義務(wù)教育階段經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生精準(zhǔn)資助的外溢效應(yīng)

摘 要：面向經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生實(shí)施精準(zhǔn)資助是防范貧困、實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要政策工具。本文采用中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用隨機(jī)分班形成因果識(shí)別設(shè)計(jì)，就義務(wù)教育階段經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生“一補(bǔ)”（即發(fā)放生活補(bǔ)助金）資助政策的外溢效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。研究發(fā)現(xiàn)，班級(jí)中經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生受“一補(bǔ)”資助對(duì)于同班其他同學(xué)的學(xué)業(yè)成績具有顯著的正外溢效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)困難家庭的精準(zhǔn)識(shí)別對(duì)于“一補(bǔ)”資助形成外溢效應(yīng)具有重要影響。“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助之所以產(chǎn)生外溢效應(yīng)，與同學(xué)之間的學(xué)習(xí)互動(dòng)和人際交往有著密切的聯(lián)系。機(jī)制分析結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生接受資助能顯著提升班級(jí)同學(xué)的學(xué)習(xí)努力水平，改善班級(jí)同學(xué)之間的人際關(guān)系，增強(qiáng)班級(jí)的融合度與凝聚力。面向經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生實(shí)施精準(zhǔn)資助蘊(yùn)含著巨大的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，是新發(fā)展階段推進(jìn)共同富裕的重要抓手與有效手段。建議教育資助政策未來應(yīng)進(jìn)一步降低資助門檻，提升對(duì)經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生的精準(zhǔn)識(shí)別度，并依據(jù)學(xué)生家庭的困難程度實(shí)行有差別資助。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生；“一補(bǔ)”資助；精準(zhǔn)資助；外溢效應(yīng)

一、引言

貧困問題是世界性難題。根據(jù)《2021全球多維貧困指數(shù)》（The 2021 Global Multidimensional Poverty Index），在聯(lián)合國開發(fā)計(jì)劃署所監(jiān)測的109個(gè)國家59億人里有13億人處于多維貧困（Multidimensional Poverty）之中，其中有約一半是兒童（UNDP， 2021）。消除貧困、實(shí)現(xiàn)共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求。我國已全面建成小康社會(huì)，并確立在2035年“全體人民共同富裕邁出堅(jiān)實(shí)步伐”的戰(zhàn)略目標(biāo)，如何有效防范脫貧人口再返貧并在消除絕對(duì)貧困基礎(chǔ)上進(jìn)一步解決相對(duì)貧困問題，成為新發(fā)展階段推進(jìn)共同富裕的中心任務(wù)之一。

教育對(duì)于防范脫貧人口再返貧、推動(dòng)共同富裕具有十分重要的作用。教育幫扶有多種手段，面向經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生實(shí)施財(cái)政資助是最常用且最重要的手段之一。有證據(jù)表明，家庭背景對(duì)兒童的教育獲得及未來經(jīng)濟(jì)成就具有重要影響，面向經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生實(shí)施財(cái)政資助能有效提升經(jīng)濟(jì)困難家庭兒童入學(xué)率，有助于改善教育機(jī)會(huì)公平與代內(nèi)收入差距（Das et al.， 2005; Unity et al.， 2013; 張錦華， 2008）。此外，經(jīng)濟(jì)背景具有很強(qiáng)的代際轉(zhuǎn)移性，它可通過“父代收入→子代教育獲得→子代收入”進(jìn)行“代際復(fù)制”，面向經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生實(shí)施財(cái)政資助可在一定程度上削弱父代收入與子代教育獲得之間的相關(guān)性，具有縮小收入代際非公平的作用（Fernald et al.， 2008; 孟照海， 2016）。

目前，我國已建立從基礎(chǔ)教育到高等教育的完整的學(xué)生資助保障體系（魏易， 2020）。在義務(wù)教育階段，中央政府實(shí)施“兩免一補(bǔ)”政策，為經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生免費(fèi)提供教科書，免除其雜費(fèi)（簡稱“兩免”），并發(fā)放生活補(bǔ)助金（簡稱“一補(bǔ)”），以減輕經(jīng)濟(jì)困難家庭的教育支出負(fù)擔(dān)。政府的教育財(cái)政資助分為“暗補(bǔ)”和“明補(bǔ)”兩類。免除雜費(fèi)與免費(fèi)提供教科書、營養(yǎng)餐是“暗補(bǔ)”；采用現(xiàn)金轉(zhuǎn)移的方式向經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生直接發(fā)放補(bǔ)助金則為“明補(bǔ)”。近年來，中央政府不斷加大對(duì)經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生的現(xiàn)金資助力度，資助覆蓋面不斷增大，資助標(biāo)準(zhǔn)亦不斷提高。據(jù)教育部官網(wǎng)公告，2022年學(xué)生資助補(bǔ)助經(jīng)費(fèi)總預(yù)算超544億元，與2019年相比增長12%（中國教育報(bào)， 2021）。如此巨大的投入究竟產(chǎn)生了多大的成效，這是一個(gè)值得深究的學(xué)術(shù)議題。

目前針對(duì)教育現(xiàn)金資助的實(shí)證研究大致可分為兩類。一類是估計(jì)教育現(xiàn)金資助對(duì)受資助學(xué)生的直接效應(yīng)，分析現(xiàn)金資助對(duì)受資助學(xué)生的教育獲得、健康水平及未來收入的直接影響。有不少研究發(fā)現(xiàn)，教育現(xiàn)金資助能有效降低經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生的義務(wù)教育輟學(xué)率與患病率，提高其高中完成率與未來勞動(dòng)收入（Fernald et al.， 2008; Baird et al.， 2011）。另一類研究是估計(jì)教育現(xiàn)金資助的外溢效應(yīng)（Spillover effect），分析現(xiàn)金資助除對(duì)受資助學(xué)生產(chǎn)生影響外，是否還可能通過一定機(jī)制對(duì)其他未受資助者的福利產(chǎn)生影響。政府給予經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生以財(cái)政資助，不僅期望能對(duì)特定學(xué)生起到“點(diǎn)對(duì)點(diǎn)”的幫扶作用，更期待資助項(xiàng)目的影響能由受資助的弱勢人口擴(kuò)展至其他人群，由此產(chǎn)生“以點(diǎn)帶面”的作用，推動(dòng)整體農(nóng)村與落后地區(qū)更好、更快地發(fā)展。

以往有關(guān)中國教育資助的實(shí)證研究主要聚焦于第一類研究（Li et al.， 2017；易紅梅 等， 2019; 何章立 & 丁小浩， 2021），尚未有學(xué)者對(duì)我國教育資助的外溢效應(yīng)進(jìn)行過研究。為此，本文采用中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用校內(nèi)隨機(jī)分班形成因果識(shí)別設(shè)計(jì)，就義務(wù)教育“一補(bǔ)”資助政策的外溢效應(yīng)及其發(fā)生機(jī)制進(jìn)行分析，并圍繞如何更好地發(fā)揮教育資助政策的“以點(diǎn)帶面”作用這一問題提出政策建議。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

教育現(xiàn)金資助是指政府或其他組織以現(xiàn)金支付的方式實(shí)施的一種旨在改善經(jīng)濟(jì)困難家庭兒童的教育獲得、破除貧困代際傳遞的教育扶貧措施?，F(xiàn)金資助有兩種類型：一類是無條件現(xiàn)金資助（Unconditional Cash Transfer，UCT），它不附加任何條件，單純給予經(jīng)濟(jì)困難家庭或個(gè)人以現(xiàn)金支援；另一類是有條件現(xiàn)金資助（Conditional Cash Transfer，CCT），它要求受資助家庭或個(gè)人滿足一定的條件。我國的“兩免一補(bǔ)”是指國家向農(nóng)村（后也擴(kuò)展到城市）義務(wù)教育階段（小學(xué)和初中）的貧困家庭學(xué)生免費(fèi)提供教科書、免除雜費(fèi)，并給予寄宿生一定生活費(fèi)補(bǔ)助的一項(xiàng)資助政策。其中“兩免”屬于實(shí)物資助，而“一補(bǔ)”則是直接將政府撥款的現(xiàn)金打入學(xué)生或家長的飯卡/銀行卡，不同于實(shí)物資助，屬于現(xiàn)金資助?！皟擅庖谎a(bǔ)”中的“兩免”基本覆蓋了所有義務(wù)教育階段學(xué)生，具有普遍性，學(xué)界對(duì)于這一實(shí)物資助探討較少。“一補(bǔ)”則是面向部分經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生，包括住宿生、建檔立卡特貧特困生等?！耙谎a(bǔ)”以在校經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生為對(duì)象，一旦脫離學(xué)校教育便不再可能獲得政府的此類現(xiàn)金資助，因此是以參與學(xué)校教育為條件的，屬于現(xiàn)金資助中的有條件現(xiàn)金資助。

一般認(rèn)為，有條件現(xiàn)金資助的效果要優(yōu)于無條件現(xiàn)金資助，世界各國對(duì)經(jīng)濟(jì)困難家庭實(shí)施現(xiàn)金援助大都使用有條件資助（Baird et al.， 2011）。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，有條件的教育現(xiàn)金資助可同時(shí)產(chǎn)生收入效應(yīng)與替代效應(yīng)（Fiszbein et al.， 2009），它一方面能提升經(jīng)濟(jì)困難家庭的收入水平，增強(qiáng)其對(duì)子女教育的投資能力，另一方面能提高經(jīng)濟(jì)困難家庭對(duì)教育投入的收益預(yù)期與偏好，刺激其加大對(duì)子女的教育投資。相比之下，無條件現(xiàn)金資助只具有收入效應(yīng)，資助效果不如有條件現(xiàn)金資助。

國外關(guān)于教育現(xiàn)金資助的研究起步較早，有大量研究表明此類資助能減少貧困兒童的不良行為，改善他們的生理與心理健康狀況，提高其入學(xué)率、出勤率與學(xué)業(yè)成績（Fernald et al.， 2008; Baird et al.， 2011; Chioda et al.， 2016）。國外研究大都聚焦于教育現(xiàn)金資助對(duì)受資助學(xué)生的直接效應(yīng)，忽視其外溢效應(yīng)（Ravallion， 2008）。受資助學(xué)生與其家人、同學(xué)、玩伴身處于同一家庭、學(xué)?；蛏鐓^(qū)環(huán)境之中，有著頻繁的行為互動(dòng)，這使得資助項(xiàng)目很可能經(jīng)由一定的機(jī)制對(duì)其他人群產(chǎn)生“意料之外”的福利影響（Barrera-Osorio et al.， 2008）。

根據(jù)國外已有研究，教育現(xiàn)金資助發(fā)生外溢效應(yīng)可通過如下四種機(jī)制。其一，通過本地保險(xiǎn)和信貸市場。經(jīng)濟(jì)困難家庭接受資助后與當(dāng)?shù)仄渌彝ブg發(fā)生借貸和贈(zèng)予行為，從而對(duì)其他家庭的收入與消費(fèi)水平產(chǎn)生影響（Angelucci & Giorgi， 2009）。其二，通過改變家庭內(nèi)部資源分配。受資助學(xué)生占用家庭更多的資源，使得兄弟姐妹得到的家庭投入下降，輟學(xué)率增高（Barrera-Osorio et al.， 2011）。其三，通過家庭和社區(qū)之間的信息傳遞，部分家庭和學(xué)生受資助會(huì)提高社區(qū)其他家庭對(duì)教育投資收益的預(yù)期水平，推動(dòng)社區(qū)兒童整體入學(xué)率提升（Bobonis & Finan， 2009; Hasan， 2010）。其四，通過當(dāng)?shù)叵M(fèi)市場。受資助家庭收入提高，增加對(duì)蛋類、肉類等食物的購買，使得這些食物價(jià)格增高，進(jìn)而對(duì)其他家庭兒童的高蛋白攝入與營養(yǎng)健康狀況產(chǎn)生負(fù)面影響（Filmer et al.， 2023）?？梢姡逃F(xiàn)金資助的外溢效應(yīng)是以受資助者與未受資助者身處的共同環(huán)境與行為互動(dòng)為中間媒介的，但吊詭的是，學(xué)校與班級(jí)作為兒童最重要的社交與學(xué)習(xí)互動(dòng)場所，在以往國外文獻(xiàn)中卻很少被提及，只有少量研究對(duì)此做出過分析（Kremer et al.， 2009）。根據(jù)以往教育領(lǐng)域方面的研究文獻(xiàn)，現(xiàn)金資助在班級(jí)中產(chǎn)生外溢效應(yīng)可能有三種途徑：一是學(xué)習(xí)互動(dòng)機(jī)制，資助干預(yù)同時(shí)影響了受資助和未受資助學(xué)生的學(xué)習(xí)積極性（Bean， 1982; Bandura， 1986; Shin & Ryan， 2014）；二是同學(xué)交往機(jī)制，現(xiàn)金資助很可能有利于班級(jí)整體的融合度和凝聚力（Schunk et al.， 1987; Goodenow， 1993; Skinner & Belmont， 1993; Unity et al.， 2013）；三是師生互動(dòng)機(jī)制，教師的教學(xué)方式和關(guān)愛度對(duì)學(xué)生成績的影響是廣泛的。對(duì)于這些可能發(fā)生的機(jī)制，以往文獻(xiàn)較少涉及。

國內(nèi)有關(guān)教育現(xiàn)金資助的實(shí)證研究數(shù)量不多，且研究結(jié)果存在一定爭議。李等人通過隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)發(fā)放有條件現(xiàn)金資助不能顯著提升初中經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生的高中入學(xué)率（Li et al.， 2017）；而何章立和丁小浩（2021）同樣通過隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)困難家庭高中生做出現(xiàn)金資助承諾能顯著提升他們的學(xué)業(yè)成績。目前，國內(nèi)相關(guān)研究都是采用隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)的方法，測試對(duì)象數(shù)量有限，代表性不強(qiáng)，且都只關(guān)注教育現(xiàn)金資助對(duì)受資助學(xué)生“點(diǎn)對(duì)點(diǎn)”的直接效應(yīng)，忽視教育現(xiàn)金資助“以點(diǎn)帶面”的外溢效應(yīng)。

針對(duì)以往研究不足，本研究計(jì)劃在以下三個(gè)方面取得突破：1）采用全國隨機(jī)抽樣數(shù)據(jù)，利用校內(nèi)隨機(jī)分班形成自然實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，在保證內(nèi)部有效性的基礎(chǔ)上盡可能地拓展研究結(jié)論的外部有效性；2）聚焦教育現(xiàn)金資助的外溢效應(yīng)，并從學(xué)生行為互動(dòng)的角度破解教育現(xiàn)金資助外溢效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制；3）區(qū)分受資助學(xué)生的家庭經(jīng)濟(jì)困難程度，就經(jīng)濟(jì)困難家庭的精準(zhǔn)識(shí)別對(duì)“一補(bǔ)”政策形成外溢效應(yīng)的重要作用進(jìn)行分析。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究采用中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心提供的中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Education Panel Survey，CEPS）。該調(diào)查分兩期進(jìn)行：2013—2014學(xué)年開展基期調(diào)查，在全國范圍分層隨機(jī)抽取112所學(xué)校、438個(gè)班級(jí)，共有10，279名七年級(jí)學(xué)生、9，208名九年級(jí)學(xué)生接受調(diào)查；2014—2015學(xué)年開展追蹤調(diào)查，以接受基期調(diào)查的七年級(jí)學(xué)生作為調(diào)查對(duì)象，成功追訪學(xué)生9，449人。

（二）因果識(shí)別策略

2006年，我國開始對(duì)義務(wù)教育階段經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生實(shí)施“一補(bǔ)”資助，該資助采用現(xiàn)金直補(bǔ)的方式，生活補(bǔ)助金“直接發(fā)放至學(xué)生本人或監(jiān)護(hù)人銀行卡”，“確因特殊情況無法通過銀行卡方式發(fā)放的，經(jīng)同級(jí)學(xué)生資助管理部門批準(zhǔn)后，可轉(zhuǎn)入學(xué)生校園卡或以現(xiàn)金形式發(fā)放”（教育部辦公廳， 2019）。2007年，教育部將義務(wù)教育階段面向住宿貧困生的補(bǔ)助金額提高到統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)——小學(xué)生每生每天2元，初中生3元，按在校天數(shù)250天計(jì)算，即小學(xué)500元/年·生，初中750元/年·生。2010年與2011年，資助標(biāo)準(zhǔn)又經(jīng)歷兩次上調(diào)，提升至小學(xué)1，000元/年·生與初中1，250元/年·生。2019年，“一補(bǔ)”資助對(duì)象擴(kuò)展至非建檔立卡的經(jīng)濟(jì)困難殘疾學(xué)生、農(nóng)村低保障學(xué)生、農(nóng)村特困救助供養(yǎng)學(xué)生等家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生。自此，我國義務(wù)教育階段的“一補(bǔ)”資助的標(biāo)準(zhǔn)與對(duì)象再無較大變化。

本文要分析的是“一補(bǔ)”資助政策對(duì)其他未受資助學(xué)生的學(xué)業(yè)成績的外溢效應(yīng)。由于該外溢效應(yīng)發(fā)生在受資助學(xué)生與其同班同學(xué)之間，滿足在同一環(huán)境中一類人群對(duì)另一類人群的影響，因此可采用類似于“同伴效應(yīng)”（peer effect）的估計(jì)方法進(jìn)行分析（Lalive & Cattaneo， 2009）。要精確估計(jì)“一補(bǔ)”資助的外溢效應(yīng)需解決自我選擇問題①（Manski，1993）。學(xué)生是否接受資助不是隨機(jī)分配的，受資助學(xué)生與班級(jí)其他學(xué)生在諸多特征上（如家庭背景、天賦能力等）具有一定的相似性，而這些特征往往又會(huì)對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績有重要影響，如此就形成“是否接受資助←同班同學(xué)相似特征→其他同學(xué)學(xué)業(yè)成績”這條后門路徑（Back-door Path）。為取得對(duì)“一補(bǔ)”資助外溢效應(yīng)的一致估計(jì)，我們必須采用一定的研究設(shè)計(jì)阻斷這一后門路徑。以往研究常利用學(xué)生分配的隨機(jī)性來解決這一問題（Huang & Zhu， 2020; Huang et al.， 2021）。

在CEPS提供的學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)問卷中，有專門針對(duì)班級(jí)分配規(guī)則的兩道問項(xiàng)：先詢問學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)“七年級(jí)新生是否采用隨機(jī)分班”，再詢問學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)“對(duì)八年級(jí)/九年級(jí)學(xué)生是否重新分班”。根據(jù)CEPS基期數(shù)據(jù)，大約有83%的被訪學(xué)?；卮鸩捎秒S機(jī)分班，如果這些學(xué)校對(duì)七年級(jí)新生真采取隨機(jī)分班，那么這些學(xué)校的七年級(jí)班級(jí)在學(xué)生構(gòu)成上就不再有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的差異（即實(shí)現(xiàn)了數(shù)據(jù)平衡），此時(shí)接受“一補(bǔ)”資助學(xué)生在各班之間的分配便不再與班級(jí)其他同學(xué)特征有任何相關(guān)性，之前“是否接受資助←同班同學(xué)相似特征→其他同學(xué)學(xué)業(yè)成績”這條后門路徑就會(huì)被徹底阻斷，如此便可獲得“一補(bǔ)”資助外溢效應(yīng)的無偏估計(jì)。遵循這一思路，我們從CEPS兩期追蹤數(shù)據(jù)中摘取出那些在基期（就讀七年級(jí)）被隨機(jī)分班、在追蹤期（升讀八年級(jí)）被成功追訪且未被重新分班的學(xué)生。經(jīng)篩選、匹配與缺失值刪除處理，最終有效樣本共含有來自75所學(xué)校141個(gè)班級(jí)的4，419名學(xué)生。

（三）計(jì)量模型

為估計(jì)“一補(bǔ)”資助的外溢效應(yīng)，本文構(gòu)建如下計(jì)量模型：

Yics=[α+][β]PropCashcs[+Xicsσ]

+Schools+[?ics] （1）

其中，Yics為因變量，表示s學(xué)校的c班級(jí)中未受“一補(bǔ)”資助的學(xué)生i的學(xué)業(yè)成績。CEPS提供七年級(jí)上學(xué)期語文、數(shù)學(xué)和英語三科期中考試成績。參考已有研究的做法（Carrell et al.， 2009; Feld & Z?litz， 2017; Huang & Zhu， 2020），我們?nèi)∪破骄煽?，并做學(xué)校層面的標(biāo)準(zhǔn)化處理。此外，考慮到各地對(duì)申請(qǐng)資助學(xué)生的資格審查周期長短不一，如果以七年級(jí)上學(xué)期期中考試成績作為因變量，可能會(huì)出現(xiàn)樣本中部分學(xué)生獲得“一補(bǔ)”資助與其期中考試之間時(shí)間間隔過短，甚至部分學(xué)生獲得“一補(bǔ)”資助發(fā)生在期中考試之后的情況。為解決這一問題，我們還同時(shí)采用學(xué)生在追蹤期（八年級(jí)上學(xué)期）的三科期中考試平均成績作為因變量進(jìn)行回歸分析。

PropCashcs為處理變量，表示s學(xué)校的c班級(jí)中受“一補(bǔ)”資助的學(xué)生比例，其估計(jì)系數(shù)β表示班級(jí)中受“一補(bǔ)”資助的學(xué)生比例對(duì)班級(jí)其他學(xué)生成績的因果效應(yīng)，也就是我們所要估計(jì)的“一補(bǔ)”資助政策的外溢效應(yīng)。CEPS問卷對(duì)七年級(jí)學(xué)生是否獲得政府助學(xué)金的情況進(jìn)行了調(diào)查，樣本中共有278名學(xué)生獲“一補(bǔ)”資助，占樣本總數(shù)的6.4%。誠然，獲政府資助的學(xué)生并不一定是經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生。樣本中，獲“一補(bǔ)”資助的學(xué)生中自認(rèn)為家庭經(jīng)濟(jì)條件是比較困難和非常困難的比例不足35%，家庭領(lǐng)取低保的比例不足29%，而未獲得財(cái)政補(bǔ)貼的學(xué)生中有16.4%自認(rèn)為家庭經(jīng)濟(jì)條件是比較困難和非常困難的，有7.8%的家庭為低保戶。可見，“一補(bǔ)”資助確實(shí)存在經(jīng)濟(jì)困難家庭非精準(zhǔn)識(shí)別問題。為呈現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)困難家庭精準(zhǔn)識(shí)別的重要作用，我們根據(jù)家庭自評(píng)回答，將班級(jí)中受“一補(bǔ)”資助學(xué)生分為家庭經(jīng)濟(jì)困難與家庭經(jīng)濟(jì)不困難兩類，以及低保戶、家庭經(jīng)濟(jì)困難但非低保戶、家庭經(jīng)濟(jì)不困難三類，并將它們分別替代原有的處理變量PropCash進(jìn)行回歸分析。根據(jù)描述統(tǒng)計(jì)，樣本班級(jí)中獲“一補(bǔ)”資助且家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生的平均占比為2.1%，獲“一補(bǔ)”資助且家庭為低保戶學(xué)生的平均占比為1.5%，這兩類比例表示精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例。

Xics為控制變量，包括未獲“一補(bǔ)”資助學(xué)生的年齡、性別、是否獨(dú)生子女、是否少數(shù)民族、是否農(nóng)業(yè)戶口、是否外來人口、家庭經(jīng)濟(jì)狀況與父母受教育年限。家庭經(jīng)濟(jì)狀況由家長自評(píng)得到，取值為1～5，取值越高代表家庭越富裕，父母受教育年限根據(jù)家長的最高學(xué)歷換算；此外，還控制學(xué)生所在班級(jí)的規(guī)模及班主任的年齡、性別、教齡、是否高級(jí)教師、是否一級(jí)教師、對(duì)家長的熟悉程度等。

Schools表示學(xué)校固定效應(yīng)。由于我們只采用七年級(jí)學(xué)生樣本，控制學(xué)校就相當(dāng)于控制同一學(xué)校的同一年級(jí)。因此，在控制學(xué)校固定效應(yīng)的條件下就學(xué)生隨機(jī)分班數(shù)據(jù)進(jìn)行普通最小二乘法（OLS）回歸分析，就相當(dāng)于對(duì)同一所學(xué)校、同一年級(jí)且具有相似學(xué)生構(gòu)成特征的不同班級(jí)的學(xué)生學(xué)業(yè)成績進(jìn)行對(duì)比分析，如此設(shè)計(jì)既徹底解決不同學(xué)校考試成績不可比的問題，又能糾正因自我選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性偏估。

根據(jù)表1中各變量的均值對(duì)比情況，獲“一補(bǔ)”資助學(xué)生與未獲資助學(xué)生在諸多方面存在著顯著差異。首先，獲資助學(xué)生的成績普遍低于未獲資助學(xué)生，兩類學(xué)生成績在七年級(jí)基期時(shí)就存在顯著差異，八年級(jí)追蹤期時(shí)該差異進(jìn)一步拉大；其次，獲資助學(xué)生中來自少數(shù)民族和農(nóng)村的比例顯著高于未獲資助學(xué)生；最后，獲資助學(xué)生父母的受教育年限顯著少于未獲資助學(xué)生父母，其家庭經(jīng)濟(jì)條件亦相對(duì)較差。

四、隨機(jī)分班與數(shù)據(jù)平衡檢驗(yàn)

如前所述，本文的因果識(shí)別策略是基于這樣一種“事實(shí)”，即校內(nèi)實(shí)行隨機(jī)分班，這使得不同班級(jí)之間達(dá)成數(shù)據(jù)平衡，然而，樣本學(xué)校是否真的執(zhí)行隨機(jī)分班，同一學(xué)校、同一年級(jí)的不同班級(jí)數(shù)據(jù)是否真的滿足平衡性，還需做進(jìn)一步檢驗(yàn)。

首先，如果樣本中學(xué)生有自我選擇行為，具有相近特征的學(xué)生便會(huì)“相互吸引”而擁有更大概率成為同班同學(xué)，因此一個(gè)受資助（經(jīng)濟(jì)困難）學(xué)生較多的班級(jí)就會(huì)吸引更多受資助（經(jīng)濟(jì)困難）學(xué)生加入（Guryan et al.， 2009）。遵循這一邏輯，我們在控制學(xué)校固定效應(yīng)的條件下，以學(xué)生是否受“一補(bǔ)”資助作為因變量，以同班同學(xué)受資助比例作為自變量進(jìn)行OLS回歸分析，結(jié)果顯示同班同學(xué)受資助比例的估計(jì)系數(shù)為-0.238，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.411，不顯著，這說明受資助學(xué)生之間不存在“相互吸引”現(xiàn)象。

其次，如果班級(jí)是隨機(jī)分配的，那么一個(gè)學(xué)生是否受“一補(bǔ)”資助應(yīng)與同班其他同學(xué)的特征無關(guān)（Bietenbeck， 2020）。根據(jù)這一思路，我們先構(gòu)造一個(gè)虛擬變量，表示班級(jí)中是否有同學(xué)接受資助，若有則取值為1，否則為0；再在控制學(xué)校固定效應(yīng)的條件下，用該虛擬變量對(duì)班級(jí)未受資助同學(xué)的一系列可觀測特征變量（包括年齡、性別、少數(shù)民族、戶口類型、戶口狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、父母受教育水平等）進(jìn)行回歸分析。估計(jì)結(jié)果顯示，所有回歸方程的估計(jì)系數(shù)均不顯著，顯著性檢驗(yàn)p值在0.11～0.91，這表明樣本中學(xué)生獲得資助與同班其他同學(xué)的可觀測特征無關(guān)。

再次，如果班級(jí)是隨機(jī)分配的，同一學(xué)校、同一年級(jí)任意兩個(gè)班的受資助學(xué)生比例也應(yīng)當(dāng)是無關(guān)的（Chetty et al.， 2011; Bietenbeck， 2020）。為實(shí)現(xiàn)這一檢驗(yàn)，我們先構(gòu)造一個(gè)虛擬變量，從每所學(xué)校的七年級(jí)班級(jí)中隨機(jī)挑選一個(gè)班，讓其虛擬變量取值為1，另一個(gè)班取值為0，再用該虛擬變量對(duì)班級(jí)獲得資助學(xué)生比例進(jìn)行回歸分析。估計(jì)結(jié)果顯示回歸系數(shù)為-0.012，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.008，不顯著，這表明同一學(xué)校、同一年級(jí)的不同班級(jí)在受資助學(xué)生比例上沒有顯著差異。

最后，即使班級(jí)之間的學(xué)生分配是隨機(jī)的，學(xué)校對(duì)于不同班級(jí)的投入可能存在系統(tǒng)差異。譬如，學(xué)校有意識(shí)地為那些受資助（經(jīng)濟(jì)困難）學(xué)生較多的班級(jí)配備更強(qiáng)的師資，這也會(huì)導(dǎo)致外溢效應(yīng)的偏估。為此，我們以各班受“一補(bǔ)”資助的學(xué)生比例作為因變量，以班級(jí)其他同學(xué)和班主任的一些特征變量作為自變量進(jìn)行回歸分析。如表2所示，在控制學(xué)校固定效應(yīng)的條件下，各班受資助的學(xué)生比例與同班其他同學(xué)、班主任的各類特征變量均無顯著的相關(guān)性。

五、“一補(bǔ)”資助政策的外溢效應(yīng)

及其發(fā)生機(jī)制

（一）經(jīng)濟(jì)困難識(shí)別精確度與資助政策外溢效應(yīng)

如表3所示，我們先不區(qū)分資助對(duì)象家庭經(jīng)濟(jì)狀況的識(shí)別度，用班級(jí)中受“一補(bǔ)”資助的學(xué)生比例對(duì)同班其他同學(xué)的基期成績（七年級(jí)上學(xué)期期中成績）與追蹤期成績（八年級(jí)上學(xué)期期中成績）進(jìn)行OLS回歸分析。估計(jì)結(jié)果顯示，班級(jí)中受“一補(bǔ)”資助的學(xué)生比例對(duì)同班其他同學(xué)的基期成績具有顯著的正效應(yīng)，外溢效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值為0.901，但對(duì)同班其他同學(xué)的追蹤期成績不具有顯著效應(yīng)，外溢效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值下降了很多。

接下來，我們將受資助學(xué)生區(qū)分為家庭經(jīng)濟(jì)困難與家庭經(jīng)濟(jì)不困難兩類進(jìn)行OLS回歸分析。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，班級(jí)中精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例（即獲“一補(bǔ)”且家庭經(jīng)濟(jì)困難的學(xué)生比例）對(duì)同班其他同學(xué)的基期成績和追蹤期成績均具有顯著的正效應(yīng)，外溢效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值分別為2.731和1.810，較之前未區(qū)分家庭經(jīng)濟(jì)條件時(shí)的點(diǎn)估計(jì)值增大了許多。相比之下，班級(jí)中獲“一補(bǔ)”資助但家庭經(jīng)濟(jì)不困難的學(xué)生比例的外溢效應(yīng)估計(jì)值都為負(fù)，且均不顯著。

最后，我們將受資助學(xué)生進(jìn)一步分為低保戶、家庭經(jīng)濟(jì)困難但非低保戶、家庭經(jīng)濟(jì)不困難三類進(jìn)行回歸分析。估計(jì)結(jié)果顯示，最為貧困的低保戶學(xué)生受“一補(bǔ)”資助的比例對(duì)同班其他同學(xué)的基期成績和追蹤期成績的外溢效應(yīng)都顯著為正，其點(diǎn)估計(jì)值較之前又增大不少。相比之下，家庭經(jīng)濟(jì)困難但非低保戶學(xué)生受“一補(bǔ)”資助的比例只對(duì)同班其他同學(xué)的基期成績有顯著的外溢效應(yīng)，而家庭經(jīng)濟(jì)不困難的學(xué)生受“一補(bǔ)”資助的外溢效應(yīng)估計(jì)值依然為負(fù)，且非顯著。

綜合以上發(fā)現(xiàn)可知，對(duì)經(jīng)濟(jì)困難家庭的精準(zhǔn)識(shí)別對(duì)于“一補(bǔ)”資助形成外溢效應(yīng)具有重要影響，提高識(shí)別精準(zhǔn)度可極大提升資助政策的“以點(diǎn)帶面”效果。在不區(qū)分家庭經(jīng)濟(jì)困難程度的情況下，“一補(bǔ)”資助只具有微弱的外溢效應(yīng)，導(dǎo)致這一現(xiàn)象的主要原因是有不少受資助學(xué)生來自非經(jīng)濟(jì)困難家庭。一旦區(qū)分家庭經(jīng)濟(jì)困難程度，“一補(bǔ)”資助政策的外溢效應(yīng)便會(huì)顯現(xiàn)。根據(jù)點(diǎn)估計(jì)結(jié)果，班級(jí)中家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生與低保戶學(xué)生的受資助比例每增加一個(gè)百分點(diǎn)，能使得班級(jí)其他同學(xué)成績顯著提高0.018～0.027個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差與0.024～0.033個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。隨受資助學(xué)生的家庭經(jīng)濟(jì)困難程度提升，“一補(bǔ)”資助政策的外溢效應(yīng)不斷增強(qiáng)。

（二）資助政策外溢效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制

如前文綜述所述，受資助學(xué)生對(duì)班級(jí)其他同學(xué)成績之所以發(fā)生外溢效應(yīng)，與他們所身處的環(huán)境及行為互動(dòng)有密切關(guān)聯(lián)?；谝延醒芯?，我們提出“一補(bǔ)”資助發(fā)生外溢效應(yīng)可能有三種機(jī)制。

一是學(xué)習(xí)投入機(jī)制。教育資助改變了經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生對(duì)于未來學(xué)業(yè)及職業(yè)發(fā)展的預(yù)期與規(guī)劃，他們的學(xué)習(xí)積極性得以提升，班級(jí)同學(xué)受此影響亦提高自己的學(xué)習(xí)努力水平，由此推動(dòng)班級(jí)同學(xué)成績整體提升。為驗(yàn)證這一機(jī)制，我們以班級(jí)中精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例作為自變量，對(duì)同班其他同學(xué)的學(xué)習(xí)努力水平進(jìn)行回歸分析。①如表4所示，該回歸方程的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助確能提升班級(jí)其他未受資助學(xué)生的學(xué)習(xí)努力水平。

二是同學(xué)交往機(jī)制。經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生屬于社會(huì)邊緣化群體，教育資助能改善經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生與同學(xué)之間的人際關(guān)系，增強(qiáng)班級(jí)融合度與凝聚力，提振班風(fēng)，從而有利于班級(jí)同學(xué)成績整體提升。為驗(yàn)證這一機(jī)制，我們從CEPS學(xué)生問卷中選取了若干問項(xiàng)，包括是否與學(xué)習(xí)努力上進(jìn)的學(xué)生交往、班級(jí)班風(fēng)是否良好、班里大多數(shù)同學(xué)是否友好、學(xué)校大多數(shù)人是否親近、是否參加學(xué)校或班級(jí)組織的活動(dòng)等。根據(jù)這些問項(xiàng)，我們形成一系列表示班級(jí)同伴關(guān)系、班風(fēng)、班級(jí)融合度與凝聚力的變量，以這些變量作為因變量，同樣以“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例作為自變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，班級(jí)中“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例越高，班風(fēng)越好，同學(xué)之間越友好和親近，學(xué)生參與班級(jí)活動(dòng)越積極，也越傾向于與學(xué)習(xí)努力、成績優(yōu)異的同學(xué)成為好朋友。

三是師生互動(dòng)機(jī)制。學(xué)生接受資助使教師意識(shí)到班級(jí)中經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生的存在，教師的課堂授課與日常指導(dǎo)行為隨之發(fā)生改變，進(jìn)而對(duì)班級(jí)其他同學(xué)的成績產(chǎn)生影響。為驗(yàn)證這一機(jī)制，我們從CEPS教師問卷中選取一些能反映各科教師教學(xué)行為的問項(xiàng)，包括教師的教學(xué)時(shí)間投入、授課方式及教學(xué)媒介的使用等，同樣以班級(jí)中“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例作為自變量對(duì)這些教師行為變量進(jìn)行回歸分析。如表5所示，“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例對(duì)于語文、數(shù)學(xué)與英語授課教師的各種教學(xué)行為都不具有顯著影響，沒有證據(jù)顯示教師會(huì)因?yàn)槭谡n班級(jí)中有學(xué)生受資助而做出教學(xué)行為調(diào)整。

綜合以上分析可知，學(xué)生受“一補(bǔ)”資助對(duì)同班其他學(xué)生的學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生外溢效應(yīng)主要是由同學(xué)之間的學(xué)習(xí)互動(dòng)與人際交往驅(qū)使的。

（三）資助政策外溢效應(yīng)的異質(zhì)分析

之前回歸分析中考試成績來自學(xué)生三科平均成績，對(duì)學(xué)生未做類型區(qū)分。為進(jìn)一步探究教育現(xiàn)金精準(zhǔn)資助溢出效應(yīng)的異質(zhì)表現(xiàn)，本文做如下分析。

首先，分析資助對(duì)同班其他同學(xué)語文、數(shù)學(xué)和英語三科成績的異質(zhì)影響。如表6所示，班級(jí)中“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例對(duì)同班其他同學(xué)的數(shù)學(xué)和英語成績有顯著影響，對(duì)語文成績的估計(jì)系數(shù)亦為正值，但點(diǎn)估計(jì)值偏小，非顯著。

其次，分析資助對(duì)同班城市和農(nóng)村戶籍同學(xué)、男女生成績的異質(zhì)影響。結(jié)果表明，“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助對(duì)同班農(nóng)村戶籍學(xué)生成績的影響明顯大于對(duì)城市戶籍學(xué)生成績的影響，對(duì)同班女生成績的影響明顯大于對(duì)男生成績的影響。

再次，分析資助對(duì)同班不同家庭背景學(xué)生成績的異質(zhì)影響。我們以學(xué)生父母的最高學(xué)歷是否達(dá)到高中及以上為界，將學(xué)生父母分為高學(xué)歷和低學(xué)歷兩類進(jìn)行回歸分析。估計(jì)結(jié)果顯示，班級(jí)中“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例對(duì)同班父母高學(xué)歷同學(xué)成績具有更強(qiáng)的外溢效應(yīng)。

最后，我們運(yùn)用無條件分位數(shù)回歸分析就班級(jí)中“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例對(duì)同班不同學(xué)習(xí)成績同學(xué)的異質(zhì)影響進(jìn)行分析。如表7所示，各分位點(diǎn)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，隨同班同學(xué)的學(xué)業(yè)成績排序由第10分位升至第90分位，“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的外溢效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值整體呈下降趨勢，“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助對(duì)同班成績最差學(xué)生（第10分位）成績的外溢效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值為4.576，對(duì)同班成績最好學(xué)生（第90分位）成績的外溢效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值為1.531，前者約是后者的3倍。這表明“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助雖然對(duì)班級(jí)不同成績水平的同學(xué)都具正外溢性，但主要得益者是班級(jí)中的差生。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步證實(shí)學(xué)生與學(xué)校投入在班級(jí)之間的分配不會(huì)影響本文的估計(jì)結(jié)果，我們參照之前的研究（Gong et al.， 2018; Huang & Zhu， 2020），從樣本中隨機(jī)剔除10%的學(xué)生，用剩余樣本重新估計(jì)方程（1），如此重復(fù)2，000次，并繪制出回歸估計(jì)系數(shù)的密度分布圖。如樣本中學(xué)生與學(xué)校投入的分配是非隨機(jī)的，那么樣本隨機(jī)抽樣重新估計(jì)得到的估計(jì)系數(shù)便會(huì)與表3的主模型估計(jì)結(jié)果有較大差異。如圖1所示，隨機(jī)抽樣重新估計(jì)得到的估計(jì)系數(shù)都為正值，大致以之前主模型估計(jì)結(jié)果（2.731）為中心呈對(duì)稱分布。這表明班級(jí)間的學(xué)生和學(xué)校投入分配對(duì)本文估計(jì)結(jié)果的影響應(yīng)極為有限。

六、結(jié)論與建議

本文采用2013—2015年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用學(xué)校隨機(jī)分班形成因果識(shí)別設(shè)計(jì)，對(duì)我國義務(wù)教育階段經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生“一補(bǔ)”資助政策的外溢效應(yīng)及其發(fā)生機(jī)制進(jìn)行估計(jì)。研究發(fā)現(xiàn)，“一補(bǔ)”資助政策具有顯著的正外溢效應(yīng)，班級(jí)中受“一補(bǔ)”資助的學(xué)生比例對(duì)同班其他同學(xué)的學(xué)業(yè)成績具有顯著的正效應(yīng)，但這一外溢性是以家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生被精準(zhǔn)識(shí)別為條件的，資助政策的外溢效應(yīng)會(huì)隨著受資助學(xué)生的家庭經(jīng)濟(jì)困難程度提升而不斷增強(qiáng)。家庭經(jīng)濟(jì)不困難學(xué)生接受資助對(duì)同班其他同學(xué)成績不產(chǎn)生影響，班級(jí)中“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助的學(xué)生比例每增加一個(gè)百分點(diǎn)，同班其他同學(xué)的學(xué)業(yè)成績顯著提高0.018～0.027個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差?！耙谎a(bǔ)”資助之所以發(fā)生外溢效應(yīng)，與同學(xué)之間的學(xué)習(xí)互動(dòng)與人際交往有著密切的聯(lián)系。本文對(duì)“一補(bǔ)”資助發(fā)生外溢效應(yīng)的三種可能機(jī)制進(jìn)行分析，結(jié)果表明，家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生接受資助能顯著提升班級(jí)同學(xué)的學(xué)習(xí)努力水平，改善班級(jí)同學(xué)之間的人際關(guān)系，增強(qiáng)班級(jí)的融合度與凝聚力，有利于班級(jí)整體成績提升。異質(zhì)性分析顯示，“一補(bǔ)”資助對(duì)于班級(jí)中農(nóng)村戶籍同學(xué)和成績較差同學(xué)具有更強(qiáng)的外溢效應(yīng)。

家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生精準(zhǔn)識(shí)別對(duì)于實(shí)現(xiàn)教育資助政策“以點(diǎn)帶面”作用極為重要，面向家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生實(shí)施精準(zhǔn)資助蘊(yùn)含著巨大的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。根據(jù)樣本分析，班級(jí)中家庭是低保戶且未獲得“一補(bǔ)”資助的學(xué)生平均比例為7.3%，樣本班級(jí)平均班額為31人，因此平均而言，每班中約有2個(gè)低保戶家庭學(xué)生未獲得“一補(bǔ)”資助。基于之前的估計(jì)結(jié)果，如果對(duì)這2個(gè)困難家庭學(xué)生施以資助，可顯著提高同班其他同學(xué)成績0.15～0.21個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。①遵循國內(nèi)外學(xué)者提出的計(jì)算方法（Hanushek， 2011；雷萬鵬 & 馬紅梅， 2022），假設(shè)一個(gè)“典型”學(xué)生的成績每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，能使得他未來工資收入增加10%，學(xué)生18周歲高中畢業(yè)后參加工作，60歲退休，工作后知識(shí)損耗率為30%，未來年平均工資收入按2020年我國居民人均可支配收入32，189元計(jì)算，貼現(xiàn)率采用當(dāng)前銀行一般貸款利率4.35%。如此，我們便可計(jì)算出若對(duì)這2個(gè)低保戶家庭學(xué)生按當(dāng)前資助標(biāo)準(zhǔn)1，250元/年·生給予財(cái)政資助，初中三年的總資助成本現(xiàn)值（貼現(xiàn)至高中畢業(yè)當(dāng)年）為1.48萬元，而多資助這2個(gè)學(xué)生能通過提升班級(jí)其他29名同學(xué)的學(xué)業(yè)成績進(jìn)而增加他們未來的終生工資收入，由此產(chǎn)生的總收益現(xiàn)值（同樣貼現(xiàn)至高中畢業(yè)當(dāng)年）為30.61萬元。“一補(bǔ)”精準(zhǔn)資助投入的成本—收益比高達(dá)1∶20?？梢?，面向家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生提供財(cái)政資助并不是一種“當(dāng)前投入、當(dāng)期消耗”的消費(fèi)性支出，而是能產(chǎn)生巨大的人力資本投資收益，是新發(fā)展階段以義務(wù)教育高質(zhì)量均衡發(fā)展推動(dòng)共同富裕的重要抓手與有效手段?；谶@一認(rèn)識(shí)，本文提出如下政策建議。

第一，降低學(xué)生資助門檻，擴(kuò)大資助覆蓋范圍。如前文發(fā)現(xiàn)，樣本中仍然有較大比例的低保家庭學(xué)生未獲得資助，對(duì)這些學(xué)生實(shí)施資助可獲得相當(dāng)大的遠(yuǎn)期收益。追溯政策可知，國家“一補(bǔ)”資助對(duì)象最初只限于城鄉(xiāng)寄宿生，2019年中央政府放低資助門檻，將義務(wù)教育階段建檔立卡學(xué)生與部分非建檔立卡但家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生納入生活補(bǔ)助范圍。然而，目前“一補(bǔ)”資助政策依然是以“特貧特困”或“建檔立卡”學(xué)生作為主要資助對(duì)象，資助門檻依然偏高。當(dāng)前我國已全面建成小康社會(huì)，徹底消除絕對(duì)貧困，減少相對(duì)貧困成為未來政府扶貧工作的重點(diǎn)，國家“一補(bǔ)”資助的目標(biāo)對(duì)象也應(yīng)隨之轉(zhuǎn)變。建議未來進(jìn)一步降低資助門檻，以當(dāng)?shù)鼐用袷杖牖蛳M(fèi)支出水平的一定比例作為相對(duì)經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，禁止按學(xué)生總數(shù)的一定比例核定與分派經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生指標(biāo)的做法，以“應(yīng)補(bǔ)盡補(bǔ)”為原則，實(shí)現(xiàn)對(duì)城鄉(xiāng)家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生的全覆蓋資助。

第二，綜合運(yùn)用多種數(shù)據(jù)與多種技術(shù)手段，提升家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生精準(zhǔn)識(shí)別度。前文的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“一補(bǔ)”資助在學(xué)生班級(jí)中產(chǎn)生外溢效應(yīng)在很大程度上取決于資助的精確度。提升資助精準(zhǔn)度，獲得精確的學(xué)生家庭經(jīng)濟(jì)信息是關(guān)鍵。學(xué)生的家庭經(jīng)濟(jì)信息是分散化的，對(duì)學(xué)生信息進(jìn)行復(fù)核需耗費(fèi)大量人力物力。因此，許多具體工作還需依靠地方政府與學(xué)校實(shí)施，但各級(jí)政府相關(guān)部門也應(yīng)考慮綜合運(yùn)用建檔立卡行政數(shù)據(jù)、學(xué)生個(gè)體訪談、入村入戶調(diào)查、日常消費(fèi)記錄等多種數(shù)據(jù)，采用大數(shù)據(jù)機(jī)器學(xué)習(xí)方法構(gòu)建高擬合模型，對(duì)學(xué)生經(jīng)濟(jì)困難發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行科學(xué)判定，對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)學(xué)生的受資助情況做專項(xiàng)復(fù)核，在擴(kuò)大“應(yīng)補(bǔ)盡補(bǔ)”覆蓋面的同時(shí)提升學(xué)生資助的精準(zhǔn)度。

第三，依據(jù)學(xué)生家庭的經(jīng)濟(jì)條件，實(shí)行更加精細(xì)化的有差別資助。如前文所述，“一補(bǔ)”資助所產(chǎn)生的外溢效應(yīng)隨獲資助學(xué)生家庭經(jīng)濟(jì)的困難程度增加而增加，這一結(jié)果意味著對(duì)學(xué)生家庭經(jīng)濟(jì)做更加精細(xì)的分層可以增強(qiáng)“一補(bǔ)”資助的外溢效應(yīng)。當(dāng)前國家“一補(bǔ)”資助是以學(xué)生是否住宿為標(biāo)準(zhǔn)分兩檔，住宿經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生按小學(xué)1，000元/年、初中1，250元/年的標(biāo)準(zhǔn)發(fā)放資助，非住宿學(xué)生減半發(fā)放。這樣的資助待遇劃分還是不夠精細(xì)。未來資助政策應(yīng)對(duì)學(xué)生家庭的經(jīng)濟(jì)困難程度做更精細(xì)的分級(jí)，并進(jìn)一步拉開不同檔次間的資助差距，給予不同的財(cái)政補(bǔ)貼待遇。事實(shí)上，學(xué)生是否住校與其家庭經(jīng)濟(jì)困難程度并無直接關(guān)聯(lián)，建議應(yīng)先以學(xué)生家庭的實(shí)際困難程度為依據(jù)設(shè)定特別困難、比較困難和一般困難三級(jí)資助標(biāo)準(zhǔn)，每級(jí)標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)再設(shè)住宿生與非住宿生兩檔，形成“三級(jí)兩檔”的資助標(biāo)準(zhǔn)體系，使國家經(jīng)濟(jì)困難家庭學(xué)生資助管理更加科學(xué)化、精細(xì)化。

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Spillover Effect of Targeted Subsidies for Students from Economically Disadvantaged Families in Compulsory Education

Abstract： Implementing accurate financial grants for students from economically disadvantaged families is an important policy tool for preventing poverty and achieving the Common Prosperity Goal. Using the China Education Panel Survey data and the causal identification design formed by random student-classroom assignment， this paper estimates the spillover effect of the “one subsidy” policy for students from economically disadvantaged families at elementary and secondary school. We found that the “one subsidy” has a significant positive spillover effect on the academic performance of unsubsidized students in the class. The accurate identification of economically disadvantaged families has a significant impact on the spillover effect of “one subsidy” policy. Formation of this spillover effect which is closely related to the learning interaction and interpersonal communication among students depends a lot on accurate identification of poverty. The results of mechanism analysis show that the learning effort level of students， interpersonal relationship between classmates， and the integration and cohesion of class can significantly be promoted by subsidies for students from economically disadvantaged families. The implementation of this targeted subsidy contains great economic value which can be an important starting point and effective means to promote common prosperity in the new development stage. In the future， we should further lower the threshold of educational subsidies for policies of poverty alleviation， improve the level of accurate identification for students from economically disadvantaged families， and implement differential subsidies according to the poverty degree of students’ families.

Keywords： students from economically disadvantaged families; “one subsidy” policy; targeted subsidies; spillover effect