“营改增”、生源流动与基础教育均衡发展

陈建伟 苏丽锋

(对外经济贸易大学 教育与开放经济研究中心， 北京 100029)

一、引言

在多级政府体制框架下，政府间税权分配与支出责任的划分关系到基础教育资源配置均衡的效率与公平。基础教育资源配置的一般均衡理论分析认为，基础教育实施财政分权并结合中央适度干预的教育财政体制，能够促进基础教育资源配置均衡的效率与公平(1)参见丁维莉、陆铭：《教育的公平与效率是鱼和熊掌吗——基础教育财政的一般均衡分析》，《中国社会科学》2005年第6期。。有关财政分权与地方教育公共品供给的相关研究却发现财政分权降低了地方政府的教育供给(2)参见乔宝云、范剑勇、冯兴元：《中国的财政分权与小学义务教育》，《中国社会科学》2005年第6期。，其中财政分权引起的地方政府生产性支出偏向是引发地方教育供给不足的重要成因。尽管现有研究表明财政分权化进程总体不利于激励地方政府增加公共教育支出，但是我们知之甚少的是财政收入权上移的体制调整如何影响基础教育资源在地区内的配置变化及其均衡结果。随着我国工业化和城镇化持续推进，教育资源优化配置问题越来越受到学界重点关注(3)参见尚伟伟、郅庭瑾：《人口变动与教育资源优化配置——中国教育发展论坛2019综述》，《清华大学教育研究》2019年第3期。，而推动基础教育优质均衡发展也是政府的重要目标。因此，研究财税体制调整对基础教育资源配置均衡动态调整的影响具有十分重要的理论和政策参考意义。

本文利用2012年开始试点并于2016年全国推行的“营改增”政策，量化评估集权化的财税体制调整如何影响基础教育生源流动，并深入考察政策效应的异质性及其作用机制。基础教育学龄人口流动在一定程度上反映了基础教育资源配置均衡状况。理论上，如果在给定条件下区域间已经实现教育资源配置均衡，家庭则不再有流动和择校的需求；反之，生源的定向流动就能够反映流入地与流出地之间存在非均衡的资源配置。计量模型回归结果表明，政策改革明显促进了地市内部中学在校生向市辖区集中，城市市区的普通中学校均规模相对上升，但是市区与非市区之间的生师比没有明显的差异化趋势。重新定义样本等一系列检验，都表明基准回归结果是稳健的，也不存在政策的预期效应。地市范围内市辖区与非市辖区之间的财力差异、经济发展水平差异，以及早期本地基础教育撤点并校进程等因素，辅助解释了政策效应的异质性。进一步机制分析表明政策效应不太可能通过政府教育资源供给的渠道传导，更可能通过教育需求转移的渠道传导。中学生源向城市市辖区集中的趋势意味着原有基础教育资源的区域配置受到新的不平衡因素影响，相对稳定的教育财政体制已经难以适应高度流动性的基础教育生源结构，迫切需要建立起新的基础教育资源配置的区域均衡体制机制。

“营改增”是中央近年来推行的结构性减税、调整中央与地方收入划分改革的重要内容，改革推行的动机和时机相对独立于教育资源配置状况，因此可以作为准随机性质的政策冲击来进行效应评估。实际上，已经有大量的研究评估“营改增”政策改革的经济效应。包括但不仅限于：“营改增”对具备产业互联的企业产生了明显的减税和分工效应(4)参见范子英、彭飞：《“营改增”的减税效应和分工效应:基于产业互联的视角》，《经济研究》2017年第2期。；带动制造业生产率提高和创新提升(5)参见李永友、严岑：《服务业“营改增”能带动制造业升级吗?》，《经济研究》2018年第4期。；产生不同程度的价格效应和收入分配效应(6)参见倪红福、龚六堂、王茜萌：《“营改增”的价格效应和收入分配效应》，《中国工业经济》2016年第12期。。“营改增”推行过程中冲击到了那些营业税依赖程度较高的地方财政，但是对财政支出结构影响不大(7)参见卢洪友、王云霄、祁毓：《“营改增”的财政体制影响效应研究》，《经济社会体制比较》2016年第3期。。从目前的文献进展来看，评估“营改增”政策改革如何影响基础教育发展的研究还非常缺乏。

与已有文献相比，本文可能的边际贡献还体现在如下两个方面。第一，与现有研究中关于财政分权对财政教育支出作用的研究相比，本文重点考察了税权上移的集权化改革如何影响受教育人口流动和基础教育资源配置区域均衡。本文提供的证据表明，尽管税权上移的财税体制改革明显冲击了基础教育资源配置的区域均衡路径，但是改革不太可能通过教育资源供给机制产生影响。第二，本文提出了教育需求转移机制在基础教育生源流动和资源配置中的重要作用，为理解基础教育资源配置均衡提供了不同视角。经典的一般均衡分析假定家庭收入外生，家庭会根据税收负担和公共服务供给质量的权衡而流动，从而实现地方辖区之间的竞争性公共品供给均衡。动态环境中居民的教育需求内生于居民家庭的就业与收入水平，而本文研究发现，家庭就业机会和收入增长前景可能受到政府财税体制调整的影响，因此有受教育人口的家庭会随着就业和收入机会的变化而发生跨区域迁移。

本文剩余部分结构安排如下：第二部分提供了一个简单的理论分析框架，用于更好地理解财税体制调整如何影响基础教育资源配置均衡；第三部分简要介绍本文的双重差分研究设计与数据来源；第四部分报告了基准回归结果、稳健性检验和异质性分析；第五部分是机制分析；最后是本文的结论与政策建议。

二、财税体制与基础教育均衡的理论分析框架

本部分将通过一个概念性分析框架来更好地阐释政府间财税体制调整如何影响基础教育资源配置的一般均衡结果，从而解释非均衡状态下的受教育人口流动。经典理论基础来自于Tiebout构造的地方居民“用脚投票”模型(8)参见C. M. Tiebout, “A Pure Theory of Local Expenditures,” The Journal of Political Economy, vol. 64, no. 5, 1956, pp. 416-424.。假定存在大量辖区且辖区间的实际有效税率、就业(收入)机会和公共服务供给水平有实质性差别，居民有激励通过迁移的方式使得自己的偏好、收入与地方基础教育供给相匹配。家庭迁移可能带来公共品供给的外溢效应，而公共品外溢的空间格局与行政辖区的地理格局是否匹配反过来影响财政体制的资源配置均衡效率。如果公共支出利益的覆盖范围超出了辖区地理范围，可以通过权衡财政集权化政策改革的福利成本与公共品“外部性”内部化的收益而得到最优的财税体制模式，这是经典的分权定理所阐述的道理(9)参见W. E. Oates, “An Essay on Fiscal Federalism,” Journal of Economic Literature, vol. 37, no. 3, 1999, pp. 1120-1149.。然而，经典理论的一些结论，难以直接用于分析财税体制和居民家庭收入持续变化的动态经济环境中。尤其是在政府间财政关系调整会直接影响地方政府自有财力和居民收入水平的情况下，基础教育资源配置均衡会随之调整。本文集中讨论财税体制促进基础教育资源配置均衡调整的两个重要因素。

第一个重要因素是由地方政府财力决定的供给因素。经典理论强调，公共产品供给的均衡水平部分地取决于公共品的潜在价格(即税率)弹性。保持其他条件不变，提升税率或税收收入有助于提高公共品的供给。就“营改增”财税体制改革而言，改革前营业税收入基数较大的地区在改革后能够继续维持高分享税收入，但是长期看那些服务业发展基础薄弱和政府自有财力相对不足的地方则政府财力增长乏力。一些对“省直管县”、义务教育新机制改革等重要政策的经验评估表明，地方教育支出水平受到体制改革的显著影响(10)参见黄斌、 苗晶晶、 金俊：《“新机制”改革对农村中小学公用经费的因果效应分析——基于准实验研究设计》，《中国教育学刊》2017年第11期；B. Huang, et al., “The Impact of Province-Managing-County Fiscal Reform on Primary Education in China,” China Economic Review, vol. 45, 2017, pp. 45-61；孙志军、 杜育红、 李婷婷：《义务教育财政改革:增量效果与分配效果》，《北京大学教育评论》2010年第1期。。综上，调整政府间财政关系的财税体制改革可能会通过地方政府自有财力影响地方政府教育支出。那些税源较为充足、自有财力较强的地方政府有较高的基础教育供给弹性，而那些税源不充足、自有财力不强的地方政府基础教育供给弹性相对不高，因此在政策冲击下财力充足地区与不充足地区之间产生基础教育非均衡发展。一份尝试性研究表明，以税收表征的地方财政能力强(税收能力下移)，越能够推动公共教育资源配置的空间分散化(11)参见陈建伟、 祁毓、 纪雯雯：《地方财政能力如何影响学校布局》，《教育经济评论》2018年第6期。。反过来，地方财政能力缩小可能会导致教育资源配置的区域集中化。上述因素会放大城市教育资源配置的优势，在既定的质量成本下能够有充足的经费供应教育，或者在给定的预算支出水平下能够提供相对更高质量的教育，从而造成城乡间教育非均衡发展。

第二个重要因素是由居民就业和收入决定的需求因素。居民对教育的需求弹性是决定基础教育资源配置均衡路径的重要因素，而教育需求弹性与经济发展水平和居民就业收入正相关。早期的Tiebout模型已经就人口依公共产品偏好而迁移的行为进行了阐述，此后的文献进一步模型化了家庭居住社区分层的均衡(12)参见N. V. Kuminoff, V. K. Smith and C. Timmins, “The New Economics of Equilibrium Sorting and Policy Evaluation Using Housing Markets,” Journal of Economic Literature, vol. 51, no. 4, 2013, pp. 1007-1062.。理性的家庭将在自有收入(来自就业的收入为主)的基础上，根据其对公共产品、社区特征和就业机会等方面的偏好来选择定居地，而就业机会和公共教育资源可得性是非常重要的决策因素。均衡选择的结果，必然是家庭选择在其收入约束范围内公共教育资源配置达到效用最大化的地点定居。另外，城市较大规模的市场环境也能够提供一种自选择机制，即高技能劳动力定居在更大规模的城市从而形成高技能劳动力集聚，这会进一步强化城市的生产率外溢性特征(13)参见A. J. Venables, “Productivity in Cities: Self-Selection and Sorting,” Journal of Economic Geography, vol. 11, no. 2, 2011, pp. 241-251.。生产率溢出程度越高的区域，对劳动人口的吸引力也必然会越强。而2012年开始试点 “营改增”的一个重要经济后果就是极大地减轻了经济主体的税负。国税总局的数据显示2012年“营改增”启动五年里累计减税近2万亿元，预计“营改增”的减税效应会创造出大量经济机会(改革红利)。城乡之间、城市与城市之间存在着显著的经济结构差异，“营改增”改革前集聚的人口规模和教育资源配置也不同。总体判断，市辖区对就业人口和受教育人口的吸引力相对更强。另外，家庭的教育决策会对经济机会的变化做出相应的调整，例如因接近更大范围市场而提高家庭教育投资(14)参见A. Adukia, S. Asher and P. Novosad, “Educational Investment Responses to Economic Opportunity: Evidence from Indian Road Construction,” American Economic Journal: Applied Economics, vol. 12, no. 1, 2020, pp. 348-376.。“营改增”能降低交通服务行业的税负成本并间接降低迁移成本，从而加速就业人口向更大规模的城市集聚，带动教育需求转移。

综上所述，理论上财税体制调整可能通过影响教育供给与需求弹性参数进而影响基础教育受教育人口流动和资源配置均衡。由于城乡的政府财力和就业机会存在系统差异，以“营改增”为代表的新一轮财税体制调整，预计将持续吸引受教育人口向城市集中并改变教育资源配置的区域均衡。

三、计量模型设定、变量选取与数据说明

(一)基准模型设定

在介绍本文的基准模型设定之前，有必要交代“营改增”政策改革的相关内容。“营改增”是营业税改征增值税改革的简称。从2012年开始试点的地区包括上海、北京、天津、江苏、浙江、安徽、福建、湖北、广东等8省(直辖市)，各试点地区的试点方案、试点行业和政策安排都相同；2012年试点行业集中在交通运输业等行业(“1+6”)，2013年后在试点地区不变的基础上扩大试点行业，2016年开始在全国范围内将全部营业税纳税人从缴纳营业税改为缴纳增值税。增值税属于中央地方共享税，而营业税属于地方税，因此营业税改征增值税从根本上动摇了以营业税为主体的地方税体系。为了确保地方政府具备与其承担的事权相适应的可支配财力，中央提出，“保持中央与地方收入格局大体不变”的大前提，通过加大对地方政府的转移支付、合理划分各级政府间事权与支出责任等方式来协调解决地方收支不匹配的问题。

为了检验“营改增”政策试点如何影响基础教育生源流动和基础教育资源配置的均衡，设定如下基准模型：

yit=αi+δt+βDit+γXit+εit

(1)

其中，i代表样本地区(地级市及以上城市行政区划)，t为年份；αi、δt分别代表个体固定效应和年份固定效应。yit代表结果变量，Xit为一组控制变量。εit为误差项，γ为控制变量的系数。Dit为政策处理变量，测度了地区i是否接受了政策试点的状态。政策试点是以省份为单位，因此同一省份的不同地市单元的政策处理变量Dit都相同。

β是本文感兴趣的有待估计的系数，代表了政策效应。依赖一定的假设条件，基准模型方能识别政策效应。其中有两点假设非常重要：首先是不存在干预前趋势，即接受政策干预的地区与未接受干预的地区，在干预政策出台前的结果变量保持平行的发展趋势，违背这一假定将导致政策干预组与未干预组之间的结果变量发展趋势是不可比的；其次是不存在政策预期效应，接受政策干预地区在干预政策出台前不存在对政策的预期效应，违背这一假设导致政策干预地区的干预前时期不能作为政策干预效应估计的参考期。

(二)变量选取与数据说明

本文所使用的主要数据来自EPS数据库中国区域经济数据库分市面板数据，相关数据源自各年份《中国城市统计年鉴》，时间跨度为2007-2015年。数据中不仅包含了地级市及以上城市的教育、经济与人口等信息，还包含了汇总的非市辖区信息，可以很好地刻画地级市范围内生源和教育资源在市辖区与非市辖区之间的配置结构。另外，为了配合分析的需要，本文也合并使用了县级面板数据和2010年人口普查分县数据。

主要的被解释变量设定如下：

中学生份额，以城市市辖区普通中学在校生占全地区普通中学在校生比重表示，衡量的是一个地级行政区划范围内普通中学学生向城市流动和集中的趋势。在其他条件不变情况下，市区中学生份额越高表明一个地区内中学生向城市的定向流动的趋势越强，可能间接表明市区与非市区的基础教育资源配置非均衡更强。我国教育法律规定各级地方政府设置中小学，以便义务教育阶段适龄学生能就近入学。需要说明的是，面板数据中并没有区分初中与高中阶段，因此无法分初、高中进行更细致的分析。

为了补充说明生源向市区流动的趋势，本文还选择设定了两类备选结果变量。一是相对校均学生规模，以市辖区平均每所中学学生数与全地区平均每所中学学生数的比值变量表示，用以观测市区校均学生规模是否相对扩大。二是相对生师比，以市辖区平均生师比与全地区平均生师比表示，用以测量市区平均生师比是否相对扩大。相对生师比衡量的是一个地区范围内城市市辖区生师比相对全地区平均生师比的比率，这一比值越高表明地区范围内城市市辖区和非市辖区的生师比差距越小。如果某地区中学生师比率下降，表明城市市辖区生师比相对全地区平均水平有所下降，可以间接反映市辖区中学学生和师资的相对集聚程度。综合学生份额指标和两个备选结果指标，可以大致判断学生相对分布的变化是否伴随着学校规模和师资力量分布的变化。

控制变量的选取。本文所选取的政策试点改革，并不是纯粹意义上的经济政策试验，仍然可能存在一些被遗漏的同时影响一个地区被选入试点和教育资源配置的因素。为了控制这些因素对估计结果可能造成的干扰，进一步选取一些可观测变量来控制相关因素的影响。

ln人均GDP，以行政区划内人均GDP取自然对数表示，用以控制地区经济发展水平对人口流动和教育资源配置带来的影响。“营改增”试点选取的地区普遍是经济发展水平较高、服务业较为发达的省份，因此地区人均GDP水平可以在一定程度上预测是否被纳入政策改革试点。

交通条件，以每年地区客运量与年末总人数比值表示，用以控制地区交通条件及其运输能力带来的影响。由于交通运输业属于服务业，“营改增”一开始是从交通运输业和部分现代服务业开始的大范围试点，因此交通运输行业受到“营改增”的直接影响；而交通运输行业承载着人口流动，交通运输能力在一定程度上决定了家庭能在多大范围和频率上流动，尤其是公路运输能力影响了市级行政区划范围内的适龄入学人口流动。

城市人口比率，以市辖区年末总人口占全地区年末总人口的比重表示。一般地，城市人口比率越高，全地区范围内教育资源尤其是中小学向城市市区集中的比例也越高。由于数据集中并没有包含人口城乡分布的数据，因此本指标并不等同于全地区城镇人口(含县城)的比例。

增加控制趋势因素。由于政策试点省份主要集中在东部沿海地区，严格意义上的政策外生性难以成立。尽管双重差分策略识别因果效应的前提是干预组与控制组结果变量的平行趋势假设，但是仍然可能存在一些遗漏的因素同时影响结果变量和政策干预变量。本文选择分别控制两类地区特征因素与时间的交互项，来克服未观测因素的影响。具体而言，第一类特征是对样本地区与其最近规模以上港口的距离(取自然对数)；第二类特征是对样本行政区域土地面积取对数。港口距离变量捕捉了地方经济对外开放的潜力因素，能够在一定程度上控制未观测到的地方经济发展的地理位置优势。地级行政区划面积可能会对教育资源配置有影响，因为行政区划面积越大的地区，人口分布可能越广。因此教育资源配置的城乡差异可能越大，受政策驱动的中学在校生城市集中趋势可能越强。

政策处理变量(D)：以2012年及其以后年份试点省份下辖地市为1，其余为0。其中，基准回归中将直辖市视作一个独立样本城市对待，稳健性回归中删除了直辖市和省会城市等。

为了解释基准回归发现的规律，本文也选取了以下机制变量，一并报告如下：

财政收支类变量。本文构建了一组财政收支类变量，考察“营改增”对地方财政收支的影响，作为解释生源流动和教育资源配置的不均衡变化的机制变量。城区人均财政收入比，以城市市辖区地方财政人均一般预算内收入与全地区人均一般预算内收入比值表示；县级人均财政收入，以全地区扣除城市市辖区的县级区域地方财政人均一般预算内收入表示；城区人均教育支出比，以城市市辖区地方财政人均一般预算内教育支出与全地区人均一般预算内教育支出比值表示；县级人均教育支出，以全地区扣除城市市辖区的县级区域地方财政人均一般预算内收入表示。

就业类变量。本文构建了一组就业类变量，考察“营改增”实施后市辖区不同类型就业份额是否上升，从而考察家庭就业型迁移是否能够协助解释中学生源迁移和教育资源区域配置的不均衡变化的原因。根据数据可得性，设定了城市市辖区的四个就业类变量：一是第二产业就业份额，即市辖区第二产业就业人员占三次产业总就业人员的比重；二是私营个体就业比重，即市辖区私营和个体工商户就业人员占市辖区年末总人口比重；三是单位从业人员比重，即市辖区单位就业人员占市辖区年末总人口比重；四是在岗职工人数比重，即市辖区在岗职工人员数占市辖区年末总人口比重。另外，为了观测城市市区教育资源增量供给的状况，本文收集了全国分年度土地出让数据，计算各市分年用于教育行业的土地出让块数和有偿出让块数作为被解释变量。

本文在基准回归分析中所用数据时间跨度为2007-2015年。“营改增”政策于2012年在上海市试点， 2016年推向全国。2016年后的样本中没有严格意义上的政策干预对照组，这将导致2016年及以后的样本区间并不适用于标准双重差分的研究设计。因此，本文在基准回归中使用的数据年份到2015年。变量的初步统计描述见表1。

表1数据显示，部分变量的政策干预组均值与全样本均值之间存在明显差距。例如，中学生份额、预算收入份额、教育支出份额、净转移支付份额、城市人口比重、交通条件等变量，干预组的干预前均值和干预后均值都要高于全样本均值，这意味着政策干预组与对照组在上述可观测因素方面存在明显差异。由于“营改增”试点8省份全部集中在东部和中部地区，相应地区的城镇化和服务业较为发达，因此政策试点可能存在一定的选择性。而相关变量的差异可能反映出干预组与对照组之间的事前平衡性难以得到保证，间接表明需要引入趋势项以维持政策干预组与对照组的平行趋势。

表1 样本均值与标准差统计描述

四、实证结果分析

(一)基准回归

首先，使用Borusyak等人提出的方法对基准模型(1)进行回归(15)K.Borusyak, X. Jaravel and J. Spiess, “Revisiting Event Study Designs: Robust and Efficient Estimation,” CEPR Press Discussion Paper， no. 17247.2022. https://cepr.org/publications/dp17247.，分别将未包含控制变量与包含控制变量的回归结果共同报告在表2。其中，第(1)和第(2)列是对中学生份额的回归结果，第(3)和第(4)列是对相对校均规模的回归结果，第(5)和第(6)列是对相对生师比的回归结果。所有的标准误聚合到地区单元层面。

结果表明，“营改增”政策实施显著地促进了地区中学生源向市辖区的集中，政策冲击引起了市区与非市区教育资源配置的非均衡变化。从表2报告第(1)和第(2)列的政策处理效应估计结果看，无论是否控制相关变量的影响，政策变革都对中学生源向城市市辖区集中的趋势产生了正向影响。以第(2)列的结果为基准，政策实施后受影响地区的中学生份额平均意义上提升了约1.171个百分点。与此同时，第(3)和第(4)列显示市区中学相对校均规模受政策干预影响显著上升，意味着市区普通中学平均规模相对有所上升，第(4)列结果表明相对全市平均水平上升了0.06倍。然而，政策变化对市区与全地区的相对生师比的影响为正却不显著，表明市区生师比水平相对于全地区水平受政策影响的提升幅度并不明显。由上述回归结果可见，2012年开始的新一轮财税体制改革试点，推动了普通中学在校生向市辖区集中，同时市区校均规模有所上升。分析来看，可能有两方面的原因：一是城市财政受政策影响增加了教育硬件设施和师资供给，使得城市市区的中等教育变得更有吸引力；二是城市市区受政策影响创造了更多就业机会，吸引更多有适龄人口的家庭流入，即就业的城市化推动教育需求的城市化。后文将进一步探讨和检验这些机制的存在性证据。

表2 “营改增”政策影响生源流动的基准回归结果

(二)平行趋势检验与动态效应

双重差分模型设定能够识别政策变化的因果效应，必须要满足平行趋势的前提假定，即政策出台前的政策干预组与控制组结果变量保持平行趋势。与此同时，政策出台后不同时期的政策效应可能存在动态差异。为了检验干预前平行趋势的存在性与干预后效应的动态性，本文先设定一个基于事件研究设计(event study design)的平行趋势检验模型，如下：

(2)

其中，1{Τit=τ}代表事件相对时刻的二元虚拟变量，当Τit=τ时设定为1，否则为0。检验平行趋势假定，就是要检验政策实施之前的时刻τ<0，相对时刻虚拟变量的估计系数β不能拒绝系数等于0的原假设，同时F检验不显著。与此同时，事件分析的模型设定也能够估计事件动态效应。实际上，表2中的平均干预效应来自于动态效应的加权平均值。利用插值法估计中学生份额变量的干预前趋势，得到的干预前事件虚拟变量系数与干预后动态效应一并报告在图1中。

根据干预前趋势(pre-trend)系数估计结果可以近似认为，政策出台之前接受干预组与对照组之间的结果变量趋势不存在显著差异。回归结果显示，事件干预前趋势系数不能拒绝系数为0的原假设。线性趋势的F检验得到的p值为0.184，在10%的水平上不能拒绝原假设，表明干预前线性趋势不显著。进一步看动态效应系数，政策出台后的第二期和第三期效应系数显著为正且逐步递增且相对第一期有所增强，表明政策效应存在动态变化。这可能与“营改增”的分阶段试点实施有关，即2012年开始对交通运输业等部分行业试点改征增值税，2013年开始改革试点行业扩大，随着改革的逐渐推进，原有的财政收支平衡体系受到的冲击也逐渐增强。

图1 结果变量平行趋势检验：中学生份额

(三)稳健性检验

为了表明基准回归结果的稳健性，本文采取了一系列稳健性检验措施。稳健性检验的方法及其结果描述如下：

一是重新定义样本。教育资源的城乡差异一直是我国基础教育均衡发展的首要问题，城市教育资源对县域农村地区适龄人口家庭具有较强的吸引力，尤其是省会城市和一些重点城市更具吸引力。因此，城市之间的固有差异可能会干扰基准结果的稳健性。由此，本部分首先通过三种重新定义样本的方式进行稳健性检验。第一种样本定义为，删除直辖市、省会城市和计划单列市、广东省和海南省样本；第二种样本定义为，在第一种样本定义基础上再去掉西部地区省份的剩余样本；第三种样本定义为，删除东部地区的剩余样本。回归结果分别报告在表3中的第1行、第2行和第3行。结果显示，新样本回归得到的政策效应依然显著为正，而且删除西部地区省份以及省会城市样本得到了相对更大的政策效应。这表明受财政体制调整推动，非一线城市同样正在经历普通中学在校生的城市集中化和城市校均规模相对扩大趋势。

二是检验政策预期效应。如果对政策干预的预期效应存在，双重差分设定中的干预后各期被解释变量与干预前被解释变量变得不可比，那么估计到的政策效应就会产生偏差。前文基准回归没有完全排除预期效应的存在性，因此有必要检验预期效应是否存在。具体做法是，将结果变量滞后1期和滞后2期作为新的结果变量纳入回归以检验政策干预是否对干预发生之前的结果存在显著影响。回归结果报告在表3中的第4行和第5行，结果显示预期效应并不显著，在10%的水平上不能拒绝原假设。由此可见，本文基准回归中存在预期效应的可能性非常低。

三是缩尾检验。数据异常是大样本面板数据分析中常见的问题，也是影响回归结果稳健性的重要因素，因此需要考察异常值对结果的可能影响。现有文献中通行的做法是采取缩尾检验，即假设异常值很可能出现在被解释变量数值分布的首尾两端，然后删除首尾部分数据再回归出结果。按照这一思路，本文采用首尾各缩1%观测值的办法进行缩尾检验，得到的估计结果报告在表3中的第6行。通过缩尾检验表明，基准回归结果并没有受到明显干扰。

四是使用Change-in-Change方法回归。本文设定的基准DID 模型能够识别政策干预的因果效应依赖于平行趋势的假设，潜在含义是在政策干预未发生的条件下，以个体和时间固定效应、控制变量以及误差项加总的结果能够预测被解释变量的趋势。但是政策改革试点地点的选择并不是随机确定的，这可能会导致接受试点政策干预的样本组与未接受干预的样本组之间存在系统差异。现有研究已经提出了一种非参数估计方法(16)参见S. Athey and G. W. Imbens, “Identification and Inference in Nonlinear Difference-in-Differences Models,” Econometrica, vol. 74, no. 2, 2006, pp. 431-497.，通过还原试点政策干预组和对照组的反事实结果的完整分布，比较政策干预后干预组与其反事实分布之间的差异来得到政策效应。参照这一方法对政策效应进行估计，得到的非参数估计结果仍然为正，但是估计得到的数值相对基准回归有所下降。可能的原因在于，非参数估计对被解释变量的反事实估计及其分位数估计结果的加权求和与标准DID存在差异。

表3 稳健性检验结果

(四)异质性分析

由于地区间的人口、经济、教育与财政等发展水平存在差异，相同的政策干预可能因经济条件不同产生异质性结果。而本文基准回归估计得到的是平均意义上的干预效应，因此有必要进一步考察政策干预的异质性效应。本文采取分样本回归方法考察地方财力、经济发展水平差异与改革前教育布局调整带来的异质性，具体做法与结果分析如下：

第一，地方财政平衡能力差异产生的异质性影响。基础教育事权由中央和地方政府共同承担，而地方财力强弱直接影响地方政府能够在多大程度上保障地方教育支出充足性。预计地方自有财力越强的地区，城市市区承接中学生源转入的能力也越强。为了检验这一推断是否符合数据事实，本文以地方财政一般预算支出与一般预算收入的比值表示的转移支付依赖性来衡量地方财政能力。考虑到政策试点是以省为单位，因此本文采取省内划分样本范围的方式，避免不同样本分类方法下的政策干预组与对照组分布不平衡的问题。地方财政对转移支付的依赖程度越高，表明地方自有财力越弱。以2011年转移支付依赖性为基准分省划分样本，低于省内中位数水平的设置为低转移支付依赖地区，否则为高转移支付依赖地区。分样本结果见表4。从表中结果来看，很明显低转移支付地区样本的回归进一步确认了前文基准回归结果，且影响更大。换言之，由“营改增”引起的普通中学在校生向城市集中的趋势，在地方自有财力越强的地区越显著。而高转移支付地区回归结果虽然为正但不显著，表明地方财力约束可能是阻碍城市接受流动人口子女就学的重要因素。

表4 财力差异异质性检验结果

第二，地区内部市区与非市区经济发展水平差异产生的异质性影响。发达的城市经济对县域人口具有较强的吸引作用，人口从县向市区流动是普遍现象。市区经济与县域经济发展水平差异越大，市区对县域人口的吸引力就越强，因为县域人口流入市区就业平均意义上能够获得更高的收入。本文以2011年为基准，设定市辖区人均GDP与全地区人均GDP比值高于全省各地区比值中位数的样本为高发展差距组，否则为低发展差距组。分别对两类样本进行回归分析，得到的结果见表5。结果显示，城区与非城区发展差距相对较低的样本组回归结果不显著为正，而高发展差距地区的回归结果显著为正。上述结果表明，那些城区与非城区收入差距大的地区不成比例地吸引了更多中学生源及其家庭的流入。这可能意味着，经济发展的非平衡性对教育资源配置均衡和生源流动产生了较大影响。

表5 发展水平差异异质性检验结果

第三类，前期地方中小学撤并程度差异产生的异质性影响。中学在校生向城市市区集中，反映了基础教育资源的再配置，而这种再配置可能是流出地推力和流入地拉力共同作用的结果。受21世纪以来新出生人口规模下降的影响，农村开展了中小学撤点并校和布局调整，使得部分中小学生源被动流动。有研究显示，农村中小学布局调整后县域义务教育仍呈现非均衡发展(17)参见曾新：《学校布局调整后县域义务教育非均衡发展状况研究》，《华中师范大学学报(人文社会科学版)》2014年第2期。，这构成了生源外流的推动力量。从中学生源流动的推力来看，前期撤点并校程度相对更高的县域地区，更可能促使中学生源向城市流动。与前两类异质性分析类似，根据2008年到2011年的非市辖区小学的学校数量缩减规模按省划分样本，学校数减少规模相对较小的地区为低撤并组，否则为高撤并组。分样本回归结果见表6。结果显示低撤并地区样本的回归系数不显著为正，但是高撤并地区的中学生份额和相对校均规模的回归系数显著为正。这意味着，非市区范围的小学撤点并校，使得已有教育基础设施的辐射范围和承载能力在短期内不可逆转地缩小了，这种情况下，一些外部经济冲击更容易推动基础教育生源向市区流动。

表6 小学学校数减少规模差异异质性检验结果

五、潜在机制分析

本部分讨论以“营改增”为代表的一类财税改革政策，究竟是通过怎样的机制促进中学阶段生源向市区集中，进而影响基础教育的均衡发展。在前文提出的概念性分析框架基础上，本文重点考察了两类影响机制。一是政府教育供给能力受到冲击，即地方政府自有财力受到“营改增”政策实施和税权上移的较大冲击，使得县域中等教育财政保障能力无法及时响应人口调整。二是教育需求转移，即“营改增”政策实施后在城市市区不成比例地创造了更多新的就业机会从而吸引家户向城区迁移，带动教育需求向城区转移。

(一)政府教育供给能力机制

政府教育供给能力机制是指财税体制改革冲击了地方各级政府自有财力，从供给侧影响了教育资源配置的区域均衡发展路径。例如，县级政府在向新的预算收支平衡点调整过程中相对挤出了财政教育支出，导致县域公立中学教育资源配置不足，间接促使中学生源向教育资源更优质的城市市区集中。由于缺乏县级层面教育支出的详细数据，只能寻找一些提示性证据来佐证推测。如果教育供给能力机制存在，可以合理推测城市市区与非市区的财政收入和教育支出发生非均衡变化，那么应该观测到“营改增”导致人均财政收入和人均教育支出的相对变化。具体而言，城区人均财政预算收入相对于全地区有所提高，而县级人均财政预算收入和人均教育支出水平相对下降。政府教育供给能力机制的检验结果见表7。

表7回归结果表明，政府教育供给能力机制成立的可能性不高。根据表7中结果可知，无论是对城区人均收入、教育支出变量还是对县级相应变量回归，政策处理效应回归结果都不显著。无论是第(1)列对城区人均收入比回归，还是对第(2)列县级人均财政收入回归，得到的系数都没有在10%的水平下显著，表明此一轮以“营改增”为引领的财税体制调整并没有促进财力相对地向市辖区集中。类似地，第(3)列对城区人均教育支出比的回归系数不显著为负，而第(4)例对县级人均教育支出的回归系数不显著为正，表明地方政府的教育供给能力并没有受到政策改革的明显冲击。进一步分析来看，党的十八大以来开启的新一轮财税体制改革，尽管调整了中央和地方税收划分体系，但是没有改变地方财政的既得利益，因此教育供给能力机制不显著的结果也符合经济直觉。

表7 政府教育供给能力机制的提示性证据

(二)教育需求转移机制

教育需求转移机制是指家庭受政策改革产生的经济信号影响而发生跨辖区迁移，从而带动教育需求跨辖区转移。在教育资源配置的一般均衡模型中，家户的自由流动是形成地区间资源配置均衡的重要调节器。教育需求转移机制更多地体现了“营改增”政策实施带来的一般均衡效应，因为政策打破了前期形成的家庭教育需求、政府供给能力与社会力量办学积极性的相对均衡。由于包含收入、迁移等信息的家庭层面面板数据缺乏，本文无法直接检验这一机制，只能结合数据可得性来寻找一些提示性证据。如果教育需求转移机制成立，那么可以预期政策变量将显著地吸引更多家庭单位迁入。根据《中国流动人口发展报告2016》披露的数据，2015年与2013年相比的“家庭化”迁徙和居住稳定性趋势加强，且省内流动人口的家庭规模大于跨省流动人口。由此可见，省内家庭单位流动趋势证据与教育需求转移机制是一致的。进一步地，如果我们能够观测到政策变量不成比例地促进了城市市区就业人员规模相对增长，那么对于家庭迁移与教育需求转移机制成立的信心将会提高。有鉴于此，本文选择一些衡量城市市区相对就业规模变化的指标进行回归，结果见表8。

表8 教育需求转移机制的提示性证据

表8结果显示，受“营改增”影响，城市市区就业机会显著增加。从表8第(1)列对就业的产业结构回归结果来看，受政策影响，市区的第二产业就业份额有所增加；从表8第(2)和第(3)列对就业的类型比重回归结果来看，无论是私营个体就业还是单位就业比重都有所上升。这些回归结果表明，城市市区的就业相对规模不成比例地上升。结合前文异质性分析部分的结论，地区内发展差距大而导致在校生份额市区集中更显著，家庭因就业迁徙而带动在校生流动和再配置的可能性较大。严格意义上，城市市区就业增加是支持需求转移机制存在的必要条件。教育需求转移机制存在必然会表现出市区就业机会的增加；反之若教育需求转移机制不成立，也就不太可能观测到市区就业的显著增加。

然而，仅仅教育需求转移并不足以支持城区在校生集中的结果，因为政府教育供给财力没有明显变化。我们猜测是社会力量进入中等教育领域，承接了向城区转移的中学生源。由于缺乏更细致的学校层面数据，没有办法提供城市市区中学生在公办学校、私立学校以及混合所有制学校分布的证据。本文选择以城区用于非高等教育的土地出让地块数来代理新增的办学力量，出让地块数和有偿出让地块数越多，表明社会力量办学规模增长的可能性越高。两类结果变量的系数回归结果见表8的第(5)列和第(6)列，从中可以看出“营改增”政策对城区教育用地数的效应显著为正，对有偿用地数的效应为正但不显著。可以初步认为，“营改增”试点地区城市用于教育的土地出让活动有所增加，侧面反映出教育需求的增加。

六、结论与政策建议

根据人口变动优化教育资源配置和实现基础教育优质均衡发展，是当前我国基础教育需要努力实现的重要目标。而实现这一目标的重要基础和前提是更好地理解教育需求如何变化，尤其是基础教育需求向城市市区的集中化趋势，从而调整教育供给以更好地匹配需求。本文借助2012年推行的“营改增”财税体制调整试点改革，评估了集权化的财税体制改革在多大程度上影响了中学教育生源向城市市区集中和基础教育资源配置均衡化路径。基准DID估计结果表明，政策改革显著促成了普通中学在校生向城市市辖区的集中，平均意义上提升了1.171个百分点。这种生源集中同时表现为城市市区校均在校生规模的相对扩大，但是城市市辖区与非市区的生师比没有明显的失衡迹象。平行趋势检验、预期效应检验、缩尾检验和非参数法检验都显示基准结论的稳健性。异质性分析显示，地方对上级转移支付的依赖、地区内经济发展不平衡、前期小学学校数量缩减规模等因素，都辅助解释了政策改革对中学在校生向城市的定向流动。

受改革冲击的中学在校生向城市市辖区集中，机制检验显示教育需求转移机制是可能性较高的解释，这也反映了非城市市区家庭对教育质量的更高需求。换言之，财税体制改革增加了城市市区的就业机会，可能会吸引同地区内县域人口向城市转移和就业，从而带动适龄人口向城市集中。实际上，教育需求转移机制与追求更高教育质量的动机具有内在一致性。2012年启动的新一轮财税体制改革，尽管调整了中央与地方的税收分享制度，但是改革仍然是以保地方财政收支稳定为基本前提的。而且近年来我国已经建立起较为完备的教育转移支付制度，“营改增”政策试点不太可能会对公共教育支出造成较大扭曲。因此，教育供给能力机制不显著符合经济直觉。

综合前文分析，当前我国基础教育资源配置均衡化发展路径面临的一个重要挑战是家庭会受就业和收入冲击而发生教育需求转移，突出表现为中学在校生不成比例地向城市市区转移和集中。长期以来，城市市区教育质量优势持续存在，并且可能会因经济集聚和城市成长而进一步扩大优势。我国的基础教育财政经费保障体制已经相对独立于政府间财政体制变化而保持了相对稳定性，但是原有教育财政体制无法很好地解决生源流动所造成的供需不匹配问题。这可能会损害基础教育资源配置的效率与公平。基于以上分析，本文提出如下对策建议：

一是要顺应基础教育生源的城市集中趋势，更加注重保障城市市区流动人口接受基础教育的权益。尽管本文研究发现普通中学生源的城市化集中，但是受数据限制，没有进一步分析城市内部的中学教育质量差异以及流入人口适龄子女入读学校的质量特征。从现有文献来看，城市流动人口子女受教育问题一直没有得到很好的解决。而且，现有的进城务工人员随迁子女教育财政政策，并没有很好地解决中央和地方政府的合理财政负担(18)参见吴开俊、 周丽萍：《进城务工人员随迁子女义务教育财政责任划分——基于中央与地方支出的实证分析》，《教育研究》2021年第10期。。因此，我们要推动实现城市内部不同类型学校间的教育资源优质均衡配置，更好吸纳流动人口子女接受城市教育，避免城市内部中学教育的两极分化。

二是要顺应县域人口经济发展的差异化趋势，推动城市市区与县域基础教育的优质均衡发展。教育事业发展不平衡不充分是我国新发展阶段教育领域的主要矛盾，而城市-县城-乡村之间的基础教育发展不平衡是这一矛盾的重要方面。当前阶段，我国经济正面临需求收缩、供给冲击和预期转弱等因素的交织影响，居民就业和收入稳定性不可避免地受到冲击，由此可能会进一步影响到家庭教育需求。近年来的就业迁移门槛已经大大降低，经济欠发达的县域地区人口持续外流，给当地的基础教育高质量的发展带来挑战。因此，顺应人口转移的趋势，我们要大力推动城市市区与县域范围中等教育资源共享，缩小城市与县城之间的基础教育资源配置差距。