一、引言

義務(wù)教育是國(guó)民教育體系的重要部分，在現(xiàn)代化建設(shè)中具有基礎(chǔ)性、戰(zhàn)略性的作用。隨著九年義務(wù)教育“基本普及\"的目標(biāo)如期實(shí)現(xiàn)①，人人有學(xué)上的問題基本上得到解決，義務(wù)教育取得巨大成就。但是我國(guó)由于幅員遼闊，各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展嚴(yán)重不均衡，區(qū)域間、城鄉(xiāng)間、學(xué)校間的財(cái)政投入與辦學(xué)水平差距仍在進(jìn)一步拉大，義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展成為目前義務(wù)教育發(fā)展的重點(diǎn)議題。黨的二十大報(bào)告指出要“加快義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化”，這實(shí)際上是對(duì)我國(guó)義務(wù)教育發(fā)展提出了更高的要求，有利于提升我國(guó)人口的整體質(zhì)量，為推進(jìn)我國(guó)“人口紅利\"向“人才紅利\"的轉(zhuǎn)型奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

促進(jìn)農(nóng)村教育發(fā)展是實(shí)現(xiàn)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展的關(guān)鍵所在。一直以來，我國(guó)農(nóng)村教育財(cái)政投人滯后于城市地區(qū)，農(nóng)村學(xué)校難以獲得足夠的經(jīng)費(fèi)進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、聘請(qǐng)合格教師。從長(zhǎng)期來看，這種教育投人的差異將會(huì)造成城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量的失衡，不利于我國(guó)實(shí)現(xiàn)共同富裕。我國(guó)頒布了一系列傾斜政策促進(jìn)農(nóng)村教育財(cái)政投入的提高，然而成效如何，尤其是對(duì)促進(jìn)共同富裕起到關(guān)鍵作用的人力資本質(zhì)量有多大作用，這是需要訴諸數(shù)據(jù)檢驗(yàn)的問題。

國(guó)務(wù)院于2005年12月發(fā)布《關(guān)于深化農(nóng)村義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)保障機(jī)制改革的通知》（簡(jiǎn)稱“新機(jī)制”），明確規(guī)定“全面落實(shí)兩免一補(bǔ)\"\"提高農(nóng)村義務(wù)教育階段中小學(xué)公用經(jīng)費(fèi)保障水平\"\"建立農(nóng)村義務(wù)教育階段中小學(xué)校舍維修改造長(zhǎng)效機(jī)制\"“鞏固和完善農(nóng)村中小學(xué)教師工資保障機(jī)制\"四個(gè)方面的內(nèi)容。“新機(jī)制\"的實(shí)施使農(nóng)村地區(qū)義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)投入以年均 3 2 . 6 % 的速度快速穩(wěn)定增長(zhǎng)，財(cái)政性教育費(fèi)投人大幅增加，有效緩解了農(nóng)村地區(qū)教育經(jīng)費(fèi)投入不足的問題（黃斌等，2017;梁文艷和胡詠梅，2013;孫丹等，2018）。

本研究充分利用此次政策引起的農(nóng)村教育財(cái)政投入增長(zhǎng)，檢驗(yàn)農(nóng)村教育財(cái)政投人與人力資本質(zhì)量的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)一步考察了個(gè)體人力資本提升后是否會(huì)切實(shí)轉(zhuǎn)化為個(gè)體收人，以及受政策影響的農(nóng)村個(gè)體是否會(huì)有意識(shí)地將自身人力資本質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)傳遞給下一代，研究豐富了農(nóng)村教育財(cái)政投人增加后的影響效應(yīng)，解決了自20世紀(jì)80年代以來國(guó)內(nèi)外關(guān)于財(cái)政投人是否能提升辦學(xué)效率等方面的爭(zhēng)議，并為我國(guó)持續(xù)提高農(nóng)村教育財(cái)政投人、推進(jìn)義務(wù)教育均衡發(fā)展、實(shí)現(xiàn)共同富裕提供循證依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

我國(guó)城鄉(xiāng)間的教育財(cái)政投入差異由來以久。20世紀(jì)80年代我國(guó)開始財(cái)政分權(quán)改革，目的是發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，同時(shí)利用地方政府對(duì)當(dāng)?shù)鼐用衿玫拿舾行?，把發(fā)展義務(wù)教育等公共產(chǎn)品的責(zé)任交給地方，但是由于義務(wù)教育“責(zé)任主體\"重心過低，農(nóng)村義務(wù)教育由財(cái)政收入較為缺乏的鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）和村負(fù)責(zé)，由此出現(xiàn)“重城輕鄉(xiāng)\"的行為偏差（林毅夫和劉志強(qiáng)，2000；孫志軍等，2010；Tiebout，1956）。之后，義務(wù)教育逐漸形成“地方政府負(fù)責(zé)、分級(jí)管理、以縣為主\"的管理體制，但相應(yīng)的財(cái)權(quán)卻上移至中央政府，地方政府在財(cái)權(quán)和事權(quán)方面的嚴(yán)重不對(duì)等導(dǎo)致城鄉(xiāng)教育財(cái)政投人差距得以進(jìn)一步擴(kuò)大（哈巍等，2017）。

“新機(jī)制\"的實(shí)施一定程度縮小了城鄉(xiāng)教育財(cái)政投入上的差距，它規(guī)定中央和地方“分項(xiàng)目、按比例”承擔(dān)義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)支出，并且明確中央在經(jīng)費(fèi)承擔(dān)上“拿大頭”，這就為農(nóng)村地區(qū)義務(wù)教育發(fā)展提供了可靠的經(jīng)費(fèi)來源，促進(jìn)農(nóng)村教育財(cái)政投入的提高（哈巍和劉葉，2018）。而作為人力資本形成的重要途徑，教育財(cái)政投入增加一定程度上有利于促進(jìn)個(gè)體人力資本質(zhì)量的提升（亢延錕等，2023；劉歡，2023；孫萌和臺(tái)航，2018；趙紅軍和張盼，2018）。

近些年評(píng)估“新機(jī)制\"政策效果的實(shí)證研究較多，一些學(xué)者利用“新機(jī)制\"引起的農(nóng)村教育財(cái)政投入增加，以學(xué)生就學(xué)率、義務(wù)教育普及率等宏觀人力資本質(zhì)量指標(biāo)估計(jì)了該政策的影響。例如，王小龍（2009）基于四省四縣二十四校的樣本數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，“新機(jī)制\"的實(shí)施顯著提高了初中學(xué)生的入學(xué)率；胡詠梅和盧柯（2010）利用西部五省的數(shù)據(jù)，構(gòu)建小學(xué)和初中毛人學(xué)率的增值模型，發(fā)現(xiàn)“新機(jī)制\"實(shí)施后，西部五省的農(nóng)村義務(wù)教育普及率得到明顯提升。

另一部分學(xué)者以個(gè)體教育獲得、認(rèn)知能力、健康水平等微觀人力資本質(zhì)量指標(biāo)探究了“新機(jī)制\"對(duì)個(gè)體人力資本質(zhì)量的影響。 S h i（ 2 0 1 5 ） 利用甘肅基礎(chǔ)教育調(diào)查（GSCF）數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙重差分模型，發(fā)現(xiàn)“新機(jī)制\"改革有利于促進(jìn) 1 3 ～ 1 6 歲兒童的人學(xué)；Xiao（2017）利用“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查\"數(shù)據(jù)（CFPS），基于不同省份“新機(jī)制\"實(shí)施時(shí)間差異，構(gòu)建雙重差分模型探究“新機(jī)制\"對(duì)農(nóng)村個(gè)體的教育獲得、認(rèn)知水平和健康情況的影響，結(jié)果顯示政策能顯著提高農(nóng)村個(gè)體成年初期的人力資本質(zhì)量，且受政策影響的時(shí)間越長(zhǎng)，這種正向影響越強(qiáng)。賈婧和柯睿（2020）也得到與此類似的結(jié)論。Ha和Yan（2018）利用 2015 年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局收集的全國(guó) 1 % 的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，利用雙重差分法分析發(fā)現(xiàn)，“新機(jī)制\"實(shí)施期間政府補(bǔ)貼每增加 20 % ，位于中西部農(nóng)村地區(qū)的個(gè)體受教育年限會(huì)相應(yīng)提高0.21年。

從以上文獻(xiàn)梳理來看，已有研究均充分證實(shí)“新機(jī)制\"的實(shí)施使農(nóng)村群體獲益。但是，這種獲益是否能有效縮小城鄉(xiāng)間的個(gè)體人力資本質(zhì)量差距，較少有文獻(xiàn)對(duì)此進(jìn)行討論。林錦鴻（2021）基于CFPS 數(shù)據(jù)，利用政策實(shí)施地區(qū)差異以及個(gè)體出生隊(duì)列差異構(gòu)造隊(duì)列雙重差分模型，研究發(fā)現(xiàn)“新機(jī)制\"的實(shí)施縮小了城鄉(xiāng)教育差距。然而，該研究用統(tǒng)一的時(shí)間點(diǎn)識(shí)別受政策影響的組別，忽視“新機(jī)制\"的實(shí)施是分省份逐步推進(jìn)這個(gè)事實(shí)，在這種模型設(shè)定情況下估計(jì)“新機(jī)制\"所產(chǎn)生的政策效應(yīng)必然產(chǎn)生偏誤。

事實(shí)上，新機(jī)制\"對(duì)不同個(gè)體人力資本質(zhì)量的影響可能存在異質(zhì)性，至少表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，農(nóng)村地區(qū)的女性通常在教育機(jī)會(huì)和資源獲取方面處于劣勢(shì)地位，因此與以往研究所關(guān)注的一致（宋弘等，2022；王小龍，2009），筆者引入了性別這一維度，探討“新機(jī)制\"的實(shí)施是否可以改善女性的人力資本質(zhì)量。第二，新增公共教育資源的受益群體可能因個(gè)人的家庭背景而異。根據(jù) Raftery 和 Hout（1993）的觀點(diǎn)，增加教育財(cái)政支出其實(shí)并不能促進(jìn)不同階層間的教育平等。只有在擁有優(yōu)勢(shì)家庭背景的人群的教育需求滿足之后，教育財(cái)政投入才會(huì)惠及弱勢(shì)階層，由此提出“最大化維持不平等理論”（Maximally Maintained Inequality，MMI）（羅楚亮和汪鯨，2021）。本研究為檢驗(yàn)這一理論，引人了家庭背景這一變量，探究“新機(jī)制”是否讓農(nóng)村優(yōu)勢(shì)家庭背景的個(gè)體受益更多，而讓農(nóng)村弱勢(shì)群體受益更少，呈現(xiàn)出精英俘獲①的現(xiàn)象。

當(dāng)個(gè)體的人力資本質(zhì)量得到改善后，其經(jīng)濟(jì)收人和教育觀念可能會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變化。經(jīng)典人力資本理論認(rèn)為，個(gè)體人力資本提升可以促進(jìn)自身勞動(dòng)效率的提高，進(jìn)而有效增加個(gè)體收人。Brauw 和Rozelle（2009）、宋英杰（2010）、刑春冰等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，人力資本理論同樣適用于農(nóng)村地區(qū)，即農(nóng)村居民受教育水平會(huì)直接影響其經(jīng)濟(jì)收益。進(jìn)一步地，當(dāng)個(gè)體感受教育帶來的經(jīng)濟(jì)回報(bào)時(shí)，他們會(huì)更加清晰地認(rèn)識(shí)到教育的作用，重視對(duì)子女教育上的投資，為子女盡可能爭(zhēng)取優(yōu)勢(shì)的教育資源（劉金典等，2023）。因此，本研究在拓展性分析中引人個(gè)體收人和家庭教育投人兩個(gè)變量，探討“新機(jī)制”對(duì)個(gè)體人力資本質(zhì)量產(chǎn)生作用后的長(zhǎng)遠(yuǎn)影響。

綜上所述，本研究的創(chuàng)新主要包括以下幾點(diǎn)：第一，在研究方法方面，基于各省份“新機(jī)制\"實(shí)施的具體時(shí)間點(diǎn)，采用隊(duì)列雙重差分方法，在控制各地區(qū)的事前趨勢(shì)下，較準(zhǔn)確地識(shí)別“新機(jī)制\"對(duì)農(nóng)村個(gè)體人力資本質(zhì)量的影響，回答農(nóng)村教育財(cái)政投入增加是否可以顯著改善城鄉(xiāng)個(gè)體人力資本質(zhì)量差距的問題。第二，在研究數(shù)據(jù)方面，利用中國(guó)本土的大規(guī)模調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本涵蓋城市和農(nóng)村地區(qū)，所得結(jié)論可以較好地指導(dǎo)我國(guó)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展階段相關(guān)政策的制定。第三，在研究?jī)?nèi)容方面，除了考察“新機(jī)制”對(duì)不同群體的影響外，本研究還從多個(gè)角度探討了農(nóng)村教育財(cái)政投入對(duì)個(gè)體人力資本質(zhì)量提升后的長(zhǎng)遠(yuǎn)效應(yīng)，即個(gè)體人力資本質(zhì)量提升后，其收入和教育觀念是否會(huì)得到相應(yīng)的改變，進(jìn)一步豐富了既往的研究結(jié)論。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)說明

本文所用數(shù)據(jù)的來源主要有兩個(gè)：第一，北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的2020年“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查\"數(shù)據(jù)（CFPS）。CFPS于2010年正式開展調(diào)查，樣本覆蓋全國(guó)25個(gè)省/市/自治區(qū)14960戶共計(jì)42590人②，在全國(guó)層面具有較強(qiáng)的代表性。調(diào)查內(nèi)容涉及受訪者及其子女的人力資本情況、父母學(xué)歷、教育投入以及其他個(gè)人基本信息，為筆者基于個(gè)人微觀數(shù)據(jù)回答精細(xì)的研究問題提供了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。第二，省級(jí)層面數(shù)據(jù)。這部分?jǐn)?shù)據(jù)主要來自 2005年各類統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，包括人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化水平③、人均教育經(jīng)費(fèi)支出等指標(biāo)。

如前所述，“新機(jī)制”的受益對(duì)象主要涵蓋的是義務(wù)教育階段的學(xué)齡兒童，按照我國(guó)《義務(wù)教育法》的規(guī)定，接受義務(wù)教育兒童的年齡通常為 歲 ④ ，這意味著在“新機(jī)制\"實(shí)施時(shí)，個(gè)體需要在這個(gè)年齡段內(nèi)才能受到政策的影響。因此，根據(jù)“新機(jī)制\"生效時(shí)間，出生年份在 1 9 9 0 - 1 9 9 9 年的個(gè)體受到了“新機(jī)制\"的影響③，即自然實(shí)驗(yàn)的“處理組”;為保證受政策影響組和不受政策影響組的年齡段長(zhǎng)度相同，筆者將 1 9 8 0 - 1 9 8 9 年出生的個(gè)體視為不受政策影響的組別，即“對(duì)照組”。最終的有效樣本涵蓋了1 9 8 0 - 1 9 9 9 年出生的個(gè)體，得到有效的微觀樣本量4386個(gè)。表1報(bào)告的是本研究所用到的具體變量及其描述性統(tǒng)計(jì)。

（二）識(shí)別策略

參照Duflo（2001）的研究，本文采用隊(duì)列雙重差分方法對(duì)“新機(jī)制”產(chǎn)生的政策效果進(jìn)行評(píng)估。傳統(tǒng)雙重差分方法依賴于面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，通過比較政策實(shí)施前后（時(shí)間維度）處理組和對(duì)照組之間的差異來構(gòu)造反映政策效果的估計(jì)量，而隊(duì)列雙重差分方法屬于傳統(tǒng)雙重差分方法的一種延伸，即利用個(gè)體出生隊(duì)列差異替代傳統(tǒng)雙重差分方法中的時(shí)間維度差異來估計(jì)政策實(shí)施效果。就本研究而言，第一個(gè)維度差異來源于改革地區(qū)和非改革地區(qū)，新機(jī)制\"的實(shí)施主要面向的是農(nóng)村地區(qū)，因而農(nóng)村為改革地區(qū)，城市為非改革地區(qū);第二個(gè)維度的差異來源于時(shí)間，筆者以樣本的出生隊(duì)列為基礎(chǔ)構(gòu)造標(biāo)識(shí)政策實(shí)施前和實(shí)施后的時(shí)間虛擬變量。具體而言，若個(gè)體所在省份在2006年開始實(shí)施“新機(jī)制”，那么 1 9 9 0 - 1 9 9 9 年出生的個(gè)體會(huì)受到政策影響， 1 9 8 0 - 1 9 8 9 年出生的個(gè)體不會(huì)受到政策的影響；若個(gè)體所在省份2007年開始實(shí)施“新機(jī)制”，那么 1 9 9 1 - 1 9 9 9 年出生的個(gè)體會(huì)受到政策影響， 1 9 8 0 - 1 9 9 0 年出生的個(gè)體不會(huì)受到政策影響 ① ，以此類推?？紤]到個(gè)體成年后會(huì)更換戶籍所在地，為更加準(zhǔn)確地識(shí)別個(gè)體上學(xué)時(shí)所在省份，本研究使用的是個(gè)體12歲時(shí)的戶籍變量。具體模型設(shè)定如式（1）所示：

式中， 為個(gè)體人力資本質(zhì)量，本研究中采用個(gè)體受教育年限 ② 這個(gè)最常用的指標(biāo)度量人力資本質(zhì)量，同時(shí)考慮到相同學(xué)歷背景個(gè)體人力資本質(zhì)量可能存在差異，我們?cè)诤罄m(xù)檢驗(yàn)中將該變量替換為個(gè)體認(rèn)知能力水平進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。treat 為個(gè)體在義務(wù)教育階段時(shí)的戶口性質(zhì) ③ ，個(gè)體為農(nóng)村戶口取值為1，個(gè)體為非農(nóng)村戶口取值為0， 為依據(jù)出生年份而識(shí)別的個(gè)體是否受到政策影響的二分變量，受政策影響的個(gè)體取值為1，不受政策影響的個(gè)體取值為 代表個(gè)體及家庭特征，包括性別、民族、父母親學(xué)歷、父母親政治面貌等變量。 為個(gè)體12歲時(shí)所在省份的固定效應(yīng)， 為個(gè)體出生隊(duì)列的固定效應(yīng)。 為 2005 年省級(jí)層面變量和個(gè)體出生隊(duì)列的交互項(xiàng)，目的是控制地區(qū)間的事前趨勢(shì)，以盡可能縮小地區(qū)間存在的系統(tǒng)性差異。其中， 包括人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化水平、人均教育經(jīng)費(fèi)支出等。 為模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。考慮到同一省份內(nèi)部樣本間的潛在相關(guān)性，本研究在所有回歸中使用的標(biāo)準(zhǔn)誤均聚類到省級(jí)層面。

依據(jù)隊(duì)列雙重差分方法的設(shè)定，treat x young 為本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，其含義是“新機(jī)制\"對(duì)農(nóng)村個(gè)體人力資本質(zhì)量影響的凈效應(yīng)。需要說明的是，本研究所用到的與貨幣相關(guān)的變量均進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）主回歸結(jié)果分析：“新機(jī)制\"對(duì)農(nóng)村個(gè)體人力資本質(zhì)量的影響

表2報(bào)告的是“新機(jī)制\"對(duì)農(nóng)村個(gè)體人力資本質(zhì)量的影響。第（1）列結(jié)果顯示，在僅控制省份固定效應(yīng)和個(gè)體出生隊(duì)列固定效應(yīng)的條件下，新機(jī)制\"的實(shí)施顯著提高了農(nóng)村個(gè)體人力資本質(zhì)量，同時(shí)縮小了城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量差距①?？刂苽€(gè)體及家庭特征后，交互項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值略微上漲，但總體變化不大。為進(jìn)一步排除地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素的影響，第（3）列結(jié)果采取更嚴(yán)格的方式，控制住“新機(jī)制\"實(shí)施前的省級(jí)層面變量和個(gè)體出生隊(duì)列的交互項(xiàng)，致使交互項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值略有下降，但仍在 1 % 的水平上顯著。上述結(jié)果說明，“新機(jī)制\"實(shí)施后，隨著農(nóng)村教育財(cái)政投入的增加，農(nóng)村個(gè)體人力資本質(zhì)量顯著提升，城鄉(xiāng)個(gè)體受教育水平差距縮小1.59 年左右。這一結(jié)果與既往研究結(jié)論相一致，即“新機(jī)制\"的實(shí)施可以使農(nóng)村群體獲益。同時(shí)，本研究基于“新機(jī)制\"分階段推進(jìn)的事實(shí)修正了以往研究可能存在的偏誤，證實(shí)“新機(jī)制\"改革可以縮小城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量差距，為我國(guó)持續(xù)增加農(nóng)村教育財(cái)政投入、實(shí)現(xiàn)共同富裕提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

產(chǎn)生以上結(jié)果的原因可能是，農(nóng)村地區(qū)家庭通常收人水平較低，他們會(huì)把大量精力投人至一些在短期內(nèi)可以得到較高回報(bào)的領(lǐng)域，以改善他們當(dāng)下的生活水平。而教育回報(bào)具有較強(qiáng)的內(nèi)隱性和不確定性，并且還需要大量的金錢投人，這就導(dǎo)致農(nóng)村家庭會(huì)選擇性忽視教育投資（Chyi和 Zhou，2014）。有研究發(fā)現(xiàn)，政府教育財(cái)政投入對(duì)居民教育支出有顯著的替代作用，這種替代作用在收人較低的家庭中更為明顯（吳強(qiáng)，2011;袁誠(chéng)等，2013）。“新機(jī)制\"的實(shí)施使得農(nóng)村教育財(cái)政投入得到保障，較好地緩解了農(nóng)村家庭在教育投人上的經(jīng)濟(jì)約束（李力行和周廣肅，2015；Becker和Tomes，1979），降低農(nóng)村家庭兒童上學(xué)的經(jīng)濟(jì)成本，對(duì)農(nóng)村家庭子女入學(xué)產(chǎn)生了顯著的積極影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分估計(jì)結(jié)果的有效性依賴于一個(gè)重要前提假設(shè)——平行趨勢(shì)假定，只有滿足平行趨勢(shì)的雙重差分結(jié)果才是政策干預(yù)的凈效應(yīng)。具體到本研究，平行趨勢(shì)即各省處理組和對(duì)照組的個(gè)體人力資本增長(zhǎng)趨勢(shì)在“新機(jī)制\"未實(shí)施之前不存在系統(tǒng)性差異。筆者采用事件分析方法（Event Study），構(gòu)造處理變量②和個(gè)體出生隊(duì)列虛擬變量的交互項(xiàng)，代人式（1）中。其中，政策發(fā)生前的交互項(xiàng)系數(shù)用于進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，政策發(fā)生后的交互項(xiàng)系數(shù)用于考察“新機(jī)制\"影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

將處理變量和個(gè)體出生隊(duì)列虛擬變量的交互項(xiàng)系數(shù)呈現(xiàn)到圖1中可以看出，“新機(jī)制\"實(shí)施前城鄉(xiāng)個(gè)體人力資本增長(zhǎng)趨勢(shì)沒有顯著差異，說明平行趨勢(shì)假定成立，“新機(jī)制\"所產(chǎn)生的效果并非源自處理組和對(duì)照組之間在政策實(shí)施前就存在的系統(tǒng)性差異。另外，圖1橫軸（值右側(cè)的趨勢(shì)顯示，“新機(jī)制\"在提升農(nóng)村家庭子女人力資本質(zhì)量方面具有動(dòng)態(tài)效應(yīng)，除政策實(shí)施后的第一年外，其他交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說明受到“新機(jī)制\"影響的農(nóng)村個(gè)體的人力資本質(zhì)量顯著提高，城鄉(xiāng)個(gè)體人力資本質(zhì)量差異顯著縮小，且政策效果具有一定的持續(xù)性。

注：橫軸表示政策實(shí)施前后期數(shù)，0值表明政策實(shí)施當(dāng)期，負(fù)值表示政策實(shí)施前，正值表示政策實(shí)施后?？v軸表示交互項(xiàng)的具體取值。

2.置換檢驗(yàn)

為了消除遺漏變量的影響，進(jìn)一步排除城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量差距的縮小不是其他因素所致，本研究采用置換檢驗(yàn)（Permutation Test）的方法驗(yàn)證主回歸結(jié)果的可靠性，即隨機(jī)抽取政策干預(yù)樣本并重新進(jìn)行回歸。具體而言，筆者從樣本中隨機(jī)抽取受“新機(jī)制\"影響的個(gè)體，重新界定treat并代入式（1）中進(jìn)行回歸，按照大多數(shù)學(xué)者的做法將此過程重復(fù)500次。由于隨機(jī)抽取的處理組并非真實(shí)存在的處理組，因此如果置換檢驗(yàn)的虛假估計(jì)系數(shù)結(jié)果分布在零值附近，則通過置換檢驗(yàn)，表明該模型未遺漏重要的解釋變量。筆者將500次置換檢驗(yàn)所得的 的虛假估計(jì)系數(shù)結(jié)果投射在圖像上，如圖2所示，虛構(gòu)的treat x young交互項(xiàng)系數(shù)均集中在零值附近且分布相對(duì)勻稱地正態(tài)分布，結(jié)果符合預(yù)期。橫軸的零值右側(cè)標(biāo)示了本研究的主要結(jié)果，即表2第（3）列回歸結(jié)果，其在圖中呈現(xiàn)為一個(gè)較明顯的異常值，這說明本研究結(jié)果并非偶然所得，進(jìn)一步證明本研究主回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

3.擴(kuò)大樣本范圍

由于部分地區(qū)兒童年滿6周歲即開始接受義務(wù)教育，因此筆者將這部分兒童納人到樣本中并重新進(jìn)行回歸，以提高主回歸結(jié)果的可信程度，此時(shí)樣本出生年份跨度為 1 9 8 0 - 2 0 0 0 年。表3第（1）列回歸結(jié)果顯示，在僅控制省份固定效應(yīng)和個(gè)體出生隊(duì)列固定效應(yīng)的條件下，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，第（2）列在控制個(gè)體及家庭特征、事前趨勢(shì)項(xiàng)后，交互項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值下降，但仍然顯著為負(fù)，說明擴(kuò)大受政策影響的樣本并不會(huì)對(duì)主回歸結(jié)果產(chǎn)生較大影響，證明主回歸結(jié)果具有可靠性。

4.替換被解釋變量

考慮到個(gè)體受教育年限不能反映同一學(xué)歷個(gè)體人力資本的質(zhì)量差異，例如，“985\"高校畢業(yè)生和普通高校畢業(yè)生雖然受教育年限相同，但二者在人力資本質(zhì)量上有所區(qū)別。為此，我們將被解釋變量受教育年限替換為個(gè)體認(rèn)知能

力，近似于近年來國(guó)內(nèi)外學(xué)者常提及的“知識(shí)資本\"（KnowledgeCapital）。由于CFPS2020 多采用電訪形式，導(dǎo)致大多數(shù)樣本未進(jìn)行認(rèn)知能力相關(guān)測(cè)試，因此我們使用CFPS2018數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本研究使用認(rèn)知能力總分，即將字詞測(cè)試和數(shù)學(xué)測(cè)試兩項(xiàng)得分加總?cè)∑淦骄?。同時(shí)，為了使不同年齡個(gè)體的認(rèn)知能力得分具有可比性，我們按照劉宏和李嘉瑩（2023）的做法，計(jì)算分年齡組的標(biāo)準(zhǔn)化認(rèn)知分?jǐn)?shù)，其算法是用個(gè)體的認(rèn)知能力總分減所處年齡段的均值，再除以其所處年齡段的樣本標(biāo)準(zhǔn)差，得到個(gè)體認(rèn)知標(biāo)準(zhǔn)化得分，模型其他設(shè)置不變。所得結(jié)果如表4所示。從表4中的結(jié)果可以看出，替換被解釋變量后所得結(jié)果仍然沒有質(zhì)的變化，說明本研究主回歸結(jié)果穩(wěn)健，即農(nóng)村教育財(cái)政投入能顯著縮小城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量差距。

（三）“新機(jī)制\"對(duì)個(gè)體人力資本質(zhì)量影響的異質(zhì)性分析

上文主要探討的是“新機(jī)制”的平均效應(yīng)。然而，政策效果可能在不同群體間存在差異性，探討這些差異性有助于政策制定者更全面地了解政策效果，進(jìn)而制定更具針對(duì)性的策略和措施。因此，本部分采用式（1）設(shè)定，使用分樣本回歸探討“新機(jī)制\"對(duì)不同性別群體、不同家庭背景 ① 的人力資本質(zhì)量的影響，結(jié)果如表5所示。

從表5第（1）、（2）中的列結(jié)果可以看出，相比男性而言，新機(jī)制\"對(duì)女性人力資本質(zhì)量的提升效應(yīng)更大。一直以來，我國(guó)大多數(shù)居民存在“重男輕女”的觀念，而在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的農(nóng)村地區(qū)這種思想更嚴(yán)重，因此在家庭教育投入方面，農(nóng)村地區(qū)男性通常所得到的教育機(jī)會(huì)或資源優(yōu)于女性（鄢姣和孟大虎，2023）?！靶聶C(jī)制\"實(shí)施后，農(nóng)村教育財(cái)政投入的提高較好地緩解了農(nóng)村地區(qū)家庭教育投入所受到的金融約束，使原本擁有較少教育資源的農(nóng)村女性群體獲得更好的人力資本投資，從而顯著促進(jìn)了農(nóng)村女性群體人力資本質(zhì)量的提升。

表5第（3）、（4）列中的結(jié)果顯示，相比具有優(yōu)勢(shì)家庭背景的個(gè)體而言，“新機(jī)制”的實(shí)施使農(nóng)村地區(qū)弱勢(shì)家庭背景個(gè)體的獲益程度更高，雖然組間差異不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，但這一結(jié)果較好地證明“新機(jī)制”一定程度避免了精英俘獲現(xiàn)象，沒有擴(kuò)大農(nóng)村地區(qū)內(nèi)部?jī)?yōu)勢(shì)家庭背景和弱勢(shì)家庭背景的個(gè)體人力資本質(zhì)量差距?？赡艿脑蛟谟凇靶聶C(jī)制\"所增加的農(nóng)村教育財(cái)政投入僅限于義務(wù)教育階段，而對(duì)大多數(shù)優(yōu)勢(shì)家庭背景的個(gè)體而言，經(jīng)濟(jì)上的相對(duì)充裕導(dǎo)致他們一定程度上視接受義務(wù)教育為基本的教育需求。因此，依據(jù)“最大化維持不平等\"理論，“新機(jī)制\"的實(shí)施會(huì)更多惠及弱勢(shì)階層。

五、拓展性分析

前文已述，“新機(jī)制\"能顯著縮小城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量差距，并且政策效果在不同群體間具有差異性。然而，受政策影響的個(gè)體提高人力資本質(zhì)量后，這種提升效果是否會(huì)體現(xiàn)在個(gè)體收入水平上？以及他們是否可以將自身已有的人力資本質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)傳遞給下一代？解決這些問題有利于回答“新機(jī)制\"是否可以從根本上改善個(gè)體的生活水平、促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)人力資本質(zhì)量的持續(xù)提高。具體而言，筆者將式（1）的被解釋變量分別替換成個(gè)體收人水平和對(duì)子代的家庭教育投入，所得結(jié)果如表6所示。

（一）農(nóng)村教育財(cái)政投入與城鄉(xiāng)收入差距

從表6第（1）列中的結(jié)果可以看出，在加人所有控制變量，特別是通過控制省份固定效應(yīng)和出生隊(duì)列固定效應(yīng)消除地方財(cái)政偏好、地方發(fā)展水平以及宏觀增長(zhǎng)趨勢(shì)等經(jīng)濟(jì)地理環(huán)境對(duì)收入的影響后，發(fā)現(xiàn)增加農(nóng)村教育財(cái)政投入能顯著提高農(nóng)村個(gè)體收人水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。刪除戶籍發(fā)生變化的樣本后，表6第（2）列中的顯示結(jié)果依然穩(wěn)健，說明留在農(nóng)村地區(qū)工作的個(gè)體在自身人力資本質(zhì)量提升后，其收入也會(huì)相應(yīng)增加，這與亢延錕等（2023）的研究所發(fā)現(xiàn)的一致，即個(gè)體無論處于何種就業(yè)環(huán)境，受教育水平均會(huì)對(duì)收入產(chǎn)生顯著的正向影響。較高的人力資本質(zhì)量意味著個(gè)體有較強(qiáng)的綜合素質(zhì)和能力，這使個(gè)體可以從容應(yīng)付對(duì)認(rèn)知技能要求較高的復(fù)雜任務(wù)，在當(dāng)前鄉(xiāng)村振興的背景下，農(nóng)村個(gè)體將會(huì)有更多施展才能的機(jī)會(huì)（姚旭兵和鄧曉霞，2020），個(gè)體由此能夠獲得高于社會(huì)平均水平的收入，從而有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。

（二）農(nóng)村教育財(cái)政投入與城鄉(xiāng)家庭教育投入

表6第（3）列中的結(jié)果顯示，受“新機(jī)制\"影響的個(gè)體會(huì)增加對(duì)子代的教育投入?？紤]到子代特征可能會(huì)影響家庭的教育投人，因此表6第（4）列進(jìn)一步控制了子代的性別、戶籍、健康水平等一系列特征，所得結(jié)果依舊顯著為正，這表明增加農(nóng)村地區(qū)的教育財(cái)政投入確實(shí)激發(fā)了個(gè)體對(duì)后代的教育投資，有助于提高后代的人力資本質(zhì)量。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是：一方面，農(nóng)村個(gè)體能深切感受到人力資本質(zhì)量提升給自身帶來的積極變化和益處，因此他們十分重視對(duì)后代的人力資本相關(guān)投入;另一方面，農(nóng)村個(gè)體收人增長(zhǎng)一定程度上緩解了農(nóng)村家庭的預(yù)算約束，使其有能力對(duì)子代的教育進(jìn)行投資。

六、結(jié)論及政策建議

增加農(nóng)村教育財(cái)政投入是義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展的應(yīng)有之義。本研究利用“新機(jī)制\"政策形成的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)環(huán)境，基于CFPS2020數(shù)據(jù)構(gòu)造隊(duì)列雙重差分模型，探究了農(nóng)村教育財(cái)政投人增長(zhǎng)對(duì)個(gè)體人力資本質(zhì)量及其所產(chǎn)生的后續(xù)影響。本文主要結(jié)論如下：第一，“新機(jī)制\"引起的農(nóng)村教育財(cái)政投入增長(zhǎng)顯著縮小了城鄉(xiāng)人力資本質(zhì)量差距，這一結(jié)果經(jīng)得起穩(wěn)健性檢驗(yàn);第二，“新機(jī)制\"所產(chǎn)生的政策效果具有異質(zhì)性，女性在此次政策實(shí)施過程中受益程度更高，同時(shí)“新機(jī)制\"的實(shí)施一定程度上避免了精英俘獲現(xiàn)象，沒有擴(kuò)大農(nóng)村地區(qū)內(nèi)部的人力資本質(zhì)量差異;第三，受“新機(jī)制\"影響的農(nóng)村個(gè)體將自身獲得的人力資本質(zhì)量切實(shí)轉(zhuǎn)化為個(gè)體收人水平，并且他們會(huì)通過增加對(duì)子代的教育投人水平將自身獲得的人力資本質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)有意識(shí)地傳遞給下一代。

依據(jù)以上結(jié)論，本研究提出以下政策建議：

第一，持續(xù)增強(qiáng)農(nóng)村教育財(cái)政投入的動(dòng)力，多方籌資促進(jìn)農(nóng)村教育財(cái)政投入的提升。中央雖然提供資金支持農(nóng)村教育發(fā)展，但這類教育投人通常是保障學(xué)校運(yùn)轉(zhuǎn)、學(xué)生人學(xué)的底線標(biāo)準(zhǔn)，而只有建立促進(jìn)地方政府投資教育的相應(yīng)激勵(lì)機(jī)制，落實(shí)地方政府在當(dāng)?shù)亟逃聵I(yè)上的權(quán)責(zé)，才能持續(xù)提高農(nóng)村教育財(cái)政投入的力度及效率，激發(fā)農(nóng)村學(xué)校的辦學(xué)活力。

第二，制定更具針對(duì)性的教育財(cái)政補(bǔ)償策略，提高弱勢(shì)群體的受益程度。從本研究的結(jié)果來看，雖然“新機(jī)制\"的實(shí)施沒有擴(kuò)大農(nóng)村內(nèi)部的人力資本質(zhì)量差距，但是該政策在提升弱勢(shì)家庭背景個(gè)體的人力資本質(zhì)量方面仍有待進(jìn)一步增強(qiáng)，因而政府應(yīng)根據(jù)個(gè)體家庭的不同情況，制定多元化的教育財(cái)政投入補(bǔ)償策略，教育資金盡可能向弱勢(shì)、貧困家庭傾斜，從而有效彌補(bǔ)個(gè)體由于家庭背景不同而導(dǎo)致的后續(xù)人力資本質(zhì)量差異。

第三，因地制宜發(fā)展當(dāng)?shù)貎?yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)村地區(qū)個(gè)體提供更多就業(yè)崗位，以充分發(fā)揮農(nóng)村居民的人力資本質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)。近年來，信息技術(shù)高速發(fā)展，地方政府可以充分把握這一機(jī)會(huì)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的數(shù)字化和智能化水平，精心培育和發(fā)展本地優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，同時(shí)大力促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)電子商務(wù)以及快遞行業(yè)的崛起，拓寬產(chǎn)品銷售渠道，為農(nóng)村勞動(dòng)力提供足夠的發(fā)展空間和豐富的就業(yè)選擇。

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Financial Education Investment for Rural China and its Impact on Human Capital： Evidence from “New Mechanism” Reform as a Natural Experiment

Ma Hongmei and Deng Zhongyu （Central China Normal University）

Abstract：Providing high-quality and equal compulsory education service to all children is a topagenda in China. Based on China Family Panel Studies （CFPS），this paper employs cohort differencein-differences model to investigate impact of financial investment increment induced from a reform targeting rural population in China on individuals’ human capital. Main results are as listed as follows：Firstly，increasing educational finance in rural education improves human capital of rural individuals and narrow urban-rural human capital gap，which is robust to varius forms of model specifications. Secondly，heterogeneity analysis reveals that women benefit more from this reform， and within group disparities of human capital stock among individuals born in rural areas are not enlarged. Thirdly， increasing financial education investment in rural China significantly narrows income gap between urban and rural areas，and individuals affected by the policy transfer their acquired human capital advantages to the next generation through increasing educational investment to their children. This paper has resolved the long-standing debates both domestically and internationally since the l98Os regarding whether fiscal inputs can enhance educational efficiency，and shades light on how to promote both quality and equality of compulsory education in China.

Key Words：compulsory education; financial education investment in rural China; human capital; education service of both quality and equality

附錄1：本研究技術(shù)路線圖附錄2：基于PSM匹配樣本的估計(jì)

為了提高主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究采用了傾向得分匹配一雙重差分方法（PSM一DID）。具體而言，筆者基于地區(qū)特征和個(gè)體及家庭特征，采用PSM方法對(duì)處理組和對(duì)照組進(jìn)行匹配，在共同支撐域假設(shè)滿足的情況下篩選出傾向得分較為類似的個(gè)體，然后將匹配好的樣本重新代人式（1）。本研究采用卡尺內(nèi)（0.01）一對(duì)一近鄰匹配方法和帶寬0.005 的核密度函數(shù)法進(jìn)行匹配，所得結(jié)果如表7所示。從表7可以看出，采用不同的匹配方法所得交互項(xiàng)系數(shù)均與本研究主回歸結(jié)果較為接近，且均在 1 % 水平上顯著，說明本研究主回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。