一、 引言
1994年分税制改革形成了我国现行的多级财政体制，在教育领域建立起地方负责、分级管理、以县为主的基础教育供给制度，县级政府是基础教育的主要提供者与责任人。财权上行、事权下移使经济落后地区的地方政府缺乏承担全部基础教育支出的财政能力，对此我国建立起相对规范的基础教育财政转移支付制度，以期实现教育财政的纵向与横向公平。
大量学术研究使用粘蝇纸效应评价转移支付运行机制的合理性――上?政府的转移支付是否会导致下级政府教育支出的增加，是实现“一美元换一美元”的效应，还是下级政府的支出被上级政府的转移支付“挤出”，出现激励不相容的现象。在教育领域，激励不相容表明下级政府即使有财政能力，但是出于自身和辖区利益考虑，不愿在基础教育上多花钱，使其支出行为发生偏离（范丽萍、李祥云，2000）。本文从这一角度出发，考察上级政府的转移支付对县域基础教育供给的影响。文章首先对研究文献进行回顾，然后以河北省县域基础教育供给情况为例进行实证分析，研究上级转移支付对县级基础教育供给的影响，着重分析以下两个问题：上级转移支付是否有效增加了县级基础教育的供给数量，上级转移支付与县本级财政收入对县级自有资金投入的影响有何不同。
二、 文献综述
西方国家财政理论发展起步早，财政转移支付体系较为成熟，转移支付对地方教育投入总量的影响多是积极的，多数实证研究表明上级政府的资助会对地方政府产生激励作用或者较强的激励-替代作用。McMahon（1970）使用1955年～1956年美国各州转移支付截面数据，发现转移支付并没有影响地方政府的教育投入，而使用1946年～1968年的时间序列数据发现该影响比较显著。Fisher和Papke（2000）在对美国的实证分析中发现地方自有收入增加1美元，教育支出增加0.05美元～0.1美元;而转移支付增加1美元，教育支出增加0.25美元～1美元，大部分地区都处于较高值。但是在财政转移支付体系仍需完善的我国，上级政府转移支付对地方教育财政的影响，无论是在总体上与发达国家相比较，还是各个地域相比较，都存在明显差异。我国转移支付责任在中央、省两级，省以下的财政安排由各省制定，加之各省经济社会发展差异较大，县级政府对待转移支付的财政行为因省而异，笼统研究所有县级政府行为，很难得到一个普适的结论。故国内文献集中于对省内各县财政行为进行研究。从已有文献来看，我国部分地区如广东、浙江、江西等地的转移支付明显刺激了县级财政的教育支出，起到了激励作用（曾明等，2008）。但多数研究表明上级转移支付并未能给县级基础教育财政带来足够的激励，部分地区甚至出现挤出效应（张欢等，2004;陈雪娟，2009）。其原因主要在于专项转移支付配套资金要求不合理、监管不到位，以及地方政府对转移支付的强依赖心理（刘亮等，2008）。
三、 理论框架与模型设定
以Exp表示地方预算内支出，Tr表示转移支付，Y表示县域自有收入。根据Tseng和Levin（1983）、成刚（2011）论述的下级政府的自有投入对上级政府转移支付的反应方式：
本文选取了河北省130个县市2001年～2012年共12年的基础教育财政转移支付统计数据和基础教育在校生数作为样本数据，这两项指标由各县财政局与教育局提供。其他统计指标均采自历年《中国区域经济统计年鉴》和《中国县（市）社会经济统计年鉴》。借鉴张光（2008）、成刚（2011）等对转移支付挤出效应的实证分析方法，将模型设定如下：
因变量为县级财政自有资金的生均教育支出（EXP），表示该县财政的预算内经费对基础教育的投入情况。主要解释变量为：人均地方本级财政收入（FIPC），表示当地的财政状况;生均基础教育财政转移支付（PCTP），若转移支付对县级政府基础教育投入产生挤出效应，则PCTP前的系数为负，若产生激励效应或激励-替代效应，则系数符号为正。控制变量Zit为以下指标：第一，县级政府教育投入的努力程度（ED），以县级教育经费投入占财政总支出的比重表示。第二，总人口（PE）、在校生数（STU）、万人在校生数（WSTU），总人口变量控制县域社会状况，在校生数和万人在校生数作为绝对变量和相对变量，控制了县域学生规模与密度，可以检验本地教育投资的规模报酬状况。第三，人均GDP（PGDP），是否为省级以上贫困县（POV），表示当地的经济因素对转移支付状况的影响。
四、 实证分析
1. 模型选择。本文尝试使用混合OLS、个体固定效应模型、随机效应模型和面板工具变量法对方程进行估计，通过对回归结果和假设检验的分析，选择面板工具变量--两步GMM方法的估计结果作为最终报告结果并进行进一步的讨论。模型选择过程如下。
首先对方程进行混合OLS回归作为参照系，结果见表2（1）。同时考虑到每个县的具体差异，可能存在不随时间而变的遗漏变量，因此使用个体固定效应模型对方程进行回归，结果见表2（2）。F检验强烈拒绝原假设，故使用个体固定效应模型优于混合OLS模型。 其次，考虑到个体效应仍可能以随机效应的形式存在，使用随机效应模型对方程进行回归分析，结果见表2（3）并与固定效应模型的回归结果进行比较，Hausman检验认为固定效应模型较随机效应模型更有效率，这暗示了县域之间社会状况与政府行为差异的系统性和确定性。然而，检验结果显示无论使用固定效应模型还是随机效应模型均有偏，模型存在内生性问题。故对关键解释变量进行内生解释变量检验，χ2（1）统计量显示该变量为内生解释变量。
生均基础教育财政转移支付作为内生解释变量的原因很可能是：第一，转移支付与被解释变量生均教育支出可能有互为因果的情况存在;第二，模型未观测到的影响被解释变量的因素同时与转移支付相关。因此，本文引入面板工具变量法对模型进行回归。在工具变量的选择上，本文选取了两个变量：（1）每百人公共图书馆藏书（LIB），表示该县科教文卫事业发展水平。在河北各县多为“吃饭财政”的现状下，科教文卫事业的发展对转移支付依赖程度较高，因此，该指标数值越高说明该区域获得的转移支付水平较高;事实上，从数据中也可以看出，获得转移支付较多的贫困县每百人公共图书馆藏书数目均处前列。（2）当年该县是否有县委书记职位的更替（POL），根据王贤彬等（2009）、卢洪友等（2011）对官员更替的分析，对于即将离任的旧官员，由于缺乏晋升激励，很可能在最后一年选择不再有所作为，向上级争取转移支付的努力意愿较弱;对于新上任的官员，需要一段时间适应新的工作岗位，与上级政府的议价能力不强。因此，存在县委书记职位更替的年份中，该县得到的基础教育转移支付可能越少。这两个变量均与当地基础教育转移支付直接相关，但又不直接影响生均教育支出。
在过度识别的情况下，对面板数据进行两步GMM估计会更有效率，回归结果见表2（4），第一阶段回归结果见表2（5）。回归结果通过识别不足检验与弱工具变量检验，从而可以认为工具变量均与解释变量有较强的相关性。Sargan统计量的P值无法拒绝原假设，认为工具变量均为外生，与扰动项不相关。
2. 回归结果讨论。根据表2，模型通过F检验，整体拟合情况较好。对照表2（1）（2）（3），分析面板IV-GMM的估计结果（4）（5）。
（1）关键解释变量分析。在引入工具变量后，生均基础教育财政转移支付系数变为显著，生均基础教育转移支付每增加1元，县级政府生均教育支出增加1.102元。这表明县级政府在转移支付的刺激下提高了对基础教育投入的积极性，实现了“一美元换一美元”的效应。这里需要讨论的是专项转移支付的配套资金政策是否会降低回归结果的说服力，根据李祥云（2008）对转移支付类别的经济学分析，专项转移支付降低了教育服务的价格，增加了政府购买力，相较于一般性转移支付能够产生更大的收入效应。然而在本文所选取的样本期内，专项转移支付配套资金对回归结果的影响较小：一方面，河北省的教育财政转移支付以一般性转移支付为主，要求配套资金支持的专项转移支付资金仅占所有转移支付金额的10%左右，总体比例较小;另一方面，由于省级政府在拨付专项转移支付时均等化地规定了所有教育投资项目的财政配套比例，往往超过县域财政承受能力，一些项目的配套资金无法到位，这就削弱了专项转移支付的强制配套资金制度对本文回归结果的影响。从而可以认为，上级转移支付对各县的基础教育财政产生了较好的激励作用。两个工具变量回归系数验证了前文假设――每百人图书馆藏书越多，该县获得的基础教育转移支付越多，而县委书记的更替则会对当年基础教育转移支付产生负面影响。人均财政收入在使用工具变量后，显示出了对被解释变量的正向影响但并不显著。虽无法确切判断粘蝇纸效应是否真实存在，但也从一定程度上说明，相较于财政收入的增长，转移支付的增加对县级基础教育财政的激励作用更加显著，地方政府更倾向于使用上级拨付资金投资于本地基础教育。
（2）控制变量分析。总人口、?W生数、万人在校生数均对生均教育支出产生了显著的影响。后两项指标对生均教育支出的影响方向相反，这很可能是由于样本期内河北省基础教育正处于规模报酬递增时期，本级基础教育财政支出总量增加，而生均预算内教育支出逐渐下降。同时，由于在校学生总数呈逐年下降趋势，学生密度逐渐上升，促使基础教育投资的产出效率提高。县级政府教育投入的努力程度和人均GDP从回归结果看并没有显著地影响被解释变量，这很可能是因为地方政府教育投资的努力程度主要受到地方经济和财政水平的限制，随着经济的发展，教育投资的来源变得更加多元化，弱化了经济因素对教育支出的影响力。是否为贫困县作为虚拟变量出现，但在模型中其回归系数同样不显著，这表明贫困县可能并不是上级政府在进行教育资金转移支付时的重要决策因素。对贫困县的投入力度不明显，可能有违转移支付的横向公平原则。
五、 结论
本文选取了河北省下辖的130个县级政府2001年～2012年的面板数据作为样本研究对象，对面板数据进行IV-GMM估计，采用每百人公共图书馆藏书和当年是否有县委书记任职交替两个变量作为人均基础教育转移支付的工具变量，分析了上级政府教育财政转移支付对县级基础教育支出产生的影响。实证结果显示，上级政府的转移支付资金在促进县域基础教育发展中发挥了重要作用，对县级教育财政投入产生了显著的激励效应。相较于地方自有收入的增加，上级转移支付的增加可以更有效地刺激地方基础教育财政支出的增长。然而值得注意的是，本文使用的人均财政收入变量并未涵盖政府的表外收入，如土地收入、融资平台借债收入等，由于样本期正是表外收入高速膨胀的时期，因此，对这一问题的进一步分析有必要纳入政府性基金收入以及地方政府债务等因素，这是本文今后的一个努力方向。
我国基础教育发展仍处于规模经济阶段，教育投资需求量大，转移支付的激励作用显著，这有利于带动地方政府投资基础教育的积极性。然而，基础教育投资周期长，需要几届政府的努力才能看到结果，如果地方政府追求短期经济效益所带来的政绩而非长期社会效益，则很可能缺乏在教育领域的投资热情。因此，健全转移支付体制、制定切合实际的专项转移支付政策，并将公共服务纳入官员考核体系，才能有效提高县级政府对基础教育的支付意愿与努力水平。
