财政分权对我国教育资源非均衡配置影响及原因分析

2016-03-30郭矜辽宁社会科学院沈阳110031

地方财政研究 2016年2期

郭矜(辽宁社会科学院，沈阳110031)

郭矜
(辽宁社会科学院，沈阳110031)

内容提要：我国教育资源供给数量及质量之间的配置差距很大,表现在初等与高等教育之间以及区域之间教育资源配置差异明显，严重影响社会公平目标的实现。本文以1994年的财政体制改革为背景，对财政分权如何影响教育资源配置进行了分析，结果表明，财政分权程度越大，层级教育差距越小，但是教育区域不平等程度越大、并且这一作用具有一定的持续效应；短期内经济发展水平越高，教育区域不平等程度越小，但是从长期看，随着各地区经济发展水平的区域间差异不断扩大，教育不平等问题会更为突出，对不同层级教育资源的不平等也有近似结论。

关键词：财政分权教育资源非均衡配置泰尔指数脉冲分析

一、引言

自我国经济进入高速发展阶段以后，显著特征体现在伴随着GDP的高速增长，地区间公共服务失衡程度也在加强。最近几年，与民生相关的领域逐渐引起重视，尤其是教育均等化问题。由于市场失灵、多级政府体制的存在，实际上解决地方公共服务供给的是地方政府，这意味着公共服务供给涉及中央与地方权限的划分。财政分权是我国当前以教育资源为代表的政府公共服务供给不均衡的体制性束缚。目前针对财政分权与教育资源配置的研究文献，涉及较多的是财政分权与教育资源供给数量的关系。关于财政分权与教育供给效率和教育资源不平等的研究也逐渐增多，如郑磊（2010）提出以初中生升学率作为衡量教育服务效率的指标，并发现我国中西部经济较落后地区的教育供给效率低下与财政分权有密不可分的联系。Zhang，Kanbur （2005）认为我国80年代后的财政分权改革是导致城乡之间公共服务差异化扩大的根本原因。持相同观点的还有卢洪友（2006），其研究表明城市与农村初等教育差距扩大化的根本原因是当下的财政分权体制，但是文中的基本假定——仁慈型政府，已经与第二代分权理论的假设不相吻合。基于现有文献的研究基础，本文重点研究财政分权对区域及层级教育资源配置的影响。选取泰尔指数对不平等程度加以考量，克服了单一使用基尼系数衡量不平等问题的缺陷。运用VAR模型，选取可获得数据，得出财政分权、经济发展发展水平以及教育投入对区域和层级教育资源配置的脉冲响应图，从而探讨财政分权对我国教育资源非均衡配置的动态影响。

二、财政分权与资源分配非均衡的度量

（一）财政分权的度量

在我国政治、经济研究中，关于财政分权的衡量方式是十分重要的。根据研究目的的不同，财政分权的衡量方式也不同。从财政分权的定义可知，财政分权指赋予地方政府一定的财政收入和支出权限使其能独立地制定预算的规模和结构。所以财政分权的衡量是一个比例指标。国际货币基金组织（IMF）在《政府财政统计》中以地方财政总收入或支出除以全国财政总收入或支出，但是这种简单的方式无法体现以下几个方面的内容：一是财政分权的主导者和追随者；二是某项财政支出的负责人；三是各级政府转移的运动机制；四是地方政府在借贷上的自由裁量权限的确定；五是财政分权制度的制定者。因此，该比例指标虽在国内外被广泛使用，但由于所含信息的不完善，不能全面反映财政分权水平并用于实证研究。在我国，基于IMF所给指标的各种变形指标常见于代表性学术刊物中，大多数学者选取的计算方法总结起来，分子因素包括：各省预算内收入（或支出）、各省预算外收入（或支出）、各省预算内收入（或支出）和预算外收入（或支出）、人均各省预算内收入（或支出）、人均各省预算外收入（或支出）、人均各省预算内收入和预算外收入。分母则出现过：全国预算内收入（或支出）、全国预算外收入（或支出）、全国预算内收入（或支出）和预算外收入（或支出）、人均全国预算内收入（或支出）、人均全国预算外收入（或支出）、人均全国预算内收入和预算外收入。但以上分析方法存在以下几方面问题：一是虽然分子的数据不同，但由于分母同为同一时期的全国数据，进而各省比例指标间的相关系数接近于1；二是我国各级政府的收支制度安排有别于国外，采用IMF提供的方式不适合我国国情和经济体制的历史沿革；三是指标中收入和支出的决策主体不是同一个，并受地方经济发展水平的影响而存在较大差异。世界银行（2002）指出，虽然中国是单一制的政府体系，但是财政体系的制度安排却具有强烈的联邦制特征。原则上各级政府有权决定与下级各级政府之间的财政关系，但实际上实行的是“下管一级”的管理体制。[1]在我国，财政体制的改革一直是交叉推进的，各级政府采取不同的财权和事权的划分方式，导致同级行政区间财政分权程度不同，这就决定了我国财政分权指标衡量的复杂性：仅用单一指标很难全面衡量，即使多个指标综合运用也不一定达到很好的效果。在观察2014年及之前我国统计年鉴中省级增值税、营业税、企业所得税、个人所得税收入分级的划分情况，可以发现这四种共享税的分配比例省际之间各不相同。因此，在测算全国财政分权水平指标时，务必要体现各省省内财政收支的划分方式及其经济总量在全国的比重。

因此，本文财政分权指标选取时，主要从地区级别出发（本文主要指省级），建立该指标为

公式（1）中，分子是省级收支中由中央政府所能控制的部分，体现了中央政府在分权制中的主导性地位。其中，转移支付收入包括税收返还、一般性转移支付和专项转移支付，税收返还类似于分享税部分的收入，可视为自有收入。而上解转移支付支出为在分税制下地方向中央的支付，是各地方政府根据经济发展水平的需要与上级政府协调后上缴的部分，有一定的可控性，故应和前者一起剔除。

分母为财政支出之和，体现了地方政府自主性能力，与分税制后地方政府收入不能满足地方支出而须依靠中央转移支付的现状相适应，为排除中央政府的影响，故仅以地方政府支出为分母，不考虑地方政府的收入。

（二）教育资源配置不平等的度量

在我国由计划经济向社会主义市场经济转轨的过程中，各领域不平等现象开始显现并不断加深。从统计学理论出发，有许多可用的度量不平等的方法。基尼系数克服了只关注于均值差异的问题和平方缺乏普遍性的缺陷，满足了庇古-多尔顿转移原则，具有简便直观的特点。但是其最大的不足在于不具有可分解性，即总基尼系数和组内、组间基尼系数的关系不确定，这也对是它描述不平等问题产生较多质疑的原因。泰尔指数度量不平等问题的最大优点是它可以通过衡量组内不平等和组间不平等对总不平等的贡献，即具有可分解性，同时满足洛伦兹准则一致性的原则。[2]缺点是泰尔指数缺乏直观性。本文对教育资源不平等问题进行分析时将选取泰尔指数，以期获得更稳定、准确的实证结果。[3]

用泰尔指数来衡量不平等问题，公式为各分组（或领域、地区）某指标份额与该分组（或领域、地区）包含单位（或单元、个体等）数之比的对数的加权和：

Eg/E是分组g所获资源占资源总量的比重，Pg/ P表示分组g所含单位占总单位数的比重。泰尔指数可按照分组进行分解，根据一定分类方法对某组内单元分成若干互相不交叉的组，进一步有T=Tw+ Tb，其中：

式中Sg为组内分组，Ng为Sg中单元数量，ei为个体i的收入，Eg为Sg组总收入。

三、财政分权对区域间教育资源非均衡配置的实证分析

(一)我国教育资源区域不平等的现状分析

在进行三大类地区的划分时，既要考虑传统的三大区划，同时也要考虑实际GDP水平的差异。经过综合分析，本文的三大类分区为：东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、浙江、江苏、广东、福建、山东、海南11个省市，中部地区包括内蒙古、山西、吉林、黑龙江、江西、安徽、河南、湖南、湖北9个省份，西部地区包括重庆、四川、广西、云南、贵州、西藏、陕西、青海、宁夏、甘肃、新疆11个省市。由于自然条件和发展政策等原因，我国区域间经济发展水平和方式有着很大的差距，经济发展的特征决定了财政教育支出规模和结构在各区间差异较大。地方政府的教育支出预算在其财政状况、人口构成等因素的制约下，教育经费支出呈现出强烈的对比态势，形成了我国区域间教育资源配置不平等的现状。

图1 2001年- 2013年东中西部教育经费支出对比（单位：万元）

从图1结果看，十余年间三个地区教育经费投入均有明显的增加，其中东部地区由2001年的2485.7246亿元增加到2013年的9607.99亿元，增加了近4倍，中部地区则由1222.7606亿元增加到5995.4亿元，增加了近5倍，西部地区由929.1776亿元增加到5291.44亿元，增加了5.6倍。可见，从总量上看，中西部内陆地区教育投入增长速度较东部地区更快。而从近2年的人均教育支出的对比情况来看（见图2），2012-2013年间，东部地区的人均教育支出要明显高于中部和西部，虽然中部地区教育支出绝对额要高于西部地区，但受人口因素的影响，人均教育支出却在西部之后。对2000年-2014年的统计年鉴进行对比可知，在我国，东部地区人口数量随着时间而逐渐降低，而中部地区人口数量增长缓慢、近2年呈下降趋势，而西部地区人口数量总体上稳步增加（近两年开始有下降趋势）。①资料来源：《中国统计年鉴2001-2014》人口部分。

图2 2012年- 2013年间我国东、中、西部地区人均教育支出对比（单位：元）

利用泰尔指数计算得出，全国教育区域不平等指标（见图3）。由2001年的0.04左右，下降到2013年的0.01左右，从直观上看，教育区域不平等的情况有所缓解。而杨俊、李雪松（2007）在研究教育不平等指数时，运用基尼系数来描述教育区域不平等，得出基尼系数指标在1996年至2004年间呈现了下降的趋势，说明教育区域不平等程度在这段时间趋于下降，这与本文所计算的指标有着相似的结论。[4]

图3 2001年- 2013年全国教育区域不平等泰尔指数

(二)指标选取

1.被解释变量——教育资源区域非均衡泰尔指数（Y2）

本文计算的区域不均衡是东中西三个区域的不均衡，而不是三个区域域内省份间不均衡的比较。泰尔指数中，三个地区同属一级组，一级组有东中西部三个分组，一级组计算出的泰尔指数为一个衡量三者不均衡程度的数值。这三个区域自身又是一个二级组，二级组的作用是收集各组内省份数据为一级组内三个成员提供数据。因此采用泰尔指数方法衡量教育资源的区域配置不平等时，需要收集两类指标的数据，第一类是东、中、西部使用教育资源的数量，主要是指三大区域教育经费支出的总额。第二类是各区域所含单位数，本文以各组内人口数来表示这一指数。进而推出相关指标的比例系数及自然对数。根据前文所述计算方法，可以获得区域非均衡泰尔指数，我们定义为Y2，数据来源于《中国统计年鉴2002-2014》中的教育与科技部分和《中国人口统计年鉴2000-2013》。

2.解释变量——财政分权（X1）

本文研究的核心内容是财政分权对教育资源配置不平等的影响，因此，以财政分权为最重要的解释变量。李倩（2005）、吴延君（2009）、林荫（2010）等均指出，作为公共物品的教育资源具有“双非”性质，公共物品供给理论是财政分权影响教育资源配置的机理。刘芳（2009）认为财政分权是中央对地方政府的一种激励，中央通过对财政分权程度的调节，可以激励地方政府改变财政支出的结构。[5]罗伟卿（2011）在研究我国公共教育供给数量与区域差异时，指出了财政分权的决定性作用。他在论文中引用黄佩华、迪帕克（2003）的结论，指出分权化的财政体制是教育财政体制现状的主因，也是教育资源配置不平等的根源。我国的财政分权正式的分界点是1994年的分税制体制改革。财政分权本身着眼于放权让利，同时减轻中央的财政负担，而现实的改革结果是中央政府过度集中财权，地方政府则出现财权和事权不匹配的结果。①赵文哲，周业安．中国财政分权与创新[DB/OL]．http://ier.ruc.edu.cn/ gzlw/。中国式的财政分权激发了地方政府发展推进地区经济的积极性的同时也加剧了地区间的资源竞争，财政支出分权产生教育财政分权，教育正外部性和溢出效应使得地方政府教育供给不能适应教育需求，产生地方教育供给的不平等。综上，在决定教育资源配置不平等的众多因素中，财政分权的统治性地位是不容质疑的。我们将其定义为X1。指标数据以财政部预算司2002年至2014年财政决算报告，以及财政部2002年至2014年关于上一年度预算执行情况与本年度预算草案的报告中相关数据为基础计算而来。

3.控制变量——经济发展水平（X2）与教育投入力度（X3）

经济发展水平对教育不平等的影响是毋庸置疑的，国内外学者在研究我国教育不平等的影响因素问题时很多都将该变量作为必选指标，从近些年的学术成果看，这一情况并未改变：郑磊（2008）认为人均GDP对教育支出结构具有显著的负效应；张静（2009）认为我国经济发展现状决定了在教育领域的配置无法做到最优化；罗伟卿（2011）指出经济发展水平与教育供给在地级数据层面关系不显著，而在省级层面显著正相关。通过对以上列举或未列举的文献中可以发现，经济发展水平与教育资源投入之间关系不明确。出于实证可行性考虑，本文选取人均GDP作为该指标的衡量方式，定义为X2。数据来源于《中国统计年鉴2002-2014》。

此外，为了确保分析的完整性，引入教育投入力度指标。教育投入力度主要由国家教育政策决定，它应该独立于经济发展水平的限制。无论国家乃至地区某一时期经济发展水平如何，教育经费的投入都可以不受GDP增减的制约。因此，本文将教育投入力度作为独立指标区别于经济发展水平，体现了主管部门对指标控制力上的区别。用X3表示，数据来源于《中国教育经费统计年鉴2002-2014》，其数据具体确定为国家财政性教育经费支出的增加值，用于实证分析检验。

(三)实证分析

1.平稳性检验

VAR模型要求序列是平稳的，因此应先检验序列的平稳性。而随机误差项要满足三个条件：零均值、无自相关性、方差为常数，这三个条件被称为白噪声条件。首先要对所提取趋势后的序列做单位根检验，检验序列是否平稳，根据下面时序图观察在t=0的时刻是否有取值和是否有明显趋势，时序分析图如下表所示：

表1变量截距项和趋势项表

而后，进行平稳性检验，平稳性检验可以对每一个序列分别进行检验。这里选择带有截距项与趋势项进行平稳性检验，检验结果如下表：

表2变量单位根检验结果

由表可知，在5%置信度水平下被解释变量和解释变量都是一阶单整的。

2.协整性检验

如果某一个时间序列具有同样的单整阶数，而且协整向量使组合时间序列的单整阶数有所下降，那么这组时间序列存在着明显的协整关系。长远来看，这些变量指标很可能具有均衡联系。本文所涉及的多变量协整检验应该采用Johansen法进行协整性检验，建立向量自回归模型，这里选择滞后阶数等于1，序列Yt有线性趋势而且协整方程有截距。协整检验结果如下表：

表3多变量不受限制的协整秩检验结果

表4多变量协整方程

从上面协整检验和协整方程表可以看出，Johansen协整检验结果在5%的置信度水平下，存在协整关系，其中可能性最大的是包括所有变量在内的解。

接下来检验VAR模型中协整关系是否正确，用AR根的数值进行检验,见表5。

表5 VAR平稳性检验结果

从结果看，特征根的倒数均不大于1，模型是稳定的，协整关系成立。

3.广义脉冲分析

本文对财政分权X1、宏观经济水平X2和教育投入水平X3一个冲击对教育资源区域不平等Y2的当前值和未来之所带来的影响。同样，为了不受VAR模型中变量顺序对正交矩阵扰动，本文采用广义脉冲的方法，得到的脉冲响应的结果,见图4-图6。

图4财政分权冲击对教育区域不平等的影响

图5经济发展水平冲击对教育区域不平等的影响

图6教育投入冲击对教育区域不平等的影响

(四)实证结论及原因分析

1.财政分权与教育资源区域不平等变化关系

由图4可知，当在本期给财政分权一个正向冲击后，教育不平等出现向上波动并在第二期达到峰值，在之后的时间内这一影响逐渐减小，在第十期时基本消失。这表明，财政分权的一个正向冲击传递给教育区域不平等的是一个正的冲击，并且这一影响在下一年达到最大，即财政分权程度越大，教育区域不平等程度越大，并且这一作用具有一定的持续效应。王永钦(2007)指出，在政治集权条件下的经济分权会加快市场化和私有化的步伐，虽然对经济起到了推进作用，但也在无形中分割了现有市场体系，区域差异不可避免。随着财政分权程度的提高，中央政府的财权较地方政府而降低。地方政府基于自身经济实际和发展规划考虑，会制定不同的教育投入预算方案，由于东中西部产业结构和发展模式的差异，地方政府对教育的投入力度存在差异是理所当然的，我国教育管理体制的局限也会造成这种结果。以高等教育为例，高等教育实行的是中央与地方分级管理、省级统筹的方式。由于地区间要素禀赋的差异，同处一个地区的部级院校与省级院校财政投入差别就会很大，部级院校由中央财政拨款支持，而省级院校由地方政府支持，当财政分权程度加大，地方将更有财权，受经济发展水平的制约，各地对高等教育的投入会有很大不同。本质上说，这是由中央与地方政府教育经费负担责任不协调的制度原因所导致的，这也是教育投入结构不合理的体现。

2.经济发展水平与教育资源区域不平等变化关系

由图5可知，当在本期给经济发展一个正向冲击后，教育不平等在第二期出现向下波动之后逐渐上扬，在第五期又由负转正。这表明，经济发展的一个正向冲击传递给教育区域不平等的是一个负的冲击，并且这一影响在第三年达到最大，即短期内经济发展水平越高，教育区域不平等程度越小，但是从长期看，随着各地区经济发展水平的区域间差异的不断扩大，教育不平等问题会更为突出。杨俊、黄潇（2008）指出，当期收入差距缩短后家庭为进一步缩小这一差距势必会增加教育投入，由此带来教育不平等的下降。[6]但是，由于教育收益率的差异和家庭背景的差距，经济发展产生的全社会对教育投入普遍的提高不但没有缩小教育区域不平等，反而加剧了这一状况。[7]

3.教育经费水平与教育资源区域不平等变化关系

由图6可知，当在本期给教育经费一个正向冲击后，教育不平等出现向下波动在第二期达到峰值，这一影响在第四期开始逐渐减弱。这表明，教育经费的一个正向冲击传递给教育区域不平等的是一个负的冲击，并且这一影响在第三年达到最大，即教育经费投入越高，区域教育资源不平等程度越小，并且这一作用具有一定的持续效应。由于教育资源一直是稀缺资源，我国教育投入占GDP的比重与其它国家相比都处于劣势。因此，研究阶段增加的教育投入其边际效益是递增的，每增加一单位教育投入都会使得教育区域不平等指数下降。现实中需要考虑的是政府如何将转移支付资金在促进区域教育资源均等化方面的作用发挥到最好。

四、财政分权对层级教育资源非均衡配置的实证分析

我国教育财政支出不仅在区域间存在着不平衡，在不同层级教育①按教育层级划分，可以分为初等教育、中等教育与高等教育，为了与前文的统计口径保持一致，在此仅分析财政分权对初、高等两个层级教育不平等的影响。之间的配比也存在一定的问题。这里将被解释变量替换为初、高等教育不平等泰尔指数（Y1）。同样，这里的初等和高等教育都是一级组里的两个成员，泰尔指数计算的是二者不均衡程度指数。解释变量与控制变量与前文相同。在计算教育资源的初、高等分配的泰尔指数时，也需要搜集两类数据,第一类是教育机构获得资源的数量，包括初等、高等教育所获得的财政性教育经费额和政府财政性教育经费支出总额，第二类是教育机构单位数，包括初等、高等教育教育机构数以及二者总和。依据前文所运用的计算方法，可以获得不平等的泰尔指数，我们定义为Y1。所用原始数据均来源于《中国统计年鉴2002-2014》中教育与科技部分和《中国教育经费统计年鉴2002-2014》。

（一）实证分析

1.平稳性检验

与前文的分析方法一致，VAR模型要求序列是平稳的，首先检验序列是否平稳，根据下面时序图观察在t=0的时刻是否有取值和是否有明显趋势，时序分析图如表6所示。

而后，进行平稳性检验选择带有截距项与趋势项进行平稳性检验，检验结果见表7。

由表7可知，在5%置信度水平下被解释变量和解释变量都是一阶单整的。

2.协整性检验

本部分涉及的多变量协整检验仍采用Johansen法进行，建立向量自回归模型，这里选择滞后阶数等于1，序列Yt有线性趋势而且协整方程有截距。协整检验结果如表8。

从上面协整检验结果与多变量协整协整方程可以得到，在5%的置信度水平上，Johansen协整检验存在协整关系，其中包含所有变量在内的解可能性最大。

接着检验VAR模型的协整关系是否正确，采用AR根数值进行检验，见表10。

表6变量截距项和趋势项表

表7变量单位根检验结果

表8多变量不受限制的协整秩检验结果

表9多变量协整方程

表10 VAR平稳性检验结果

图7财政分权冲击对初、高等教育不平等的影响

图8经济发展水平冲击对初、高等教育不平等的影响

从结果看，特征根的倒数均不大于1，模型是稳定的，协整关系成立。

3.广义脉冲分析与前面分析一致，本部分也采用不会受到VAR模型中变量顺序影响的广义脉冲法，得到的脉冲响应的结果见图7-图9。

（二）结论及原因分析1.财政分权冲击对初、高等教育不平等的影响由图7可知，当在本期给财政分权一个正向冲击后，层级教育不平等出现向下波动并在第二期达到峰值，之后在第五期开始达到稳定。这表明，财政分权的一个正向冲击传递给层级教育不平等的是一个负的冲击，这一影响在下一年达到最大，即财政分权程度越大，初、高等教育不平等程度越小，并且这一作用具有一定的持续效应。1994年实施分税制改革，其后二十年时间初高等教育不公平情况日益凸显，1999年我国初等教育生均经费投入414.78元，高等教育生均经费投入7201.24元，而到了2013年我国初等教育生均经费投入7022.84元，高等教育生均经费投入16194.04元，可见差距比例逐渐缩小。①数据来源于《中国统计年鉴2000》、《中国教育经费统计年鉴2014》。王善迈(2005)提出了可能的原因,我国的财政分权改革实施以后,基础教育经费的筹集是由县及县以下基层地方财政负责,而高等教育经费筹集是由中央和省级政府财政负责，这样就使层级教育配置更加灵活。

2.经济发展水平冲击对初、高等教育不平等的影响

由图8可知，当在本期给经济发展一个正向冲击后，层级教育不平等在第二期出现短暂向下波动之后逐渐上扬，在第四期开始达到稳定。从第四期后，基本是水平的，可看做对自变量的冲击变化无回应。这表明，经济发展的一个正向冲击传递给层级教育不平等的是一个正的冲击，并且这一影响在第三年达到最大，即经济发展水平越高，初、高等教育不平等程度越大，并且这一作用具有一定的持续效应。高等教育支持政策层出不穷，产生了高等教育产业化的现状，“211”、“985”等计划陆续出台，高等教育成为经济发展的最大受益者。

3.教育投入冲击对初、高等教育不平等的影响

由图9可知，当在本期给教育经费一个正向冲击后，层级教育不平等出现向下波动在第三期达到峰值，在第四期开始逐渐稳定。这表明，教育经费的一个正向冲击传递给它的是一个负的冲击，并且这一影响在第四年达到最大，即教育经费投入越多，初、高等教育不平等程度越小，并且这一作用具有一定的持续效应。这与实际情况相符：我国在90年代末的初等教育生均经费与高等教育生均经费的比例大约为1:17.4②资料来源：根据1999年《全国教育经费执行情况统计公告》计算得出。，而这一比例在2011年已经达到了1:2.36③资料来源：根据2012年《中国统计年鉴》计算得出。，比例趋于合理，这与我国教育经费投入的增加是有很大关系的。

五、小结

从前文的分析可知，我国教育资源供给数量及质量之间的配置差距很大，影响社会公平目标的实现。而改革后的财政分权加大了区域

间教育资源配置的不平等程度，原因在于我国的财政分权向地方政府提供了经济发展的激励，以GDP增长为考核目标的政治晋升激励使地方政府官员行为发生扭曲，从而导致了我国教育投入不足和地区间差异不断扩大的趋势。未来总体的改革方向是应该围绕中央政府为主体逐步实现教育合理均衡配置,促进社会公平目标的实现。也有学者认为，适度的集权并适当引入中央政府的有效干预，有助于缓解我国教育资源的配置不均衡问题（丁维莉，2005)。

参考文献：

〔1〕张光.测量中国的财政分权[J].经济社会体制比较，2011 （6）：48-61.

〔2〕刘志伟.收入分配不公平程度测度方法综述[J].统计与信息论坛，2003（5）：28-32.

〔3〕谢烜，莫旋.论不平等程度度量的统计方法[J].邢台职业技术学院学报，2006，（2）：26-39.

〔4〕杨俊，李雪松.教育不平等、人力资本积累与经济增长：基于中国的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2007 （2）：38-42.

〔5〕刘芳.分权视角下中国义务教育投入水平不足和地区差异的原因[D].复旦大学，2009.

〔6〕杨俊，黄潇.教育不平等与收入分配差距:中国的实证分析[J].管理世界，2008（1）：38-45.

〔7〕李煜.制度变迁与教育不平等的产生机制--中国城市子女教育的获得[J].中国社会科学，2006（4）：97-109.

〔8〕王善迈，曹夕多.重构我国公共财政体制下的义务教育财政体制[J].2005（10）：26-30.

【责任编辑郭艳娇】

中图分类号：F812.2

文献标识码：A