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9 3 新机制政策对黑龙江省义务教育经费支出的影响（第2页）

表9-6中列出了差分模型估计的政策变量系数值，衡量了“新机制”改革对生均财政预算内经费县本级支出的影响。模型（1）中含有政策变量和人均地方财政收入、人均GDP、人口和人均预算内教育经费支出这几个控制变量。模型（2）加入了政策变量与人均GDP的交互项。模型（3）验证了政策变量与高（最高的30%）、中（中间的40%）、低（最低的30%）地方GDP水平的交互项对生均预算内教育经费的县本级支出有什么影响。

模型（1）的估计结果为正，并且在统计上是显著的。改革变量的系数可以解释为改革引起的义务教育生均财政预算内经费的县本级支出增长量为353。3元。模型（2）中加入了政策变量与人均GDP的交互项，其系数的估计结果虽然是一个很小的正值，但在统计上比较显著，说明在县本级支出上，地方GDP水平对于政策是有一些影响的。在这个模型中对政策变量的估计结果为正，数值依然比较大，在统计上显著。

模型（3）将地方GDP分为高中低三个组，三组的回归结果均为正值。GDP低的组与政策变量的交互项回归结果为显著的正值，数值为305。3，说明政策在经济水平落后的地区起到了显著的正面作用；GDP中等组与政策变量的交互项回归结果为正值，数据比前一组要高，达到了373。9，但在统计上并不很显著；GDP高的那一组与政策变量的交互项回归结果为正值，数值为468，在统计上显著。从这三组估计值可以看出对于县本级的预算内经费支出，改革的效果体现出了在经济水平越好的县区改革效果越好的规律，这跟县本级教育支出本身受地方财政能力影响有关。经济发展好一些的县区，财政收入更高，能够支出的财政资金也就越多，在改革政策的带动下会进一步提高对教育的投入，这样的发展模式对教育资源的均衡分配很不利。

表9-6“新机制”对县本级生均财政预算内经费支出的影响效应模型

9。3。2。2均衡指标分析结果

从极差率（分布的上90%与下10%分位点之比）、变异系数和Gini系数三个系数（见表9-7）的时间变化趋势来看，各县本级的预算内经费支出的差异总体上在缩小。尤其是在2007年实施“新机制”改革以后，三个指标系数都急剧下降。

表9-7县本级生均财政预算内经费支出均衡指标测算

图9-62005—2009年县本级生均财政预算内经费支出极差率变动趋势

从调整的极差率的变化趋势来看，2005年到2006年数值增大，2007年依然保持在一个很高的位置，说明这几年，各县区的本级教育支出差异是很大的，主要是受当地的财政收入和财政支出情况影响，财政情况好的就支出的多，财政情况差的就少。但这种情况，在2007年“新机制”改革实施以后，得到了一定的改善，但是这种改善并没有得到保持。

图9-72005—2009年县本级生均财政预算内经费支出变异系数、Gini系数变动趋势

从变异系数和Gini系数的变化趋势也可以得出相同的结论。2007年“新机制”改革实施以后，到2008年，两个系数的值都降到了最低。说明“新机制”改革的政策不仅降低了县域间预算内经费投入总额的差异，也降低了县域间县本级支出的差异，带动了县区自身的投入。但是这种下降的趋势到2009年被打破，两个系数的值再次上升。

9。3。3“新机制”对生均公用经费支出的影响效应

公用经费衡量的是学校维持正常运转中除去人员经费的支出。具体支出范围涵盖教学业务与管理、教师培训、教学实验、文体活动、水电、取暖、交通差旅、邮电、仪器设备及图书资料购置、房屋及仪器设备的日常维修维护等，但是不得用于人员经费、基础建设、偿还历史债务。在黑龙江省“新机制”改革的内容中，对于生均公用经费标准做出了明确的规定：农村义务教育阶段中小学生均公用经费全部达到“一费制”确定的生均公用经费基本标准，即农村小学305元、初中354元，县镇小学390元、初中470元。

9。3。3。1增量效果实证分析结果

“新机制”改革的内容中明确的规定了农村义务教育阶段的生均公用经费标准。表9-8中列出了差分模型估计的政策变量系数值，衡量了改革政策对生均公用经费的影响。模型（1）中含有政策变量和人均地方财政收入、人均GDP、人口和人均预算内教育经费支出这几个控制变量。模型（2）加入了政策变量与人均GDP的交互项。模型（3）验证了政策变量与高（最高的30%）、中（中间的40%）、低（最低的30%）地方GDP水平的交互项对生均公用经费有什么影响。

表9-8“新机制”对生均公用经费支出的影响效应模型

模型（1）的估计结果为正，并且在统计上是显著的。改革变量的系数可以解释为改革引起的生均公用经费增长量为329。5元，这个增量比较大，主要原因在于危房改造费用和日常校舍维修维护的费用在公用经费中进行列支。模型（2）中加入了政策变量与人均GDP的交互项，其系数的估计结果是一个很小的正值，在统计上不显著，说明提高生均公用经费的政策并没有受到县区的经济发展情况影响。在这个模型中，改革变量的回归结果是314。9，依然在统计上显著。

模型（3）将地方GDP分为高中低三个组，三组的回归结果均为正值。GDP低的组与政策变量的交互项回归结果为显著的正值，数值达到418。3，说明政策在经济水平落后的地区起到了显著的正面作用；GDP中等组与政策变量的交互项回归结果为正值，数据比前一组要低，达到了383。9，但在统计上并不很显著；GDP高的那一组与政策变量的交互项回归结果为正值，数值进一步降为261，在统计上显著。从这三组估计值可以看出对于生均公用经费支出，改革的效果体现出了在经济水平越落后的县区改革效果越好的规律。这说明，改革政策使原本生均公用经费很低的县区得到了提高，一方面，中央和省级财政的转移支付使它们达到了政策规定的标准；另一方面，政策带动了县本级的教育支出；而那些本身就在标准之上的县区的生均公用经费则可能维持原状或小幅度的提高。这样，政策就对生均公用经费的公平程度做出了一定的贡献。

9。3。3。2均衡指标分析结果

从三个系数（见表9-9）的时间变化趋势来看，生均公用经费支出的不平等程度在2005—2009年总体呈下降趋势。2005年，开始实施“十一五”规划以后，三个系数都有明显的下降。但2007年后，三个系数的值又都有所上升。

表9-9生均公用经费均衡指标测算

图9-82005—2009年县本级生均财政预算内经费支出变异系数、Gini系数变动趋势

由于三项均衡指标的变动趋势基本一致，因此，我们仅在图9-8中呈现了生均公用经费的Gini系数。Gini系数在0。2～0。5变动。从变化趋势来看，2005年的系数值最高，达到0。499，但在2006年急剧下降至0。3以下，2007—2008年的系数值小幅度上升，此后几年始终高于2006年的水平。总的来看，改革对缩小生均公用经费的县域间差异没有起到正面的作用，这与生均财政预算内支出这个大口径指标的变化趋势基本相同。