本地-流動兒童的義務教育結果公平 與教育財政投入、家庭教育支出的研究

摘 要：本地-流動兒童的義務教育結果公平涉及流動人口的社會融入與以人為核心城鎮化進程，故值得學術研究深入探討的議題。本文利用中國教育追蹤調查數據，實證檢驗了教育財政投入、家庭教育支出對不同兒童義務教育結果表現的影響，結果發現：（1）基準估計揭示了教育財政投入、家庭教育支出與本地-流動兒童的學業表現間可能存在負相關性的關系，但未有明顯證據表明本地兒童的學業表現優于流動兒童，穩健性檢驗則發現似不相關回歸更富估計效率;（2）利用分樣本回歸的異質性分析，發現生均財政經費撥款有利于提高流動兒童和貧困家庭子女的義務教育結果表現;（3）利用分位數回歸發現本地兒童在各分位點上的學業表現高于流動兒童，但估計結果并不顯著，進一步利用MM分解發現本地-流動兒童的義務教育結果不平等具有“天花板效應”的鮮明特征。

關鍵詞：流動兒童;教育財政投入;家庭教育支出;義務教育;似不相關回歸

中圖分類號：G522.3 文獻標識碼：A DOI：10.3969/j.issn.1672-1128.2024.08.001

一、問題的提出

本地-流動兒童的義務教育結果公平不僅關乎流動兒童的教育獲得與人力資本積累，更是制約流動人口社會融入的重要因素。在解釋人口遷移的推拉理論作用下，人口流動與子女隨遷的影響因素可以歸結為流入-流出地的經濟發展水平、工作機遇、醫療社保以及基本公共服務均等化等方面，而教育財政投入數量的多寡、質量的優劣則是基本公共服務均衡化的重要組成，尤其是在“雙減”政策推行前，義務教育結果表現往往依附于家庭經濟文化背景[1]，優勢家庭能夠憑借手握的貨幣性資源或社會資本等家庭投入，通過購置課后服務來提高子女的學業表現，從而導致義務教育結果不平等由校內轉向了校外。與本地兒童相比，流動兒童更有可能身處經濟文化背景較差的劣勢家庭，需要中央-省級-縣域政府進一步明確支出責任劃分[2]，切實保障本地-流動兒童的義務教育結果公平，加速流動人口及隨遷子女的本地融入[3]。

根據《中華人民共和國2022年國民經濟和社會發展統計公報》提供的數據，外出農民工達到了29562萬人，比上年增加了311萬人，增長1.1%。其中，本地農民工12372萬人，比上年增加293萬人，增長2.4%;外出農民工17190萬人，比上年增加18萬人，增長0.1%[4]。在農民工規模不斷攀升，鄉-城轉移人口日趨成為推動國民經濟增長重要力量的現實背景下，流入地（縣）政府能否通過公共教育財政投入切斷義務教育結果公平對于家庭經濟文化背景的階層依附性，基于本地-流動兒童的義務教育結果公平，消除流動人口社會融入的“后顧之憂”，就成為以人為核心的新型城鎮化建設的重要課題。

政府教育財政投入對本地-流動兒童成就發展的影響，包括不同國籍、種族、戶籍學生之間的教育公平問題始終是教育經濟學關注的熱點問題[5，6]。早在1966年，《科爾曼報告》在討論宏觀財政投入與微觀家庭教育支出誰更有利于促進學生發展時就指出[7]，不同種族學生的校際隔離不利于提高學生的學業表現，自此也拉開了西方學者針對學校或班級中移民學生比例對本國學生學業表現的影響研究[8，9]。在上述同伴效應的研究中，絕大多數研究發現了移民學生對本國學生學業表現的影響不具有統計顯著性，或者具有微弱的負向影響[10]。

國內學者的該研究則從我國的現實國情出發，基于戶籍異質性的研究視角，廣泛討論了流動兒童教育公平中的相關問題[11]，并逐步形成了兩種學術分支。分支一：流動兒童與本地兒童在交往過程中的同伴效應（Peer Effects）及其對義務教育結果公平的影響[12，13]。譬如，劉澤云和郭睿（2020）利用中國教育追蹤調查數據的研究，發現非農戶籍流動兒童比例不會對本地兒童的學業成績造成負面影響，但農業戶籍流動兒童（比例）對本地女性學齡兒童和高能力學齡兒童的學業表現則具有微弱的負向影響[14]。分支二，戶籍融合對本地-流動兒童學業表現的影響，而本文后續的研究也與這一主題契合[15]。楊娟和李凌霄（2019）利用中國教育追蹤調查基線數據的相關研究，就發現了戶籍融合有利于提高流動兒童的學業表現，并且在城鄉、性別間具有一定的異質性[16]。

目前，國內學者的相關研究主要聚焦在學術分支一，即如何實現同伴效應的因果識別，但對戶籍融合影響本地-流動兒童學業表現的關注卻稍顯不足。更為重要的是，相關研究還缺乏立足家庭經濟文化背景的階層差異，在政府公共教育財政投入的基礎上，結合本地-流動兒童校外教育支出的家庭差異，綜合考察各因素對不同兒童義務教育結果表現的影響。如前所述，在“雙減”政策推行前后，義務教育結果公平的決定因素逐漸由校內轉向了校外，校外因素的影響主要表現為義務教育結果表現對家庭經濟文化背景的階層依附性，優勢家庭通過購買課外補習幫助子女在校內篩選性考試中“過關”，而這無疑加劇了義務教育結果不平等。有鑒于此，本文將在相關研究的基礎上，納入家庭經濟文化背景，尤其是家庭教育支出水平的階層差異，重點考察政府公共教育財政投入對本地-流動兒童義務教育結果表現的影響效應，一方面能夠在既有問題域下形成有益的學術增量，另一方面則為實現本地-流動兒童的義務教育結果公平，加速流動人口的社會融入提供有益的政策參考。

二、研究設計

（一）模型

實證研究采用下式估計教育財政投入、家庭教育支出對于本地-流動兒童義務教育結果表現的影響效應：

Yijt=α+β1Nativeij+β2Financet+β3Expenditureij+β2Xijt+ε（1）

式（1）中，下標i、j、t分別表示兒童、家庭和學校，因變量Yijt表示t學校j家庭中兒童i的義務教育結果表現;Nativeij用二分變量表示本地-流動兒童，Natuveij=1表示本地兒童，Natuveij=0表示流動兒童，β1則為本地或流動兒童戶籍身份特征對于義務教育結果表現的影響效應;Financet和Expenditureij表示t學校的教育財政投入規模和j家庭對兒童i的家庭教育支出水平;Xijt為影響義務教育結果表現的學校、家庭以及個體特征;ε為方程的隨機誤差項。

（二）識別策略

1.基準估計

基準回歸首先采用普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）對教育財政投入、家庭教育支出與本地-流動兒童義務教育結果表現的關系進行基準估計。由于本文對于義務教育結果表現的考察包括本地-流動兒童的語文、數學、英語、總成績以及認知能力，自變量均為教育財政投入、家庭教育支出水平以及本地-流動兒童的個體、家庭和學校特征，方程之間看似不相關，但干擾項卻可能存在跨方程的同期相關性，如不可觀測的能力因素等。因此，在穩健性檢驗中我們構建如下似不相關模型（Seemingly Unrelated Regression，SUR）：

Chineseijt=α1+β1iNativeij+β1iFinancet+β1iExpenditureij+β1iXijt+ε1

Matchijt=α2+β2iNativeij+β2iFinancet+β2iExpenditureij+β2iXijt+ε2

Englishijt=α3+β3iNativeij+β3iFinancet+β3iExpenditureij+β3iXijt+ε3

Total Scoreijt=α4+β4iNativeij+β4iFinancet+β4iExpenditureij+β4iXijt+ε4

Cognitive Abilityijt=α5+β5iNativeij+β5iFinancet+β5iExpenditureij+β5iXijt+ε5（2）

當式（2）各方程的擾動項ε存在同期相關性，對式（2）進行似不相關估計，估計結果作為基準估計的穩健性檢驗依據。

2.條件分位數回歸及其分解

在基準估計之后，本研究進一步采用了科恩克與巴塞特（Koenker & Bassett）提供的條件分位數回歸，旨在捕捉教育財政投入、家庭教育支出水平對于本地-流動兒童在不同分位點上義務教育結果表現的異質性影響[17]：

Qτ （Yijt│X）=X'β（τ）（3）

式（3）中，Qτ （Yijt│X）表示給定自變量X時，因變量Yijt在τ分位點上的參數估計值，β（τ）表示本地-流動兒童義務教育結果表現在τ分位點上的回歸系數。在條件分位數回歸的基礎上，實證研究進一步采用馬查多和馬塔（Machado & Mata）提供的反事實分解技術（MM分解）[3][18]，刻畫教育財政投入、家庭教育支出水平在本地-流動兒童兩類群體間引致的義務教育結果不平等。MM分解借助概率積分轉換得到各科成績邊際密度函數的一致估計，再利用隨機替換構造義務教育結果表現的反事實分布，τ分位點上本地-流動兒童義務結果不平等就可表述為：

ΔτY1-0it=Qτ（Y1ijt）-Qτ（Y0ijt）=[Qτ（Y1ijt）-Qτ（Y0ijt）]+[Qτ（Ycijt）-Qτ（Y0ijt）]（4）

式（4）中，下標1、0和c表示本地兒童、流動兒童和反事實兒童，ΔτY1-0it表示τ分位點上用義務教育結果表現表示的本地-流動兒童義務教育結果不平等;Qτ（Ycijt）表示義務教育結果表現的反事實分布，可以理解為流動兒童如果獲得本地兒童身份后的義務教育結果表現。

三、數據與變量

（一）數據與樣本

本文基于中國人民大學調查與數據中心提供的中國教育追蹤調查數據（China Education Panel Survey，CEPS）。CEPS以七年級和九年級兩個同期群為研究起點，按人口受教育程度和流動人口比例分層，在全國范圍內隨機抽取了28個縣級單位（縣、區、市）作為調查點，在調查點中隨機抽取了112所學校，總計438個班級，被抽中班級的學生整班入樣，總計19487名學生。本文在樣本處理時將CEPS提供的基線數據（2013～2014學年）和追訪數據（2014～2015學年）做了縱向合并處理后，對缺失值做剔除后入樣。

（二）變量處理

1.因變量

因變量以本地兒童和流動兒童在2014～2015學年的期中考試成績作為義務教育結果公平[4，5]的代理指標，具體以學校為分組變量，對語文、數學、英語以及總成績的得分進行標準化處理，同時采用當年認知能力測試的標準化得分衡量義務教育結果表現①。

2.核心自變量

首先，核心自變量通過當前戶口所在地識別本地兒童與流動兒童，戶口所在地為本縣（區）的表示本地兒童，戶口所在地為外縣（區）表示流動兒童。其次，本文主要關注教育財政投入和家庭教育支出對于不同兒童義務教育結果公平的影響效應，結合微觀研究數據在指標設計中的可獲得性，代理指標選擇了學校當年初中生均財政撥款和本學期孩子上校外輔導班或學習興趣班的費用，技術上對其做對數平滑處理。以本地兒童和流動兒童為分組變量，利用核密度函數對不同兒童在語文、數學、英語、總成績以及認知能力測試上的差異進行更直觀的圖像化處理，得到圖1所示結果：總體上看，流動兒童在各科目上的義務教育結果表現要優于本地兒童。

3.控制變量

第一，學校層面的控制變量，包括學校性質（公立=1;民辦=0）、學校排名（中等以上=1;中等以下=0）;第二，家庭層面的控制變量，包括家庭貧困（領取低保=1;未領取=0）、父母親受教育程度（沒受過任何教育=1;小學=2;初中=3;中專/技校=4、職業高中=5;普通高中=6;大學專科=7;大學本科=8;研究生及以上=9）、文化資本（藏書量較多=1;藏書量較少=0）、教育期望（現在就不要念了=1;初中畢業=2;中專/技校=3;職業高中=4;普通高中=5;大學專科=6;大學本科=7;研究生=8;博士=9）、補習班（參加補習班=1;不參加=0）;第三，兒童層面的控制變量，包括年齡（調查年份-出生年份）、性別（男生=1;女生=0）、戶籍（農業戶籍=1;非農戶籍=0）、民族（漢族=1;少數民族=0）、家庭規模（獨生子女家庭=1;非獨生子女家庭=0）、基期能力（2013～2014學年認知能力測試標準化得分）①。

（三）統計描述

表1顯示學校、家庭和兒童個體層面的統計描述。關鍵自變量方面，流動兒童所在學校的生均財政經費撥款和家庭教育支出的對數值均高于本地兒童。對于此，我們認為可能的原因是在以人為核心的新型城鎮化建設中，地方（縣域）政府漸進增強了對于接受流動兒童學校的生均財政經費撥款水平，一方面推動流動兒童所在學校的基礎設施建設水平，切實保障了流動兒童的教育機會公平、教育過程公平，另一方面也從子女教育保障的視角推動了流動人口的社會融入。此外，對于流動兒童家庭教育支出水平高于本地兒童，我們認為可能的原因在于流動兒童隨父母遷入流入地后，在家庭人力資本投資方面并未比本地兒童處于劣勢地位。家庭特征方面，89.7%的流動兒童就讀于公立學校，比本地兒童的94.8%低了5.1個百分點;62.1%的流動兒童就讀學校在區縣內排名中等以上，低于本地兒童83.3%。家庭特征方面，本地兒童在父母親受教育程度、教育期望以及參加補習班等方面的統計指標高于流動兒童，但在貧困家庭和藏書量等方面低于流動兒童。個體特征方面，流動兒童在年齡的均值、男生、農業戶籍、漢族學生比重等方面高于本地兒童，但在獨生子女家庭比重上相對于本地兒童低了14.4個百分點，并且前期認知能力發展也低于本地兒童。此外，表1還以貧困為分組變量，報告了貧困和非貧困流動兒童在學校、家庭和個體特征上的組內差異。

四、實證分析

（一）基準回歸

基準估計采用普通最小二乘法檢驗教育財政投入、家庭教育支出對本地-流動兒童義務教育結果表現的影響，表2報告了核心變量的回歸結果。從分組變量上看，本地兒童與流動兒童的義務教育結果表現存在一定的差異，本地兒童在數學和英語成績上優于流動兒童，但流動兒童在語文、總成績和認知能力測試上優于本地兒童。需要指出的是，可能受到小樣本的掣肘，分組變量的估計結果不具有統計顯著性，因而基準回歸不能得到流動兒童義務教育結果表現一定優于或遜色于本地兒童的論斷。

關鍵自變量方面，教育財政投入的參數估計值在語文、數學、英語、總成績以及認知能力測試中分別為-0.329、-1.325（P<0.05）、-0.965、-0.872（P<0.1）、0.067（P<0.05），數學、總成績和認知能力的參數估計值具有統計顯著性，表明增加一單位值的初中生均財政經費撥款，能夠將本地-流動兒童的認知能力測試提高0.067個標準分，但造成數學和總成績分別下降了1.325和0.872個標準分。

家庭教育支出的參數估計值在語文、數學、英語、總成績和認知能力測試中分別為-0.978（P<0.01）、-2.207（P<0.01）、-1.671（P<0.01）、-1.605（P<0.01）以及0.022，除認知能力外，各科成績的參數估計值均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明家庭每增加一單位值的校外興趣班、補習班的教育經費支出，卻造成本地-流動兒童的語文、數學、英語以及總成績分別下降了0.978、2.207、1.671、1.605個標準分。此外，與既有研究相一致的是，貧困與義務教育結果表現間呈負相關，貧困家庭子女在認知能力測試上比非貧困家庭子女低了0.099個標準分[19]。

最后，根據基準回歸的估計結果，我們能夠得到如下三條基本結論：（1）未有明顯證據顯示出流動兒童的義務教育結果表現劣于本地兒童，一方面體現出流動人口社會融入支持政策的不斷完善，另一方面也反映出地方政府承擔公共教育事業發展的努力程度不斷提高，公共教育服務日趨均等;（2）公共教育財政投入與本地-流動兒童的義務教育結果表現不具有正相關性，在既有“指標到校”的財政體系中，單純提高生均財政撥款不利于提高兒童的義務教育結果表現;（3）家庭教育支出水平與義務教育結果表現同樣存在負相關，而不同階層的教育焦慮及其內卷則是可能的原因。目前，課外補習、影子教育業已形成了一種社會風氣，并且愈發體現出對家庭經濟文化背景的階層依附性[20]，各階層校外教育支出引致的“軍備競賽”一方面無法有效提高本地-流動兒童校內教育表現，可能的原因在于通過家庭教育支出的父母教育期望與子女的教育期望二者間或許存在不一致性，這種因“望子成龍，望女成鳳”心態所造成的追加投入水平，適得其反地抑制了子女在學期間的學業表現，同時也使父母卷入了對子女教育期望的深切焦慮，即教育內卷化現象[21]。

（二）穩健性檢驗

穩健性檢驗采用似不相關回歸（Seemingly Unrelated Regression，SUR）旨在解決聯立性偏誤，控制方程擾動項之間的相關性[22]，表3報告了同期相關性的檢驗結果。在進行SUR估計之前，需要檢驗語文、數學、英語、總成績以及認知能力五個方程的擾動項是否存在前期相關，Breusch-Pagan（BP）檢驗則是最常用的檢驗方法，其原假設是方程不存在同期相關性[23]，但BP檢驗的P值為0.00，因而能夠在1%水平上拒絕各方程擾動項相互獨立的原假設，故利用SUR進行穩健性估計能夠提高參數估計值的效率。

從表4匯報的SUR估計結果上看，分組變量和關鍵自變量在參數估計值的方向性與顯著性上與普通最小二乘法提供的基準回歸結果相比并未發生變化，表明OLS和SUR估計具有異質性和穩健性，從而驗證了基準回歸中提煉的三條事實判斷具有一定的可信度。

（三）異質性分析

1.本地-流動兒童異質性分析

異質性分析首先以流動兒童作為分組變量，對本地-流動兒童進行分樣本回歸，表5報告可SUR分樣本回歸結果。教育財政投入方面，生均財政經費撥款與本地-流動兒童的語文、數學、英語以及總成績均呈現出負相關關系，但估計結果不具有統計顯著性，而每增加1單位值的生均財政經費撥款卻能將流動兒童在認知能力測試中的表現提高0.093個標準分，估計結果比本地兒童的0.063分高出了0.03個標準分，這意味著地方政府有針對性地提高對流動兒童的公共教育財政投入時，有利于消弭本地-流動兒童的義務教育結果不平等，促進流動人口的社會融入。

2.貧困-非貧困家庭異質性分析

表6以家庭貧困為分組變量，報告了貧困-非貧困家庭分樣本的SUR回歸結果。根據教育財政投入的估計結果，我們能夠得到如下推論：第一，教育財政投入的參數估計值在貧困和非貧困家庭中正負各異，生均財政經費撥款正向影響貧困家庭子女的義務教育結果表現，但卻不利于提高非貧困家庭子女的學業表現;第二，鑒于公共教育財政投入更有利于提高貧困家庭子女的義務教育結果表現，雖然估計結果不具有統計功效，但對地方政府而言，擴大公共教育投入，增強對貧困家庭的教育補償，或許能夠消弭因家庭經濟文化背景的階層差異而引致的義務教育結果不平等。

（四）本地-流動兒童的義務教育結果不平等

1.條件分位數回歸

最后，本文利用期望條件分位數回歸捕捉本地-流動兒童在不同分位點上義務教育結果表現的組內差異，QR_10～QR_90分別表示10%～90%分位點上的義務教育結果表現，表7報告了相關學科的回歸的結果。

語文成績方面，本地兒童在0.1～0.75分位點上的義務教育結果表現低于流動兒童，但在0.9分位點上高于流動兒童。隨著分位點的上升，本地-流動兒童語文成績的組內差異呈現出“下降-上升-下降”的動態變化趨勢，異質性特征表現為倒N型的分布結構。數學成績方面，本地兒童的義務教育結果表現在各分位點上均高于流動兒童，異質性特征隨分位點的上升呈現出V型結構分布，中位數則是V型結構向上偏折的拐點。英語成績方面，除中位數外，本地兒童在其他分位點上的英語成績均高于流動兒童。總成績方面，本地兒童在0.9分位點上的總成績比流動兒童高出2.130個標準分，估計結果在5%水平上統計顯著。認知能力方面，本地兒童的認知能力測試成績在0.1、0.25以及0.9分位點上高于流動兒童。在假定本地-流動兒童具有相似的可觀測特征時，除語文成績以外，本地兒童在數學、英語、總成績以及認知能力測試的整體表現上優于流動兒童，表明本地-流動兒童的義務教育結果表現在不同分位點上具有一定的差異，但估計結果缺乏統計顯著性的支持，因而還需大樣本數據做重復性驗證。

2.MM分解

表8以本地-流動兒童為分組變量，利用反事實的MM分解，通過自舉法（bootstrap）進行抽樣后報告了兒童隨父母遷移引致的義務教育結果不平等的分解結果①。在表8中，反事實的MM分解涵蓋三部分分解結果：（1）本地-流動兒童義務教育結果不平等的總差異;（2）本地-流動兒童義務教育結果不平等中能夠被解釋的差異，即特征效應;（3）本地-流動兒童義務教育結果不平等中不能被解釋的差異，即系數效應。

根據總差異的分解結果能夠發現，本地兒童在低分位點上的義務教育結果表現總體上低于流動兒童，但在高分位點上高于流動兒童，義務教育結果不平等主要集中在高分位點上，到達一個無法逾越的限度或難以突破的阻礙，呈現出“天花板效應”的部分特征。從特征效應與系數效應的參數估計值上看，系數效應的參數估計值以及在總差異中的貢獻值高于特征效應，表明不可解釋的系數效應，如城鄉學齡兒童的戶籍差異、戶籍歧視決定了本地-流動兒童的義務教育結果不平等。

五、結果與討論

（一）研究結論

本文利用中國人民大學調查與數據中心提供的中國教育追蹤調查數據，實證檢驗了公共教育財政投入、家庭教育支出與本地-流動兒童義務教育結果表現的關系，得到以下研究發現：

第一，利用普通最小二乘法進行基準回歸，發現未有明顯證據表明本地兒童的義務教育結果表現優于流動兒童，而公共教育財政投入規模、家庭教育支出水平與本地-流動兒童的義務教育結果呈負相關性;進一步采用似不相關回歸進行穩健性檢驗，驗證了基準回歸的結論所得，但SUR估計更富效率性。

第二，對本地-流動兒童進行異質性分析時，發現生均財政經費撥款有利于提高流動兒童在認知能力測試中的表現，因而擴大公共教育財政投入規模有可能消弭本地-流動兒童的義務教育結果不平等;對貧困-非貧困家庭進行異質性分析時，發現生均財政經費撥款有利于提高貧困家庭子女的義務教育結果表現，因而增強對貧困家庭的教育補償，或許能夠消弭因家庭經濟文化背景引致的義務教育結果不平等。

第三，對本地-流動兒童義務教育結果不平等分析時，利用條件分位數回歸發現本地兒童在各分位點上的學業表現高于流動兒童，但估計結果缺乏統計顯著性的支持;利用反事實的MM分解發現本地-流動兒童的義務教育結果不平等主要集中在高分位點上，呈現出“天花板效應”的部分特征，不可解釋的系數效應是義務教育結果不平等的決定因素。

（二）討論與建議

本文實證研究所得具有一定的政策意涵。第一，中央、省級、縣域政府應明確教育財政投入的權責劃分，持續增強對縣域學校教育財政投入的支持力度，用好稅收的杠桿的作用。實證研究在貧困-非貧困的分樣本研究中發現，教育財政投入有助于消弭家庭經濟文化背景引致的教育結果不公平問題，這就要求財政投入可以采取更加多元化的補償形式，如以“教育劵”的形式對相對貧困家庭做精準補貼，消除本地-流動兒童因家庭教育投入的階層差異引致的義務教育結果不平等。第二，在“以縣為主”的財政體制下，縣級政府根據地區經濟發展和財政收入水平，動態增強對校區內初中生均財政經費的投入力度，穩步擴大公共教育財政投入規模，為轄區義務教育邁入更加公平且更具質量的發展階段提供物質保障。第三，學校主體應保持對流動兒童的關心力度，保障流動兒童在信息化的基礎設施建設、師資力量等方面，享有與本地兒童一樣的學校教育，切斷本地-流動兒童義務教育結果不平等的校內因素。此外，需要指出的是，由于文章面臨小樣本的掣肘，部分回歸結果還缺乏統計顯著性的支持，因而在未來數據條件允許的情況下，我們還將對這一議題進行重復檢驗，以期得到科學、穩健的研究論斷。

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A Study on the Outcome Equity of Compulsory Education for Local and Migrant Children and the Financial Input and Expenditure of Family Education

FANG Chao1，2 ZHANG Youwen3

（1.School of Public Administration，Nanjing University of Finance and Economics，Nanjing，210023;

2.Hangzhou International Urbanology Research Center，Hangzhou，311121;

3.Center for Education Management Information of the Ministry of Education， P.R. China， Bejing 100816）

Abstract： The outcome equity of local-migrant children’s compulsory education is related to the social integration of migrant population and the human-centered urbanization process， so it is a topic worthy of in-depth academic research. Based on the data of CEPS， this paper empirically tests the impact of financial investment in education and family education expenditure on the performance of different children’s compulsory education results. It is supported that：（1）OLS reveals the negative correlation between financial investment in education， family education expenditure and the academic performance of local migrant children， but there is no obvious evidence that the academic performance of local children is better than that of migrant children， while the robustness test shows that the SUR is more efficient. （2）It is found that the per student financial allocation is conducive to improving the compulsory education performance of migrant children and children from poor families using the heterogeneity analysis of sub sample regression. （3）It is find that local children’s academic performance is higher than that of migrant children at each quantile， but the estimated result is not significant. Further using the method of MM decomposition， we find that the inequality of compulsory education outcomes of local migrant children has the distinct characteristics of “ceiling effect”.

Keywords： Migrant children; Financial investment in education; Family education expenditure; Compulsory education; Seemingly unrelated regression

（編輯 郭向和 校對 姚力寧）

①總成績為語文、數學、英語成績加總后的平均值。

① 民辦學校包括民辦公助、普通民辦學校、民辦打工子弟學校;學校排名中等以上包括中上和最好，中等以下包括最差、中下和中間;藏書量較多包括比較多和很多，藏書量較少包括很少、比較少和一般;非農戶籍包括非農和居民戶口;少數民族包括蒙、滿、回、藏、壯、維及其他。

注：（1）***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1;（2）括號內為標準誤。

注：（1）***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1;（2）括號內自舉法標準誤，通過自舉抽樣1000次后得到;（3）模型包含控制變量的估計。

①注：自舉抽樣50次。

作者簡介：方超，南京財經大學公共管理學院副教授（南京，210023），浙江省城市治理研究中心客座研究員（杭州，311121）;張又文，哲學博士，教育部教育管理信息中心研究處（北京，100816）

基金項目：國家社科基金教育學2020年度青年課題“教育結果公平視角下貧困家庭子女的義務教育補償機制研究”（編號：CFA200249）