毛 奇，張同龍

(華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

一、引言

改革開放以來，在“效率優(yōu)先，兼顧公平”的政策導(dǎo)向下，我國總體人力資本回報(bào)率逐步提升。但與此同時(shí)，不同群體之間的貧富差距也逐漸擴(kuò)大，尤其是城鄉(xiāng)間收入差距[1]，呈現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。在市場經(jīng)濟(jì)中，個(gè)人的受教育程度是其收入水平的重要決定因素[2]，故提升個(gè)人受教育水平是農(nóng)村低收入家庭子女實(shí)現(xiàn)階層躍遷的重要途徑。因此，保證教育機(jī)會(huì)公平，即保證不同家庭的子女有相對平等的受教育機(jī)會(huì)，有助于促進(jìn)社會(huì)階層流動(dòng)、縮小貧富差距。教育代際傳遞性強(qiáng)弱是衡量教育機(jī)會(huì)公平的重要指標(biāo)，教育代際傳遞性越強(qiáng)意味著教育機(jī)會(huì)公平性越低，表現(xiàn)出父代教育背景對子代教育成就的影響程度大。在農(nóng)村居民人均收入水平[1]以及受教育水平[3]均低于城市居民的現(xiàn)實(shí)背景下，探討抑制農(nóng)村教育代際傳遞的有效途徑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

教育政策或相關(guān)法規(guī)與教育機(jī)會(huì)公平存在緊密聯(lián)系。若政策或法規(guī)使得處于教育優(yōu)勢地位的群體受益更多，則會(huì)加劇教育機(jī)會(huì)不公平；相反，向教育弱勢群體傾斜的政策或法規(guī)可起到保障教育機(jī)會(huì)公平的作用[4]。與高等教育相比，基礎(chǔ)教育對教育弱勢人群的干預(yù)作用更強(qiáng)，可以實(shí)現(xiàn)“效率-公平”的有效統(tǒng)一[5]。我國基礎(chǔ)教育階段影響范圍廣、實(shí)施時(shí)間長的法規(guī)最重要的是1986年起實(shí)施的《中華人民共和國義務(wù)教育法》(簡稱《義務(wù)教育法》)。該法保障學(xué)齡兒童接受9年義務(wù)教育的權(quán)利，從理論層面來看該法可弱化孩子的學(xué)習(xí)天賦與其是否完成義務(wù)教育的關(guān)聯(lián)程度。此外，《義務(wù)教育法》中免除學(xué)費(fèi)的規(guī)定可以減輕父代對子代的教育投資壓力，從而降低父代收入水平與子代教育成就的關(guān)聯(lián)程度?；谏鲜鲞壿?，該法的實(shí)施可作用于實(shí)現(xiàn)教育代際傳遞的兩個(gè)渠道：一是先天效應(yīng)(Nature Effect)，由父代對子代的智力遺傳實(shí)現(xiàn)；二是培養(yǎng)效應(yīng)(Nurture Effect)，指的是由父代受教育程度決定的因素，例如父代的收入水平，會(huì)進(jìn)一步影響子代的受教育程度。

現(xiàn)有文獻(xiàn)就《義務(wù)教育法》能否抑制教育代際傳遞的問題并未得出一致結(jié)論，且均未區(qū)分該法對實(shí)現(xiàn)教育代際傳遞的先天效應(yīng)與培養(yǎng)效應(yīng)的不同影響[6-9]。本研究可由此切入，對相關(guān)文獻(xiàn)形成重要補(bǔ)充，研究結(jié)果也很好地調(diào)和了已有研究的結(jié)論。

二、教育代際傳遞與基礎(chǔ)教育政策

本文主要研究基礎(chǔ)教育政策或相關(guān)法規(guī)對農(nóng)村教育代際傳遞的影響。在識(shí)別教育代際傳遞的文獻(xiàn)中，普遍認(rèn)同父代與子代受教育水平呈正相關(guān)有兩個(gè)來源。一是先天效應(yīng)(Nature Effect)，即父代和子代的受教育程度均受遺傳能力、家族傳統(tǒng)文化等先天因素的影響，因此父代和子代的受教育水平呈正相關(guān)性。二是培養(yǎng)效應(yīng)(Nurture Effect)，該效應(yīng)在文獻(xiàn)中亦稱為教育代際傳遞的因果關(guān)系，指的是由父代受教育水平?jīng)Q定的因素影響子代的受教育水平。受教育水平低的父代往往收入較低，故對子代的教育投資能力較弱進(jìn)而導(dǎo)致子代受教育程度低[10]。父代的受教育水平部分決定著其對子代教育的重視程度，進(jìn)而影響了子代的受教育水平[11]。

隨著教育代際傳遞問題研究的深入，國內(nèi)外學(xué)者越來越重視對教育代際傳遞的因果關(guān)系識(shí)別。而識(shí)別中潛在的內(nèi)生性問題是父代和子代的受教育水平都和不可觀測的先天因素相關(guān)。為控制先天因素對識(shí)別教育代際傳遞因果關(guān)系的影響，文獻(xiàn)中主要使用了四種識(shí)別策略。第一種采用雙胞胎樣本法(1)雙胞胎樣本法基于雙胞胎擁有相同基因的假設(shè)，認(rèn)為雙胞胎各自子女受教育程度的差異主要來源于雙胞胎各自的教育差異而非基因[12-13]。。第二種方法使用領(lǐng)養(yǎng)的孩子作為樣本(2)由于領(lǐng)養(yǎng)的孩子與其養(yǎng)父母沒有相同的遺傳基因，故認(rèn)為這種情況下父代與子代的教育代際相關(guān)性不來自于基因遺傳[14-16]。。第三種為工具變量法(3)采用影響父母教育程度的外生沖擊，如學(xué)制改革等歷史事件作為父代受教育程度的工具變量估計(jì)教育代際傳遞，由于這一外生沖擊導(dǎo)致的父代受教育程度提高與父代的先天因素?zé)o關(guān)，故可消除先天因素對教育代際傳遞因果關(guān)系識(shí)別的影響[17-21]。。以上三種因果關(guān)系識(shí)別策略的不足之處在于：其采用的樣本均為具有某一類特征的人群，因此估計(jì)出的結(jié)果對社會(huì)總體平均水平的代表性不高。具體而言，大多數(shù)人不是雙胞胎、沒有領(lǐng)養(yǎng)孩子且沒有在上學(xué)期間經(jīng)歷重大教育改革。Holmlund等提出，以上三種方法得出的結(jié)果不一致正是因?yàn)楣烙?jì)了不同的人群，并且對瑞典的樣本分別用以上三種方法進(jìn)行估計(jì)，驗(yàn)證了這一論斷[22]。第四種識(shí)別策略是Dong使用的家族固定效應(yīng)模型(family fixed effect model，簡稱FFE模型)，該模型無需限定某一類人群作為實(shí)證樣本，因此估計(jì)結(jié)果可更接近于社會(huì)總體的平均水平[23]。該模型可消除家族固定效應(yīng)，即包括了基因等家族各成員共有的先天因素對教育代際傳遞因果關(guān)系識(shí)別的影響。本文將采用FFE模型控制先天因素對實(shí)證研究的影響。

在學(xué)者發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)或國家存在教育代際傳遞現(xiàn)象的同時(shí)，如何抑制教育代際傳遞以及教育政策或相關(guān)法規(guī)可否抑制教育代際傳遞等問題也逐漸進(jìn)入學(xué)者的研究范圍。由于基礎(chǔ)教育政策對底層人群的干預(yù)性強(qiáng)，國外已有大量研究考察了基礎(chǔ)教育政策變革對教育代際傳遞的影響。例如，Bauer &Riphahn的研究發(fā)現(xiàn)，瑞士推遲以學(xué)生能力為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行的教育分流可以降低學(xué)生教育選擇受其父母的影響，從而弱化教育代際傳遞[24]。Iannelli研究蘇格蘭的教育擴(kuò)張政策發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)教育擴(kuò)張后，不同階層的子女獲得基礎(chǔ)教育的概率差異縮小[25]。Sturgis &Buscha的研究也有類似發(fā)現(xiàn)，英格蘭和威爾士將公民的法定最小離校年齡從15歲提高到16歲，這一政策改革使個(gè)體的受教育程度與其父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的關(guān)聯(lián)性減弱[26]。發(fā)展中國家研究的基礎(chǔ)教育政策變革主要為取消小學(xué)學(xué)費(fèi)政策。Al-Samarrai &Zaman研究發(fā)現(xiàn)，在馬拉維共和國(位于非洲東南部)實(shí)行基礎(chǔ)教育學(xué)費(fèi)取消政策可使基礎(chǔ)教育階段的入學(xué)率提升，并且貧困人口在這一政策中的收益高于富裕人口[27]。Iscan等對七個(gè)撒哈拉以南的非洲國家進(jìn)行研究，得出了類似的結(jié)論[28]。

國內(nèi)關(guān)于基礎(chǔ)教育政策或相關(guān)法規(guī)變革對教育代際傳遞影響的研究將1986年實(shí)施的《義務(wù)教育法》作為“外生沖擊”，研究該法對教育代際傳遞的影響，已有文獻(xiàn)未得出一致結(jié)論，且就《義務(wù)教育法》的實(shí)施效果產(chǎn)生了爭議。具體而言，Guo等[6]以及彭駿和趙西亮[7]研究發(fā)現(xiàn)，《義務(wù)教育法》的實(shí)施無法抑制教育代際傳遞，并基于該實(shí)證結(jié)果推測，該法實(shí)施時(shí)，地方政府將籌集教育經(jīng)費(fèi)的負(fù)擔(dān)部分轉(zhuǎn)移給了農(nóng)村家庭，從而加重了低收入家庭對子代的教育投資負(fù)擔(dān)，因此強(qiáng)化了農(nóng)村教育代際傳遞。但在彭駿和趙西亮的另一篇文章[8]以及陳斌開等[9]的研究中則發(fā)現(xiàn)該法的實(shí)施可抑制教育代際傳遞，并基于該實(shí)證結(jié)果推測，《義務(wù)教育法》免除了義務(wù)教育階段學(xué)費(fèi)，故該法的實(shí)施更有利于低受教育水平、低收入家庭孩子的教育提升，從而抑制了教育代際傳遞。上述文獻(xiàn)未得出一致結(jié)論的可能原因是，實(shí)證模型中均未控制不可觀測的先天因素對實(shí)證結(jié)果的影響。因此，其實(shí)證結(jié)果代表的是《義務(wù)教育法》對先天效應(yīng)與培養(yǎng)效應(yīng)共同實(shí)現(xiàn)的教育代際傳遞的影響，然而在實(shí)證結(jié)果分析中，卻僅探討了《義務(wù)教育法》對培養(yǎng)效應(yīng)的影響，即該法是否減弱了父代收入約束對子代教育的影響，卻忽視了子代先天能力差異可能對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的影響。文獻(xiàn)中與實(shí)證研究角度不符的實(shí)證結(jié)果分析可能會(huì)導(dǎo)致對《義務(wù)教育法》實(shí)施效果的誤判。

相比于已有文獻(xiàn)，本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，本文使用了一套獨(dú)特的中國農(nóng)村家族調(diào)查數(shù)據(jù)集進(jìn)行研究。該數(shù)據(jù)包含了一個(gè)家族中至少三代成員的信息，其中有在樣本戶以及因經(jīng)歷婚嫁、分家或死亡而不在樣本戶的家族成員，因此可緩解已有研究中普遍出現(xiàn)的同住偏誤誤差[29]。第二，本文的實(shí)證研究創(chuàng)新性地區(qū)分了《義務(wù)教育法》對實(shí)現(xiàn)農(nóng)村教育代際傳遞的先天效應(yīng)與培養(yǎng)效應(yīng)的不同影響，從而得出了與已有研究不同的發(fā)現(xiàn)，即《義務(wù)教育法》可以抑制培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞，但無法抑制先天效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。第三，通過機(jī)制分析，本文嘗試解釋了《義務(wù)教育法》對農(nóng)村教育代際傳遞產(chǎn)生上述影響的原因。

三、數(shù)據(jù)、變量描述與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)

為獲取本研究所需數(shù)據(jù)，中國科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心于2016年4月在全國五個(gè)省100個(gè)村進(jìn)行了一輪中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查(CRDS)(4)該調(diào)查始于2000年，由中國科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心通過分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合來選取得到具有全國代表性的樣本村和樣本戶。其將全國主要農(nóng)業(yè)區(qū)域，分為東北地區(qū)(遼寧、吉林和黑龍江)，東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)(江蘇、浙江、山東、福建和廣東)，北部和中部地區(qū)(河北、河南、安徽、湖北、湖南和江西)，西北黃土高原地區(qū)(山西、陜西、內(nèi)蒙古、寧夏、甘肅、青海、新疆)，西南地區(qū)(四川、貴州、云南、廣西)5個(gè)大區(qū)。已進(jìn)行的六輪調(diào)查分別于2003、2005、2008、2012、2016和2019年展開，樣本村和樣本戶一直保持不變。由于2019年進(jìn)行的調(diào)查未包括不在樣本戶的家族成員信息，無法滿足本研究需要，本文采用2016年調(diào)查數(shù)據(jù)。。該調(diào)查從全國五大農(nóng)業(yè)區(qū)中隨機(jī)選中5個(gè)樣本省，得到：吉林、江蘇、河北、陜西和四川。再按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將樣本省內(nèi)的所有縣(市)排序五等分后隨機(jī)抽取樣本縣，共得到25個(gè)樣本縣。然后每個(gè)縣按照相同方法抽取2個(gè)鎮(zhèn)，每個(gè)鎮(zhèn)抽取2個(gè)村，共得到100個(gè)村。最后，在每個(gè)樣本村里隨機(jī)抽取20個(gè)農(nóng)戶，共得到2000個(gè)樣本農(nóng)戶。

采用CRDS數(shù)據(jù)開展本文研究的優(yōu)勢在于，CRDS數(shù)據(jù)中每個(gè)樣本戶包括了在戶的核心家庭成員以及因經(jīng)歷婚嫁、分家或死亡而不在現(xiàn)樣本戶的家族成員的長期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)?，F(xiàn)有數(shù)據(jù)庫中，僅CRDS數(shù)據(jù)中包含了非核心家庭(不在戶)成員的詳細(xì)信息。使用該數(shù)據(jù)進(jìn)行本文研究不僅可緩解已有研究中普遍出現(xiàn)的同住偏誤誤差[29]且可利用該數(shù)據(jù)中一個(gè)樣本戶至少包含三代成員(5)CRDS數(shù)據(jù)中每個(gè)樣本戶至少囊括三代人信息，其中三代人包括，戶主一代(第1代)、戶主孩子一代(第2代)以及戶主孫子一代(第3代)信息的特點(diǎn)構(gòu)建FFE模型所需的家族面板數(shù)據(jù)。

圖1 三代人組成的家族樹(實(shí)際的家族成員結(jié)構(gòu)不僅限于這一種)

本文數(shù)據(jù)處理過程如下：第一，估計(jì)農(nóng)村教育代際傳遞程度需要使用父代與子代的最終受教育年限，因此本文僅保留23歲及以上且在問卷調(diào)查時(shí)已結(jié)束正規(guī)教育的個(gè)體作為研究樣本。一般來說，個(gè)體最終受教育年數(shù)在其完成學(xué)業(yè)并進(jìn)入勞動(dòng)力市場后便不再發(fā)生變化[30]。第二，根據(jù)個(gè)體與戶主(戶主為男性或女性)的關(guān)系，將父親與孩子以及母親與孩子的信息匹配，并獲得子代的兄弟姐妹數(shù)量、父代教育以及父代職業(yè)等家庭背景信息。本文刪除無個(gè)體受教育年限信息的個(gè)體樣本。最終，本文保留的樣本中，含6202個(gè)子代樣本、5832個(gè)父親樣本、5993個(gè)母親樣本。第三，將CRDS數(shù)據(jù)構(gòu)建成家族面板數(shù)據(jù)。家族面板數(shù)據(jù)包含家族維度與家族內(nèi)各父-子/母-子組合維度，分別對應(yīng)了常見短面板數(shù)據(jù)的截面維度與時(shí)間維度。圖1展示了一個(gè)家族中多對父-子/母-子組合的示意圖，家族中可以有兩種父母與孩子的配對：父母-孩子、孩子-孫子。本文將“孩子-孫子”統(tǒng)一重新標(biāo)記為“父母-孩子”，從而每個(gè)家族中都有多對“父母-孩子”組合。在圖1中，該家族有5對“父母-孩子”組合，他們是，父母-孩子1、父母-孩子2、孩子1-孫子1、孩子1-孫子2、孩子2-孫子3。其中，孩子1、孩子2、孫子1、孫子2、孫子3共同構(gòu)成本研究的“子代”樣本；相應(yīng)地，父母、孩子1、孩子2共同構(gòu)成本研究的“父代”樣本。

(二)變量描述

1.被解釋變量

本文基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)《義務(wù)教育法》對農(nóng)村教育代際傳遞的影響?？紤]到估計(jì)教育代際傳遞系數(shù)需要使用個(gè)體最終受教育年限，本文采用子代最終受教育年限作為被解釋變量。由于本文僅保留了23歲及以上且問卷調(diào)查時(shí)已結(jié)束正規(guī)教育的個(gè)體作為樣本，基于個(gè)體最終受教育年限在其完成學(xué)業(yè)并進(jìn)入勞動(dòng)力市場后便趨于穩(wěn)定[30]的這一事實(shí)，使用個(gè)體在問卷調(diào)查中記錄的受教育年限作為其最終受教育年限。

2.核心解釋變量

(1)義務(wù)教育政策與法規(guī)變量。

1986年7月1日開始實(shí)施的《義務(wù)教育法》，強(qiáng)調(diào)九年制義務(wù)教育的強(qiáng)制性和普惠性。該法律規(guī)定，父母或者監(jiān)護(hù)人有義務(wù)將年滿6周歲的兒童送到學(xué)校接受義務(wù)教育(第十一條)，并且國家對接受義務(wù)教育的學(xué)生不收取學(xué)費(fèi)(第十條)。自1986年起，全國各省份陸續(xù)開始實(shí)施《義務(wù)教育法》，表1左側(cè)報(bào)告了CRDS數(shù)據(jù)中五省開始實(shí)施《義務(wù)教育法》的具體年份。義務(wù)教育政策與法規(guī)變量取值由子代出生年份以及子代接受義務(wù)教育所在省份(6)本文研究所使用的子代樣本均在其個(gè)人編碼代表的省份接受義務(wù)教育。因此，本文通過個(gè)體編碼定位子代接受義務(wù)教育時(shí)所在省份。實(shí)施《義務(wù)教育法》的年份共同決定。因此,理論上《義務(wù)教育法》實(shí)施時(shí)6至15歲的兒童會(huì)受到該法律的影響。由此可以推算各省內(nèi)受《義務(wù)教育法》影響的子代的出生年份。例如，四川省于1986年開始實(shí)施《義務(wù)教育法》，故該省內(nèi)1971年及以后出生的孩子會(huì)受到《義務(wù)教育法》的影響(1986-15=1971)，本文稱1971年為四川省內(nèi)受《義務(wù)教育法》影響的子代的臨界出生年份。本文分別計(jì)算了CRDS數(shù)據(jù)五省內(nèi)受《義務(wù)教育法》影響的子代的臨界出生年份，并列于表1右側(cè)。

表1 五省實(shí)施《義務(wù)教育法》的年份

為反映出生于臨界年份及以后的子代受《義務(wù)教育法》影響的程度不同(7)Ma研究發(fā)現(xiàn)，受《義務(wù)教育法》保護(hù)超過3年的群體中，《義務(wù)教育法》對其受教育年限的影響表現(xiàn)出線性單調(diào)遞增的趨勢[31]。，本文沒有簡單采用子代是否受該法影響的二元變量，而是根據(jù)子代受《義務(wù)教育法》影響的年數(shù)構(gòu)建了新的指標(biāo)：Expcel。以1986年實(shí)施《義務(wù)教育法》的省份為例，該省內(nèi)1971年(firstcohort)以前出生的子代沒有受《義務(wù)教育法》影響，因此Expcel取值為0；1980年(lastcohort)及以后出生的子代其整個(gè)義務(wù)教育階段都受到《義務(wù)教育法》影響，Expcel取值為1；介于兩者之間的，則依據(jù)子代受《義務(wù)教育法》影響的年數(shù)折算出Expcel的值。

(1)

(2)父代教育變量。

本文分別使用父親、母親以及父母的最終受教育年限作為父代教育變量的取值。其中父母受教育年限以父、母中受教育年限更高一方為準(zhǔn)，當(dāng)父、母中有一方受教育年限信息缺失時(shí)，則以有受教育年限信息的一方為準(zhǔn)。

3.控制變量

為盡可能減少遺漏變量偏誤，本文在計(jì)量模型中加入了衡量子代個(gè)人特征的控制變量，包括性別(男性=1；女性=0)、民族(少數(shù)民族=1；漢族=0)、兄弟姐妹數(shù)以及子代出生年份?！澳泻⑵谩庇^念仍然影響著我國農(nóng)村部分家庭的子女養(yǎng)育，因此子代的性別可能影響其獲得的教育投資。此外，在父母提供的教育培養(yǎng)時(shí)間以及資金有限的情況下，家庭中兄弟姐妹數(shù)量越多，個(gè)體所能獲得的教育資源就越少，從而取得更高教育成就的可能性就越低。

本研究主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。由表2中子代的受教育年限均值與標(biāo)準(zhǔn)差可知，農(nóng)村子代樣本中有較大比例未完成9年義務(wù)教育。父、母樣本受教育年限均值均低于子代樣本，說明在農(nóng)村，子代的受教育水平有較大的概率超過其父代。此外，父親受教育年限均值幾乎是母親受教育年限均值的兩倍，顯示出我國農(nóng)村教育發(fā)展存在性別差異。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

為進(jìn)一步了解《義務(wù)教育法》的實(shí)施是否有助于農(nóng)村普及9年義務(wù)教育，本文將樣本按子代出生隊(duì)列劃分成5組，并將5組樣本中子代與父代受教育年限列于表3。由表3可得，子代的受教育年限均值隨子代出生隊(duì)列的推移呈遞增趨勢，說明我國農(nóng)村的教育普及工作有一定的成效。但受《義務(wù)教育法》影響的子代中，即1970年以后出生的群體，仍有較大的比例未完成義務(wù)教育。尤其是受該法實(shí)施初期影響的子代，即1970—1979年出生的群體，平均受教育年限僅為8.14年。由此證明，《義務(wù)教育法》在我國農(nóng)村未被嚴(yán)格執(zhí)行，存在部分適齡兒童在義務(wù)教育階段輟學(xué)的情況。

表3 子代出生隊(duì)列分組數(shù)據(jù)

(三)模型設(shè)定

本文使用了兩種識(shí)別策略評(píng)估《義務(wù)教育法》對農(nóng)村教育代際傳遞的影響。兩種識(shí)別策略分別采用OLS模型以及FFE模型，以下為具體介紹。

1.OLS模型

首先，本文借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的識(shí)別方法，在估計(jì)教育代際傳遞系數(shù)的基本OLS模型中加入代表《義務(wù)教育法》對子代影響強(qiáng)度的政策與法規(guī)變量以及該變量與父代教育變量的交互項(xiàng)。構(gòu)建的計(jì)量模型如(2)式所示：

(2)

2.FFE模型

探究《義務(wù)教育法》對僅由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞的影響，需將上述交互項(xiàng)模型與Dong[23]文獻(xiàn)中使用的FFE模型結(jié)合，構(gòu)建出計(jì)量模型(3)式。FFE模型可消除家族固定效應(yīng)，即家族成員所共有的先天因素，如基因、家族傳統(tǒng)文化等，對實(shí)證結(jié)果的影響。已有文獻(xiàn)在研究相關(guān)政策與法規(guī)對教育代際傳遞的影響時(shí)，均未嘗試控制先天因素對實(shí)證結(jié)果的影響，因此本文的實(shí)證模型具有一定的創(chuàng)新性。然而，由于家族成員各自擁有的先天因素并不完全相同，因此本文使用的實(shí)證模型不能完全消除先天因素的影響。

(3)

(3)式在(2)式的基礎(chǔ)上加入了家族固定效應(yīng)vh，并且由于家族固定效應(yīng)vh吸收了省份固定效應(yīng)，因此沒有額外控制省份固定效應(yīng)。消除家族固定效應(yīng)vh的影響后，總的農(nóng)村教育代際傳遞系數(shù)β1+β3×Expcelih表示僅由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。β3表示《義務(wù)教育法》對僅由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞的影響。

FFE模型消除vh的具體過程如下。CRDS數(shù)據(jù)構(gòu)建的家族面板數(shù)據(jù)由多個(gè)家族數(shù)據(jù)組合而成，每個(gè)家族內(nèi)一般有多對父母-孩子組合。一個(gè)家族內(nèi)，不同的父母-孩子組合的父代與子代的受教育水平以及子代受《義務(wù)教育法》影響程度等信息通常不同，而家族固定效應(yīng)vh，則是一個(gè)家族內(nèi)各父母-孩子組合所共有的，故通過每個(gè)變量減去家族內(nèi)該變量的均值可消除vh。具體過程參考(4)式。(4)式中“-”表示一個(gè)家族內(nèi)該變量取值的平均值。

(4)

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與討論

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本部分基于基準(zhǔn)回歸結(jié)果觀察《義務(wù)教育法》對農(nóng)村教育代際傳遞的影響。表4中方程1-3報(bào)告了基準(zhǔn)OLS模型(計(jì)量模型(2)式)的回歸結(jié)果；方程4-6報(bào)告了基準(zhǔn)FFE模型(計(jì)量模型(3)式)的回歸結(jié)果。由表4方程1-3父代教育與《義務(wù)教育法》交互項(xiàng)系數(shù)在1%水平上顯著為正，且系數(shù)值在0.132-0.169，可得《義務(wù)教育法》加重了由先天效應(yīng)與培養(yǎng)效應(yīng)共同實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。由表4方程4-6父代教育與《義務(wù)教育法》交互項(xiàng)系數(shù)分別在10%、5%水平上顯著為負(fù)，且系數(shù)值在0.083-0.098，可得《義務(wù)教育法》顯著抑制了僅由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。以方程6為例，與不受《義務(wù)教育法》影響的子代相比，受到《義務(wù)教育法》影響的子代的教育代際彈性平均下降了約0.43%(由表2可知子代受《義務(wù)教育法》影響強(qiáng)度平均值為0.56，因此計(jì)算公式為：0.098×0.56/0.128)。

表4 《義務(wù)教育法》對農(nóng)村教育代際傳遞的影響

Guo等[6]以及彭駿和趙西亮[7]使用了與本文基準(zhǔn)OLS模型一致的實(shí)證模型，且得出了與本文基準(zhǔn)OLS模型一致的實(shí)證結(jié)果。并基于該實(shí)證結(jié)果，推斷農(nóng)村地區(qū)未嚴(yán)格執(zhí)行《義務(wù)教育法》規(guī)定的免除義務(wù)教育階段學(xué)費(fèi)，因此該法律無法緩解農(nóng)村低學(xué)歷父代對子代的教育投資壓力，從而無法抑制培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。本文通過對比基準(zhǔn)OLS模型與基準(zhǔn)FFE模型的結(jié)果可得到與上述不同的推斷：《義務(wù)教育法》可抑制培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞，但會(huì)加重先天效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。換言之，《義務(wù)教育法》實(shí)施后，在我國農(nóng)村因子代天賦差異導(dǎo)致的子代受教育水平差距變大。就該實(shí)證結(jié)果，本文做出如下推測。本文描述性統(tǒng)計(jì)表3顯示，受《義務(wù)教育法》影響的子代樣本中仍有一定比例未完成義務(wù)教育，說明該法實(shí)施后學(xué)校以及家長沒有嚴(yán)格履行督促適齡兒童完成義務(wù)教育的責(zé)任，該發(fā)現(xiàn)與已有文獻(xiàn)提供的信息一致，即農(nóng)村地區(qū)存在義務(wù)教育階段適齡兒童輟學(xué)現(xiàn)象[32]。本文初步推測《義務(wù)教育法》實(shí)施后未完成義務(wù)教育的主要是學(xué)習(xí)天賦相對較低的孩子，而學(xué)習(xí)天賦較高的孩子則有較大的概率完成義務(wù)教育，并且由于該法實(shí)施后基礎(chǔ)教育質(zhì)量的提升以及義務(wù)教育學(xué)費(fèi)的免除(省下的學(xué)費(fèi)可用于孩子未來教育的投資)，學(xué)習(xí)天賦較高的孩子有可能獲得比其父代更高的學(xué)歷，從而表現(xiàn)為受《義務(wù)教育法》影響的這一代人因天賦差異導(dǎo)致的教育差距比其父輩一代的教育差距更大，即先天效應(yīng)導(dǎo)致的教育代際傳遞增強(qiáng)。對于這一推測，本文將在機(jī)制分析中檢驗(yàn)其合理性。

由基準(zhǔn)FFE模型的實(shí)證結(jié)果可得，《義務(wù)教育法》的實(shí)施可抑制僅由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。換言之，在天賦水平相當(dāng)?shù)暮⒆又?，《義務(wù)教育法》的實(shí)施可縮小父代教育培養(yǎng)能力存在差異的孩子的受教育水平差距。該結(jié)果背后的機(jī)制可能是，《義務(wù)教育法》免除了義務(wù)教育階段的學(xué)費(fèi)，在天賦水平相當(dāng)?shù)暮⒆又?，該法的?shí)施主要提升了面臨收入約束的低學(xué)歷、低收入家庭孩子的受教育水平，而對于原本就有經(jīng)濟(jì)能力供孩子完成義務(wù)教育的高學(xué)歷、高收入家庭影響不大。后文將檢驗(yàn)這一推測是否合理。

顯然，相比于天賦差異導(dǎo)致的子代受教育水平差距，因父代教育培養(yǎng)能力差異導(dǎo)致的天賦水平相當(dāng)?shù)淖哟芙逃酱嬖诓罹喔自斐扇瞬诺睦速M(fèi)。因此，若《義務(wù)教育法》能抑制由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞的結(jié)果穩(wěn)健，可以認(rèn)為該法律的實(shí)施有利于農(nóng)村人力資本的提升。限于篇幅，后文將僅報(bào)告基準(zhǔn)FFE模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)及其異質(zhì)性分析結(jié)果。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

本文基準(zhǔn)FFE模型使用的交互項(xiàng)模型估計(jì)的是近似于雙重差分模型(DID)的處理效應(yīng)，因此基準(zhǔn)FFE模型需要滿足共同趨勢的前提假設(shè)。為驗(yàn)證《義務(wù)教育法》實(shí)施前，處理組和對照組有相同的趨勢，本文借鑒Xiao等[33]以及林錦鴻[34]的處理方式，將《義務(wù)教育法》實(shí)施年份提前，進(jìn)行“反事實(shí)”檢驗(yàn)。具體而言，本文將《義務(wù)教育法》實(shí)施年份分別比實(shí)際年份提前4年、6年、8年、10年、12年，并依據(jù)子代出生年份及其義務(wù)教育階段所在省份重新構(gòu)建義務(wù)教育政策與法規(guī)變量，再依次進(jìn)行基準(zhǔn)FFE模型回歸。表5方程1-5的交互項(xiàng)均不顯著，證明共同趨勢假設(shè)成立，基準(zhǔn)FFE模型回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 安慰劑檢驗(yàn)：將《義務(wù)教育法》實(shí)施時(shí)間提前

2.其他因素的影響

除了《義務(wù)教育法》的影響，本文基準(zhǔn)回歸采用的子代樣本的教育選擇還可能會(huì)受到1999年起實(shí)施的高校擴(kuò)招政策以及2006年起實(shí)施的免費(fèi)義務(wù)教育政策的影響。首先，為排除高校擴(kuò)招政策對本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響，本文參考陳斌開等[9]采用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。(1)在基準(zhǔn)FFE模型中加入高校擴(kuò)招虛擬變量，當(dāng)子代受高校擴(kuò)招政策影響時(shí)取1，否則為0，從而分離高校擴(kuò)招政策對農(nóng)村教育代際傳遞的影響；(2)將受過高等教育的個(gè)體的受教育年限改為高三水平，即將受教育年限大于12年的全部更改為12年，從而估計(jì)出的農(nóng)村教育代際傳遞系數(shù)不受高校擴(kuò)招政策影響?；貧w結(jié)果分別列于表6 Panel A 與 Panel B。其次，為排除2006年起實(shí)施的免費(fèi)義務(wù)教育政策對基準(zhǔn)FFE模型回歸結(jié)果的影響，本節(jié)剔除受該政策影響的觀測值(出生于1991年及以后的子代)重新進(jìn)行基準(zhǔn)FFE模型回歸，回歸結(jié)果見表6 Panel C。表6中Panel A、Panel B、Panel C的交互項(xiàng)系數(shù)仍然顯著為負(fù)，證明基準(zhǔn)FFE模型回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.更換義務(wù)教育政策變量取值方法

參考Guo等[6]、彭駿和趙西亮[7]以及陳斌開等[9]文獻(xiàn)中的處理方式，本文基準(zhǔn)回歸中義務(wù)教育政策與法規(guī)變量的取值所基于的前提假設(shè)是根據(jù)《義務(wù)教育法》規(guī)定，年滿六周歲(或者七周歲)的兒童應(yīng)當(dāng)送其入學(xué)接受并完成義務(wù)教育。然而實(shí)際情況是，部分子代樣本并非6歲進(jìn)入小學(xué)。本節(jié)使用子代實(shí)際進(jìn)入小學(xué)的年齡調(diào)整義務(wù)教育政策與法規(guī)變量取值，重新進(jìn)行基準(zhǔn)FFE模型回歸。表7方程1-3交互項(xiàng)顯著為負(fù)，且系數(shù)大小與表4中基準(zhǔn)FFE模型回歸結(jié)果接近，再次證明了基準(zhǔn)FFE模型回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)其他因素的影響

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換義務(wù)教育政策與法規(guī)變量取值方式

(三)異質(zhì)性分析

1.按子代性別分樣本回歸

依據(jù)Connell &Zheng的研究發(fā)現(xiàn)[35]以及本文描述性統(tǒng)計(jì)表2的信息，我國教育發(fā)展存在性別差異。基于此，本部分檢驗(yàn)《義務(wù)教育法》對由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞的抑制作用是否存在性別差異。按子代性別分組進(jìn)行基準(zhǔn)FFE模型回歸的結(jié)果列于表8，可以發(fā)現(xiàn)，《義務(wù)教育法》的實(shí)施顯著減弱了母親受教育程度以及父母中學(xué)歷較高一方對女兒受教育程度的影響，然而父代受教育程度對兒子受教育程度的影響并沒有減弱。其原因可能是，在“男孩偏好”的影響下，當(dāng)農(nóng)村家庭面臨資金約束時(shí)，其對女孩的教育投入更易被縮減以保證男孩接受教育[34]。因此，《義務(wù)教育法》中免除義務(wù)教育階段學(xué)費(fèi)的規(guī)定，更多的是保障了農(nóng)村女孩接受基礎(chǔ)教育的權(quán)利，從而減弱了低受教育水平父代對女兒受教育程度的影響。

表8 異質(zhì)性分析：按子代性別分樣本回歸

2.按父代學(xué)歷分樣本回歸

弱化教育代際傳遞可通過兩種途徑實(shí)現(xiàn)，一是提高教育弱勢群體的受教育水平，而優(yōu)勢群體的受教育水平不受影響或受影響較?。欢墙档蛢?yōu)勢群體的受教育水平，同時(shí)弱勢群體的受教育水平未得到明顯的提升。顯然由第一種途徑實(shí)現(xiàn)的教育代際傳遞弱化更有利于社會(huì)發(fā)展。由于在天賦水平相同的子代中，父代學(xué)歷高的孩子可以得到來自父代更好的教育培養(yǎng)，因此他們在教育機(jī)會(huì)獲得上處于優(yōu)勢地位；父代學(xué)歷低的孩子則處于劣勢地位。本文以父親學(xué)歷是否為高中及以上為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本分為高學(xué)歷家庭與低學(xué)歷家庭，分組進(jìn)行基準(zhǔn)FFE模型回歸，以檢驗(yàn)《義務(wù)教育法》抑制培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞的途徑是否為第一種。

表9報(bào)告了分組回歸結(jié)果，由方程1中義務(wù)教育政策與法規(guī)變量前的系數(shù)估計(jì)結(jié)果可得，在農(nóng)村低學(xué)歷家庭中，受《義務(wù)教育法》影響的子代其受教育年限比不受該法影響的子代平均高約0.32年(0.564×0.56)；方程2的回歸結(jié)果表明，農(nóng)村高學(xué)歷家庭子女的受教育水平?jīng)]有受到《義務(wù)教育法》的影響。由方程3交互項(xiàng)顯著且系數(shù)值為-0.148可得，《義務(wù)教育法》的實(shí)施顯著弱化了農(nóng)村低學(xué)歷家庭通過培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的教育代際傳遞；方程4結(jié)果則顯示，《義務(wù)教育法》的實(shí)施對農(nóng)村高學(xué)歷家庭通過培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的教育代際傳遞沒有顯著的抑制作用?？梢姟读x務(wù)教育法》抑制由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞的途徑為第一種，即在天賦水平相當(dāng)?shù)暮⒆又?，該法主要提高了低學(xué)歷家庭子女(弱勢群體)的受教育水平，從而縮小子女一代的教育差距。

表9 機(jī)制分析：按父代學(xué)歷高低分樣本回歸

(四)機(jī)制分析

本文基準(zhǔn)回歸中發(fā)現(xiàn)《義務(wù)教育法》強(qiáng)化了先天效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞，但抑制了培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。本節(jié)探討《義務(wù)教育法》對農(nóng)村教育代際傳遞產(chǎn)生該影響的作用機(jī)制。

1.按父代職業(yè)分樣本回歸

由前文異質(zhì)性分析可得，《義務(wù)教育法》可抑制農(nóng)村低學(xué)歷家庭通過培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的教育代際傳遞。如前文所述，培養(yǎng)效應(yīng)是指受父代受教育水平影響的因素會(huì)進(jìn)一步影響子代的受教育水平。在市場經(jīng)濟(jì)中，一般認(rèn)為父代從事的職業(yè)受父代受教育程度的影響，即低受教育程度的父代往往從事著較低收入的職業(yè)，進(jìn)而導(dǎo)致父代無力投資或不愿投資于子代教育從而使子代較早結(jié)束學(xué)業(yè)?！读x務(wù)教育法》中免除義務(wù)教育階段學(xué)費(fèi)的規(guī)定理論上可抑制由這一鏈條實(shí)現(xiàn)的低受教育水平代際傳遞。為驗(yàn)證這一推斷，參考陳斌開等[9]，本文依據(jù)父親從事的職業(yè)將樣本分為低收入組、中等收入組以及高收入組(8)由于CRDS數(shù)據(jù)庫僅提供了個(gè)體從事非種養(yǎng)業(yè)工作的收入，欠缺種養(yǎng)業(yè)工作收入，本文沒有直接采用父代收入水平進(jìn)行分組回歸。(分組依據(jù)請參見表10注)，并分組進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。若《義務(wù)教育法》僅提高了父親從事低收入職業(yè)的孩子的教育年限，則可證明本文推測的合理性。分樣本回歸結(jié)果見表10。

表10 機(jī)制分析：按父代職業(yè)收入層級(jí)分樣本回歸

表10結(jié)果顯示，在父親從事低收入職業(yè)的家庭中，相較于不受《義務(wù)教育法》影響的子代，受到該法影響的子代的受教育年限平均提高了0.38年(0.686×0.56)；中等以及高收入職業(yè)者的子女則并未顯著地受益于《義務(wù)教育法》。由此可得，《義務(wù)教育法》僅提高了低收入家庭孩子的受教育水平。這一實(shí)證結(jié)果在一定程度上證明了前文推斷的合理性。

2.子代義務(wù)教育階段輟學(xué)原因

前文實(shí)證結(jié)果在一定程度上證明了《義務(wù)教育法》的實(shí)施可緩解農(nóng)村低學(xué)歷家庭對子代的教育投資壓力。為了更直觀地觀察《義務(wù)教育法》的實(shí)施對個(gè)體教育決策的影響，本節(jié)對比了不受該法影響與受該法影響的子代在義務(wù)教育階段輟學(xué)的原因，結(jié)果見表11。因“不能負(fù)擔(dān)學(xué)費(fèi)”而在義務(wù)教育階段輟學(xué)的子代占比在《義務(wù)教育法》實(shí)施后明顯降低，由50.36%下降為35.65%，由此可證明該法的實(shí)施可緩解農(nóng)村家庭對子代義務(wù)教育階段教育投資的壓力。

“成績不好”以及“沒考上”這兩個(gè)輟學(xué)原因在一定程度上可以代表子代學(xué)習(xí)天賦較弱，而因這兩個(gè)原因輟學(xué)的子代在《義務(wù)教育法》實(shí)施后占比有所提升，由該法實(shí)施前的11.96%(8.41%+3.55%)提升為該法實(shí)施后的13.43%(9.83%+3.6%)。此外，“自已不愿意上學(xué)”這個(gè)輟學(xué)原因往往與個(gè)體不擅長學(xué)習(xí)有關(guān)，而這個(gè)能部分反映子代學(xué)習(xí)天賦較弱的選項(xiàng)也在《義務(wù)教育法》實(shí)施后有大幅的提升，由該法實(shí)施前的19.91%提升為40.53%。以上信息可在一定程度上證明前文對基準(zhǔn)OLS模型回歸結(jié)果推斷的合理性，即《義務(wù)教育法》擴(kuò)大了天賦存在差異的子代之間的受教育水平差距是因?yàn)椋摲▽?shí)施后未完成義務(wù)教育的主要是學(xué)習(xí)天賦相對較低的孩子，而學(xué)習(xí)天賦較高的孩子則有更大的概率完成義務(wù)教育。

表11 機(jī)制分析：子代義務(wù)教育階段輟學(xué)原因

五、結(jié)論與啟示

《義務(wù)教育法》免除了義務(wù)教育階段學(xué)費(fèi)，并保障適齡兒童接受義務(wù)教育的權(quán)利。本文基于一套獨(dú)特的中國農(nóng)村家族調(diào)查數(shù)據(jù)，同時(shí)借助《義務(wù)教育法》實(shí)施時(shí)間的地區(qū)差異以及該法對子代出生隊(duì)列的外生影響，實(shí)證估計(jì)了該法對于農(nóng)村教育代際傳遞的影響。已有研究未嘗試區(qū)分該法對實(shí)現(xiàn)教育代際傳遞的先天效應(yīng)與培養(yǎng)效應(yīng)的不同影響，本文研究對此進(jìn)行了補(bǔ)充。研究發(fā)現(xiàn)，《義務(wù)教育法》的實(shí)施強(qiáng)化了先天效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞，但抑制了由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。通過機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，該法可通過緩解低學(xué)歷家庭對子代教育的投資壓力，從而抑制由培養(yǎng)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村低受教育水平在代際間的傳遞；此外，該法實(shí)施后，因個(gè)人學(xué)習(xí)能力較弱而在義務(wù)教育階段輟學(xué)的占比提升，因此該法強(qiáng)化了由先天效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)村教育代際傳遞。顯然，相比于學(xué)習(xí)天賦不足導(dǎo)致的個(gè)體受教育水平低，因父代教育投資不足而導(dǎo)致的個(gè)體受教育水平低更易造成人才的浪費(fèi)。因此，《義務(wù)教育法》的實(shí)施總體有利于農(nóng)村人力資本的提升。

本文的研究發(fā)現(xiàn)具有一定政策含義。首先，表3數(shù)據(jù)顯示，《義務(wù)教育法》在農(nóng)村實(shí)施時(shí)，讓農(nóng)村所有適齡兒童完成9年義務(wù)教育的規(guī)定并未得以落實(shí)。說明提升農(nóng)村教育機(jī)會(huì)公平性，不僅需要國家出臺(tái)相應(yīng)的教育政策或相關(guān)法規(guī)，還需要地方政府、學(xué)校以及家長對教育政策或相關(guān)法規(guī)的貫徹落實(shí)。其次，鑒于《義務(wù)教育法》通過緩解農(nóng)村貧困家庭面臨的資金約束提高了農(nóng)村的教育機(jī)會(huì)公平性，政府應(yīng)確保資助農(nóng)村低學(xué)歷家庭子女上學(xué)的相關(guān)政策或法規(guī)落實(shí)到位。