九年義務(wù)教育政策的長(zhǎng)期收入效應(yīng)研究

盧盛峰 時(shí)良彥 馬靜

摘 要：本文基于1989—2015年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，在縣市、年份和出生隊(duì)列三個(gè)維度構(gòu)建了三重差分模型，評(píng)估了中國(guó)九年義務(wù)教育政策實(shí)施對(duì)居民收入的長(zhǎng)期影響效應(yīng)，并檢驗(yàn)了其背后的影響機(jī)制。研究結(jié)果表明：（1）中國(guó)九年義務(wù)教育政策對(duì)居民未來(lái)進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資收入存在顯著的正向影響，即九年義務(wù)教育對(duì)個(gè)體長(zhǎng)期收入提升具有促進(jìn)作用;（2）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，女性群體、政策受益時(shí)間長(zhǎng)、農(nóng)村及中西部地區(qū)居民從該政策中受益更多，與此同時(shí)，該政策早期和中期實(shí)施效果較好，而政策實(shí)施后期未達(dá)到預(yù)期效果;（3）九年義務(wù)教育政策顯著增加了個(gè)體受教育年限，并提高了初中及后續(xù)教育的畢業(yè)率，最終增加了個(gè)體的長(zhǎng)期收入。本文的研究對(duì)于全面評(píng)估中國(guó)九年義務(wù)教育政策實(shí)施效果、推動(dòng)中國(guó)教育改革以及實(shí)現(xiàn)社會(huì)效率和公平有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)鍵詞：九年義務(wù)教育政策;長(zhǎng)期收入效應(yīng);居民收入;三重差分模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F124.7? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2022）03-0092-11

一、問(wèn)題的提出

一直以來(lái)，教育被視為提高居民收入、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要抓手，是減少貧困的重要手段，同時(shí)教育發(fā)展有助于提高私人回報(bào)和公共回報(bào)。從教育發(fā)展帶來(lái)的積極私人回報(bào)角度來(lái)看，個(gè)體受教育水平提升有助于其人力資本的快速積累，從而提高個(gè)體或家庭的收入水平，有效減少貧困。根據(jù)2007年經(jīng)濟(jì)與合作發(fā)展組織（OECD）國(guó)家數(shù)據(jù)，接受過(guò)高等教育勞動(dòng)者的收入分別是僅受過(guò)中等教育和初等教育勞動(dòng)者收入的1.51倍和1.93倍。Psacharopoulos 和 Patrions[1]研究發(fā)現(xiàn)，在發(fā)展中國(guó)家，勞動(dòng)者每多受一年的初等教育、中等教育和高等教育，私人教育回報(bào)率將分別提高23.00%、17.90%和21.10%。Hanushek 和 Woessmann[2]研究指出，教育發(fā)展能夠通過(guò)提升社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率來(lái)提升國(guó)家整體創(chuàng)新能力。

作為直接涉及民生的一項(xiàng)議題，教育與收入之間的關(guān)系始終是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)。同時(shí)國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于中國(guó)教育回報(bào)率相關(guān)的研究文獻(xiàn)可謂汗牛充棟。具體來(lái)說(shuō)，Knight 和 Song[3]估計(jì)的1986年中國(guó)城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率約為2.44%—3.03%，Johnson 和 Chow[4]使用1988年中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)估計(jì)的中國(guó)城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率為3.29%，Liu[5]也得到了類(lèi)似的結(jié)論。但是，Zhang等[6]研究發(fā)現(xiàn)，在20世紀(jì)90年代，隨著中國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下就業(yè)制度變遷及勞動(dòng)力跨區(qū)域流動(dòng)，教育回報(bào)率逐步上升。Appleton等[7]基于1988—2002年CHIP數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，1988年中國(guó)教育回報(bào)率為3.60%，到2002年這一指標(biāo)上升至7.50%，高于同期OECD國(guó)家平均增速;Yang[8]基于1988年和1995年中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)教育回報(bào)率從1988年的3.10%快速上升至1995年的5.10%。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于教育回報(bào)率估計(jì)做了大量的實(shí)證研究，典型的教育回報(bào)率估計(jì)模型是由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Mincer[9]提出的收入決定方程。然而在實(shí)證分析中，內(nèi)生性問(wèn)題尤為突出，諸多研究嘗試使用不同的估計(jì)方法解決內(nèi)生性問(wèn)題。Li等[10]使用雙胞胎數(shù)據(jù)控制家庭背景和個(gè)人能力導(dǎo)致的內(nèi)生性偏差，而更多的研究則采用工具變量法來(lái)解決潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。Heckman和Li[11]基于2000年中國(guó)城鎮(zhèn)家庭投資和支出調(diào)查（CUHIES）數(shù)據(jù)，使用工具變量法研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)大學(xué)教育年均回報(bào)率約為11%。Chen和Hamori[12]使用工具變量估計(jì)方法，基于2004年和2006年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)男性和女性的教育回報(bào)率進(jìn)行了估計(jì)，研究發(fā)現(xiàn)男性教育回報(bào)率為12.61%，女性為14.47%。

然而，貧困是阻礙低收入家庭子女獲取教育、提高人力資本的絆腳石，因而提升貧困人口的受教育程度是減貧的重要途徑之一。Faggio等[13]研究發(fā)現(xiàn)，教育可以消除貧困人口的無(wú)知、樹(shù)立積極的工作態(tài)度、提高貧困群體生產(chǎn)力，從而促進(jìn)其收入增長(zhǎng);政府政策可以促進(jìn)低收入家庭子女的教育發(fā)展，提高其受教育水平，從而實(shí)現(xiàn)個(gè)體收入增長(zhǎng)。Shafiq[14]聚焦孟加拉國(guó)的公共教育政策對(duì)貧困家庭子女教育發(fā)展的影響，研究發(fā)現(xiàn)國(guó)家層面的教育政策可以顯著提高貧困家庭子女的受教育程度。Khan等[15]針對(duì)巴基斯坦的研究發(fā)現(xiàn)，政府教育政策的完善可以極大地提高貧困家庭子女的受教育水平。政府教育領(lǐng)域投入對(duì)促進(jìn)貧困家庭子女教育發(fā)展具有重大意義，Barro和Lee[16]等研究發(fā)現(xiàn)，政府教育投入增加能顯著提高貧困家庭子女的入學(xué)率和受教育程度。Schultz[17]認(rèn)為，政府教育投入變化會(huì)對(duì)貧困家庭子女是否上學(xué)的經(jīng)濟(jì)決策產(chǎn)生影響，最終作用到子女的受教育程度。

中國(guó)九年義務(wù)教育政策對(duì)提高貧困家庭子女的受教育程度也具有重要意義。Fang等[18]使用1997—2006年的CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，《中華人民共和國(guó)義務(wù)教育法》（后文簡(jiǎn)稱(chēng)《義務(wù)教育法》）的推行使得中國(guó)居民總體受教育年限增加約0.80年。La[19]基于同一數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果表明《義務(wù)教育法》的實(shí)施使得中國(guó)居民受教育年限總體提高0.82年。劉生龍等[20]使用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2007—2009年中國(guó)城鎮(zhèn)家庭調(diào)查（CUHS）數(shù)據(jù)，采用斷點(diǎn)回歸方法研究發(fā)現(xiàn)，《義務(wù)教育法》的實(shí)施顯著提高了斷點(diǎn)附近居民個(gè)體的受教育年限，在最優(yōu)貸款設(shè)定下平均提高幅度為0.36—0.39年。《義務(wù)教育法》的實(shí)施對(duì)中國(guó)人力資本的提升具有顯著的積極影響。Song等[21]研究了中國(guó)九年義務(wù)教育政策對(duì)貧困家庭子女受教育程度的影響，研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)九年義務(wù)教育的推行對(duì)促進(jìn)貧困家庭子女的教育具有顯著的積極影響，且貧困家庭子女的教育差異主要體現(xiàn)在高中及以后階段。Connelly和Zheng[22]針對(duì)相同主題進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，九年義務(wù)教育政策將適齡兒童全部納入到小學(xué)及初中的教育體系中，盡可能保障了貧困家庭子女獲取教育的機(jī)會(huì)。

相對(duì)于既有研究而言，本文聚焦九年義務(wù)教育逐步推行的背景下，將恰好適齡并從義務(wù)教育政策中受益的群體與其他群體進(jìn)行比較，分析其未來(lái)進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入是否會(huì)受到長(zhǎng)期影響，同時(shí)檢驗(yàn)其背后的影響機(jī)制。更進(jìn)一步地，本文探究九年義務(wù)教育政策對(duì)居民收入的影響是否存在個(gè)體、地區(qū)、年齡和推行年份等方面的異質(zhì)性，從而全面評(píng)估九年義務(wù)教育政策對(duì)居民收入的干預(yù)效果。在識(shí)別策略方面，本文結(jié)合九年義務(wù)教育普及這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，考慮到九年義務(wù)教育政策在全國(guó)各地逐步普及的時(shí)間點(diǎn)不一致，創(chuàng)新性地采用了三重差分法實(shí)現(xiàn)更為精準(zhǔn)的因果推斷。相對(duì)于既有研究而言，本文的創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：（1）識(shí)別了九年義務(wù)教育政策對(duì)居民個(gè)體長(zhǎng)期收入影響的因果效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制;（2）檢驗(yàn)了不同群體在九年義務(wù)教育政策下的異質(zhì)性影響，有利于甄別教育機(jī)會(huì)脆弱性群體并進(jìn)行針對(duì)性的政策干預(yù)設(shè)計(jì);（3）豐富了基礎(chǔ)教育政策、收入再分配政策及政策干預(yù)設(shè)計(jì)等相關(guān)方面的研究文獻(xiàn)，并補(bǔ)充了相應(yīng)的微觀證據(jù)。

二、經(jīng)驗(yàn)分析策略、數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)選取

（一）經(jīng)驗(yàn)分析策略

1. 模型設(shè)定

九年義務(wù)教育政策（下文簡(jiǎn)稱(chēng)“義務(wù)教育政策”）在全國(guó)各地逐步普及的時(shí)間點(diǎn)不一致，與此同時(shí)，即便在同一地區(qū)，不同個(gè)體受到政策影響程度也會(huì)存在差異，這具體體現(xiàn)在出生隊(duì)列差異而產(chǎn)生的個(gè)體暴露于政策的時(shí)間長(zhǎng)度不同。因此，為了識(shí)別這一政策對(duì)個(gè)體收入的平均影響，本文構(gòu)建如下三重差分模型來(lái)進(jìn)行估計(jì)：

Incomeijt=α0+β1countyi×aftert×cohortj+λXijt+γij+μit+ηjt+εijt（1）

其中，Incomeijt為第i縣市的居民個(gè)體j在第t年的收入水平，具體而言：先將居民個(gè)體工資收入進(jìn)行物價(jià)平減處理以消除通貨膨脹因素的影響，隨后通過(guò)取自然對(duì)數(shù)得到因變量值;countyi為調(diào)查數(shù)據(jù)樣本中個(gè)體所處的縣市虛擬變量，若樣本所處縣市受到義務(wù)教育政策影響則取值1，否則為0;aftert為樣本所在縣市推行這一政策改革前后的虛擬變量，政策推行之后取值為1，之前為0;cohortj為所在縣市開(kāi)始實(shí)施義務(wù)教育政策時(shí)居民個(gè)體是否處于政策惠及年齡的虛擬變量，若義務(wù)教育實(shí)施時(shí)個(gè)體年齡處于受惠年齡段取值為1，否則為0。因此，三重差分項(xiàng)countyi×aftert×cohortj的估計(jì)系數(shù)1即為本文關(guān)注的重點(diǎn)，它表示義務(wù)教育政策對(duì)個(gè)體收入的影響效應(yīng)。這里的Xijt為一系列控制變量，包括性別、戶籍、民族及地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量等個(gè)體和社區(qū)特征。及為用于控制縣市—出生隊(duì)列聯(lián)合固定效應(yīng)、縣市—年份聯(lián)合固定效應(yīng)及年份—出生隊(duì)列聯(lián)合固定效應(yīng)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

其中，模型中核心的三重差分項(xiàng)主要基于地區(qū)、年份和出生隊(duì)列三個(gè)維度來(lái)構(gòu)建，具體而言：當(dāng)個(gè)體所處城市已推行義務(wù)教育政策、政策在調(diào)查當(dāng)年已推行，且該地區(qū)實(shí)施義務(wù)教育政策的當(dāng)年個(gè)體年齡處于6—15歲，則三重差分項(xiàng)取值為1，否則為0。在估計(jì)回歸結(jié)果時(shí)，本文將個(gè)體在調(diào)查年份的年齡控制在16—35歲，之所以這樣選取主要是基于以下兩點(diǎn)：（1）根據(jù)《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)法》規(guī)定，中國(guó)居民法定勞動(dòng)年齡為16歲，本文試圖探究受義務(wù)教育政策影響的個(gè)體其收入水平相較而言是否提高，因而需要將樣本年齡限定在16歲，16歲以下個(gè)體一般沒(méi)有收入;（2）設(shè)置35歲年齡上限的原因主要是樣本中縣市第一批推行義務(wù)教育的時(shí)間為1995年，假定從上小學(xué)一年級(jí)（當(dāng)年年齡為6歲）開(kāi)始即接受義務(wù)教育，受第一批政策影響的個(gè)體最大年齡為15歲，截至本調(diào)查數(shù)據(jù)最后一期2015年個(gè)體年齡為35歲，這是完整接受義務(wù)教育個(gè)體的最大年齡。

2. 影響機(jī)制分析策略

教育是人力資本積累的重要途徑，人力資本是居民收入的重要來(lái)源。同時(shí)受教育水平對(duì)居民個(gè)體收入提高具有重大影響，通常而言，受教育水平越高，個(gè)體收入水平越高。因而義務(wù)教育政策下個(gè)體受教育水平提高可能是居民收入增加的一個(gè)重要影響機(jī)制。

為了檢驗(yàn)這一機(jī)制，本文構(gòu)建如下實(shí)證模型：

Eduijt=α0+β1countyi×aftert×cohortj+λXijt+γij+μit+ηjt+εijt（2）

其中，Eduijt為被解釋變量，表示個(gè)體受教育年限，其他變量含義同式（1）。該模型同樣基于個(gè)體所處地區(qū)是否推行義務(wù)教育政策、義務(wù)教育政策在當(dāng)?shù)赝菩心攴莺彤?dāng)?shù)貙?shí)施義務(wù)教育時(shí)個(gè)體是否處于受惠年齡段三個(gè)維度構(gòu)建了三重差分項(xiàng)，測(cè)度接受義務(wù)教育的個(gè)體受教育年限是否相應(yīng)增加，從而檢驗(yàn)義務(wù)教育對(duì)居民收入的影響機(jī)制。

另外，義務(wù)教育政策通過(guò)免除學(xué)雜費(fèi)等舉措為所有適齡兒童提供小學(xué)六年和初中三年的義務(wù)教育，因而相較于未接受過(guò)義務(wù)教育的群體而言，接受過(guò)義務(wù)教育的群體初中畢業(yè)率、高中畢業(yè)率和大學(xué)畢業(yè)率可能有所提高，人力資本積累帶來(lái)了居民收入的增加。這可能是本文的又一影響機(jī)制，因此，本文構(gòu)建如下模型檢驗(yàn)該影響機(jī)制：

Juniorijt/Seniorijt/Universityijt=α0+β1×countyi×aftert×cohortj+λXijt+γij+μit+ηjt+εijt（3）

其中，被解釋變量Juniorijt、Seniorijt和Universityijt為虛擬變量，分別為是否初中畢業(yè)、是否高中畢業(yè)和是否大學(xué)畢業(yè)，分別測(cè)度義務(wù)教育政策推行對(duì)初中、高中和大學(xué)畢業(yè)率的影響，從而檢驗(yàn)義務(wù)教育政策提高居民收入的又一影響機(jī)制，其他變量含義同式（1）。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)選取

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于由中國(guó)疾病預(yù)防和控制中心營(yíng)養(yǎng)和食品安全研究所與美國(guó)北卡羅納大學(xué)教堂山分校卡羅納人口中心聯(lián)合調(diào)查并創(chuàng)建的CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)。該數(shù)據(jù)分別選取了地理特征、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、公共資源等指標(biāo)差異較大的12個(gè)省份進(jìn)行調(diào)查，覆蓋中、東、西三大區(qū)域范圍，具體包括了北京、上海、重慶、遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州，涉及全國(guó)57個(gè)縣市。該數(shù)據(jù)在1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年以及2015年進(jìn)行過(guò)10次調(diào)查，包含家庭人口特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況、社區(qū)統(tǒng)計(jì)情況等方面的信息。目前該數(shù)據(jù)庫(kù)廣泛地用于中國(guó)城鄉(xiāng)居民健康、醫(yī)療、勞動(dòng)等領(lǐng)域的研究。

2. 指標(biāo)選取

為了對(duì)上述計(jì)量方程中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，本文進(jìn)一步對(duì)各項(xiàng)度量指標(biāo)進(jìn)行說(shuō)明。具體而言，本文選取的被解釋變量、解釋變量、個(gè)體特征控制變量和社區(qū)特征控制變量定義，如表1所示。

三、結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

本文將基于式（1）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，以檢驗(yàn)義務(wù)教育政策實(shí)施對(duì)中國(guó)居民個(gè)體長(zhǎng)期收入的影響效應(yīng)。如表2所示。

表2中的列（1）為控制了縣市、年份和出生隊(duì)列的兩兩聯(lián)合固定效應(yīng)后的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，享受過(guò)義務(wù)教育政策的個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后，其收入水平顯著高于未享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體。列（2）在控制兩兩聯(lián)合固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了性別、戶籍、民族等個(gè)體特征控制變量，從而剔除個(gè)體特征對(duì)回歸結(jié)果的影響;列（3）則在列（2）的基礎(chǔ)之上進(jìn)一步加入了社區(qū)人口密度、社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等作為控制變量。結(jié)果顯示，義務(wù)教育政策對(duì)居民個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的長(zhǎng)期收入水平產(chǎn)生了顯著的影響，同時(shí)這一影響在不斷引入個(gè)體和社區(qū)特征控制變量后依然十分穩(wěn)定。

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸分析匯報(bào)結(jié)果的可信度取決于三重差分模型估計(jì)的有效性，因而本文對(duì)三重差分估計(jì)進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。三重差分模型設(shè)定的有效性有一個(gè)關(guān)鍵假設(shè)前提，即在政策事件發(fā)生前處理組和對(duì)照組的變化趨勢(shì)應(yīng)該是一致的，三重差分結(jié)果才是政策干預(yù)的因果效應(yīng)。

由于義務(wù)教育政策并不是在全國(guó)范圍內(nèi)統(tǒng)一推行的，而是在各個(gè)縣市逐步展開(kāi)。本文使用數(shù)據(jù)調(diào)查年份減去義務(wù)教育政策推行年份，差值為0表示政策實(shí)施的當(dāng)期，差值為-1表示政策實(shí)施的前一期，差值為-2表示政策實(shí)施的前兩期，以此類(lèi)推，差值為1表示政策實(shí)施的后一期，差值為2表示政策實(shí)施的后兩期。為了避免政策實(shí)施之前完全共線性的問(wèn)題，本文使用政策實(shí)施前一期為基期，分別使用current表示義務(wù)教育政策開(kāi)始發(fā)揮影響的當(dāng)年，使用post代表義務(wù)教育政策實(shí)施之后的各個(gè)年份，而用pre表示義務(wù)教育政策實(shí)施之前的各個(gè)年份，并在此基礎(chǔ)上將義務(wù)教育政策的影響效應(yīng)在時(shí)期間進(jìn)行了分解。

從結(jié)果來(lái)看，在義務(wù)教育政策實(shí)施之前年份系數(shù)的置信區(qū)間均包括0，表明在政策實(shí)施之前所有的回歸結(jié)果均不顯著，因而在義務(wù)教育政策實(shí)施之前，處理組和對(duì)照組的變化趨勢(shì)是一致的，不存在顯著差異。在義務(wù)教育政策實(shí)施之后，政策發(fā)揮干預(yù)效果，在一些年份估計(jì)系數(shù)變得顯著。與此同時(shí)，從整個(gè)估計(jì)系數(shù)的整體趨勢(shì)上來(lái)看，個(gè)體受到政策影響前的平均影響效應(yīng)都位于0附近，而在政策發(fā)生之后的影響效應(yīng)整體上有明顯的上升趨勢(shì)，這也表明義務(wù)教育政策對(duì)個(gè)體長(zhǎng)期收入的提升效應(yīng)是存在的。因此，本文三重差分模型的平行趨勢(shì)是滿足的。

（三）異質(zhì)性分析

1. 性別和城鄉(xiāng)差異分析

與此同時(shí)，大量現(xiàn)有研究都發(fā)現(xiàn)，教育機(jī)會(huì)在異質(zhì)性個(gè)體特征下會(huì)存在顯著的差異。Shavit和Blossfeld[23]與Lucas[24]的研究結(jié)果都表明，教育機(jī)會(huì)獲取受家庭背景、性別等因素影響，出身于貧困家庭個(gè)體及女性在競(jìng)爭(zhēng)教育機(jī)會(huì)方面處于劣勢(shì)。Buchmann和Mcdaniel[25]研究發(fā)現(xiàn)，教育機(jī)會(huì)獲取存在明顯的性別差異，父權(quán)制觀念和傳統(tǒng)文化影響是導(dǎo)致這一差異的主要因素。國(guó)內(nèi)研究方面，李春玲[26]研究發(fā)現(xiàn)，戶籍身份對(duì)個(gè)人教育機(jī)會(huì)獲取存在重大影響，城鎮(zhèn)戶籍人口相比農(nóng)村戶籍人口而言享有更多的教育機(jī)會(huì)。

考慮到教育機(jī)會(huì)獲取在性別和戶籍方面的固有差異，九年義務(wù)教育政策在男性群體和女性群體、農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)人口之間的影響效果可能亦存在相應(yīng)差別。在家庭可支配資金的約束下，男性獲取教育的機(jī)會(huì)大于女性，此時(shí)若國(guó)家實(shí)施義務(wù)教育政策，可以使本可能喪失教育機(jī)會(huì)的女性進(jìn)入學(xué)校完成學(xué)業(yè)，因而義務(wù)教育政策對(duì)女性的作用效果可能大于男性。另外，城鎮(zhèn)家庭收入水平普遍高于農(nóng)村家庭，更有能力負(fù)擔(dān)子女在教育方面的支出，因而出身于城鎮(zhèn)家庭的子女更有機(jī)會(huì)獲得教育機(jī)會(huì)。若國(guó)家實(shí)施義務(wù)教育政策，可以節(jié)省農(nóng)村家庭在基礎(chǔ)教育方面的支出，此時(shí)農(nóng)村家庭子女獲得教育的機(jī)會(huì)可能大大提高。為了檢驗(yàn)這一猜想，本文將樣本分為男性樣本和女性樣本、城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本，同樣基于三重差分模型探究義務(wù)教育政策的實(shí)施對(duì)個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后收入水平的影響效果是否存在明顯的性別和戶籍方面的異質(zhì)性，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3列（1）和列（2）是檢驗(yàn)義務(wù)教育政策的干預(yù)效果是否存在性別方面的異質(zhì)性。列（1）和列（2）的估計(jì)結(jié)果表明，不論是男性樣本還是女性樣本，享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入要顯著高于同性別未享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體。與此同時(shí)，通過(guò)比較列（1）和列（2）的研究結(jié)果可知，義務(wù)教育政策對(duì)個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的影響效果存在顯著的性別差異，教育機(jī)會(huì)更脆弱的女性群體從義務(wù)教育政策中受益更多，導(dǎo)致這一差異的原因是男女雙方在教育獲得方面存在的固有性別差異。

列（3）和列（4）則檢驗(yàn)了義務(wù)教育政策對(duì)個(gè)體工資收入的影響效果在城鄉(xiāng)方面的異質(zhì)性。同樣基于城鎮(zhèn)戶籍人口及農(nóng)村戶籍人口數(shù)據(jù)的分析結(jié)果都表明，享受到義務(wù)教育政策的個(gè)體在進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資收入顯著地高于未享受這一政策影響的個(gè)體。同時(shí)通過(guò)比較列（3）和列（4）的估計(jì)結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育政策對(duì)個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的影響效果存在顯著的城鄉(xiāng)差異，這一政策對(duì)農(nóng)村居民進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的提升幅度高于對(duì)城鎮(zhèn)居民進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的提升幅度。這也和前文理論分析相一致，即個(gè)體在教育獲得機(jī)會(huì)方面固有的城鄉(xiāng)差異是引致這一現(xiàn)象的重要原因。

2. 地區(qū)差異分析

對(duì)于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，當(dāng)?shù)鼐用袷杖胨较鄬?duì)更高，更有能力負(fù)擔(dān)子女的教育支出。而在經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)，當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖胨较鄬?duì)較低，其子女輟學(xué)或失學(xué)的可能性更大，此時(shí)義務(wù)教育政策對(duì)該部分群體的影響效果可能更大。為了檢驗(yàn)這一猜測(cè)，本文將樣本數(shù)據(jù)按照地理位置劃分為東部（包含北京、上海、遼寧、江蘇和山東）、中部（包含黑龍江、河南、湖北和湖南）和西部（包含重慶、廣西貴州）地區(qū)，探究義務(wù)教育政策的干預(yù)效果是否存在地區(qū)層面的異質(zhì)性，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4中的列（1）—列（3）分別匯報(bào)了基于東部、中部和西部地區(qū)樣本進(jìn)行分組回歸的結(jié)果。估計(jì)結(jié)果均顯示，在義務(wù)教育政策實(shí)施后，不同地區(qū)的個(gè)體在享受過(guò)義務(wù)教育政策影響后其進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的工資收入會(huì)顯著高于未享受到這一政策的其他個(gè)體。與此同時(shí)，通過(guò)進(jìn)一步對(duì)比上述回歸結(jié)果可知，義務(wù)教育政策的實(shí)施使得中西部地區(qū)居民受益更大，經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)受到該政策影響的個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資收入水平增長(zhǎng)幅度顯著高于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)受到該政策影響的個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的增長(zhǎng)幅度，這與本文前述理論分析的內(nèi)在邏輯完全一致。

3. 推行年份差異分析

本文使用CHNS十次調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)研究，在樣本區(qū)間范圍內(nèi)，第一批推行義務(wù)教育政策的時(shí)間為1995年，最后一批推行義務(wù)教育政策的時(shí)間為2005年，義務(wù)教育政策推行時(shí)間不同，該政策對(duì)個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資水平的影響程度可能也存在差異。為了檢驗(yàn)該差異是否存在，本文按照各地區(qū)推行義務(wù)教育的時(shí)間點(diǎn)不同，將樣本數(shù)據(jù)分為三組：第一組為在最早期（1995—1998年）實(shí)施義務(wù)教育政策的地區(qū)樣本數(shù)據(jù)，第二組為在中期（1999—2002年）實(shí)施義務(wù)教育政策的地區(qū)樣本數(shù)據(jù)，第三組為在后期（2003—2005年）實(shí)施義務(wù)教育政策的地區(qū)樣本數(shù)據(jù)。本文依然使用三重差分模型，探究這三組數(shù)據(jù)受義務(wù)教育政策影響的差異，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5中的列（1）—列（3）分別匯報(bào)了早期、中期以及后期實(shí)施義務(wù)教育政策的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果表明，在義務(wù)教育政策實(shí)施的早期和中期，義務(wù)教育政策對(duì)個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的影響效應(yīng)都非常顯著。然而，列（3）顯示，在義務(wù)教育政策實(shí)施后期，在小學(xué)和初中階段享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體，其進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入相較于未享受到義務(wù)教育政策影響的個(gè)體而言沒(méi)有顯著變化。進(jìn)一步比較上述回歸結(jié)果可以看出，義務(wù)教育政策對(duì)于個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的影響存在推行年份上的差異。義務(wù)教育政策推行年份和實(shí)施階段不同，對(duì)受政策影響的居民進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資水平也不同，在推行義務(wù)教育政策的早期和中期，政策效應(yīng)更加明顯，特別是政策實(shí)施的高峰時(shí)期，其政策效應(yīng)最佳;而在推行義務(wù)教育政策后期未達(dá)到預(yù)期效果。

4.政策推行時(shí)年齡差異分析

在推行義務(wù)教育政策時(shí)，若個(gè)體年齡大于15歲，則超過(guò)了義務(wù)教育政策惠及時(shí)間，此時(shí)個(gè)體不會(huì)受義務(wù)教育政策的干預(yù)。若個(gè)體年齡處于12歲以上、15歲以下，則僅能在初中階段享受義務(wù)教育。若個(gè)體年齡處于12歲以下，則既能享受小學(xué)階段的義務(wù)教育，又能享受初中階段的義務(wù)教育。因此，在義務(wù)教育政策推行后個(gè)體接受義務(wù)教育的時(shí)間長(zhǎng)度不一樣，其進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入水平也可能存在差異。為此，本文將樣本按照個(gè)體所在地區(qū)推行義務(wù)教育政策時(shí)的年齡分為兩個(gè)子樣本，推行時(shí)年齡處于12歲以下的為同時(shí)享受小學(xué)和初中階段義務(wù)教育樣本，推行時(shí)年齡處于12歲以上且15歲以下的為僅接受初中階段義務(wù)教育樣本。使用三重差分模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6中的列（1）和列（2）為按照個(gè)體受到義務(wù)教育政策影響時(shí)間長(zhǎng)度而分為影響較長(zhǎng)的小學(xué)和初中組，及影響時(shí)間較短的初中組的對(duì)比分析結(jié)果。結(jié)果顯示，不論是享受政策時(shí)間長(zhǎng)度較長(zhǎng)還是相對(duì)較短的組別下，前文的政策效應(yīng)依然顯著存在，但是值得一提的是，比較列（1）和列（2）的研究結(jié)果可知，從上小學(xué)階段即享受義務(wù)教育的個(gè)體相比于從初中階段才享受義務(wù)教育的個(gè)體而言，前者進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的增長(zhǎng)幅度顯著高于后者，從小學(xué)階段享受義務(wù)教育的個(gè)體享受該政策的時(shí)間更長(zhǎng)，因此，從該政策中受益更多。

列（3）和列（4）則為僅利用男性樣本數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果，以此研究從小學(xué)階段就開(kāi)始享受義務(wù)教育的男性群體和從初中階段才開(kāi)始享受義務(wù)教育的男性群體，其參加工作之后工資收入的提升是否存在顯著差異。結(jié)果顯示，在男性樣本下，不論享受政策的時(shí)間多長(zhǎng)，都會(huì)顯著提高個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資收入水平。與此同時(shí)，在男性群體中享受義務(wù)教育時(shí)的年齡差異導(dǎo)致政策效果不一的情形仍然存在，受到政策影響時(shí)間更長(zhǎng)的組別其政策效應(yīng)更強(qiáng)。列（5）和列（6）為女性樣本的回歸結(jié)果，以此研究從小學(xué)階段就開(kāi)始享受義務(wù)教育的女性群體和從初中階段才開(kāi)始享受義務(wù)教育的女性群體，其進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入的提升程度是否存在顯著差異。估計(jì)結(jié)果與男性樣本分析結(jié)果完全一樣，即無(wú)論享受政策的時(shí)間多長(zhǎng)，都會(huì)顯著提高個(gè)體在進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資收入水平。與此同時(shí)，在女性群體中享受義務(wù)教育時(shí)年齡差異導(dǎo)致政策效果不一的情形仍然存在。

基于此，我們不難發(fā)現(xiàn)，受到政策影響時(shí)間長(zhǎng)度會(huì)顯著影響到政策受益狀況，主要體現(xiàn)在，小學(xué)和初中時(shí)期都受到義務(wù)教育政策影響的個(gè)體的長(zhǎng)期收入效應(yīng)更高;與此同時(shí)，從性別差異上來(lái)看，在女性群體內(nèi)由于享受政策的時(shí)間差異導(dǎo)致政策效果的差異大于男性群體，不難發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育政策對(duì)于教育機(jī)會(huì)獲得相對(duì)較難的女性而言受益更多。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 剔除收入畸高/畸低樣本

居民個(gè)體收入特征呈現(xiàn)正態(tài)分布趨勢(shì)，部分樣本個(gè)體收入水平畸高，最高收入為452萬(wàn)元/年，而部分個(gè)體的收入畸低。考慮到樣本中極端值的存在可能會(huì)使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差，因而對(duì)極端值進(jìn)行剔除處理。剔除收入畸高和畸低樣本后得到的估計(jì)結(jié)果表明，受到義務(wù)教育政策影響的個(gè)體在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的工資收入水平顯著地高于未從義務(wù)教育政策中受益的個(gè)體，且這一結(jié)果在各種樣本處理下均在1%水平上顯著通過(guò)統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)。因此，收入畸高和畸低樣本并不影響研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

2. 調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)層級(jí)

特別值得一提的是，由于具有共同環(huán)境特征下的企業(yè)之間可能會(huì)相互關(guān)聯(lián)，這需要在參數(shù)估計(jì)過(guò)程中對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行相應(yīng)的聚類(lèi)處理來(lái)糾正這種潛在估計(jì)偏差。考慮到政策主要發(fā)生在城市層面，本文在基準(zhǔn)分析部分將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)在縣市層面上，而本部分進(jìn)行調(diào)整，分別將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)在個(gè)體層面、省份層面、縣市—年份層面和省份—年份層面進(jìn)行估計(jì)。

估計(jì)結(jié)果顯示，義務(wù)教育政策實(shí)施后，享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體相較于未享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體而言，其進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后工資收入顯著提高。這也再次證明了本文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

3. 剔除同時(shí)期高校擴(kuò)招政策干擾

1998年12月中國(guó)政府制定了《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)劃》，拉開(kāi)了自1999年開(kāi)始以高校擴(kuò)招為核心的高等教育改革的序幕，這堪稱(chēng)中國(guó)高等教育史上的一重大轉(zhuǎn)折。自1999年起，全國(guó)高校招生規(guī)模每年擴(kuò)大40萬(wàn)人—50萬(wàn)人，中國(guó)開(kāi)啟了史無(wú)前例的大規(guī)模高校擴(kuò)招，1998年高校招生人數(shù)為108萬(wàn)人，至2008年上升為607萬(wàn)人，10年間高校招生人數(shù)增加了5倍多。大規(guī)模的高校擴(kuò)招使得中國(guó)的人力資本得到快速的積累和提升，1999—2016年高等教育毛入學(xué)率年均增長(zhǎng)率高達(dá)8.60%，截至2016年高等教育毛入學(xué)率已達(dá)到42.70%，這一指標(biāo)已遠(yuǎn)超中等收入國(guó)家的平均水平。

在本文的研究中，樣本受義務(wù)教育政策影響的時(shí)間范圍為1995—2005年，根據(jù)前文的研究結(jié)論，受益于義務(wù)教育政策，中國(guó)居民受教育程度得到極大的改善，收入水平得到顯著提高。同時(shí)在這一時(shí)期，中國(guó)實(shí)行大規(guī)模的高校擴(kuò)招政策，這一政策使人力資本又得到快速的積累和提升。人力資本是居民收入的重要源泉，相應(yīng)的居民收入受這一政策影響也得到了快速的提升。因而從1999年起施行的全國(guó)高校擴(kuò)招政策很可能對(duì)本文的研究結(jié)論產(chǎn)生一定的干擾，為了剔除同時(shí)期高校擴(kuò)招政策對(duì)本文研究結(jié)論的潛在影響，本文設(shè)定一個(gè)虛擬變量來(lái)控制這一干擾政策的影響，當(dāng)高校擴(kuò)招政策實(shí)施后個(gè)體受到該政策影響則取值為1，否則為0，將這一虛擬變量代入三重差分模型中對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行再估計(jì)，

表9列（1）是對(duì)全樣本進(jìn)行回歸得到的結(jié)果，數(shù)據(jù)顯示，控制高校擴(kuò)招這一干擾政策影響后，義務(wù)教育政策的實(shí)施對(duì)個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資收入水平仍然存在顯著的積極影響。列（2）和列（3）則進(jìn)一步將樣本按性別分為男性樣本和女性樣本進(jìn)行對(duì)比分析，不難看出，在控制高校擴(kuò)招這一干擾政策后，不論是在男性還是在女性樣本中，義務(wù)教育政策的工資收入增長(zhǎng)效應(yīng)依然顯著存在。值得一提的是，在控制高校擴(kuò)招政策因素影響下，義務(wù)教育政策對(duì)女性就業(yè)收入的影響程度仍然大于男性。

列（4）和列（5）是將全樣本按戶籍分為城鎮(zhèn)戶籍和農(nóng)村戶籍樣本后，再次進(jìn)行對(duì)比分析得到的估計(jì)結(jié)果。

結(jié)果表明，在控制高校擴(kuò)招這一干擾政策后，不論是在城鎮(zhèn)戶籍還是在農(nóng)村戶籍樣本中，義務(wù)教育政策的工資收入增長(zhǎng)效應(yīng)依然顯著存在，這與前文的異質(zhì)性分析結(jié)論相同，即義務(wù)教育政策對(duì)于處于相對(duì)弱勢(shì)的農(nóng)村戶籍人口的影響程度大于對(duì)城鎮(zhèn)戶籍人口的影響。

（五）影響機(jī)制分析

受教育水平提高可能是義務(wù)教育政策影響個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后收入增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制。本文分別以受教育年限、初中畢業(yè)率、高中畢業(yè)率和大學(xué)畢業(yè)率度量受教育水平，基于式（2）和式（3）檢驗(yàn)這一可能的影響機(jī)制，估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7中的列（1）是基于式（2）得到的回歸結(jié)果，因變量為個(gè)體受教育年限，依舊以地區(qū)、年份和年齡三個(gè)維度構(gòu)建三重差分項(xiàng)，控制兩兩聯(lián)合固定效應(yīng)、個(gè)體特征控制變量、社區(qū)特征控制變量，回歸結(jié)果顯示，享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體相較于未享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體而言，其受教育年限平均提高0.65年。可知，中國(guó)義務(wù)教育政策顯著提高了居民的受教育年限，促進(jìn)了人力資本的積累和提升，從而促進(jìn)個(gè)體收入的提高，居民受教育年限增加是義務(wù)教育提高居民收入的一個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制。

列（2）則是基于式（3）得到的回歸結(jié)果，被解釋變量為個(gè)體是否初中畢業(yè)，回歸結(jié)果顯示，享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體相較于未享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體而言，初中畢業(yè)率顯著提高約1.95%。列（3）是基于式（4）得到的回歸結(jié)果，被解釋變量為個(gè)體是否高中畢業(yè)，回歸結(jié)果顯示，義務(wù)教育政策顯著提高了高中畢業(yè)率，相較于未享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體，享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體的高中畢業(yè)率顯著提高約4.55%。列（4）是基于式（5）得到的回歸結(jié)果，被解釋變量為個(gè)體是否大學(xué)畢業(yè)，回歸結(jié)果顯示，在義務(wù)教育政策影響下，享受過(guò)義務(wù)教育的個(gè)體大學(xué)畢業(yè)率顯著提高4.86%。

綜上可知，義務(wù)教育政策推行后，中國(guó)居民整體受教育年限顯著增加了0.65年，且居民整體的初中畢業(yè)率、高中畢業(yè)率和大學(xué)畢業(yè)率均顯著提升，這極大地促進(jìn)了人力資本的提高，從而增加居民收入水平。因此，本文論證了居民受教育水平提高是義務(wù)教育政策提升居民長(zhǎng)期收入水平的重要影響機(jī)制。特別值得指出的是，義務(wù)教育政策對(duì)大學(xué)畢業(yè)率的影響效應(yīng)最大，對(duì)高中畢業(yè)率的影響效應(yīng)次之，而對(duì)初中畢業(yè)率的影響效應(yīng)最小。這表明為適齡兒童提供義務(wù)教育的影響效果是長(zhǎng)遠(yuǎn)的，基礎(chǔ)端受教育水平的提高能激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣和熱情，增加其繼續(xù)深造的概率，因而義務(wù)教育不僅能提高國(guó)民基礎(chǔ)素質(zhì)水平，達(dá)到掃除文盲的目的，亦能提高國(guó)民整體文化素質(zhì)，促進(jìn)高等教育的全面發(fā)展。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于CHNS數(shù)據(jù)，在地區(qū)、年份和個(gè)體年齡三個(gè)維度構(gòu)建三重差分項(xiàng)，研究了義務(wù)教育政策的實(shí)施對(duì)居民收入的影響效應(yīng)，同時(shí)檢驗(yàn)其背后的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）義務(wù)教育政策對(duì)個(gè)體未來(lái)進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的工資收入水平存在顯著的正向影響，即基礎(chǔ)教育對(duì)個(gè)體長(zhǎng)期收入提升具有促進(jìn)作用;（2）義務(wù)教育政策對(duì)居民收入的影響在個(gè)體和地區(qū)層面存在明顯的異質(zhì)性，對(duì)女性群體和農(nóng)村居民的影響程度更大，對(duì)中西部地區(qū)居民的干預(yù)效果更強(qiáng);（3）義務(wù)教育政策在早期和中期實(shí)施時(shí)政策效果較好，而在政策實(shí)施后期未達(dá)到預(yù)期效果;（4）從小學(xué)階段接受義務(wù)教育的個(gè)體受益于該政策的時(shí)間更長(zhǎng)，收入增長(zhǎng)幅度也顯著更高。在上述分析基礎(chǔ)上進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，剔除收入畸高/畸低樣本、調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)層級(jí)、剔除同時(shí)期高校擴(kuò)招政策干擾等，結(jié)果均證明了前文結(jié)論的穩(wěn)健性;（5）進(jìn)一步的影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育政策顯著增加了受教育年限，提高了初中及后續(xù)教育的畢業(yè)率，最終增加了個(gè)體的長(zhǎng)期收入。

基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下政策性建議：

第一，進(jìn)一步提高教育基本公共服務(wù)的均等化水平。推進(jìn)教育基本公共服務(wù)均等化對(duì)于促進(jìn)社會(huì)公平正義、增強(qiáng)全體人民在共建、共享發(fā)展中的獲得感，以及最終實(shí)現(xiàn)共同富裕，都具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。然而，當(dāng)前中國(guó)城鄉(xiāng)之間、不同區(qū)域之間以及不同社會(huì)群體之間在教育基本公共服務(wù)供給狀況方面依然存在較大程度的不均等，這也是未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)政府需要繼續(xù)推進(jìn)的一項(xiàng)重要工作。與此同時(shí)，這種均等化也不應(yīng)簡(jiǎn)單化為教育基本公共服務(wù)數(shù)量上的均等化，更應(yīng)該是一種服務(wù)質(zhì)量上的均等化，即逐步形成數(shù)量大致均等、質(zhì)量大致相當(dāng)、方便可及性狀況大致相同的教育基本公共服務(wù)供給格局，這將有利于改善全體居民的整個(gè)收入分配格局，并有利于共同富裕的最終實(shí)現(xiàn)。

第二，適當(dāng)延長(zhǎng)義務(wù)教育的普及階段。進(jìn)入新時(shí)代，中國(guó)義務(wù)教育步入新的發(fā)展階段，黨的十九大報(bào)告也提出要在全國(guó)范圍內(nèi)普及高中階段教育。同時(shí)，適當(dāng)延長(zhǎng)義務(wù)教育的年限也是未來(lái)中國(guó)義務(wù)教育改革的一個(gè)重要發(fā)展方向。經(jīng)歷了改革開(kāi)放四十余年穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展后的今天，適當(dāng)延長(zhǎng)中國(guó)義務(wù)教育階段的教育年限已經(jīng)成為了可能。這得益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的穩(wěn)定而雄厚的財(cái)力基礎(chǔ)，更是新時(shí)期改善收入分配格局、促進(jìn)共同富裕的時(shí)代要求，同時(shí)也將有利于進(jìn)一步提高整體國(guó)民素質(zhì)。另外，在全國(guó)范圍內(nèi)普及高中階段教育也有利于降低生育成本，積極應(yīng)對(duì)人口老齡化。“十四五”規(guī)劃明確提出，實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化的國(guó)家戰(zhàn)略，制定人口長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略，優(yōu)化生育政策，增強(qiáng)生育政策包容性。可見(jiàn)，如何通過(guò)優(yōu)化生育政策來(lái)積極應(yīng)對(duì)人口老齡化已經(jīng)成為中央關(guān)注的一項(xiàng)重要議題，而進(jìn)一步將高中納入義務(wù)教育的普及階段將是一項(xiàng)可行的政策選項(xiàng)。

第三，有針對(duì)性地對(duì)教育機(jī)會(huì)更脆弱的女性群體、農(nóng)村居民及欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民設(shè)計(jì)教育幫扶政策。本文的研究表明，義務(wù)教育政策對(duì)不同群體的影響效果不盡相同，教育獲得機(jī)會(huì)更脆弱的女性群體和農(nóng)村群體從義務(wù)教育政策中受益更多，與此同時(shí)，地處經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)的中部地區(qū)和西部地區(qū)居民受義務(wù)教育政策干預(yù)效果更大。換言之，當(dāng)未實(shí)施義務(wù)教育政策時(shí)，特定的脆弱群體將很大概率無(wú)法得到基礎(chǔ)教育機(jī)會(huì)，而義務(wù)教育政策出臺(tái)首先使這些群體從中受益。而這部分人群恰恰也是全社會(huì)整個(gè)收入分配格局中最底層的群體。因此，進(jìn)一步有針對(duì)性地對(duì)教育機(jī)會(huì)相對(duì)更脆弱的女性和農(nóng)村居民群體等設(shè)計(jì)專(zhuān)項(xiàng)幫扶政策，將有利于通過(guò)“精準(zhǔn)扶智”實(shí)現(xiàn)“精準(zhǔn)致富”的政策目標(biāo)，從而更好地服務(wù)于共同富裕的發(fā)展大局。

第四，關(guān)注政府公共服務(wù)提供對(duì)低收入群體的增收效應(yīng)，促進(jìn)共同富裕。不僅教育基礎(chǔ)公共服務(wù)有利于增加個(gè)體長(zhǎng)期收入，其他各類(lèi)基本公共服務(wù)都會(huì)使低收入群體從中受益更多，從而提高收入水平。其背后的邏輯在于，相對(duì)于高收入群體而言，低收入群體才是各類(lèi)政府基本公共服務(wù)的主要使用者，同時(shí)也將更多地從這些基本公共服務(wù)中受益。與此同時(shí)，相對(duì)于直接針對(duì)低收入群體給予政府轉(zhuǎn)移支付可能帶來(lái)降低勞動(dòng)積極性的潛在負(fù)向激勵(lì)而言，政府基本公共服務(wù)供給決策作為一種使用者受益的政策選擇，能夠較好地規(guī)避這一負(fù)向激勵(lì)問(wèn)題。同時(shí)，更多樣、更全面的基本公共服務(wù)供給，不僅有利于降低低收入者的生活成本，甚至也能直接或間接增強(qiáng)個(gè)體的人力資本等要素稟賦，從長(zhǎng)期來(lái)看也將改善這部分群體的經(jīng)濟(jì)狀況。因此，在設(shè)計(jì)各類(lèi)促進(jìn)共同富裕的政策時(shí)，要充分關(guān)注政府公共服務(wù)提供帶來(lái)的潛在增收效應(yīng)，發(fā)揮好公共服務(wù)在調(diào)整收入分配差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕過(guò)程中的作用。

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（責(zé)任編輯：徐雅雯）