及何时开征，并非是完全外生或随机发生的，可能还存在其他一些混合性因素共同影响着地方教育支出与是否（及何时）开征地方教育附加。为此，我们借鉴 Duflo（2001）、Li 等（2016）、刘畅等（2020）的研究方法，引入控制变量与年份固定效应的交互项，以控制地区层面的因素在各年度对被解释变量所产生的异质性影响。结合本文的识别策略，这样处理就使DID放松为条件平行趋势假定。第（4）列显示了加入控制变量与年份固定效应的交互项后的回归结果，发现义务教育专项融资的回归系数为0.1259，且在 1%的置信水平下显著为正。说明考虑了控制变量在各年度对被解释变量的异质性影响后，义务教育专项融资对教育支出的积极作用依然存在。虽然不同方法的回归系数具有一定的差异，但系数符号均保持一致。总体来说，基于上述含有不同控制变量下的回归结果，可以得出义务教育专项融资可以使地方教育支出增加5到12个百分点，这也与各地方征收的地方教育附加的实际贡献基本一致。该结果的主要启示在于：第一，为义务教育财政资金寻求更为广泛且较为稳定的资金来源对于提升教育支出具有积极作用，可以弥补基层政府在义务教育财政资金供给方面的不足；第二，义务教育专项融资的筹集行为不能是孤立的，需要筹集与分配并重，即不仅需要重视资金的筹集更要重视资金的分配；第三，筹集与分配这种具有专款专用性质的义务教育财政资金，需要更多地直接落实到基层。（二）异质性分析第一，征收强度：执行何种征收率。相对于教育费附加这种全国统一开征且执行统一的征收标准而言，各省份在开征地方教育附加这一政策时基本上执行了不同的征收标准，至少在全面推开以前，各省份执行了具有差异化的征收率。例如，部分省份以增值税、消费税和营业税的 0.5%征收，部分省份以 1%征收，部分省份以 1.5%征收，也有部分省份以 2%征收。显然，按照不同的征收率开征地方教育附加，就直接决定着地方教育附加的征收规模，更决定着用于义务教育部分的资金规模。因此，我们需要考察这种不同征收率下的异质性。受 数 据 限 制，我 们 参 考 全 面 开 征 以 后 的 征 收 率（2%），以各省份执行的征收率未达到 2%与达到了 2%作分组处理，前者检验的是相对于未开征地方教育附加的地区而言，开征了地方教育附加的地区且执行了低于 2%的征收率，为地方教育支出所带来的效应；后者检验的是相对于未开征地方教育附加的地区而言，开征了地方教变量开征分配比例开征时间趋势项控制变量控制变量年份固定县固定年份固定观测值R2教育支出（1）0.0828*（0.0139）-0.1099*（0.0101）控制控制350860.923（2）0.0832*（0.0139）-0.0794*（0.0101）控制控制控制350860.923（3）0.0565*（0.0143）-0.0679*（0.0107）控制控制控制控制320450.923（4）0.1259*（0.0165）-0.1538*（0.0123）控制控制控制控制250570.937表3 基准回归检验注：*、*、*分别表示 10%、5%和 1%的显著水平，小括号内报告的是标准误（下同），且标准误聚类到县级层面。表中并未展示常数项结果（下同）。-77育附加的地区且执行了 2%的征收率，为地方教育支出所带来的效应。具体结果如表 4 的前两列所示，第（1）列与第（2）列分别显示了征收率低于 2%与等于2%条件下的回归结果，发现义务教育专项融资的回归系数分别在 1%与 5%的置信水平下显著为正，这一结果证实了征收率越高，其征收的资金规模越大，也越能带动教育支出的增加。第二，征收广度：对三资企业是否征收。三资企业就是在我国境内设立的中外合资经营企业、中外合作经营企业、外商独资经营企业，其核心差别就是外资成分所占的比重以及中外合作形式。在开征地方教育附加这一政策下，各省份对于含外资成分的企业也执行了不同的征收标准，如部分省份对含有外资成分的三资企业征收，部分省份对含有外资成分的三资企业不征收。对三资企业征收与否直接影响着这种税费的税基，如对三资企业征收则地方政府会获得更多的地方教育附加，对三资企业不征收则地方政府会损失这部分的税基，即征收与否直接影响着地方教育附加的资金规模。基于此，我们也检验了对三资企业征收与否的效应。具体地，对三资企业征收的地区与不征收的地区作分组讨论，前者检验的是相对于未开征地方教育附加的地区而言，开征了地方教育附加的地区，且也对三资企业征收，进而对地方教育支出的影响；后者检验的是相对于未开征地方教育附加的地区而言，开征了地方教育附加的地区，但不对三资企业征收，进而对地方教育支出的影响。检验结果如表4的后两列所示，第（3）列与第（4）列分别显示了对三资企业征收与不征收的检验结果，发现前者的回归系数大于后者，证实了对三资企业征收能够获得更多的专项融资资金，并为地方教育支出带来积极影响。（三）平行趋势检验运用双重差分模型研究因果效应，需要满足一个前提假设就是平行趋势假设，即存在其它可能影响事前组变化趋势的因素，故需要检验其平行趋势。借鉴Chen等（2020）的研究思路，设定如下事件研究方程：（2）其中，Dt0+表示是否及何时开征了地方教育附加，t0表示开征地方教育附加的年份，而=-7，-6，4+，将前 7期以前的均累计到前 7期，第 4期以后的也均累计到第 4期。图 2显示了平行趋势检验结果（均以前一期为基准），发现开征地方教育附加以前各地区的教育支出差异在 0附近波动，并不存在明显的趋势性变动，而在开征了地方教育附加以后，其教育支出出现一个明显的增长趋势，且随着时间的推移，这种增长的趋势越明显。进而，可以说明本文的双重差分模型满足平行趋势假设的要求。除此以外，为了强化检验结果，我们作了稳健性检验，检验了调整研究样本如截尾、排除京津沪地区、排除市辖区等，调整了聚类层级如聚类到省、聚类到市，调整变量如变换控制变量、分配比例的离散化处理以及被解释变量调整为教育支出占 GDP 的比重等（参见 管理世界 网络发行版附录 1的附表 1和附表 2）；为了排除其它可能的影响因素，我们增加了排除其它因素的检验，如排除国家贫困地区义务教育工程、“以县为主”的改革、各地区落实义务教育的时间、农村义务教育经费保障新机制、省直管县、各类教育财政改革的联合作用、地方政府支出偏向、政府收支分类改革等因素（参见 管理世界 网络发行版附录 2 的附表 3）；还做了安慰剂检验，如检验虚假的分配比例、虚假的省份与分配比例等（参见 管理世界 网络发行版附录3的附图1）。变量开征分配比例开征时间趋势项控制变量年份固定县固定年份固定观测值R2征收率2%（1）0.1758*（0.0159）-0.1848*（0.0124）控制控制控制控制239250.938征收率=2%（2）1.9556*（0.7599）-0.2668*（0.0795）控制控制控制控制129960.952含三资企业（3）0.1539*（0.0554）-0.1301*（0.0145）控制控制控制控制195810.938不含三资企业（4）0.0907*（0.0392）-0.1746*（0.0376）控制控制控制控制117050.952表4 异质性检验-0.10.00.10.2-7-6-5-4-3-2-101234+图2 平行趋势检验Spend_edui,t=+r-74+Dt0+redistributei+Xi,t+t+i+i,t义务教育专项融资与教育投入：基于开征地方教育附加的研究经济学-78管理世界2023年第2期五、进一步讨论：对个体教育水平的影响从教育作为一项具有广泛空间外溢性的公共产品来讲，居民个体的受教育水平不仅需要家庭部门的教育投入，更需要政府部门的公共教育投入（Fernndez and Rogerson，1998）。公共教育投入在很大程度上可以弥补家庭教育投入的不足（李力行、周广肃，2014），以至于部分地区的教育发展相当依赖于以政府为主导的公共教育投入（Kotera and Seshadri，2017）。于是，我们需要观察这种以开拓专项融资渠道为义务教育融资的行为，对受益于该政策变革的居民个体的长期受教育水平会带来何种影响。也就是说，将开征地方教育附加的政策影响从宏观层面延伸到居民个体的微观层面。这里利用现有公开的微观调查数据库，以距离开征地方教育附加年份相对较远或者距离当前时间较近的数据库作为主要数据来源，原因在于可以充分利用居民个体完成正规教育的时间，使研究对象更具代表性。这里选择以 CGSS2017 作为主要数据来源，研究义务教育专项融资对居民个体的长期受教育水平的影响。根据数据库包含的省级行政区划代码，并利用居民个体的出生年份，构造一个基于出生年份（cohort）分组的非平衡面板数据。其中：关于受益对象的时间维度，根据部分省份开征地方教育附加的时间，以居民个体所属的义务教育阶段的年龄进行倒推，如某省份在2002年开征地方教育附加，则在（该地区）义务教育期间受益于该政策影响的是 1988 年及以后出生的个体，即将出生年份在 1988 年及以后的设为 1，其它设为 0；如某省份并未开征地方教育附加，则（该地区）各出生年份的个体均设为 0。因此，基于（是否及何时）开征以及省与市县的分配比例，再结合受益于该政策变革的出生年份，构造一个微观层面的吸收三个维度差异的双重差分模型。（3）其中：i表示居民个体，j表示省份，c表示出生年份（cohort），educi，j，c则表示第c年出生的在j省份的个体i的受教育水平；surchargei，j，c表示属于 j省份且在第 c年份出生的个体 i是否受益于开征地方教育附加的影响；redistributej表示省与市县的分配比例；surchargei，j，credistributej则表示是否受益于开征地方教育附加以及分配比例的政策影响，反映的是义务教育专项融资，其系数 0是我们重点关注的系数，我们预期该系数显著为正，意味着受益于开征地方教育附加（及其分配比例）政策为居民个体的长期受教育水平带来积极影响。此外，Xi，j，c表示影响居民个体长期受教育水平的其它因素，如个体层面的性别、民族、14岁时的常居地，还有父母的受教育水平，主要是因为家庭的教育投入决策取决于父母二者的共同作用（Galor and Zeira，1993；Maoz and Moav，1999）；c表示出生年份固定效应，j表示省份固定效应，i，j，c表示随机误差项。具体到变量设置方面，以个体的最高受教育程度作为受教育水平的衡量指标，在数据库中该指标是以各个学历层级表示，为了便于解释与比较，这里全部转换为具体的受教育年限，如没有受过任何教育的设为0，私塾、扫盲班的设为1，小学设为6，初中设为9，高中层级的设为12，大学专科层级的设为15，大学本科层级的设为 16，研究生及以上的设为 19。此外，为了保证研究对象在出生年份层面的可比性，这里限定了回归样本是出生年份在1980年及以后的所有样本（即出生年份在19801999年间的个体）。表5检验了义务教育专项融资对居民个体的长期受教育水平的影响。所有回归均控制了出生年份和省份的固定效应，并将标准误聚类到省层面。第（1）列显示了这一回归结果，发现义务教育专项融资的回归系数显著为正，说明义务教育专项融资不仅促进了教育支出的增加，也对受益于该政策变革的居民个体的长期受教育水平产生了积极影响。进一步，除了该政策变革以外，还有个体层面的其他因素也可能会影响其长期受教育水平，educi,j,c=+0()surchargei,j,credistributej+1surchargei,j,c+redistributej+Xi,j,c+c+j+i,j,c表5 进一步讨论：个体的受教育水平变量开征分配比例开征控制变量控制变量出生年份固定出生年份固定省份固定家庭固定观测值R2CGSS2017（1）1.0254*（0.5042）-0.1077（0.4988）控制控制31230.180（2）1.0519*（0.4772）0.1074（0.4629）控制控制控制31140.278（3）0.8053*（0.4191）0.0172（0.3766）控制控制控制31140.316CFPS2018（4）1.6020*（0.6601）-0.1380（0.3806）控制控制63730.841（5）2.0095*（0.6695）-0.2148（0.5296）控制控制控制43060.864（6）1.8997*（0.9635）-0.2408（0.7943）控制控制控制87820.932-79如果忽略这些因素则可能会高估该政策变革的影响。于是，我们在第（2）列加入了个体层面的其它因素，发现回归系数同样显著为正，再一次验证了义务教育专项融资的积极作用。为了与基准回归结果保持一致，在第（3）列中加入了控制变量与出生年份固定效应的交互项，发现义务教育专项融资的回归系数依然显著为正，再次证实了义务教育专项融资对个体长期受教育水平的积极影响。这种结果的存在性是否是由于数据库本身的原因？不同数据库是否存在着差异化的结果？为排除数据库来源这一因素，我们利用CFPS2018数据作稳健性检验。具体的处理方法与前文保持一致，由于不同数据库的结构与变量设置各异，为了保证回归的样本量与有效性，仅选择居民个体的性别、12岁时的户口状况以及家庭人口数量作为控制变量，且控制了出生年份和家庭层面的固定效应，并将标准误聚类到省层面。第（4）列与第（5）列分别显示了不包含与包含个体（家庭）变量的回归结果，发现义务教育专项融资的回归系数分别显著为正；同时，也在第（6）列加入了控制变量与出生年份固定效应的交互项，结果再次肯定了义务教育专项融资的积极作用。六