教育普及攻堅：個體決策機制與公共財政影響

何宗樾，宋旭光

(1.北京工業大學 經濟與管理學院，北京 100124；2.北京師范大學 統計學院，北京 100875)

一、引 言

當前，我國正處于改革發展的又一關鍵時期，教育肩負著特殊而重要的使命。如何落實教育優先發展，讓每個孩子都能享受公平而有質量的教育，將直接關系到我國經濟轉型升級和高質量發展的順利推進。現階段，我國九年義務教育已經普及，高中階段教育成為教育分層的關鍵。在整個國民教育體系中，高中階段教育連接著基礎教育與高等教育，是學生成長為技能型人才與高素質勞動者的關鍵時期。2017年我國正式啟動高中階段教育普及攻堅計劃，旨在解決高中階段教育發展中的區域差距問題，體現國家實現教育公平的決心。2018年全國教育大會進一步對高中階段教育普及攻堅提出了更高的要求，強調應大力改善普通高中辦學條件與教學資源，繼續推進中等職業學校改革，增強職業教育吸引力，統籌普通高中和職業教育協調發展以滿足多元化的教育需求。

近年來，我國就業市場勞動力結構性矛盾突出，管制人口規模導致城市中低端技能勞動者在內的勞動報酬持續上漲，對收入分配改革產生正面影響，但同時也提高了個體接受更高教育的機會成本，加劇了低收入家庭的短視行為，導致其提前做出棄學的決定，阻礙了人力資本積累。從短期來看，這些中低技能勞動者獲得了當期工資收益，縮小了與高技能勞動者的收入差距，增加了個體和家庭的福利水平，但從長期來看，由于缺乏技能和經驗，他們會面臨更高的失業風險，并且在現行教育政策下很難再次回到學校接受正規教育來提升專業技能，進而可能加劇社會的負擔與不平等程度。

普及高中階段教育是黨中央、國務院立足全面建成小康社會決勝階段作出的重大決策。國家“十三五”規劃綱要將高中階段教育普及攻堅計劃列入教育現代化重大工程，按照規劃，到2020年全國各省、自治區和直轄市高中毛入學率都要達到90%以上。完成這一任務并不容易，尤其是在我國中西部貧困地區，不均衡不充分發展的問題依然突出，受各方面因素的影響，目前還有大量的初中畢業生沒有選擇升學而是選擇直接就業，高中階段教育普及攻堅計劃尚任重而道遠。在此背景下，需要認真研究影響個體教育機會獲得的內外機制，合理配置公共教育資源，以避免大量貧困地區的年輕人過早地進入勞動力市場。基于此，本文將問題聚焦于公共教育投入對初中畢業生升學決策的影響及其作用機制，以期對合理引導初中畢業生的升學決策提供研究參考。

二、文獻回顧及評述

與本文研究緊密相關的一類文獻是分析家庭教育決策的決定因素。已有豐富的文獻對這一領域進行探討，在理論層面，筆者著重關注兩個方面：文化理論和教育理性選擇模型。其中，文化理論認為家庭背景和先天稟賦是社會分層的原因，其對不同階段個體的教育機會獲得產生重要影響。通常，家庭文化資本越豐富，個體的學業表現越突出，升學的機會越高。文化理論反映了社會階層在代際間的傳遞性，被認為是階層地位再生產的重要機制。而教育理性選擇模型則強調家庭教育選擇應基于家庭對教育成本和收益的相對價值進行的理性判斷。具體而言，個體選擇繼續接受教育或棄學是由教育的直接成本、機會成本以及教育的預期收益共同決定的，是家庭在條件約束下進行的理性決策。在實證層面，現有文獻主要圍繞教育機會獲得的影響機制展開探討：第一，關注社會出身的影響。家庭文化資本、社會經濟地位、階層差異等因素會影響個體教育機會獲得的數量和質量，進而導致跨代收入和教育的傳遞性。同時，家庭背景也是導致個體在教育選擇偏好和教育激勵方式上存在差異的重要原因，個體通常會根據所處的社會經濟地位理性地進行教育決策。Mare[1]提出的升學模型通過控制不同年齡組與核心自變量的交互作用來考察社會出身因素的階段性變化。國內關于社會分層的研究中，很多學者都沿用了這一分析框架來探討我國教育機會不平等的趨勢變化，著重分析家庭階層差異所導致的升學機會不平等問題。第二，關注社會結構性分割因素的影響。主要包含城鄉差距、地區差距、行業差距以及政策與制度因素等對教育機會不均衡的影響。Zeira[2]指出收入分配不平等限制了低收入群體獲取教育機會的可能。Croix和Doepke[3]發現生育政策導致多子女家庭傾向于更少的教育投資，從而阻礙了人力資本的積累。李春玲[4]則以戶籍制度和單位制為例，檢驗了社會制度因素通過影響教育資源配置進而影響個體教育獲得的機制。第三，關注宏觀層面或就業市場沖擊對家庭教育選擇的影響。新古典勞動力市場框架下，教育投資的經典理論認為，當期就業需求的變動會直接影響個體的教育決策，一方面，取決于是否有就業機會；另一方面，取決于新增就業崗位對勞動者技能的要求。Clark[5]探討了失業率對教育投資的沖擊。Brauw和Giles[6]發現外出務工機會的增加或就業機會的增加也會顯著降低農村學齡兒童的入學率。Atkin[7]認為中低端技能就業需求的增加是導致初中輟學或未能接受更高教育的原因。其中，進出口擴張引致的就業需求沖擊對家庭教育決策具有顯著的負向影響。而高端服務業就業需求的增加對學齡兒童的入學則產生積極的影響。后續的研究進一步引入教育預期等因素，Jensen[8]的研究發現個體對教育回報預期導致個體教育投資的差異，并指出，政府應著重維護就業市場，穩定教育預期收益，引導個體增加投資教育的意愿。

與本文研究密切相關的另一類文獻是探討公共教育政策對家庭教育決策的影響。通常，教育公平并不會自發產生，需要政府進行干預，并通過教育政策的改變或調整來實現。這些教育改革具體體現在教育資源的調節和分配、教育成本的分擔、教育供給的增加以及公共教育質量的提升等諸多方面。部分研究支持公共教育投入有助于個體教育獲得的論斷。Simkus[9]發現通過提高教育供給，或減免教育成本，或向較高教育等級的學生提供獎學金和生活津貼等，可以極大地減弱家庭出身與入學率的聯系。更好的公共教育投入和更積極的教育改革能夠降低收入的代際傳遞，進而有利于低收入家庭人力資本的積累。才國偉和劉劍雄[10]構建了包含教育投資的內生增長模型，發現公共教育投資有助于降低勞動者面臨的收入風險和融資約束，提高低收入階層的教育投資，進而促進全社會的人力資本積累。簡言之，政府應提供較為完善的教育配套機制，通過稅收減免、政府補貼、獎助學金資助以及信貸優惠等方式，分擔家庭的教育負擔，保障個體平等地獲得受教育機會。但另有部分研究指出，公共教育擴張未能從總體上降低教育機會的不平等。筆者認為，造成目前經驗研究結論存在不一致的原因可能在于實證策略的設計差異，以往研究通過引入時間特征與家庭背景特征的交互項，間接地推斷機會不均等的變化趨勢，由此可能低估了公共教育在促進教育公平中的重要作用。

鑒于此，本文將從維持合理的中等教育財政支出和建設學生資助體系兩種思路出發，著重探討公共教育投入對個體教育決策的影響。對比現有研究，本文試圖在以下方面有所貢獻：第一，現階段，研究公共教育投入對家庭教育決策的文獻較少，并且大多集中于討論家庭收入和教育代際傳遞的問題，本文將從教育理性決策的視角出發，著重探討公共教育投入對個體教育選擇的干預作用，并豐富現有文獻。第二，在經驗回歸分析中，某些重要的特征變量無法準確測度或識別可能造成的結果不可信。本文著重考察公共教育投入的當期影響，因而能夠更加準確地識別個體面臨教育選擇時的家庭特征變量，進而提高政策評估的準確性。第三，本文同時使用Logit模型和IVprobit模型進行分析，能夠在一定程度上處理反向因果以及樣本選擇偏誤導致的內生性問題，提高模型估計的可信度。

三、研究設計

(一)模型構建

經典的教育理性選擇模型認為，個體教育決策取決于教育投資的成本收益分析。因此，本文假定個體教育決策滿足一個最優停止模型，個體在每期通過權衡當期進入勞動力市場的現金收入(機會成本)與接受更高教育帶來的教育回報(預期收益)，決定進入勞動力市場或繼續留在學校接受教育。基于此，本文設定入學機會(P)為虛擬變量，表示學齡個體是否進入高中階段(1)本文所指高中階段分為普通高中和中等職業學校兩類。(是=1，否則=0)接受教育。則經典家庭教育決策的微觀決定方程可表示為：

(1)

其中，i表示學齡個體，j表示地區，t表示時間，α為截距項，μt為時間固定效應，ε為隨機擾動項。第一，考慮到個體特征對教育決策的影響，本文引入先天稟賦因素(城鄉出生背景、性別等)。第二，考慮到家庭的代際影響，本文進一步控制了家庭特征(家庭文化資本、兒童撫養比、父代社會經濟地位等)。第三，本文還控制了社會經濟發展程度的變量。本文將上述提到的變量均作為控制變量引入模型，并記為X。在此基礎上，引入就業市場沖擊(Market)。就業市場沖擊對家庭教育決策的影響已經得到廣泛的討論，且得到相對一致的結論，即中低技能就業需求的提高不利于個體教育的獲得。因此，本文在式(1)的基礎上引入就業市場沖擊，以中低技能就業需求(Tech_low)作為代理變量，將模型擴展為：

(2)

為了評估公共教育投入變量是否影響個體教育獲得，本文在式(1)的基礎上進一步引入公共教育投入(Edu)變量，將模型進一步擴展為：

(3)

式(3)可以用于評估公共教育投入對家庭教育決策的直接影響。一方面，公共教育投入能夠放松家庭的預算約束；另一方面，公共教育投入的增加反映了教育質量的提高和教育機會的增加，從而對家庭教育決策產生影響。本文預期公共教育投入會對個體教育獲得產生積極的影響。

式(2)和式(3)分別討論了就業市場沖擊和公共教育投入對家庭教育決策的影響，即就業市場沖擊阻礙個體教育獲得，公共教育投入促進個體教育獲得。那么本文需要進一步探討，這兩者的影響是相互獨立的還是交互作用的？為了分析就業市場沖擊與公共教育投入對家庭決策的綜合影響，將本文模型進一步擴展為：

(4)

其中，ν為固定效應和隨機擾動項的總和。α1衡量了其他條件不變的情況下，就業市場沖擊對家庭教育決策的影響。α2衡量了其他條件不變的情況下，公共教育投入對家庭教育決策影響。本文著重考察就業市場沖擊與公共教育投入的交互項系數α3。具體而言，若α3>0，則說明公共教育投入能夠調節就業市場沖擊對家庭教育決策的不利影響；若α3<0，則說明公共教育投入的不均等可能加劇中低技能就業需求對家庭教育決策的不利沖擊；若α3=0，則說明就業市場沖擊與公共教育投入對家庭教育決策的影響是獨立的，意味著政府無法通過公共教育投入緩沖就業市場沖擊，進而有效干預家庭教育決策。

(二)數據與變量

本文所涉及的宏觀層面的數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國教育經費統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國人口與就業統計年鑒》。微觀層面的數據則全部來自中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)數據庫。該調查自2010年正式展開訪問后，每兩年進行一次跟蹤調查，調查問卷分為社區問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種主體問卷形式，樣本覆蓋25個省/市/自治區的162個縣，目標樣本規模為16 000戶，調查的對象包含了樣本家庭中的全部成員。本文整合了2010年、2012年和2014年3輪的調查數據。本文主要涉及的變量如下：

1. 入學機會(P)

本文只關注學齡人口的教育投資決策，具體考察高中階段入學決策。義務教育的普及程度一直處于高位，初中階段毛入學率近五年均維持在100%以上，且入學年齡在13—15歲，也尚未計入國家就業人口，因而本文選擇16—18歲(2)本文同時檢驗了15—18歲學齡人口，得到一致結論。初中畢業生的樣本。因此，相應的因變量被設定為虛擬變量，即16—18歲獲得初中畢業證書者是否進入高中階段(是=1，否=0)。在此基礎上，生成16—18歲獲得初中畢業證書者是否進入普通高中(3)借鑒已有研究，本部分樣本僅涉及進入普通高中的個體和未上學的個體。(是=1，否=0)；16—18歲獲得初中畢業證書者是否進入中等職業學校(4)借鑒已有研究，本部分樣本僅涉及進入中等職業學校的個體和未上學的個體。(是=1，否=0)。

2. 公共教育投入(Edu)

本文以教育財政投入(Edufund)作為公共教育投入(Edu)的代理變量。本文重點關注高中階段的公共教育投入情況，具體包含生均公共教育事業費支出和生均學生資助兩個指標。教育的城鄉不平等是教育分層研究的重要組成部分，本文根據數據的可得性，進一步將高中階段生均教育財政投入劃分為城市生均教育財政投入和農村生均教育財政投入。在此基礎上，與微觀數據庫進行數據匹配。通常高中階段以本地就學為主，但為了提高匹配的精確度，本文進一步引入就學地的變量，并以就學地的公共教育水平進行匹配。此外，考慮到教育財政投入變量的內生性問題，本文進一步構造了教育財政投入的工具變量(5)從相關性來看，相鄰地區的經濟發展程度相近，財政投入能力也相似，滿足相關性條件。從排他性來看，其他地區的教育財政投入不會直接影響本地區居民，只能通過與本地區的公共教育投入的相關性來影響本地區居民的消費決策，因而滿足外生性的條件。基于此，筆者認為，這是一個合意的工具變量。(IV_Edufund)，即利用空間地理相鄰矩陣估算了相鄰省份各級各類生均公共教育投入的平均水平，作為本省公共教育投入的工具變量。

3.就業市場沖擊(Market)

本文以中低技能就業需求(Tech_low)作為就業市場沖擊(Market)的代理變量。本文將省作為一個局部的勞動力市場，計算勞動年齡人口(16—64歲)中高中及以下學歷占勞動年齡人口的比重，以此反映就業市場沖擊情況。值得注意的是，家庭入學決策與就業市場沖擊可能存在反向因果關系，具體表現為，一方面，就業市場沖擊對家庭教育決策產生影響，另一方面，家庭教育決策也會通過勞動力供給變化影響就業市場。因而本文進一步借鑒了張川川[11]的研究方法，構建了基于出口需求的Bartik工具變量(IV_Tech_low)，用以討論模型面臨的內生性問題。具體的方法為利用制造業的就業占比對省級出口需求進行加權處理，進而得到省級層面出口需求變量。

4.家庭教育決策的微觀決定變量

根據研究設計，本文的背景特征變量主要包含先天稟賦特征、家庭特征和環境變量。第一，本文控制了目標對象的城鄉出生背景(城市=1，農村=0)和性別特征(男性=1，女性=0)。其中，城鄉的二元格局導致教育資源分布嚴重不均是教育機會不平等的重要原因，因而引入城鄉分類變量來識別教育機會獲得的城鄉差異。而教育機會的性別差異則主要表現為勞動力市場就業歧視和家庭“重男輕女”的傳統觀念對性別產生的非對稱影響，因而本文引入性別變量加以討論。第二，本文以父代的職業作為家庭社會資本的代理變量。CFPS數據庫中父代的職業分類較多，本文將其歸為3類，在模型中以“體力勞動者/農民及其他(6)其他主要包含從事零工、臨工、散工等非正式工作。”作為參照組進行設定(管理人員=3，技術人員=2，體力勞動者/農民及其他=1)。通常父代的職業可以反映家庭社會階層地位，能夠反映家庭管理風險、應對不利沖擊的能力，對個體教育需求具有正面的影響。第三，本文以父代的最高受教育年限作為家庭文化資本的代理變量。通常，父代的最高受教育年限具有信息效應，會影響他們的教育決策，原因在于知識的獲得會改變他們的選擇偏好和對教育價值的判斷，是一種持續穩定運行的內生性家庭資源。第四，本文測算了16歲以下的成員人數占家庭勞動人口的比重，將其作為家庭兒童撫養比(Cdr)的代理指標，用于反映家庭的教育負擔情況。在教育不平等的傳統研究中，家庭的子女數量被當作稀釋或分享家庭資源的家庭背景變量，用以反映家庭資源的稀缺程度。此外，考慮到教育財政投入受地方經濟發展水平影響，因而所有模型均加入了經濟發展程度變量。本文選取了CFPS社區數據庫中“村/居經濟狀況”作為經濟發展的代理變量，該指標為定序變量，取值范圍為1—7(很窮=1，…，很富=7)。主要變量的描述性統計結果，如表1所示。

表1 主要變量的描述性統計結果

表1報告了主要變量的描述性統計結果。從被解釋變量來看，高中階段學齡人口的入學率為77.4%，比2010—2014年全國高中階段平均毛入學率低7個百分點，剔除指標口徑差異的干擾，基本與事實相符。從核心解釋變量來看，生均公共教育事業費支出和生均學生資助分別為1 1350.0元和1 642.8元，但標準差偏大，表明我國財政教育投入仍存在較大的省際差異。中低技能勞動者的就業需求為76.5%，表明高中及以下學歷的勞動者仍是勞動力市場的就業主體。此外，主要控制變量的取值也基本符合預期。總體來看，本文所選取的樣本具有較好的代表性：第一，城鄉分布均衡，其中，城市樣本占47.4%。第二，性別分布均衡，其中，男性占49.2%。第三，地域分布均衡，其中，東中西部地區分別占36.4%、34.3%和29.3%。

四、基準分析

本文利用CFPS數據，采用Logit模型和IVprobit模型對上述問題進行檢驗，這一回歸方法在大樣本條件下可以得到一致的估計。

(一)就業市場沖擊對家庭教育決策的影響

本文基于式(2)，引入中低技能就業需求，以探究就業市場沖擊對家庭教育決策的影響，并逐步控制了個體稟賦變量和家庭背景變量，以考察核心解釋變量的穩定性，估計結果如表2所示。

表2 就業市場沖擊對家庭教育決策的影響

注：(1)本表使用Logit回歸模型。(2)括號內為標準誤。(3)***、**和*分別表示1%、5%和10%顯著性水平。(4)其他控制變量包括社區經濟狀況和地區等環境變量。(5)Pseudo R2表示虛擬判定系數。(6)Wald χ2表示參數聯合檢驗的統計量。表2—表4同。

從表2可以看出，基于式(2)估計的結果，Wald檢驗拒絕了所有系數為零的原假設，說明模型通過了參數聯合檢驗，模型整體擬合效果良好。其中，列(1)、列(3)和列(5)為包含中低技能就業需求和個體稟賦變量、家庭特征變量的多元回歸模型，以反映各類影響因素的直接效應。結果顯示，中低技能就業需求的增加對高中階段的個體入學決策具有顯著的負向影響，特別是中等職業學校的個體。中低技能就業需求的迅速擴大將會增加教育獲得的機會成本，進而對家庭教育決策產生不利沖擊。這一結果初步驗證：中低技能就業需求增加不利于教育機會的獲取，并且由于入學機會存在城鄉差異，農村地區居民的升學率顯著低于城鎮居民。列(2)、列(4)和列(6)進一步控制了社區的經濟發展程度。研究發現，中低技能就業需求對入學選擇依然有顯著的負向影響，并且主要影響到是否就讀中等職業學校的個體。可能的原因在于：普通高中教育存在限額制度(中考制度)，通常只有成績較好的學生才能獲得準入資格。而職業教育的進入門檻相對較低，成績相對較差的學生則定位于此。但由于職業教育市場的信號作用較弱，對學生的吸引力不足，并且接受職業教育的個體在就業的中后期失業風險相對較高，因此，當市場對中低技能勞動力需求上升時，這部分個體將會更傾向于選擇棄學，直接進入勞動力市場。控制變量的估計結果表明，父代的最高受教育年限對子代的入學具有顯著的正向影響，說明家庭教育決策受到家庭的代際影響。本文同時控制了父代的職業，相對于父代的職業為體力勞動者/農民及其他，父代的職業為管理人員和技術人員的家庭子女的入學率更高。家庭兒童撫養比對個體入學率具有顯著的負向影響，與已有研究結論基本一致，不再贅述。

(二)教育財政投入對家庭教育決策的影響

本文基于式(3)，引入核心教育政策變量展開討論。考慮到連貫性，僅報告基于式(3)的全變量回歸結果，如表3所示。

表3 教育財政投入對家庭教育決策的影響

從表3可以看出，模型通過了參數聯合檢驗，說明模型擬合效果良好，且各主要控制變量基本顯著，符號符合預期。其中，列(1)—列(3)列分別為高中階段生均公共教育事業費支出對家庭教育決策的影響；列(4)—列(6)列分別為高中階段生均學生資助對家庭教育決策的影響。估計結果顯示，教育財政投入顯著提升個體的教育選擇。模型主要結論如下：第一，性別差異主要表現在中等職業學校的選擇上，男性入學在邊際上低于女性，可能的原因在于低學歷就業更加偏好男性，就業需求的增加提高了男性的機會成本，激勵男性學齡人口更多地選擇就業，特別是農村貧困家庭的個體。第二，城市居民更多地選擇普通高中，而農村居民則傾向于選擇中等職業教育，說明在教育選擇上，城鄉居民的教育機會或偏好存在差異，一方面，農村居民獲得高質量的教育機會受限，另一方面，由于預算約束的限制，使城市居民和農村居民對教育的預期也不同。第三，家庭的文化資本對普通高中和中等職業學校的升學機會均具有顯著的正向影響，反映了較高的家庭文化資本可以幫助子女在升學過程中獲得更多的優勢。第四，家庭兒童撫養比的作用則為負，表明家庭兒童撫養比的增加會降低個體受教育的機會，特別是普通高中的入學選擇。第五，父代的職業對教育獲得具有顯著的積極作用，相較于體力勞動者/農民及其他家庭，管理人員和技術人員家庭的子代具有更高的入學偏好，也反映了優勢階層保持家庭經濟地位的激勵效應。

(三)教育財政投入的緩沖作用

前文分別考察了就業市場沖擊以及教育財政投入對家庭教育決策的影響，接下來，本文需要探討這兩者的影響是相互獨立的還是交互作用的。教育財政投入對就業市場沖擊的影響，如表4所示。

表4 教育財政投入對就業市場沖擊的緩沖作用

從表4可以看出，模型通過了參數聯合檢驗，說明模型擬合效果良好。其中，第(1)—(3)列控制了公共教育事業費支出與中低技能就業需求的交互項，結果顯示，高中階段的交互項系數為正，但是不顯著。其中，普通高中的交互項不顯著，但中等職業學校的交互項系數為正，且在統計意義上顯著，表明中等職業學校的發展能夠削弱中低技能就業需求對家庭教育決策的不利沖擊。第(4)—(6)列控制了學生資助與中低技能就業需求的交互項，結果顯示，高中階段的交互項系數為負，且不顯著。其中，普通高中的交互項不顯著，而中等職業學校的交互項系數顯著為正，說明提高中等職業學校學生資助有利于緩沖中低技能就業需求的不利沖擊，可以提高個體的教育獲得。其他主要控制變量的顯著性以及符號符合預期，結論與基準模型分析結果基本一致，不再贅述。

五、進一步討論

前文分析表明，教育財政投入在降低代際影響以及緩解中低技能就業需求方面發揮了重要作用。為了保證估計結果的穩健性，本部分將進行穩健性檢驗：第一，將樣本按照收入階層劃分為高收入群體和中低收入群體進行分樣本討論。第二，將樣本按照地區劃分為東部和中西部地區進行分樣本估計。第三，利用工具變量法處理模型潛在的內生性問題。

(一)教育財政投入的緩沖作用：收入階層差異

貧困地區、低收入群體等弱勢群體如果無法通過中考獲得進入普通高中的機會，則更傾向于在完成九年義務教育后直接進入勞動力市場，而非選擇職業教育來提升勞動技能。社會階層地位的不平等將通過教育機會的不平等在代際間進行傳遞，加劇貧困的惡性循環。換言之，低收入家庭即使意識到讓子女接受更高的教育會讓家庭成員享受到好處，但是較強的預算約束會迫使他們犧牲未來的潛在收益來彌補現在極低的現金流，其結果是低收入家庭的孩子更容易在就業機會增加時減少教育投資。

雖然本文未能發現高中階段教育財政投入的提高有助于緩解中低技能就業需求的證據。但是在細分各類教育中，本文發現了普通高中與中等職業學校兩類教育的差異。相較于普通高中，中等職業學校進入門檻較低，教育機會的增加以及學生資助的提高將降低家庭所需負擔的教育成本或機會成本，事實上，對中低技能就業需求具有一定的緩沖作用。公共教育事業費支出和學生資助的緩沖作用，如表5和表6所示。

表5 公共教育事業費支出的緩沖作用：收入階層差異

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平下顯著。(2)括號內為標準誤。(3)控制變量包括性別、城鄉、父代的最高受教育年限、家庭兒童撫養比、父代的職業以及地區經濟發展程度等。表6和表7同。

表6 學生資助的緩沖作用：收入階層差異

從表5和表6可以看出，對于普通高中而言，公共教育事業費支出和學生資助并未表現出對低收入家庭教育決策的有效干預。估計結果顯示，生均學生資助對低收入家庭高中階段的入學產生了負向影響，可能的原因在于，現階段我國普通高中主要是通過競爭機制獲得入學資格，在校學生的學習能力相對更高，其所在家庭的教育期望也更大，普遍對未來的收入有更高的預期。同時，我國普通高中也未形成完善的資助政策。加之我國普通高中供給能力緊張，特別是優質的教育資源供給相對短缺，無法有效滿足學生多樣化的教育需求。

從公共教育事業費支出的角度來看，對于選擇中等職業學校的高收入家庭而言，交互項系數邊際效應為正，說明公共教育事業費支出對高收入家庭的吸引力有所提升，且增加了家庭的教育選擇。對低收入家庭而言，同樣具有邊際的正向影響，說明公共教育事業費支出增長能夠緩沖中低技能就業需求對低收入家庭的沖擊。現階段，職業教育發展相對滯后，教育質量參差不齊，市場的信號作用不強，因而對學生的吸引力不足。因此，在財力可持續的情況下，應增加更高水平、更高質量的職業教育，促進普通高中和中等職業學校協同發展。從學生資助的角度來看，中等職業學校學生資助能夠激勵受到預算約束者的教育投資意愿。可能的原因在于，我國發展職業教育并對貧困家庭給予更多的優惠政策支持，在制度上保障了貧困地區和低收入者的入學機會，在實踐中也發揮了重要的促進作用。2017年國家進一步提出了實施更加精準的學生資助政策，預期會對國家人才戰略的實施產生積極的深遠影響。此外，從階層差距的角度來看，收入的極化趨勢日漸顯現，加劇了低收入家庭面臨的條件約束，阻礙了全社會人力資本的有效積累。較高階層的子女更傾向于進入普通高中，為升入大學做準備。中間階層的子女者無法進入普通高中，更愿選擇門檻較低的職業學校以提升人力資本。而較低階層的子女若無法進入普通高中，會更多地選擇棄學，直接進入勞動力市場。

(二)教育財政投入的緩沖作用：地區差異

假定勞動力市場存在地區分割，即地區間勞動力市場不存在完全的要素流動，因此，本文采用局部勞動力市場的分析范式，對比研究中低技能就業需求對高中入學率的地區差異。公共教育事業費支出的緩沖作用，如表7所示。

表7 公共教育事業費支出的緩沖作用：地區差異

注：“—”表示由于數據量較小，致使該參數無法估計。

從表7可以看出，東部地區的中等職業學校在緩解中低技能就業需求方面發揮了積極作用，說明地區的經濟發展程度在一定程度上反映了優質教育資源的集中程度，也體現出我國教育資源分布不均等、職業教育回報在空間上存在差異的現實：東部地區中等職業學校吸引力的提升以及教育供給的增加激勵了個體投資教育。而中西地區職業教育發展相對滯后，人力資本回報率較低，可能的解釋是，東部地區師資配置較高，并且得益于現代產業集聚地的外部性，在人才培養上與市場的匹配效率更高。因而，一方面，應在人口集中且產業發展需要的貧困地區增加中等職業學校供給，提升地區的“造血”能力，另一方面，可以通過鼓勵中西部地區貧困學生在東部地區接受職業教育，提升人力資本水平，提高工作能力與經驗。生均學生資助水平在兩個地區未發現緩沖作用，可能的解釋是，東中西部的學生資助政策并不存在顯著地區差異(7)核心變量交互項系數均不顯著，考慮篇幅限制，因而未展示結果。。

(三)內生性討論

如前文所述，教育財政投入、就業市場沖擊與個體入學決策之間的關系可能受到內生性的影響，從而導致估計系數的偏誤。因而，本文采用IVprobit估計方法進行討論。回歸方程中的內生變量包括鄰近省份的教育財政投入水平、基于出口需求構建的Bartik工具變量以及兩者的交互項。工具變量兩階段最小二乘法的回歸結果顯示：第一，在所有的回歸中，均通過了弱工具變量的檢驗，說明模型估計不存在弱工具變量的問題。第二，在全變量的回歸結果中，中等職業學校投入對家庭入學決策具有積極的影響，并且能夠在一定程度上削弱中低技能就業需求產生的不利沖擊。這一估計結果與基準分析結果基本保持一致，表明本文基準模型并不存在明顯的內生性問題，其回歸結果是穩健的。

六、結論與政策建議

本文基于教育理性分析模型，利用CFPS數據，探討了公共教育如何影響初中畢業生的就業或升學決策。現階段，勞動力市場的不利沖擊導致大量家庭將教育投資停滯在中等教育水平，這一狀況長期持續將會阻礙國家人力資本的積累和創新發展。進一步分析發現，公共教育投入特別是學生資助能夠在一定程度上緩沖中低技能就業需求對個體教育決策的不利影響。本文的分析有利于綜合理解個體教育決策的宏微觀因素，為政府干預個體教育決策提供經驗支持。

當前，由于城鄉經濟分割、公共資源配置不均等以及貧富差距不斷擴大，導致貧困地區或中低收入家庭的學生獲得優質教育資源的機會有限。而成長于低收入家庭環境的學生，通常無法支付必要的學習開支，或者缺乏有遠見的教育投資，更傾向于規避風險而過早地進入勞動力市場，進而加劇了農村地區或貧困地區的教育匱乏程度。如果公共教育投入不能為他們提供資助，這種狀況將進一步惡化。因此，避免大量學齡人口過早地進入勞動力市場，關乎國家未來可持續發展戰略的成敗，政府在這一過程中應當發揮更加積極的高效干預作用。針對以上問題，本文提出如下政策建議：

其一，加大高中階段教育財政投入，嚴格防范未成年人就業。目前，我國還未能將高中階段教育納入義務教育范圍。隨著國家發展水平的提升，可以考慮進一步加大高中階段教育的財政投入，逐步提高義務教育階段的覆蓋年限，從制度上確保普及高中教育。同時，要對16—18歲之間的未成年勞動人口進入勞動力市場進行更加嚴格的防范，減少非法就業對高中階段教育的沖擊。

其二，制定更加精準的高中階段學生資助政策。除了免費學費以外，要建立高中階段教育的助學金制度，幫助困難家庭子女完成高中階段教育。相應的國家助學金制度要進一步提高覆蓋面，生均資助標準應進一步提高，具體資助水平要與學生家庭收入情況掛鉤。除此之外，還應考慮面向高中階段貧困學生設立國家獎學金。

其三，提高中等職業學校辦學水平。中等職業學校辦學條件薄弱、師資隊伍水平不足是當前中等職業學校缺乏吸引力的主要原因，這種情況亟待改變。要切實加大對各地，尤其是中西部地區中等職業學校的財政投入水平，增加符合市場需求的中等職業學校專業建設，提升師資質量，加強產教融合，盡快補上中等職業教育的短板。

其四，向中西部地區提供更多的教育財政轉移支付。中西部地區高中階段教育的普及攻堅任務更重，財力也相對不足，中央財政要進一步加大面向中西部欠發達地區的教育財政投入力度，支持中西部地區高中教育發展。鼓勵來自中西部地區流動人口到東部沿海地區接受高中階段教育，尤其是在東部地區就讀中等職業學校。

其五，從個體福利的視角來看，要構建更加完善的社會保障體系，推進教育治理體系和治理能力現代化，改善居民的不確定性預期，進而有效干預弱勢群體的教育短視行為，激勵個體增加對更高階段教育的投資，避免人力資本積累的過早停止。