公共教育服務可及性擴展的共同富裕效應

李永友 柏 霖

(武漢大學，湖北 武漢 430071)

一、引言及相關文獻回顧

在脫貧攻堅取得勝利、全面小康社會建成后，中國正式開啟了第二個百年奮斗目標——共同富裕的新征程。關于如何實現(xiàn)共同富裕，無論是學術界，還是各級政府，抑或是社會公眾，已經(jīng)取得了廣泛一致。實現(xiàn)共同富裕，首先得富裕，這個富裕不僅是指已經(jīng)富裕的人，更是要讓沒富裕的人達到富裕，即所謂的“提低”，因為只有“提低”了，“擴中”的目標才有可能實現(xiàn)和鞏固。正因如此，提高社會低收入群體的收入水平被認為是共同富裕的關鍵(范從來，2017；李實，2021)，所以促進低收入群體盡快富裕起來，自然也就成了共同富裕的首要任務(李實，2021)。那么，如何讓低收入群體富裕起來呢？在脫貧攻堅過程中積累的一些經(jīng)驗對今天具有重要價值。例如，通過對口幫扶、產業(yè)扶貧、救助脫貧等，都能在短時間內讓低收入家庭或個人走出貧困。然而最近的一系列調查研究發(fā)現(xiàn)，由于缺乏相應的學習能力，相當部分的脫貧群體缺乏可持續(xù)增收能力，從而出現(xiàn)脫貧脆弱現(xiàn)象。這一情況對今天解決低收入群體增收和富裕問題具有重要啟發(fā)意義，讓低收入群體富裕起來首先得讓其具有可持續(xù)自我增收能力，任何救助或援助性質的增收只會是暫時的，否則，不僅不利于共同富裕目標實現(xiàn)，還會導致被救助者行為扭曲。單純依賴財政支持不僅增大財政負擔，也不具有可持續(xù)性。為此，提高低收入群體的持續(xù)增收能力，必須要回到更為根本的問題上，即財政支出最終需要“授人以漁”。

從國內外歷史經(jīng)驗看，決定個體持續(xù)增收能力的因素盡管有很多，但教育和健康總被認為是最為重要的兩個“漁”。從三年脫貧攻堅行動后的評估結果看，那些脫貧脆弱的家庭和個人，要么是健康問題，要么是受教育水平問題，前者因健康問題無法持續(xù)從事有收入的工作，后者因受教育水平較低只能從事那些收入低又不穩(wěn)定的工作，而更重要的是，這些工作在信息技術時代最容易被取代。可能正因教育和健康對個體和家庭的重要性，保障人的受教育權和健康權一直被視為各國政府應盡的責任，讓適齡兒童上得了學、讀得起書，讓每個人能獲得必要的健康救助，成為各國政府相當重要的兩項義務。對教育和健康的重視，就是因為教育和健康是個人發(fā)展的條件，受教育水平提高和健康改善有非常顯著的增收效應。Goldin et al.(2000)基于不同教育回報率的研究發(fā)現(xiàn)，不同層級教育都有相當高的回報率，其中教育對年輕男性的收入效應更大。楊娟等(2015)研究發(fā)現(xiàn)，貧困家庭子女較低的教育參與率是家庭間收入差距擴大的根本原因。程名望等(2014)的研究發(fā)現(xiàn)，中國農村貧困率的逐年顯著降低主要得益于農村居民在健康和教育方面的人力資本改善。楊俊等(2008)研究指出，教育擴展有利于收入不平等的改善。胡安寧(2014)的研究甚至還發(fā)現(xiàn)，教育和健康之間實際上存在正反饋效應，就是說，提高教育水平有非常顯著的健康回報。Bleakley et al.(2013)基于美國1820—2000年的數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，健康對教育有很強的促進效應，健康能顯著促進個人的教育可獲得性，兩者共同提高了個人獲得更好工作崗位的機會。

正是由于教育對受教育者個體的長期影響以及對家庭增收的積極作用，提高教育的可及性成為各國(地區(qū))幫助貧困家庭和人口擺脫貧困的重要途徑。例如在中國，《深度貧困地區(qū)教育脫貧攻堅實施方案(2018—2020年)》提出“發(fā)展教育 脫貧一批”行動計劃。中國政府一直高度重視教育對個體增收和社會發(fā)展的重要作用，并從戰(zhàn)略高度致力于“為人民提高受教育程度、增強發(fā)展能力創(chuàng)造更加普惠公平的條件”。為此，各級政府在教育領域實施了一系列改革，教育支出也成為地方各級政府財政占比最高的支出，平均都在15.3%以上。(1)根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中各省份一般預算支出計算得到的平均水平。政府在教育領域的改革主要圍繞兩個方面展開，一是保障個體受教育權利，二是提高教育可及性，(2)教育可及性包括兩個方面，即讓更多人可以接受到教育，又讓人可以接受到更好的教育，比如20世紀90年代的“義教工程”，以及21世紀初的撤點并校等都屬于教育可及性的后一個方面。其中后一個方面的最重要改革就是2005年《國務院關于深化農村義務教育經(jīng)費保障機制改革的通知》(國發(fā)〔2005〕43號)首次明確“逐步將農村義務教育納入公共財政保障范圍”和“全部免除農村義務教育階段學生學雜費”。應該說，這項改革疊加《中華人民共和國義務教育法》(以下簡稱《義務教育法》)對提高適齡兒童受教育水平發(fā)揮了重要作用。然而，雖然《義務教育法》規(guī)定了監(jiān)護人將適齡兒童送入學校接受義務教育的責任，但在其頒布之后的一段時間里，義務教育階段的輟學率一直較高(林錦鴻，2021)，畢竟送子女接受完整義務教育對當時農村大量的貧困家庭而言，依然是筆不小支出(Liu et al.，2011)。這一現(xiàn)實說明，保障個體受教育權只是一個基本要求，要實現(xiàn)在共同富裕道路上不讓一個人掉隊，教育改革的關鍵是讓每個個體或家庭都能有能力接受到應該享有的教育。免費義務教育的實施通過擴展教育對貧困家庭的可及性使《義務教育法》得到了真正落實。在免費義務教育的助力下，中國小學畢業(yè)率自2008年之后基本保持在99.5%以上，初中畢業(yè)率一直在95.4%以上。(3)數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》。那么，免費義務教育的實施在讓更多人獲得教育服務之后是否提高了個體未來的增收能力？

針對這一問題的已有研究還非常少，并且只是針對義務教育工程的影響進行分析，例如汪德華等(2019)、趙穎等(2021)基于20世紀90年代的“國家貧困地區(qū)義務教育工程”的研究認為，該項教育政策雖然提升了受教育者人力資本，但對其成年后的收入增長沒有顯著效果。關于免費義務教育的研究則主要集中于受教育者的非增收能力表現(xiàn)，比如認知能力和受教育程度。Xiao et al.(2017)、賈婧等(2020)關于免費義務教育對個體教育成就、認知和非認知能力影響的研究，Hau et al.(2014)、蘇群等(2015)、Shi(2012)和Tang et al.(2020)等針對免費義務教育對兒童入學率、留守兒童輟學行為以及農村童工使用影響的研究，朱峰等(2019)關于免費義務教育政策對農村居民就業(yè)選擇影響的研究，Chen et al.(2020b)針對免費義務教育政策對家庭幸福感影響的研究。盡管上述研究發(fā)現(xiàn)免費義務教育對提高個體能力有作用，但這種能力對其后來的收入增長是否發(fā)揮了作用，還無從知曉。

鑒于此，本文使用2020年的中國家庭追蹤調查(CFPS)，基于出生隊列方法構造的截面數(shù)據(jù)，采用DD技術，研究免費義務教育政策對受教育者個體成年后的增收能力是否有顯著提升作用，在此基礎上，利用分位數(shù)回歸，進一步識別免費義務教育政策在增收同時是否有利于縮小受教育者之間的收入分配差距。與本文研究最為接近的是汪德華等(2019)，但其研究的“義務教育工程”只是義務教育階段的條件改善，而非提高受教育者完成義務教育的能力，正因如此，其不可能發(fā)現(xiàn)“義務教育工程”有無顯著增收效應。相較于已有研究，本文的貢獻有以下三方面：第一，雖然教育被認為是幫助貧困家庭脫貧的重要途徑，但并沒有研究為這一認識提供經(jīng)驗證據(jù)，本文利用中國免費義務教育這一自然實驗，通過構造出生隊列數(shù)據(jù)，實證考察受這一政策影響的個體在其成年后是否有相對更好的收入水平，從而識別教育可及性向貧困家庭的擴展是否具有增收效應；第二，針對免費義務教育受益群體間差異，本文利用基于分位數(shù)方法的分組回歸分析，識別免費義務教育在不同收入群體間的增收效應差異，從而對擴展教育可及性是否可以成為實現(xiàn)共同富裕的重要途徑做出判斷，以此佐證“授人以漁”對共同富裕的重要意義；第三，不同于現(xiàn)有的基于教育脫貧的增收效應研究，本文提出一種不曾討論的鞏固脫貧成果的長效機制，即進一步提高教育可及性，從數(shù)量可及走向質量可及，只有授予個體受教育這個“漁”，才能真正避免脫貧家庭的脆弱性。

二、政策背景與研究假說

新中國非常重視教育，尤其是基礎教育。新中國成立前，中國的文盲率高達80%，到1978年，青壯年文盲率已經(jīng)下降到18.5%。(4)數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》。正是因為前期的人力資本積累，中國經(jīng)濟得到了快速發(fā)展。這一經(jīng)驗在改革開放后被繼承了下來，繼續(xù)提高國民素質，多出人才，出好人才，成為發(fā)展教育的首要任務(張寧娟，2018)。辦好一批重點中小學成為改革開放之初的重要抓手。為了辦好重點中小學，教育部分別于1978年和1980年頒布了《關于辦好一批重點中小學的試行方案》和《關于分期分批辦好重點中學的決定》。1985年，《中共中央關于教育體制改革的決定》首次提出實施九年義務教育；1986年，《義務教育法》頒布實施，將發(fā)展九年義務教育上升至國家意志。

《義務教育法》以法的形式明確賦予了中國適齡兒童受教育權和政府確保這項權利的職責。應該說，《義務教育法》的實施為中國義務教育的普及和掃除青壯年文盲的“兩基”目標完成提供了法律保障，也為中國農村地區(qū)后期的教育事業(yè)發(fā)展奠定了重要基礎。盡管《義務教育法》明確規(guī)定國家對處于義務教育階段的學生免收學費，并在1992年頒布的《中華人民共和國義務教育法實施細則》中規(guī)定“地方各級人民政府設置的義務教育學校的事業(yè)費和基本建設投資，由地方各級人民政府負責籌措”，但實際上直到2001年之前，在農村地區(qū)，義務教育經(jīng)費都是由鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和居民負擔為主(劉明興 等，2019)。不僅如此，1993年分稅制改革，縣鄉(xiāng)兩級財政變得更加困難，以鄉(xiāng)為主的農村義務教育經(jīng)費投入體制難以保障農村義務教育經(jīng)費所需，從而出現(xiàn)了20世紀90年代中期前后大范圍的教師工資拖欠現(xiàn)象。當時，除北京、西藏外，其他省份都有不同程度拖欠，總額累計高達14億元(高小立 等，2019)。為了解決義務教育階段面臨的經(jīng)費短缺問題，學校開始向受教育者收取學雜費，而1992年頒布的《中華人民共和國義務教育法實施細則》又為這種收費提供了依據(jù)：“實施義務教育的學?？梢允杖‰s費”。不僅如此， 1996年頒布的《義務教育學校收費管理暫行辦法》(教財〔1996〕101號)規(guī)定 “接受義務教育階段的學生免收學費，只繳雜費”，雖然對收費行為進行了規(guī)范，但并沒有明確限額。由于“雜費”沒有明確界限，所以這一時期的“只繳雜費”逐漸演變成 “多收費”和“亂收費”問題，不少學校借助“收費”政策提高收費額度，擴大收費范圍(楊潤勇，2006)。Hossain(1996)曾指出，占中國家庭20%的最貧窮家庭，子女教育支出占家庭年收入達到了14.2%。繁重的教育負擔對大部分還處于相對貧困的農村家庭而言，的確是一筆不小的負擔(Connelly et al.，2003)。也正因如此， Hossain(1996)、Brown et al.(2002)、Connelly et al.(2003)、Xiao et al.(2017)、林錦鴻(2021)等研究發(fā)現(xiàn)，20世紀90年代中國的廣大農村地區(qū)，輟學現(xiàn)象非常嚴重，有超過1/3的學生未完成小學教育，女孩輟學更是普遍。

為了保障適齡兒童入學并接受完整的義務教育，減輕家庭教育負擔，教育部和各省份政府相繼實施了多項重大教育改革。2001年，國務院《關于基礎教育改革與發(fā)展的決定》(國發(fā)〔2001〕21號)明確提出在農村義務教育階段學校實行“一費制”改革，并規(guī)定各級政府從2001年開始對貧困地區(qū)家庭經(jīng)濟困難中小學生免費提供教科書，減免學雜費、書本費，補助寄宿生生活費，即“兩免一補”，以減輕家庭經(jīng)濟困難學生的負擔(袁連生 等，2019)。2003年，“兩免一補”政策正式啟動，免費義務教育拉開序幕。然而，2002年全國陸續(xù)實施的農村稅費改革和取消農業(yè)稅改革，使原本在分稅制下就已經(jīng)困難重重的鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政變得更加困難，造成農村義務教育經(jīng)費的更加緊缺，無論是《中華人民共和國教育法》規(guī)定的4%目標，還是“兩免一補”政策的落實，都非常困難。為了走出以鄉(xiāng)為主的教育財政投入體制陷入的困境，中央調整了義務教育財政保障機制，由原先的“以鄉(xiāng)為主”，改為“以縣為主”。盡管如此，在縣級財政也緊張的那個時期，搭車收費、亂收費現(xiàn)象依然很嚴重。為了治理這些亂象，2003年，教育部等三部門發(fā)布《關于在全國義務教育階段學校推行“一費制”收費辦法的意見》(教財〔2004〕7號)，規(guī)定極端貧困家庭的學生接受義務教育可以免除學雜費和教科書費，寄住在學校宿舍的寄宿生可以獲得生活補貼。2005年，這項政策的惠及人群擴大到來自國家指定貧困縣的所有小學生和初中生。為進一步支持農村地區(qū)的義務教育事業(yè)發(fā)展、改善農村地區(qū)義務教育經(jīng)費供需矛盾和擴大公共財政覆蓋范圍，2005年底發(fā)布的《國務院關于深化農村義務教育經(jīng)費保障機制改革的通知》(國發(fā)〔2005〕43號)明確指出，“全部免除農村義務教育階段學生學雜費，對貧困家庭學生免費提供教科書并補助寄宿生生活費”。這一精神在2006年修訂的《義務教育法》中得到進一步明確。至此，義務教育免費的性質在中國正式確立。

盡管《國務院關于深化農村義務教育經(jīng)費保障機制改革的通知》和2006年修訂的《義務教育法》規(guī)定了各級政府舉辦義務教育的責任和義務教育所需經(jīng)費全部納入財政保障范圍，但在全國范圍內真正落地還是經(jīng)過了3年時間：2006年春，國家免除西部地區(qū)農村義務教育階段4800多萬學生學雜費；2007年春，“兩免一補”政策從西部推廣到中東部地區(qū)，實現(xiàn)了對全國40萬所農村中小學近1.5億名學生的全面覆蓋；2008年春，免費義務教育政策從農村走向城市，開始在北京、天津、上海等16個省份和5個計劃單列市試點，2008年秋天，免除城市義務教育階段學雜費在全國范圍內實施(5)不包括港澳臺。。至此，義務教育制度在中國確立22年后，首次在全國范圍內普遍實行了真正意義上的免費義務教育。

免費義務教育的實施得益于義務教育被納入公共財政保障范圍，從表1、表2可以看到，2006年試點免費義務教育，當年財政無論是生均教育事業(yè)費還是公用經(jīng)費，相較于非義務教育階段，都有更大幅度提高。隨著義務教育免費試點范圍普及，增長速度進一步上升，直到2008年全面推開后，才有所回落。

表1 公共預算內生均教育事業(yè)費增長率

表2 公共預算內生均公用經(jīng)費增長率

圖1 義務教育階段入學率和畢業(yè)率

再從圖1看，中國義務教育階段從入學率到畢業(yè)率，總體上都是呈上升趨勢，尤其自2001年開始部分地區(qū)實行“兩免一補”，到2006年大范圍試點免費義務教育，小學輟學率下降非常大， 2006年之后基本上都能讀完小學，雖然初中畢業(yè)率相對較低，但在2006年后，也有92%以上的學生能讀完初級中學。

從中國免費義務教育的實施過程看，免費義務教育政策的本質是提高了義務教育的可及性，讓所有適齡兒童能享受到義務教育。雖然免費義務教育最初針對的是廣大農村地區(qū)，尤其是中西部貧困地區(qū)，但隨著2008年從中西部擴展到東部，從農村擴展到城市，義務教育免費政策可及性已經(jīng)覆蓋到了所有適齡兒童。對所有個體而言，教育的重要性不言而喻。Weisbrod(1962)指出，教育是人力資本積累的重要方式。不僅如此，Wantchekon et al.(2015)研究發(fā)現(xiàn)，教育具有非常顯著的人力資本外部性，對個體生活水平、職業(yè)選擇和政治參與都有重要影響。而Azarnert(2010)基于免費教育的研究觀察到，公共免費教育對私人教育投資和人力資本積累有很大激勵效應。中國免費義務教育的實施讓教育成為所有適齡兒童可以使用的公共服務，在這一政策的推動下，完成義務教育階段的學習幾乎成了所有個體在其學齡階段必然會有的結果。相應地，在以受教育年限作為人力資本衡量的常用方法下，可以認為，免費義務教育提高了個體的人力資本。依據(jù)經(jīng)典的人力資本理論，人力資本提高是個體收入增長的重要源泉，人力資本之間的差異是收入不平等的重要原因(Egert et al., 2020；Gille,2015)。基于上述邏輯，可以有一個直接推斷，即中國實施的免費義務教育通過提高受教育者的教育可及性，促進了受教育者的人力資本積累，以及進入社會后獲得增加收入的能力。中國教育免費是針對個體的早期教育，而早期教育的可及對受教育者個體后期發(fā)展又有更為重要的作用。Cunha et al.(2007)研究發(fā)現(xiàn)，不同時期的人力資本回報是不同的，早期積累的人力資本對個體而言是最為重要的，其投資回報要高于后期教育積累的人力資本回報。

從中國免費義務教育實施要解決的問題看，免費義務教育雖然面向的是所有個體，但免費的意義對貧困家庭而言更大。一方面，中國自古以來就有重視教育的傳統(tǒng)，讓孩子接受教育被認為是家庭最重要的投資，所以只要有能力，讓適齡兒童接受教育是家庭一定會做出的選擇。然而現(xiàn)實中，的確有些家庭因困難，沒有能力將適齡兒童送入學校接受教育，這不是教育不重要，而是因為學校收費讓教育可及性對這樣的家庭而言非常低。另一方面，在義務教育可以免費的情況下，那些因貧困沒能將適齡兒童送入學校接受教育的家庭有了將子女送入學校學習的機會，但對那些并不算困難的家庭，教育有沒有免費，都會將適齡兒童送入學校接受教育，所以比較而言，義務教育免費對困難到不能將適齡兒童送入學校接受教育的家庭更有價值。正是義務教育的免費，不同收入水平的家庭，其子女至少在義務教育階段的教育差距消失了。按照前面教育與人力資本積累的關系，以及人力資本積累與個體增收的關系，有理由推定，免費義務教育的實施，通過縮小不同收入群體的教育差距而縮小整個社會的收入差距，這種差距的縮小主要源于免費義務教育讓低收入群體通過接受教育獲得了收入增長，而對原本就是高收入群體，免費義務教育的增收效應應該是不顯著的。

基于上述兩個推定，本文提出：

研究假說1：免費義務教育通過提高受教育者的受教育程度對受教育者的未來增收能力產生顯著促進作用。

研究假說2：免費義務教育因為對困難家庭有相對更大價值，所以其增收效應主要表現(xiàn)在低收入群體的收入增長上，從而有降低不同群體間收入差距的作用。

三、研究設計

(一)估計策略

識別免費義務教育對受教育者后來的收入水平是否有顯著促進作用，關鍵是能夠找到受到免費義務教育影響的個體。僅僅如此，還不能解決問題，還需要找到與其可以對比但又未受到免費義務教育影響的個體。前一類個體稱為實驗組，后一類個體稱為控制組。根據(jù)1986年頒布的《義務教育法》，中華人民共和國境內凡年滿6周歲的兒童都應該接受義務教育，在條件不具備的地區(qū)，可以推遲1年。為了避免分析復雜性，本文將入學年齡統(tǒng)一確定為6周歲。根據(jù)這一規(guī)定，再加上2005年12月發(fā)布的《國務院關于深化農村義務教育經(jīng)費保障機制改革的通知》，可以推定，受到免費義務教育影響的個體，在2006年應該還沒有完成義務教育階段的學習。再根據(jù)中國九年制義務教育學制的規(guī)定，到2006年已經(jīng)超過16周歲的個體，一般情況下應該不會再享受到義務教育免費的好處。(6)根據(jù)徐韻安(1991)、張弛(2014)關于義務教育階段的留級生研究，在原國家教委1994年頒布《關于全面貫徹教育方針，減輕中小學生過重的課業(yè)負擔的意見》之前，留級在義務教育階段還比較常見，雖然這份文件明確提出要逐步取消義務教育階段留級現(xiàn)象，但留級在義務教育學校還是存在的，留級現(xiàn)象的存在說明，個體享受義務教育的年齡上限就可能大于16周歲。由于缺乏數(shù)據(jù)，本文只考慮正常情況的九年義務教育。同時，由于中國的免費義務教育是從2006年在13個省與3個直轄市試點，然后逐步推開的，直到2007年春季在全國農村地區(qū)全面實施，所以在2006年，還沒有年滿16周歲的個體都會從免費義務教育中受益，但受益年限不同。在2006年秋季入學的個體，享受到了免費義務教育的全部收益，與這一年齡相對應的出生時間應該是1999年9月—2000年8月，在這一時段之后出生的都完整地享受到了免費義務教育政策的好處。以此為基準，1998年9月—1999年8月出生的個體，正常情況享受了8年的免費義務教育。依此類推，可以得到出生于1991年9月—1992年8月時段的個體，正常情況只享受到了一年的免費義務教育好處。相較而言，早于1990年9月出生的個體，正常情況下肯定沒有受到免費義務教育的影響。(7)根據(jù)中國的學期時間安排的傳統(tǒng)，當年9月年滿6周歲或7周歲的個體才可報名入讀小學一年級，而當年9月—12月出生的個體，必須推遲一年入學(張春泥 等，2017；林文煉 等，2020)。參考賈婧等(2020)的做法，以出生月份9月作為分隔點，將出生于上一年9月至次年8月的個體視為同一學期入學的個體。由于免費義務教育在各地區(qū)施行的時間有所差異，故而上述關于出生年月與受益年限的對應關系在各地區(qū)也有所不同，本文在利用CFPS數(shù)據(jù)分析中，會根據(jù)被調查者所在省份具體確定。

在確定了個體與免費義務教育受益年限對應關系基礎上，參照Duflo(2001)、Xiao et al.(2017)、汪德華等(2019)、梁超等(2020)等的研究，利用從免費義務教育中受益學期的差異和人群出生隊列信息構造截面雙重差分的識別策略。其中，出生隊列的構造如式(1)。由于各省份免費義務教育實施時間點不同，所以不同省份在式(1)中的time是不同的。對于個體從免費義務教育中受益學期，根據(jù)前述分析，使用式(2)予以度量，其中分母之所以為18，是因為按照中國學制規(guī)定，九年制義務教育，每年有兩個學期，所以共有18個學期。

(1)

(2)

基于出生隊列與受政策影響強度的構造，設定如下截面雙重差分模型：

Yi,p=β0+β1semesteri+β2Xi,p+birthyi+λP+mi+εi,p

(3)

其中：下標i和p分別表示個體和個體所在省份。被解釋變量Yi,p表示 p省份的個體 i年度工資收入。解釋變量中semesteri表示個體從免費義務教育中受益的學期數(shù)，其系數(shù)β1衡量了免費義務教育政策效應，是本文關注的重點，β1如果顯著為正，說明免費義務教育政策對個體收入有顯著促進作用，受益年限越多，對收入的促進作用就會越大。Xi,p表示個體特征向量，包括性別(男性=1)、民族(漢族=1)、是否有配偶(有配偶=1)等。為控制各省份不可觀測的地區(qū)因素對收入的影響以及隨時間變化而變動的收入趨勢，式(3)還納入了省級固定效應λP和出生年份固定效應birthyi。此外，由于在同一省份同一年份9月前出生和9月后出生的個體在入學年份上存在差異，其所享受的免費義務教育學期數(shù)也會存在差異，評估效果可能是由同一個出生隊列中早出生者和晚出生者之間的系統(tǒng)性差異驅動，因此，式(3)還增加了個體的出生月份固定效應mi?？紤]到同一省份內的個體可能存在潛在的相關性，所有估計結果標準誤都聚類到省級層面。

中國的免費義務教育是分步實施的，所以中央政府在確定試點省份時可能并不是隨機的。不同批次的省份在經(jīng)濟狀況、社會發(fā)展和財政收入等方面存在著較大差異，這些系統(tǒng)性差異可能對居民的工資收入水平和教育狀況產生影響，進而可能出現(xiàn)即使免費義務教育沒有實施，地區(qū)之間的系統(tǒng)性差異也會導致個體收入出現(xiàn)差異。這可能造成雙重差分法識別假設不成立，進而導致估計結果偏差(Xiao et al.，2017；周茂 等，2019)。盡管在模型中加入了固定效應控制，但謹慎起見，進一步采用如下兩種方法減緩上述情況的可能影響：

方法一：參考 Duflo(2001)、汪德華等(2019)、Tang et al.(2020)在處理雙重差分模型中樣本存在“非隨機性”問題的設計思路，在回歸模型中進一步增加政策發(fā)生前，即2005年省級地區(qū)特征變量與個體出生隊列的交互項，以控制政策發(fā)生前的省級特征差異產生的潛在影響。這種處理方法實際上是允許不同出生隊列人群的效果隨著這些省級的事前特征變化而變化。參考已有文獻，本文選取的省級特征變量包括財政收入、人均GDP、人口總數(shù)、農村人口占總人口比重。根據(jù)周茂等(2019)的研究，控制這些可能影響免費義務教育政策的特征變量，還可以避免“Bad Control”問題。根據(jù)這種方法，式(3)就可以表達為：

Yi,p=β0+β1semesteri+β2Xi,p+birthyi+λP+mi+β3(Z2005,p×birthyi)+εi,p

(4)

方法二：參考 Xiao et al.(2017)、朱峰等(2019)、Chen et al.(2020a)的處理方法，在控制省級固定效應和出生年份固定效應基礎上，將省份虛擬變量的一階、二階和三階趨勢項納入回歸方程，即個體所在省份的虛擬變量分別與個體出生隊列的一次項、二次項及三次項交乘。這種做法本質上是將各個地區(qū)之間固有的可能對個體工資收入等變量產生影響的線性趨勢差異控制住。

除了消除系統(tǒng)性影響，影響式(3)估計效果的還有可能出現(xiàn)的同期改革。實際上，從前面的政策背景中也可看到，在實施免費義務教育之前，中國還實施了“兩免一補”政策和“學費控制”。其中，“學費控制”政策于2001年在省級指定貧困縣開始實施，最終于2004年在全國范圍內推行；“兩免一補”政策于2003年展開，隨后于2005年擴大到全國貧困地區(qū)。根據(jù)朱峰等(2019)的研究，始于2006年的免費義務教育實際上就是“兩免一補”政策的升級版。根據(jù)上述分析，可以想見，1985年9月—1990年8月出生的個體勢必會受惠于“學費控制”和“兩免一補”政策。這就意味著，前述構造的隊列中，原本認為這個時段出生的個體不受教育成本私人支付減少政策影響，實際上受到了類似免費義務教育政策的影響。這樣一來，如果不考慮其它因素，式(3)的估計結果理論上應該比實際效應要弱，即實際效應只會被低估。正因如此，后續(xù)實證中并沒有就2006年免費義務教育政策實施前所實施的類似減少受教育者私人支付政策做出控制。

(二)數(shù)據(jù)說明

根據(jù)研究問題需要，本文所使用數(shù)據(jù)來源有三個。第一，個體微觀數(shù)據(jù)，來自2020年和2010年的中國家庭追蹤調查(CFPS)。其中，2020年的CFPS數(shù)據(jù)庫中，成人數(shù)據(jù)庫不僅包括了個體性別、出生年月、學歷、工作收入等信息，還包括了個體早年(3歲和12歲)的生活居住地信息；2010年的CFPS數(shù)據(jù)庫中，家庭數(shù)據(jù)庫則提供了個體早年所在家庭包括收入在內的詳細信息。這些信息為將個體微觀信息與宏觀省級信息有效匹配提供了可能。第二，省份層面的數(shù)據(jù)，包括人口數(shù)量、人均GDP、財政收入等，主要來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站的年鑒庫。第三，在穩(wěn)健性分析中，本文還使用了中國家庭金融調查(CHFS)數(shù)據(jù)庫的個體微觀調查信息。農村地區(qū)的免費義務教育政策始于2006年，所以本文研究的是在2006年處于義務教育階段的個體在成年后進入勞動力市場的收入情況。個體從接受并完成義務教育到進入勞動力市場就業(yè)需要一段較長時間，即政策的長期效果評估需要有能夠充分反映結果變量的數(shù)據(jù)支撐，因此本文選擇個體年齡分布較好適用于本研究的中國家庭金融調查(CHFS)2019年數(shù)據(jù)。

微觀數(shù)據(jù)處理過程如下：第一，鑒于本文研究的是農村地區(qū)免費義務教育對微觀個體的長期影響，所以將12周歲時為農村戶口的個體作為本文研究對象，以便減少樣本選擇性偏誤；第二，剔除掉受教育年限、出生年份和月份、省份所在地、性別、民族等變量缺失的樣本；第三，為確保在CFPS數(shù)據(jù)庫中能夠觀察到個體的工作收入信息，本文限制樣本出生隊列為出生于1985—1995年，同時剔除掉最終所受教育年限和所獲收入尚不清楚的在校生樣本；第四，考慮到個體收入的偏態(tài)分布，本文對個體收入在1%的水平上進行縮尾處理并取對數(shù)。經(jīng)過上述處理，共獲得2463個樣本，其中享受過免費義務教育的有842人，未享受過免費義務教育的有1621人。變量的描述性統(tǒng)計匯總于表3，其中，列(1)～(3)分別報告了不同批次開展免費義務教育政策的樣本各變量均值和標準誤，列(4)～(6)分別報告了以上三個批次樣本之間差值比較。

表3 變量統(tǒng)計性描述

四、免費義務教育政策的增收效應

(一)基準結果

表4報告了式(3)的回歸結果 。其中，列(1)只控制了個體層面的控制變量和省級層面的固定效應以及個體出生年月固定效應，結果顯示，政策變量系數(shù)為0.065，且至少在1%的水平上顯著。列(2)～(4)逐步在列(1)基礎上加入了省份虛擬變量的一階、二階和三階時間趨勢，可以看到，在消除省份間固有的線性趨勢差異后，解釋變量系數(shù)略有減小，顯著性雖然也有所下降，但仍然在5%的水平上顯著為正。為盡可能減少省份之間隨時間變化而改變的趨勢特征對實證結果的干擾，列(5)采取了更為嚴格的方式，在列(1)基礎上加入了前定的省份特征變量與個體出生隊列的交互項，結果顯示，政策變量估計系數(shù)仍然在10%水平上顯著。綜合表3的估計結果，本文假說1得以驗證，即在均值意義上，免費義務教育的確顯著提高了受教育者收入水平。農村居民每額外多接受一學期的免費義務教育，其成年后進入勞動力市場的工資收入相應將提升約6.0%～6.5%。

表4 免費義務教育增收效應回歸結果

減貧不難，難就難在讓人在減貧后能夠繼續(xù)獲得持久的增收能力(程名望 等，2014；王中華 等，2021)。從表4可以看到，免費義務教育使得貧困家庭因貧困而上不起學的孩子能夠有機會獲得完整的義務教育，從而在成年后進入勞動力市場獲得較沒有受到免費教育政策影響的孩子相對更高的收入，而且這種收入是工作報酬，并非轉移性收入。由此可見，從增收的角度看，教育是讓貧困家庭擺脫貧困，并有可能走向富裕的有效途徑，而免費義務教育通過提高困難家庭的教育可及性，能夠助力共同富裕目標實現(xiàn)。相較于財政直接救助，免費義務教育可以說是一項以較低財政成本實現(xiàn)長久增收目標的政策，用今天積極財政政策加力提效的話說，免費義務教育是積極財政政策提效的可行舉措。

(二)安慰劑檢驗

識別假設是合理性運用雙重差分法的基礎。針對本研究，能夠運用雙重差分法的關鍵假設是，假如免費義務教育政策沒有實施，不同省份的個體之間在工資收入水平上應當具有相同趨勢。實際上，不同省份具有許多不同特質，一些不可觀測的特質有可能隨著時間變化發(fā)生變化，進而可能影響到結果變量。盡管在基準回歸中已經(jīng)控制住地區(qū)固定效應，但仍然會有無法觀測的地區(qū)特征對估計結果產生影響，更重要的是，這種不可觀察因素的影響還無法被有效驗證。對此，參考周茂等(2018)、宋弘等(2019)的做法，本文采用間接的安慰劑檢驗。

（1）目前，車間在提請采購申請前，將定額需求的物料及用量匯總完成后，按照采購環(huán)節(jié)要求在物資管理提出采購申請，同時，在賦碼申請階段加入采購計劃員的審核，以確保所需物料的屬性信息，包括計量單位信息、包裝規(guī)格等信息，是符合采購環(huán)節(jié)及庫房管理環(huán)節(jié)的計量單位需求的。

(5)

圖2 置換檢驗結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.城市樣本

免費義務教育政策直到2008年9月才在城市地區(qū)實施，即免費義務教育政策在農村地區(qū)開展的時候，城市地區(qū)并沒有受到影響。不僅如此，在免費義務教育之前實施的包括“兩免一補”在內的減少受教育者私人支付政策，都是針對貧困農村地區(qū)。為確保在此階段沒有一些可能對城鄉(xiāng)居民有共同影響的其他因素對結果變量產生影響，本文對沒有享受免費義務教育政策的城市樣本個體進行反事實狀態(tài)檢驗。具體來說，就是將12歲時為非農業(yè)戶口的個體作為城市居民，使用該個體所在省份農村地區(qū)免費義務教育生效日期作為城市兒童接受免費義務教育的時間，并按照前文構建“學期數(shù)”的方法得到每一個城市兒童享受的免費義務教育學期數(shù)，然后采用雙重差分法按照式(3)對假想的城市免費義務教育政策的增收效應進行估計，結果報告于表5列(1)?？梢钥吹剑赓M義務教育政策對城市居民的收入水平?jīng)]有顯著影響，這說明本文基準回歸并不是由與農村地區(qū)免費義務教育政策同時發(fā)生的、且能夠對城鄉(xiāng)居民共同產生影響的其他因素造成的。

2.排除“兩免一補”的干擾

前已述及，在免費義務教育政策實施之前，就已經(jīng)在貧困的農村地區(qū)實施了減少受教育者私人支付的政策，其中中最重要的就是“兩免一補”政策。雖然前面分析中指出，這一政策的存在只會讓政策實際影響被低估，但為了嚴謹起見，本文還是希望盡可能控制住這一政策影響。為此，參考Tang et al.(2020)的做法，控制住2005年各省份國家指定貧困縣在本省份的占比與個體出生隊列的交互項，以此來說明2005年的“兩免一補”政策在國家級貧困縣的實施情況。估計結果報告于表5列(2)。不難發(fā)現(xiàn)，解釋變量系數(shù)仍然在5%水平上顯著為正。

表5 穩(wěn)健性檢驗

3.縮短樣本窗口時間

基準回歸使用的是出生于1985—1995年的個體，這里借鑒王雄元等(2019)、李衛(wèi)兵等(2019)調整樣本期數(shù)的做法，分別將非受益?zhèn)€體的出生年份限制在1987年和1988年。與僅使用單一時間窗口的樣本相比，不同程度地縮短樣本時間不僅可以減少單一樣本期所帶來的測量誤差，也可以排除長期政策窗口期下其他可能的政策干擾。從表5列(3)、(4)報告的結果看，交互項系數(shù)依然顯著為正，說明免費義務教育政策具有顯著增收效應。

4.采用其他數(shù)據(jù)庫

基準回歸使用的數(shù)據(jù)來自CFPS，CFPS數(shù)據(jù)庫的2020樣本是本文能夠獲得的反映個體詳細信息的最新數(shù)據(jù)，但是樣本量相對有限。為了擴大樣本量，需要找到一個調查采訪時間與2006年盡可能遠的微觀調查數(shù)據(jù)庫。通過比較，選擇2019年中國家庭金融調查(CHFS)數(shù)據(jù)，(8)由于CHFS月份數(shù)據(jù)缺失較多，暫時將出生在同一年份的個體的入學時間保持一致，得到較為粗糙的個體可以享受的免費義務教育學期數(shù)，進而按照式(1)進行雙重差分回歸。對式(3)進行回歸分析，結果報告于表5列(5)。可以看到，解釋變量的估計系數(shù)比基礎回歸略大，但仍然具有正的顯著性。

五、作用機制識別

免費義務教育政策免除義務教育階段的學雜費和書本費，并且為貧困家庭的寄宿制孩子提供生活補助，從而讓貧困家庭孩子能夠讀完義務教育。然而，僅完成義務教育，在激烈競爭和勞動力供大于求的就業(yè)市場中，獲得一個工作也并不容易。那么，免費義務教育為什么可以讓受益于免費教育的個體能較未受到免費義務教育影響的個體獲得相對更高收入呢？因為根據(jù)汪德華等(2019)研究，義務教育本身的增收效應十分有限。Balestra et al.(2017)研究發(fā)現(xiàn)，教育對工資分配有異質性影響。盡管義務教育對個體未來的收入增長影響有限，但沒有接受過義務教育的個體，其收入增長在大概率下肯定不可能。基于這一邏輯，可以認為，免費義務教育政策的增收效應應該來自以下兩個方面：其一，義務教育免費提高了貧困家庭孩子讀完義務教育的概率，而正因為有了這個基礎，這些孩子在接受完義務教育后會繼續(xù)就讀高中，甚至大學。由于免費義務教育一開始是面向農村的，所以，在平均意義上來說，受到免費義務教育政策影響的個體就有了相對更高的機會修完義務教育。其二，接受了免費義務教育之后，個體就有了繼續(xù)修讀高中，甚至大學的可能，而高中和大學相對于義務教育，在勞動力市場上其競爭力有著本質性區(qū)別。Yang et al.(2016)研究指出，相較于大學前教育，大學教育對收入不平等有更大解釋力。Lkhagvasuren(2014)研究發(fā)現(xiàn)，大學教育有著非常高的工資溢價收益。本文將對這兩種可能的機制予以識別，分析受到免費義務教育影響的個體初中畢業(yè)的概率、高中畢業(yè)的概率和大學畢業(yè)的概率是否更高。由于因變量均為二元變量，識別使用二元Logit模型，回歸方程如下：

(6)

其中：Pi表示第i個個體是否完成初中教育/高中教育/大學教育的情況，semesteri代表個體所享受的免費義務教育學期數(shù)，X為其他控制變量?？紤]到個體已完成的最高學歷從文盲/半文盲至博士一共八個等級，因此，針對教育程度變量，構造如下的排序Logit模型:

(7)

其中：k表示個體i的潛在最高學歷。式(7)為累積比數(shù)模型，表示給定自變量X，個體獲得第k種及以上學歷的概率。自變量包括式(6)的學期數(shù)和控制變量。

表6報告了機制分析的結果。不難發(fā)現(xiàn)，免費義務教育政策對個體的教育狀況具有顯著改善作用。具體地，表6列(1)、(2)報告的是免費義務教育政策對個體能否完成初中教育的影響。從解釋變量的系數(shù)和顯著性看，個體每多接受一學期的免費義務教育，其完成九年義務教育的概率提高15.9%，且在1%水平上顯著。這與免費義務教育政策的初衷相一致，也進一步說明免費義務教育政策的確解決了農村地區(qū)因貧困導致的教育需求不足問題。表6列(3)～(6)報告的是免費義務教育政策對個體的影響是否具有持續(xù)性?；貧w結果顯示，個體每額外增加一學期免費義務教育，其后續(xù)能夠繼續(xù)學業(yè)并獲得高中學歷與大學學歷的概率顯著提高了8.0%和4.5%。個體獲得高中學歷的概率大于大學教育，說明政策效應逐漸遞減，這也較符合常識。表6列(7)、(8)的結果表明，免費義務教育對個體獲得更高等級學歷的影響非常顯著，從解釋變量的系數(shù)看，個體每額外接受一學期免費義務教育，其獲得更高學歷的概率將增加1.573倍。

表6 機制分析

根據(jù)趙穎等(2021)的研究，人力資本是一個動態(tài)提升的過程，上述結果證實，免費義務教育不僅可以讓受教育者有更大概率修完義務教育，而且對受教育者能產生長期的持續(xù)性影響，使其完成大學教育的可能性增加。如果將受教育年限作為人力資本衡量的標準，那么，免費義務教育就是通過讓受教育者有更大概率積累起更高人力資本，從而獲得收入增長的機會。

六、免費義務教育的收入再分配效應

經(jīng)驗事實說明，中國居民收入差距不僅存在城鄉(xiāng)的組間差距，而且更存在顯著的城市內部和農村內部的組內差距(黃斌 等，2014；Piketty et al.，2019；王中華 等，2021)。從中國免費義務教育實施的初衷看，其扶貧扶弱的政策目標非常明顯。一是無論是早先實施的學費控制和“兩免一補”，還是后來普遍推開的免費義務教育，開始都主要針對貧困農村地區(qū)，所以免費義務教育的實施，貧困農村地區(qū)獲得的政策收益更大。二是中國一直有重視教育的傳統(tǒng)，教育被家庭認為改變家庭命運的最可靠途徑，為了讓孩子上得了學，家庭可以說傾其所有，所以在中國，只要家庭條件允許，讓孩子接受教育是必然的，但在廣大農村地區(qū)，也的確存在相當多的家庭，貧困到?jīng)]有能力承擔孩子在義務教育階段的私人支付，即使一開始進入學校學習，也會因私人支付的不可持續(xù)而被迫中途輟學。免費義務教育的實施，讓這些貧困家庭獲得了送孩子上學并至少完成九年義務教育的機會。上述兩方面說明，免費義務教育所擴大的教育可及性主要是對貧困家庭有意義，貧困家庭從免費義務教育中受益更大。正因這一政策，不同收入家庭之間接受義務教育的水平差異得到降低。而表5的回歸結果又說明，因為有了義務教育基礎，貧困家庭的孩子就有了進一步讀高中和大學的機會，從而使得不同收入家庭之間在更高層級教育水平上的差距有所縮小。從而說明，免費義務教育通過縮小不同家庭間子女受教育水平差距縮小家庭未來的收入差距，從而具有了收入再分配功能。

為了驗證上述結果，需要獲得樣本個體的家庭信息，將個體與其在免費義務教育政策發(fā)生時期的家庭收入進行匹配。由于CFPS數(shù)據(jù)庫最早可追溯到2010年，(9)CFPS數(shù)據(jù)庫雖然有2008年和2009年的調查數(shù)據(jù)，但調查地區(qū)和調查樣本較少。且農村地區(qū)的免費義務教育政策落實時間為2006—2007年，為此將CFPS數(shù)據(jù)庫中的2020年調查數(shù)據(jù)中的樣本個體信息與CFPS數(shù)據(jù)庫中的2010年調查數(shù)據(jù)中的家庭信息相匹配，以個體2010年的家庭經(jīng)濟情況來代表政策發(fā)生時期的家庭經(jīng)濟情況。(10)之所以采用這種匹配，主要是因為在政策實施之后的臨近年份，家庭收入不會因為免費義務教育政策而發(fā)生很大變化，這樣對家庭按照收入進行分組，就不會產生因政策的反向干擾而影響估計結果。匹配后的數(shù)據(jù)中既包含了享受免費義務教育政策的兒童在成年后的收入，也包含了政策發(fā)生時期兒童的家庭經(jīng)濟情況。基于匹配后的數(shù)據(jù)，便可以分析不同收入階層的家庭子代在享受免費義務教育政策之后進入勞動力市場的收入變化情況。

根據(jù)張月云等(2015)的研究，家庭子女數(shù)量會稀釋家庭分配給每個孩子的教育資源，并由此影響個體的受教育機會與教育發(fā)展。這一點在免費教育之前的廣大農村地區(qū)的確非常普遍。為了避免這種情況對家庭分組的影響，本文采用CFPS數(shù)據(jù)庫中的2010家庭數(shù)據(jù)庫中人均家庭總收入和人均家庭純收入刻畫家庭收入情況。在此基礎上，參照林錦鴻(2021)的做法，根據(jù)家庭收入分布函數(shù)生成取值范圍為0～1的家庭收入分位數(shù)變量，再將個體的家庭收入與收入分位數(shù)變量一一對應，計算方式為Quantitlei=FI(Ii)=P(I≤Ii)。然后再以收入分位數(shù)50%分位點為分界線，將個體所在家庭收入?yún)^(qū)分為高收入和低收入。最后區(qū)分高收入家庭和低收入家庭，重新估計式(3)，識別不同收入組從免費義務教育政策中所獲收益是否存在差異。

表7列(1)、(4)與列(2)、(5)分別是以家庭人均總收入和人均家庭純收入代表家庭收入，結果顯示，列(1)、(2)的核心解釋變量系數(shù)分別為0.084和0.074，且均在1%水平上顯著，而列(4)、(5)的核心解釋變量的估計系數(shù)都不顯著。對比結果可以看到，低收入家庭的子女每額外享受一學期免費義務教育，其成年后所獲工資收入較未獲得免費義務教育的家庭子女增長高出8.4%或7.4%，而受到免費義務教育影響的高收入家庭子女較未受到免費義務教育影響的高收入家庭子女，其成年后的工資收入并沒有表現(xiàn)出顯著差異。為穩(wěn)健起見，改變低收入家庭和高收入家庭的分組依據(jù)，不是按照分位數(shù)的50%分位點分組，而是按照所有家庭平均收入將家庭區(qū)分為低收入家庭組和高收入家庭組，低于全部家庭平均收入的家庭歸入低收入家庭組，回歸結果見表7列(3)、(6)。核心解釋變量的估計結果較分位數(shù)分組沒有顯著變化。這一實證結果驗證了前述提出的第二個假說，即免費義務教育的實施通過讓低收入家庭子女獲得受教育機會使得低收入家庭獲得了收入向上流動的機會，不僅具有收入再分配效應，而且是在不影響高收入家庭的情況下，提高了低收入家庭收入，所以又具有共同富裕的效果。

表7 分家庭高低收入組的收入效應

然而僅僅依據(jù)上述回歸結果，得到免費義務教育有共同富裕的效應還不嚴謹，還需要證實低收入家庭子女未來收入的增長是源于其接受免費義務教育后有更大概率接受到了更高層次的教育。根據(jù)李曉嘉等(2021)的研究，財政教育支出是通過影響子代教育水平影響其收入的。為了驗證上述實證結果是否源于這一情況，將個體家庭收入分位數(shù)在50%以下的視為低收入，賦值為1，在50%以上的視為高收入，賦值為0，再構建個體接受免費義務教育的學期數(shù)與是否是低收入家庭的交乘項，以此替換式(3)的核心解釋變量，替換后的方程式如下：

Yi,p=β0+β1semesteri×lowi+β2Xi,p+birthyi+λP+mi+εi,p

(8)

其中：被解釋變量Yi,p為個體是否取得高中及以上學歷，lowi為個體兒童時期所在家庭是否是低收入家庭。其余變量與式(3)一致。

對于因變量為二值變量而自變量為交互項的情況，本文參考已有研究采用線性概率模型進行回歸。從表8報告的回歸結果看到，是否是低收入家庭與個體接受免費義務教育的學期數(shù)的交互項系數(shù)分別為0.005和0.004，且均在10%水平上顯著。這一結果說明，額外接受一個學期的免費義務教育能顯著提高低收入家庭子女獲得高中及以上教育的概率。還能看到，相較于高收入家庭組，低收入家庭組子女的確有相對更低的接受到高中及以上教育的概率。

表8 免費義務教育對低收入家庭子代的教育效應

七、結論與啟示

如何在財政緊約束情況下，利用更加有效的財政政策或財政改革，扎實推進共同富裕，不僅是新階段財政治理的重要問題，也是國家在實現(xiàn)脫貧和小康社會目標后鞏固發(fā)展脫貧成果逐步走向共同富裕亟待回答的問題。本文基于對中國免費義務教育政策的研究，就這一問題進行了探索性研究。具體地說，本文利用多個數(shù)據(jù)庫的跨庫匹配數(shù)據(jù)，對中國旨在提高貧困家庭教育可及性的免費義務教育改革進行研究，通過比較受這一改革影響個體與未受這一改革影響個體進入工作崗位后的工資收入，識別免費義務教育改革是否讓受其影響的個體獲得相對更高收入及其實現(xiàn)機制。在此基礎上，進一步區(qū)分不同收入家庭研究免費義務教育的收入再分配效應。研究發(fā)現(xiàn)：第一，免費義務教育改革顯著提高了受益?zhèn)€體成年后的收入水平，這一受益效應在各種檢驗后依然非常穩(wěn)健；第二，機制分析結果識別出，免費義務教育對個體增收能力的提升作用源于其增加了受益?zhèn)€體接受更高層次教育的機會，提高了受益?zhèn)€體的人力資本積累，實現(xiàn)了“授人以漁”的政策效果；第三，基于家庭收入分組的研究進一步發(fā)現(xiàn)，免費義務教育改革有助于縮小不同收入家庭間的收入分配差距，這種作用發(fā)揮主要是通過縮小不同收入組別家庭間子女受教育程度差異實現(xiàn)的。

本文基于中國免費義務教育研究的實證發(fā)現(xiàn)不僅在理論上有重要意義，對財政治理實踐和新階段積極財政政策加力提效也有重要價值。在理論上，財政政策受益歸宿研究一直有一個難題，即政策的目標群體在動態(tài)隨機中很難有效識別，本文所針對的免費義務教育，通過改革目標的分析，準確界定受益群體和未受益群體，從而豐富了受益歸宿研究中受益群體的識別方法。不僅如此，本文還擴展了公共服務可及性理論。免費義務教育改革本質上是教育服務可及性的擴展，而且這一改革在結合到中國社會現(xiàn)實后其可及性擴展的方向非常明確，從而為識別公共服務可及性提高的經(jīng)濟社會影響提供了可能。在財政治理實踐上，如何利用較低財政投入通過提高“共享”程度實現(xiàn)共同“富?！保勘疚难芯靠梢哉f對這一問題給出了有充分說服力的回答，那就是財政要做的是“授人以漁”，而非“授人以魚”，在新階段，這是財政政策加力提效的最好方式。本文雖然研究的是免費義務教育，但其發(fā)現(xiàn)對新階段的所有財政治理具有一般意義，比如在健康支出領域，本文的研究啟發(fā)是財政應更重視公共衛(wèi)生服務，統(tǒng)籌預防與醫(yī)療關系；再比如在創(chuàng)新發(fā)展上，財政應重視基礎研究和共性技術；等等。這些都是財政治理應在“漁”上下功夫。