论义务教育均等化对西部地区教育代际流动性的影响——基于义务教育“两基”计划的实证研究.pdf

论义务教育均等化对西部地区教育代际流动性的影响基于义务教育“两基”计划的实证研究彭 骏郑家兴赵西亮（安徽财经大学经济学院 安徽蚌埠231299 浙江财经大学财政税务学院浙江杭州310018厦门大学经济学院 福建厦门 361005）摘要基于中国家庭追踪调查2020年数据，并使用家族固定效应模型控制先天效应的影响，考察了义务教育“两基”攻坚计划对西部地区教育代际流动性的影响及其机制。研究发现：“两基”计划的实施没有促进西部地区家庭由先天效应和培养效应共同实现的教育代际流动性，但显著提高了由培养效应实现的教育代际流动性。异质性与机制分析发现，“两基”计划对教育代际流动性的作用不存在性别差异，并且与高收入家庭和高学历家庭相比，该计划对提高西部地区中、低收入家庭和低学历家庭由培养效应实现的教育代际流动性的作用更显著；“两基”计划通过减缓家庭社会经济背景对子代教育的影响，从而提高教育代际流动性。在不同教育层级上，“两基”计划对教育代际流动性的改善主要发生在较低的教育层级上，并显著促进了父代受教育水平在高中以下家庭的教育代际向上流动性。关键词教育代际流动性；“两基”攻坚计划；家族固定效应模型；西部地区DOI:10.16249/ki.1005-5738.2024.01.025中图分类号 G527文献标识码 A文章编号 1005-5738（2024）01-217-013收稿日期：2023-11-16基金项目：2022 年度教育部人文社会科学规划基金项目“农村教育、教育回报和农村居民收入提升研究”（项目号：22YJA790092）、2022年度教育部人文社会科学研究青年基金项目“税收政策对中国制造业全球价值链地位攀升的效应与机制研究”（项目号：22YJC790180）阶段性成果。第一作者简介：彭骏（1984-），男，汉族，重庆人，安徽财经大学经济学院副教授，主要研究方向为劳动经济学、公共政策分析。一、引言当前我国正处于中华民族伟大复兴的重要阶段，随着精准扶贫目标的实现，进一步解决发展的不平衡、不充分问题，保持社会活力对实现共同富裕具有重要意义。近年来，阶层固化以及社会代际流动性下降的问题受到广泛关注。代际流动性是衡量社会发展与机会公平的重要指标1，也是衡量共同富裕的一个重要指标2。健康合理的代际流动性有助于人力资本的积累和经济创新驱动增长的实现3；而代际流动性下降和阶层固化将损害经济社会的可持续发展，并最终威胁社会稳定。改革开放以来，在制度改革、市场化进程与经济快速增长等积极因素的作用下，中国社会的代际流动性有了一定程度的提高。但与此同时，不断扩大的收入差距使得处于不同社会经济地位的家庭在子女的教育与人力资本投资方面存在较大差异，从而带来教育机会不公平，进而导致家庭社会经济因素在决定代际流动过程中的影响得以提高，表现为代际流动性的逐渐下降4。在现代社会，个人受教育程度是其人力资本和社会经济地位的重要决定因素，因而提升个人教育水平不仅能促进个体经济优势的累积，也有助于低收入家庭的子代实现阶层跃迁。因此，保证出身于不同家庭的子代拥有相对公平的受教育机会，是促进社会流动、缩小贫富差距的重要途径。教育法律和教育政策是教育公平的重要制度保障。在中国，教育法律和教育政策主要包括1986年 中华人民共和国义务教育法（以下简称义务教育法）、1999年的高校扩招政策以及21世纪初实施的免费义务教育政策，这些法律和政策对我国的基础教育和高等教育发展以及教育机会公平的改善具有深远的影响。然而，西部地区的教育发展长期落后于东、中部地区，为进一步推进西部地区教育发展，教育部、国家发展改革委、财政部和国务院西部开发办在2004年联合发布了 国家西部地区“两基”攻坚计划（20042007年）（以下简称“两基”计划），旨在西部地区基本普及九年义务教育、基本扫除青壮年文盲。近年来，我国正加速推进共同富裕，能否实现共同富裕，不仅取决于欠发达地区和低收入群体的收入水平能否得以提高，更关键的是保证低收入人群能够享有公平的发展机会5。“两基”计划实施已有多年，作为西部大开发战略的重要政策支撑与区域偏向性教育政策，其不仅有助于西部地区“两基”目标的实现，也促进了该地区经济的快速增长6。提高代际流动性，畅通欠发达地区和弱势群体家庭子代的经济社会地位向上流动渠道，是促进共同富裕政策目标实现的有效途径。然而，还鲜有文献从代际流动性的视角考察“两基”计划的实施是否有助于提高西部地区的教育代际流动性。鉴于此，本研究基于中国家庭微观调查数据，考察“两基”计划对西部地区教育代际流动性的影响。对该问题的研究不仅可以全面评估“两基”计划的社会公平效应，还丰富了与教育政策相关的代际流动性研究，对我国政府促进区域经济社会高质量发展，进而实现共同富裕目标具有重要的现实意义。二、文献综述在收入差距较大的情况下，教育政策能够保障社会中低收入家庭的孩子获得公平的教育机会，从而缓解家庭背景对个人发展机会的影响，提高教育代际流动性7-8。例如，国外的相关研究发现，瑞士、芬兰等发达国家基础教育阶段的“教育改革”通常能够提高教育代际流动性9-11。然而，也有学者得出了不同的结论，例如，Sturgis 等研究发现，英格兰和威尔士的教育扩张政策反而使高收入家庭与低收入家庭子女间的教育差距扩大了，从而降低了教育代际流动性，因此并没有改善教育机会公平12。对非洲的一些发展中国家的教育政策的研究则发现，政府基础教育支出增加或基础教育学费的取消有助于提高低收入家庭孩子的入学率，从而能够促进教育代际流动性提高13-14。近年来，越来越多的文献考察了我国 义务教育法 或高校扩招政策对教育代际流动性的影响。例如，Guo等研究发现，1986年 义务教育法 的实施并没有显著提高城镇或农村居民家庭的教育代际流动性15。但陈斌开等研究发现，义务教育法的实施显著提高了中国社会整体的教育代际流动性16。不仅如此，彭骏等学者基于教育代际次序相关性方法，并在调整“农转非”样本后的实证研究发现，义务教育法 的实施不仅显著提高了农村居民家庭的教育代际流动性，而且对于农村低教育水平家庭而言，义务教育法 更有助于提高这些家庭的教育代际向上流动性；然而，义务教育法 的实施对城镇居民家庭的教育代际流动性没有显著影响17。罗楚亮等研究发现，中小学阶段的教育扩张提高了教育代际流动性，这是因为，这一阶段的教育扩张更有利于父母受教育水平较低家庭的孩子接受更多的教育18。随着免费义务教育政策的实施，有学者研究了免费义务教育政策对教育机会公平的影响，发现该政策的实施显著提高了农村居民家庭的教育代际流动性，并且与东部和中部地区相比，该政策对促进西部地区农村家庭的教育代际流动性的作用更加显著，因此，免费义务教育政策更有利于改善西部地区农村的教育机会公平19。在高校扩招政策的影响方面，杨中超研究发现，虽然高校扩招提供了更多接受高等教育的机会，但家庭背景的影响仍然不可忽视，因而不同家庭的子女间仍然存在教育机会的差异，并且大学生所面对的劳动力市场并非完全遵循绩效原则，因而西藏大学学报（社会科学版）2024年第1期（总第157期）218高校扩招并没有促进代际流动性提高20。罗楚亮等研究发现，高校扩招的受益分布具有明显的城乡差异和家庭差异，高等教育扩招更有利于城镇家庭和父母受教育程度更高家庭的孩子接受高等教育。因此，高校扩招并没有促进教育代际流动性提高21。然而，其他学者得出了与杨中超、罗楚亮等不同的结论。例如，Guo等研究发现，高校扩招不仅能够显著促进城镇居民家庭的教育代际流动性提高，也有助于提高其教育代际向上流动性，但没有提高农村居民家庭的教育代际流动性22。但彭骏等的研究却得出了与Guo等相反的结论23。不仅如此，张建华等研究发现，高校扩招政策对高等教育资源禀赋不同省份的影响具有异质性，对于高等教育资源丰富省份而言，高校扩招政策的实施提高了这些省份的教育代际流动性；但高校扩招政策并没有促进高等教育资源相对贫乏省份的教育代际流动性24。然而，在进一步区分城乡样本的情况下，对于高等教育资源不丰富省份而言，高校扩招政策的实施则显著提高了这些省份的农村家庭的教育代际流动性。此外，政府公共教育支出和财政转移支付作为公共教育政策的重要组成部分，通过影响教育机会公平，从而促进社会流动性。相关研究发现，政府增加义务教育（基础教育）阶段的公共支出或增加教育财政转移支付能够缓解家庭的教育投资约束，弥补低收入家庭的教育投资不足，因而能够提高教育代际流动性25-27。另外，政府增加义务教育阶段的教育支出也能够促进教育代际流动性提高，这是因为义务教育公共支出的增加可以提高子女接受高等教育的可能性28。不仅如此，政府加大中小学阶段的教育支出将更有利于低收入家庭，从而缩小不同收入家庭之间由于社会经济条件所造成的人力资本投资差距，进而提高社会公平与代际流动性29。综上所述，现有文献深入地考察了教育政策对教育代际流动性的影响，对未来的研究具有很好的启示，但还鲜有文献评估义务教育“两基”计划的实施是否提高了西部地区的教育代际流动性。不仅如此，既有研究在考察教育政策的影响时并没有区分教育代际流动性的先天效应（nature effect）和培养效应（nurture effect）。先天效应是指，由于先天禀赋、家族传统文化等先天因素的影响，父代和子代的受教育水平通常表现出正相关性。培养效应则是指，父代的受教育程度通过家庭的教育培养作用进而影响子代的受教育程度，反映后天教育因素在教育代际传递过程中的影响，该效应通常被视为教育代际流动性的因果效应。由于父代和子代的受教育程度均和不可观测的先天因素有关，因此对教育代际流动性的因果关系识别存在内生性问题。为了控制识别过程中先天效应对教育代际流动性的影响，现有文献主要采用双胞胎样本法、使用领养孩子样本、工具变量法30和家族固定效应模型31四种方法。前两种方法使用的样本均具有某一固定特征，因而其估计结果对于社会整体而言，其代表性并不高。工具变量法通常采用教育改革作为父母教育水平的工具变量，但大多数人可能并没有在上学期间经历重大的教育改革，因而其估计结果同样存在一定的偏差。与前三种方法相比，家族固定效应模型（family fixed effect model，简称FFE模型）既没有使用具有某一特征的样本作为研究对象，也没有采用教育改革作为父母教育水平的工具变量，因而其估计结果对于整个社会的代表性更高。为了更精确地识别“两基”计划对西部地区教育代际流动性的因果效应，本研究将采用FFE模型消除先天效应对实证研究结果的影响。与现有文献相比，本研究的贡献主要体现在：第一，考察了“两基”计划对西部地区教育机会公平的长期效应。在我国加快推进共同富裕的背景下，西部地区应该成为相关政策制定所关注的重点，因而本研究不仅为探讨如何促进该地区的代际流动性提供了政策启示，也为促进该地区共同富裕提供了决策参考。第二，采用FFE模型控制家族固定效应，区分教育政策对教育代际流动性的先天效应和培养效应的影响，不仅有助于得出更准确的研究结论，也为政府出台有针对性的教育政策提供了决策依据。三、数据、变量与模型设定（一）数据来源与处理本研究所使用的数据主要来自于北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施的中国家庭追踪调查（CFPS）。CFPS是一项全国性的大规模社会跟彭骏，郑家兴，赵西亮:论义务教育均等化对西部地区教育代际流动性的影响基于义务教育“两基”计划的实证研究 219踪调查项目，样本覆盖了25个省/自治区/直辖市，目标样本规模为 16000 户，具有很好的全国代表性。调查对象包含样本家户中的所有成员，调查内容涵盖受访者的社会、经济、教育，以及早年生活状况等信息，因而能够为本研究提供很好的数据支持。本研究选取2020年的最新调查数据。本研究数据处理过程如下：第一，根据样本的受教育信息以及在调查时的工作与学习状态，仅保留已经完成了正式教育的个体；第二，根据CFPS数据中的个人代码，对样本与其父母的信息进行匹配。对于有多个子女的家庭，将来自多子家庭的多个父代及子女的代际组合视为多个匹配样本。此外，为避免异常的代际匹配，本研究删除了代际年龄差小于18岁的匹配样本；第三，由于“两基”计划旨在促进西部地区的教育均等化，因而本研究以子代接受义务教育时所在的省份确定其是否受“两基”计划的影响，仅保留子代12岁时处于西部省份的样本。义务教育法 明确规定，凡是年满六周岁的儿童都应该接受九年的义务教育，因而，从理论上来说，6岁入学，完成义务教育时的最小年龄为15周岁。这意味着，“两基”计划开始实施时，年龄在15岁及以下的孩子均能够受到该计划的影响，而年龄在15岁以上的孩子则不受该计划的影响。此外，义务教育法 对小学入学年龄作出了规定，在当年9月1日之前年满6周岁的儿童可以在当年9月入学，否则就需要等下一年入学。因此，在确定样本是否受“两基”计划影响时，本研究将出生在912月的个体开始接受义务教育的年份推迟一年。“两基”计划于2004年至2007年在西部地区实施，为了衡量该计划对出生于不同年份的个体的不同影响程度，本研究借鉴既有研究的处理方法32，使用子代个体受“两基”计划影响的学期数衡量该政策影响的强度。（二）研究方法1.OLS模型本研究在教育代际流动性的基本模型中引入衡量政策影响的变量，使用交互项模型评估“两基”计划的政策效应。构建的OLS回归模型如（1）式所示：educih=0+1educoih+2twobaseipt+3educoihtwobaseipt+Xih+ih+ih+ih（1）其中，educih代表个体i的受教育年限，下标h表示家族；educoih代表个体i父母的受教育年限（上标O代表父母）；twobaseipt代表个体受“两基”计划影响的强度变量（下标表示个体12岁时所在的省份，t表示个体i的出生年份）；educoihtwobaseipt是父母受教育年限与政策影响变量的交互项，其回归系数3表示“两基”计划对教育代际流动性的影响。30表示“两基”计划实施后，教育代际传递系数有所提高，因而教育代际流动性有所下降；30表示“两基”计划实施后，教育代际流动性有所提高，因而该政策的实施改善了西部地区的教育机会公平。Xih表示一系列个人与家庭层面的控制变量，ih、ih分别代表省份固定效应与子代出生年份固定效应，ih为误差项。2.FFE模型为了控制识别过程中先天效应对教育代际流动性的影响，识别出“两基”计划对由家庭的教育培养渠道实现的教育代际流动性的影响。本研究进一步将（1）式与FFE模型结合，进一步构建（2）式如下所示：educih=0+1educoih+2twobaseipt+3educoihtwobaseipt+Xih+ih+ih+vh+ih（2）（2）式在（1）式的基础上加入了家族固定效应vh，消除家族固定效应的影响后，总的教育代际流动系数1+3twobaseipt表示仅由培养效应实现的教育代际流动性，交互项的回归系数3表示“两基”计划对仅由培养效应实现的教育代际流动性的影响。由于每个家族内一般包含多对父母与子女的配对，不同匹配样本中的父代和子代的受教育程度以及“两基”计划对子代的影响程度通常存在差异，但各家庭的父母及子女的匹配样本通常具有共同的家族固定效应，因而本研究借鉴Dong等33的处理方法，采用FFE模型消除家族固定效应，具体地，通过将（2）式中的每个变量减去家族内该变量的均值就可消除家族固定效应vh。（三）变量说明与描述性统计本研究使用子代接受义务教育时其父母的受教育年限作为父母的受教育水平，并且在模型中加入个人和家庭层面的控制变量。此外，本研究使用父母党员身份、父母是否担任行政或管理职西藏大学学报（社会科学版）2024年第1期（总第157期）220务以及父亲的国际社会经济地位指数（International Socio-Economic Index，ISEI）衡量家庭社会经济地位。CFPS数据库提供了受访者14岁时其父亲和母亲职业的ISEI值，但由于母亲的ISEI值存在较多缺失，并且家庭中父亲的社会经济地位往往高于母亲，因而本研究使用父亲的ISEI指数衡量家庭社会经济地位。由于在“两基”计划实施时，各省经济社会发展情况存在较大差距，经济社会发展水平越高的省份，教育资源也越丰富，从而导致不同省份个体的受教育程度发展趋势存在差异，因此，为控制经济社会等混杂因素对本研究的识别可能造成的影响，本研究借鉴既有研究的处理方法34，在回归模型中加入省份层面的变量与出生年份虚拟变量的交互项，省份层面变量数据来源于2005年 中国统计年鉴 和国家统计局网站。主要变量的描述性统计见表1。四、实证分析（一）基于OLS和FFE模型的基准回归估计结果方程1至方程3为基于OLS模型的回归结果，回归结果显示，方程1父亲受教育年限与“两基”计划影响变量的交互项系数为负，但统计上不显著；方程2和方程3的回归结果与方程1基本一致，交互项系数均为负，并且在统计上均不显著。说明“两基”计划的实施并没有显著提高西部地区家庭由先天效应和培养效应共同实现的教育代际流动性。方程4至方程6为基于FFE模型的回归结果，回归结果显示，方程4父亲受教育年限与“两基”计划影响变量的交互项在1%的统计水平上显著，且系数为负；方程5和方程6的回归结果与方程4基本一致，交互项在1%的统计水平上显著，且系数均为负。说明在控制先天效应的影响之后，“两基”计划的实施显著提高了西部地区由培养效应实现的教育代际流动性（见表2）。“两基”计划没有显著提高西部地区由先天效应和培养效应共同实现的教育代际流动性，表明该计划的实施无法抑制由先天因素所决定的教育代际传递。这可能是因为，在 义务教育法 和“两基”计划实施后，西部地区家庭学习天赋相对较低的孩子，尤其是父母受教育程度较低的农村家庭的孩子仍然存在着义务教育阶段辍学的可能性35，并且在本研究所使用的数据中，大约有20%左右的受到“两基”计划影响的子代未完成义务教育。而西部地区家庭学习天赋相对较高的孩子完成义务教育，甚至接受更高层次教育的可能性相对更高，因而“两基”计划的实施可能并没有削弱因天赋差异所导致的教育差距。变量名子代受教育年限父亲受教育年限母亲受教育年限父母受教育年限政策影响变量父亲ISEI性别婚姻状况民族户口类型兄弟姐妹数父亲党员身份母亲党员身份父母党员身份父亲担任行政或管理职务母亲担任行政或管理职务父母担任行政或管理职务地区生产总值政府财政支出教育财政支出占比总人口初中及以上文化程度者占比变量定义与赋值子女的最终受教育年限子女接受义务教育时父亲的受教育年限子女接受义务教育时母亲的受教育年限父母双方受教育水平更高者的受教育年限子代个体受“两基”计划影响的学期数父亲的社会经济地位指数男=1，女=0已婚=1，未婚=0少数民族=1，汉族=0子代12岁时的户口类型：城镇=0，农村=1子代个体的兄弟姐妹数父亲是否是党员：是=1，否=0母亲是否是党员：是=1，否=0父母双方是否至少有一位是党员：是=1，否=0父亲是否担任行政或管理职务：是=1，否=0母亲是否担任行政或管理职务：是=1，否=0父母至少有一位担任行政或管理职务：是=1，否=0地区生产总值的对数，原单位：亿元政府财政支出的对数，原单位：万元教育财政支出占当年地区生产总值的比重，单位：%2004年个体所在省份总人口的对数，原单位：万人15岁以上人口中初中及以上文化程度者占比，单位：%样本量5029484449264844502949525029502950295029502948444926484448444926484450295029502950295029均值9.255.443.515.913.1229.640.530.780.100.752.470.150.060.150.110.040.118.3616.102.618.4153.51标准差4.614.534.284.555.8013.930.500.420.300.432.050.330.170.350.310.200.320.640.410.860.518.95表1 主要变量的描述性统计省份层面变量包括各省（自治区、直辖市）2004年的地区生产总值、政府财政支出总额、教育财政支出占地区生产总值的比重、总人口、初中及以上文化程度人口占15岁以上人口的比重。彭骏，郑家兴，赵西亮:论义务教育均等化对西部地区教育代际流动性的影响基于义务教育“两基”计划的实证研究 221然而，“两基”计划的实施显著提高了由培养效应实现的教育代际流动性，这可能是因为：“两基”计划的实施显著提高了低收入家庭子代的受教育水平，从而缩小了由于父代教育培养能力差异所导致的孩子之间的教育差距。“两基”计划加大了对西部地区，尤其是农村家庭经济困难学生的扶持力度，因而对于学习天赋水平大致相当的西部地区的孩子来说，该计划的实施主要提升了低收入、低学历家庭孩子的受教育水平，而对于高收入、高学历家庭孩子的影响并不大。不仅如此，“两基”计划还通过实施农村中小学现代远程教育、加强西部农村地区教师队伍建设等措施，提高西部地区义务教育质量，加强新形势下的义务教育、职业教育和成人教育的统筹，因而对于低收入、低学历家庭中具备较好学习天赋的孩子来说，“两基”计划的实施不仅有助于其完成义务教育，也有助于其接受更高层次的教育，因而“两基”计划的实施有助于促进西部地区家庭由培养效应实现的教育代际流动性。与由天赋差异造成的教育差距相比，由父代的经济社会地位及教育培养能力差异所导致的子代教育差距更容易造成人才的浪费。因此，“两基”计划改善了西部地区的教育机会公平。（二）稳健性检验本研究将从以下几方面对基准回归结果进行稳健性检验。1.安慰剂检验。基准回归结果表明，“两基”计划显著提高了西部地区家庭由培养效应实现的教育代际流动性。如果没有该计划的“冲击”，相应的因果效应是否就不存在呢？为了检验基准回归结果的有效性，即保证基准回归结果不是由西部地区的其他冲击所造成的，本研究借鉴既有研究的处理方法36，随机选择一组未受到冲击的样本，假设一个“两基”计划实施的“临界点”进行安慰剂检验。若“假想”的政策并没有显著提高教育代际流动性，那么就证明了基准回归结果是稳健有效的。本研究分别假定“两基”计划的实施年份比实际实施年份提前4至14年，并将样本的出生年份限制在1989年之前，并构造相应的受“假想”政策影响的学期数作为政策影响变量。表3报告了基于FFE模型的安慰剂检验结果，结果显示，方程1的父亲受教育年限与政策影响变量的交互项系数为负，但并不统计显著；方程2至方程5的交互项回归系父代受教育年限政策影响变量父代受教育年限政策影响变量性别婚姻状况民族户口类型兄弟姐妹数父代党员身份父代担任行政或管理职务父亲ISEI样本量R2OLS模型（1）父亲及子女0.2445*(0.0145)0.4028(0.7783)-0.0422(0.0431)1.9653*(0.3405)0.0508(0.1514)-1.8829(1.0301)-3.3744*(0.4966)-0.0877(0.0527)0.3477*(0.0848)-0.6789*(0.3458)0.0176*(0.0029)48440.452（2）母亲及子女0.1939*(0.0208)0.1765*(0.0919)-0.0033(0.0021)1.3344*(0.2876)-0.0756(0.0913)-1.6596(1.0640)-2.8723*(0.2688)-0.1471*(0.0196)0.3453*(0.0780)0.2801(0.2818)0.0408*(0.0025)49260.450（3）父母及子女0.2409*(0.0223)0.1673*(0.0921)-0.0025(0.0023)0.9367*(0.2939)-0.2359*(0.0803)-1.4453(0.9712)-2.6849*(0.2335)-0.1503*(0.0317)0.3521*(0.0881)-0.1866(0.2797)0.0310*(0.0070)48440.469FFE模型（4）父亲及子女0.1658*(0.0204)0.3503*(0.0184)-0.0319*(0.0015)1.2737*(0.3089)-1.2466*(0.2264)0.1318(0.4408)-1.1403*(0.1697)0.1638*(0.0715)0.1570*(0.0709)-2.0136*(0.4140)0.0398*(0.0129)48440.309（5）母亲及子女0.1340*(0.0185)0.3376*(0.0154)-0.0359*(0.0012)1.5921*(0.2651)-0.9900*(0.0777)0.4520*(0.2305)-1.1115*(0.2078)0.1307*(0.0492)0.1248*(0.0477)0.5197*(0.1976)0.0077(0.0045)49260.314（6）父母及子女0.1509*(0.0210)0.3647*(0.0152)-0.0310*(0.0012)1.2896*(0.3081)-1.2089*(0.2130)0.1970(0.4187)-1.1296*(0.1881)0.1628*(0.0675)0.1605*(0.0673)-0.0052(0.2755)-0.0009(0.0069)48440.307表2“两基”计划与教育代际流动性：基准回归估计结果注：括号内的数值为聚类到省份的稳健标准误；*、*、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，下表同。西藏大学学报（社会科学版）2024年第1期（总第157期）222数同样为负，也不统计显著；方程6的交互项系数为正，但并不统计显著。这说明“假想”的“两基”计划并没有显著提高由培养效应实现的教育代际流动性，进而表明基准回归结果具有有效性。2.排除 义务教育法 和免费义务教育政策的影响。中国政府自1986年起实施 义务教育法，作为全国性的教育法律，该法的影响范围非常广，为了降低 义务教育法 对基准回归结果可能存在的影响，本研究通过将子代样本的出生年份上限定为1970年，使样本处于基本同质的社会经济政策环境下，进一步增加“两基”计划实施前后样本的可比性，进行稳健性检验。此外，在“两基”计划实施的同一时期，中国政府在全国范围内分地区逐步推行免费义务教育政策。虽然免费义务教育政策并不仅仅面向西部地区，也不是“两基”计划的配套政策，但免费义务教育政策的影响范围同样很广，并且既有研究发现，相比于东部和中部地区，免费义务教育政策对西部地区农村的影响更显著37。因此，为了进一步降低免费义务教育政策对基准回归结果可能产生的混杂影响，本研究在基准回归的基础上增加免费义务教育政策影响强度变量。具体而言，根据样本个体12岁时所在的省份和出生年月计算其受免费义务教育政策影响的学期数，作为衡量免费义务教育政策影响强度的变量38。表4报告了稳健性检验结果，同样基于FFE模型进行分析。方程1至方程3为将子代样本的出生年份上限定为1970年的回归结果，方程4至方程6则为控制免费义务教育政策影响强度变量的回归结果。可以发现，所有方程的父代受教育年限与“两基”计划政策影响变量的交互项均在1%统计水平上显著，且回归系数均为负，说明基准回归结果并没有受到 义务教育法 和免费义务教育政策的影响，因而基准回归结果是比较稳健的。3.排除高校扩招政策的影响。高校扩招政策对我国教育发展的影响同样深远。本研究通过在基准回归中增加衡量高校扩招政策影响的变量，来排除高校扩招政策对基准回归结果可能产生的混杂影响。借鉴既有研究的处理方法，使用录取扩张率来衡量高校扩招政策的影响。录取扩张率等于个体参加高考当年的大学录取人数与基年（1977年）的大学录取人数之比，或者等于当年的高校录取率与基年（1977年）的录取率之比39。除此之外，本研究还将接受过高等教育的子代样本的受教育年限改为12年，从而排除高校扩招政策对基准回归结果的潜在影响40。表5报告了稳健性检验结果，同样使用FFE模型进行分析。方程1至方程3为控制高校扩招政策变量的回归结果，方程4至方程6为将受过高等教育的子代样本的教育年限改为12年的估计结果。根据表5，所有方程的父代受教育年限与“两基”计划影响变量的交互项均统计显著，且回归系数均为负。表明基准回归结果同样没有受到高校扩招政策的影响，进一步证明了基准回归结果的稳健性。父亲受教育年限政策影响变量父亲受教育年限政策影响变量控制变量样本量R2（1）提前4年0.2511*(0.0182)0.2501*(0.0299)-0.0016(0.0056)控制36440.389（2）提前6年0.2458*(0.0182)0.1925*(0.0170)-0.0019(0.0032)控制36440.393（3）提前8年0.2413*(0.0179)0.1602*(0.0125)-0.0020(0.0021)控制36440.397（4）提前10年0.2354*(0.0183)0.1417*(0.0130)-0.0014(0.0019)控制36440.399（5）提前12年0.2293*(0.0194)0.1310*(0.0131)-0.0006(0.0017)控制36440.401（6）提前14年0.2215*(0.0196)0.1196*(0.0124)0.0006(0.0016)控制36440.401表3 安慰剂检验：将“两基”计划实施时间提前注：控制变量同表2，下表同。本研究还使用母亲及子女样本、父母及子女样本进行了安慰剂检验，所得结论与表3一致，限于篇幅，没有报告，备索。从全国来说，受到 义务教育法 影响的临界出生年份为1971年，但一些城市，如上海，早在1985年就出台了普及9年义务教育的地方法规，因而本研究将子代样本的出生年份上限定为1970年。表5使用个体参加高考当年的大学录取人数与基年（1977年）的录取人数之比衡量高校扩招政策的影响，此外，本研究还使用高校录取率与基年（1977年）的录取率之比作为录取扩张率变量，所得结论与表5一致，限于篇幅，没有报告，备索。彭骏，郑家兴，赵西亮:论义务教育均等化对西部地区教育代际流动性的影响基于义务教育“两基”计划的实证研究 223五、进一步分析（一）基于子代性别、父代学历以及职业的异质性分析基准回归结果表明，“两基”计划的实施显著提高了西部地区的教育机会公平。然而，中国的教育发展不仅存在城乡与区域差异，还存在显著的性别差异41。因而本节基于子代性别差异的视角进一步考察“两基”计划对教育代际流动性的影响，回归结果如表6所示。表6中方程1至方程3为基于儿子与父代分样本的回归结果，结果表明，父代受教育年限与“两基”计划影响变量的交互项回归系数统计显著，且回归系数均为负；方程4至方程6为基于女儿与父代分样本的回归结果，交互项回归系数同样统计显著为负。这表明，“两基”计划的实施均显著提高了西部地区父代与儿子和女儿之间由培养效应实现的教育代际流动性，其影响并不存在性别差异。根据基准回归结果，“两基”计划的实施削弱了西部地区家庭之间由培养效应所导致的子代教育差距。对于学习天赋水平大致相当的孩子而言，该计划可能更有利于父代受教育水平较低或收入较低家庭的孩子接受更高程度的教育。为检验这一推测，本节进一步基于FFE模型对不同的父代学历与职业样本进行分析。父代受教育水平在高中及以上的家庭为高学历家庭，在高中以下的家庭为低学历家庭。表7报告了回归结果，方程1、方程3没有控制父亲受教育年限与政策影响变量的交互项，可以发现，与高学历家庭的子代相比，“两基”计划的实施显著提高了低学历家庭子代的受教育年限。不仅如此，方程2和方程4的回归结果显示，对于低学历家庭来说，“两基”计划的实施显著提高父代子代间由培养效应实现的教育代际流动性；但对于高学历家庭而言，该计划没有显著提高由培养效应实现的教育代际流动性。说明“两基”计划的实施通过提高低学历家庭子代的受教育年限，从而缩小高、低学历家庭孩子之间的教育差距，进而促进教育代际流动性提高。接下来，本研究进一步对不同父亲职业样本进行分析，将父亲的职业分为低收入职业、中等收入职业和高收入职业。表7中方程5和方程6的回归结果显示，父亲受教育年限与政策影响变量的交父代受教育年限政策影响变量父代受教育年限政策影响变量免费义务教育政策影响强度变量控制变量样本量R2（1）父亲及子女0.1506*(0.0189)0.3394*(0.0115)-0.0322*(0.0014)控制37710.308（2）母亲及子女0.1492*(0.0176)0.3400*(0.0107)-0.0364*(0.0006)控制35400.335（3）父母及子女0.1323*(0.0155)0.3546*(0.0107)-0.0312*(0.0010)控制37710.307（4）父亲及子女0.1570*(0.0186)0.4827*(0.0296)-0.0322*(0.0011)-0.1646*(0.0270)控制48440.314（5）母亲及子女0.1312*(0.0179)0.4765*(0.0246)-0.0365*(0.0010)-0.1610*(0.0224)控制49260.321（6）父母及子女0.1439*(0.0196)0.4547*(0.0265)-0.0311*(0.0006)-0.1160*(0.0254)控制48440.309表4“两基”计划与教育代际流动性：稳健性检验父代受教育年限政策影响变量父代受教育年限政策影响变量高校扩招政策变量控制变量样本量R2（1）父亲及子女0.1402*(0.0207)0.3308*(0.0155)-0.0328*(0.0012)0.0572*(0.0044)控制48440.382（2）母亲及子女0.1059*(0.0166)0.3209*(0.0160)-0.0357*(0.0010)0.0563*(0.0037)控制49260.388（3）父母及子女0.1225*(0.0210)0.3463*(0.0130)-0.0318*(0.0008)0.0572*(0.0042)控制48440.383（4）父亲及子女0.1105*(0.0123)0.2982*(0.0168)-0.0266*(0.0011)控制48440.332（5）母亲及子女0.1378*(0.0147)0.2941*(0.0158)-0.0295*(0.0014)控制49260.340（6）父母及子女0.1024*(0.0132)0.3052*(0.0156)-0.0252*(0.0007)控制48440.329表5“两基”计划与教育代际流动性：稳健性检验低收入职业包括农林牧渔和水利业生产人员；中等收入职业包括专业技术人员，办事人员及有关人员，生产、运输设备操作人员及有关人员，商业、服务业人员；高收入职业为国家机关、党群组织和企事业单位负责人。西藏大学学报（社会科学版）2024年第1期（总第157期）224互项显著，且回归系数均为负，表明“两基”计划的实施显著提高了西部地区中等收入家庭和低收入家庭由父代的教育培养所实现的教育代际流动性；方程7的回归结果表明，“两基”计划的实施没有提高西部地区高收入家庭由培养效应实现的教育代际流动性。父代收入水平越高或者受教育程度越高家庭的子代，他们所能得到的教育培养通常也越好，因而父代收入水平越高、受教育程度越高的子代在教育机会上处于优势地位，而父代收入水平和受教育程度较低的子代则处于劣势地位。与高学历家庭和高收入家庭相比，“两基”计划的实施更能够提高低学历家庭和中、低收入家庭由培养效应实现的教育代际流动性。这可能是因为：高学历和高收入家庭在子女的教育投资方面所面临的财务约束更小，本来就有意愿和能力支持子女接受更高的教育，低学历和低收入家庭对子女教育投资的能力明显更低。因此，“两基”计划对低学历家庭和中、低收入家庭子代教育的促进作用更大，从而提高了西部地区家庭由培养效应实现的教育代际流动性。表7的回归结果也印证了对基准回归结果的推测，即“两基”计划主要提升了低收入、低学历家庭孩子的受教育水平，从而显著缩小了由于父代收入和教育培养能力差距所导致的教育差距。（二）影响机制