教育普及攻坚：个体决策机制与公共财政影响

何宗樾，宋旭光

(1.北京工业大学 经济与管理学院，北京 100124；2.北京师范大学 统计学院，北京 100875)

一、引 言

当前，我国正处于改革发展的又一关键时期，教育肩负着特殊而重要的使命。如何落实教育优先发展，让每个孩子都能享受公平而有质量的教育，将直接关系到我国经济转型升级和高质量发展的顺利推进。现阶段，我国九年义务教育已经普及，高中阶段教育成为教育分层的关键。在整个国民教育体系中，高中阶段教育连接着基础教育与高等教育，是学生成长为技能型人才与高素质劳动者的关键时期。2017年我国正式启动高中阶段教育普及攻坚计划，旨在解决高中阶段教育发展中的区域差距问题，体现国家实现教育公平的决心。2018年全国教育大会进一步对高中阶段教育普及攻坚提出了更高的要求，强调应大力改善普通高中办学条件与教学资源，继续推进中等职业学校改革，增强职业教育吸引力，统筹普通高中和职业教育协调发展以满足多元化的教育需求。

近年来，我国就业市场劳动力结构性矛盾突出，管制人口规模导致城市中低端技能劳动者在内的劳动报酬持续上涨，对收入分配改革产生正面影响，但同时也提高了个体接受更高教育的机会成本，加剧了低收入家庭的短视行为，导致其提前做出弃学的决定，阻碍了人力资本积累。从短期来看，这些中低技能劳动者获得了当期工资收益，缩小了与高技能劳动者的收入差距，增加了个体和家庭的福利水平，但从长期来看，由于缺乏技能和经验，他们会面临更高的失业风险，并且在现行教育政策下很难再次回到学校接受正规教育来提升专业技能，进而可能加剧社会的负担与不平等程度。

普及高中阶段教育是党中央、国务院立足全面建成小康社会决胜阶段作出的重大决策。国家“十三五”规划纲要将高中阶段教育普及攻坚计划列入教育现代化重大工程，按照规划，到2020年全国各省、自治区和直辖市高中毛入学率都要达到90%以上。完成这一任务并不容易，尤其是在我国中西部贫困地区，不均衡不充分发展的问题依然突出，受各方面因素的影响，目前还有大量的初中毕业生没有选择升学而是选择直接就业，高中阶段教育普及攻坚计划尚任重而道远。在此背景下，需要认真研究影响个体教育机会获得的内外机制，合理配置公共教育资源，以避免大量贫困地区的年轻人过早地进入劳动力市场。基于此，本文将问题聚焦于公共教育投入对初中毕业生升学决策的影响及其作用机制，以期对合理引导初中毕业生的升学决策提供研究参考。

二、文献回顾及评述

与本文研究紧密相关的一类文献是分析家庭教育决策的决定因素。已有丰富的文献对这一领域进行探讨，在理论层面，笔者着重关注两个方面：文化理论和教育理性选择模型。其中，文化理论认为家庭背景和先天禀赋是社会分层的原因，其对不同阶段个体的教育机会获得产生重要影响。通常，家庭文化资本越丰富，个体的学业表现越突出，升学的机会越高。文化理论反映了社会阶层在代际间的传递性，被认为是阶层地位再生产的重要机制。而教育理性选择模型则强调家庭教育选择应基于家庭对教育成本和收益的相对价值进行的理性判断。具体而言，个体选择继续接受教育或弃学是由教育的直接成本、机会成本以及教育的预期收益共同决定的，是家庭在条件约束下进行的理性决策。在实证层面，现有文献主要围绕教育机会获得的影响机制展开探讨：第一，关注社会出身的影响。家庭文化资本、社会经济地位、阶层差异等因素会影响个体教育机会获得的数量和质量，进而导致跨代收入和教育的传递性。同时，家庭背景也是导致个体在教育选择偏好和教育激励方式上存在差异的重要原因，个体通常会根据所处的社会经济地位理性地进行教育决策。Mare[1]提出的升学模型通过控制不同年龄组与核心自变量的交互作用来考察社会出身因素的阶段性变化。国内关于社会分层的研究中，很多学者都沿用了这一分析框架来探讨我国教育机会不平等的趋势变化，着重分析家庭阶层差异所导致的升学机会不平等问题。第二，关注社会结构性分割因素的影响。主要包含城乡差距、地区差距、行业差距以及政策与制度因素等对教育机会不均衡的影响。Zeira[2]指出收入分配不平等限制了低收入群体获取教育机会的可能。Croix和Doepke[3]发现生育政策导致多子女家庭倾向于更少的教育投资，从而阻碍了人力资本的积累。李春玲[4]则以户籍制度和单位制为例，检验了社会制度因素通过影响教育资源配置进而影响个体教育获得的机制。第三，关注宏观层面或就业市场冲击对家庭教育选择的影响。新古典劳动力市场框架下，教育投资的经典理论认为，当期就业需求的变动会直接影响个体的教育决策，一方面，取决于是否有就业机会；另一方面，取决于新增就业岗位对劳动者技能的要求。Clark[5]探讨了失业率对教育投资的冲击。Brauw和Giles[6]发现外出务工机会的增加或就业机会的增加也会显著降低农村学龄儿童的入学率。Atkin[7]认为中低端技能就业需求的增加是导致初中辍学或未能接受更高教育的原因。其中，进出口扩张引致的就业需求冲击对家庭教育决策具有显著的负向影响。而高端服务业就业需求的增加对学龄儿童的入学则产生积极的影响。后续的研究进一步引入教育预期等因素，Jensen[8]的研究发现个体对教育回报预期导致个体教育投资的差异，并指出，政府应着重维护就业市场，稳定教育预期收益，引导个体增加投资教育的意愿。

与本文研究密切相关的另一类文献是探讨公共教育政策对家庭教育决策的影响。通常，教育公平并不会自发产生，需要政府进行干预，并通过教育政策的改变或调整来实现。这些教育改革具体体现在教育资源的调节和分配、教育成本的分担、教育供给的增加以及公共教育质量的提升等诸多方面。部分研究支持公共教育投入有助于个体教育获得的论断。Simkus[9]发现通过提高教育供给，或减免教育成本，或向较高教育等级的学生提供奖学金和生活津贴等，可以极大地减弱家庭出身与入学率的联系。更好的公共教育投入和更积极的教育改革能够降低收入的代际传递，进而有利于低收入家庭人力资本的积累。才国伟和刘剑雄[10]构建了包含教育投资的内生增长模型，发现公共教育投资有助于降低劳动者面临的收入风险和融资约束，提高低收入阶层的教育投资，进而促进全社会的人力资本积累。简言之，政府应提供较为完善的教育配套机制，通过税收减免、政府补贴、奖助学金资助以及信贷优惠等方式，分担家庭的教育负担，保障个体平等地获得受教育机会。但另有部分研究指出，公共教育扩张未能从总体上降低教育机会的不平等。笔者认为，造成目前经验研究结论存在不一致的原因可能在于实证策略的设计差异，以往研究通过引入时间特征与家庭背景特征的交互项，间接地推断机会不均等的变化趋势，由此可能低估了公共教育在促进教育公平中的重要作用。

鉴于此，本文将从维持合理的中等教育财政支出和建设学生资助体系两种思路出发，着重探讨公共教育投入对个体教育决策的影响。对比现有研究，本文试图在以下方面有所贡献：第一，现阶段，研究公共教育投入对家庭教育决策的文献较少，并且大多集中于讨论家庭收入和教育代际传递的问题，本文将从教育理性决策的视角出发，着重探讨公共教育投入对个体教育选择的干预作用，并丰富现有文献。第二，在经验回归分析中，某些重要的特征变量无法准确测度或识别可能造成的结果不可信。本文着重考察公共教育投入的当期影响，因而能够更加准确地识别个体面临教育选择时的家庭特征变量，进而提高政策评估的准确性。第三，本文同时使用Logit模型和IVprobit模型进行分析，能够在一定程度上处理反向因果以及样本选择偏误导致的内生性问题，提高模型估计的可信度。

三、研究设计

(一)模型构建

经典的教育理性选择模型认为，个体教育决策取决于教育投资的成本收益分析。因此，本文假定个体教育决策满足一个最优停止模型，个体在每期通过权衡当期进入劳动力市场的现金收入(机会成本)与接受更高教育带来的教育回报(预期收益)，决定进入劳动力市场或继续留在学校接受教育。基于此，本文设定入学机会(P)为虚拟变量，表示学龄个体是否进入高中阶段(1)本文所指高中阶段分为普通高中和中等职业学校两类。(是=1，否则=0)接受教育。则经典家庭教育决策的微观决定方程可表示为：

(1)

其中，i表示学龄个体，j表示地区，t表示时间，α为截距项，μt为时间固定效应，ε为随机扰动项。第一，考虑到个体特征对教育决策的影响，本文引入先天禀赋因素(城乡出生背景、性别等)。第二，考虑到家庭的代际影响，本文进一步控制了家庭特征(家庭文化资本、儿童抚养比、父代社会经济地位等)。第三，本文还控制了社会经济发展程度的变量。本文将上述提到的变量均作为控制变量引入模型，并记为X。在此基础上，引入就业市场冲击(Market)。就业市场冲击对家庭教育决策的影响已经得到广泛的讨论，且得到相对一致的结论，即中低技能就业需求的提高不利于个体教育的获得。因此，本文在式(1)的基础上引入就业市场冲击，以中低技能就业需求(Tech_low)作为代理变量，将模型扩展为：

(2)

为了评估公共教育投入变量是否影响个体教育获得，本文在式(1)的基础上进一步引入公共教育投入(Edu)变量，将模型进一步扩展为：

(3)

式(3)可以用于评估公共教育投入对家庭教育决策的直接影响。一方面，公共教育投入能够放松家庭的预算约束；另一方面，公共教育投入的增加反映了教育质量的提高和教育机会的增加，从而对家庭教育决策产生影响。本文预期公共教育投入会对个体教育获得产生积极的影响。

式(2)和式(3)分别讨论了就业市场冲击和公共教育投入对家庭教育决策的影响，即就业市场冲击阻碍个体教育获得，公共教育投入促进个体教育获得。那么本文需要进一步探讨，这两者的影响是相互独立的还是交互作用的？为了分析就业市场冲击与公共教育投入对家庭决策的综合影响，将本文模型进一步扩展为：

(4)

其中，ν为固定效应和随机扰动项的总和。α1衡量了其他条件不变的情况下，就业市场冲击对家庭教育决策的影响。α2衡量了其他条件不变的情况下，公共教育投入对家庭教育决策影响。本文着重考察就业市场冲击与公共教育投入的交互项系数α3。具体而言，若α3>0，则说明公共教育投入能够调节就业市场冲击对家庭教育决策的不利影响；若α3<0，则说明公共教育投入的不均等可能加剧中低技能就业需求对家庭教育决策的不利冲击；若α3=0，则说明就业市场冲击与公共教育投入对家庭教育决策的影响是独立的，意味着政府无法通过公共教育投入缓冲就业市场冲击，进而有效干预家庭教育决策。

(二)数据与变量

本文所涉及的宏观层面的数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国教育经费统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》。微观层面的数据则全部来自中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)数据库。该调查自2010年正式展开访问后，每两年进行一次跟踪调查，调查问卷分为社区问卷、家庭问卷、成人问卷和少儿问卷四种主体问卷形式，样本覆盖25个省/市/自治区的162个县，目标样本规模为16 000户，调查的对象包含了样本家庭中的全部成员。本文整合了2010年、2012年和2014年3轮的调查数据。本文主要涉及的变量如下：

1. 入学机会(P)

本文只关注学龄人口的教育投资决策，具体考察高中阶段入学决策。义务教育的普及程度一直处于高位，初中阶段毛入学率近五年均维持在100%以上，且入学年龄在13—15岁，也尚未计入国家就业人口，因而本文选择16—18岁(2)本文同时检验了15—18岁学龄人口，得到一致结论。初中毕业生的样本。因此，相应的因变量被设定为虚拟变量，即16—18岁获得初中毕业证书者是否进入高中阶段(是=1，否=0)。在此基础上，生成16—18岁获得初中毕业证书者是否进入普通高中(3)借鉴已有研究，本部分样本仅涉及进入普通高中的个体和未上学的个体。(是=1，否=0)；16—18岁获得初中毕业证书者是否进入中等职业学校(4)借鉴已有研究，本部分样本仅涉及进入中等职业学校的个体和未上学的个体。(是=1，否=0)。

2. 公共教育投入(Edu)

本文以教育财政投入(Edufund)作为公共教育投入(Edu)的代理变量。本文重点关注高中阶段的公共教育投入情况，具体包含生均公共教育事业费支出和生均学生资助两个指标。教育的城乡不平等是教育分层研究的重要组成部分，本文根据数据的可得性，进一步将高中阶段生均教育财政投入划分为城市生均教育财政投入和农村生均教育财政投入。在此基础上，与微观数据库进行数据匹配。通常高中阶段以本地就学为主，但为了提高匹配的精确度，本文进一步引入就学地的变量，并以就学地的公共教育水平进行匹配。此外，考虑到教育财政投入变量的内生性问题，本文进一步构造了教育财政投入的工具变量(5)从相关性来看，相邻地区的经济发展程度相近，财政投入能力也相似，满足相关性条件。从排他性来看，其他地区的教育财政投入不会直接影响本地区居民，只能通过与本地区的公共教育投入的相关性来影响本地区居民的消费决策，因而满足外生性的条件。基于此，笔者认为，这是一个合意的工具变量。(IV_Edufund)，即利用空间地理相邻矩阵估算了相邻省份各级各类生均公共教育投入的平均水平，作为本省公共教育投入的工具变量。

3.就业市场冲击(Market)

本文以中低技能就业需求(Tech_low)作为就业市场冲击(Market)的代理变量。本文将省作为一个局部的劳动力市场，计算劳动年龄人口(16—64岁)中高中及以下学历占劳动年龄人口的比重，以此反映就业市场冲击情况。值得注意的是，家庭入学决策与就业市场冲击可能存在反向因果关系，具体表现为，一方面，就业市场冲击对家庭教育决策产生影响，另一方面，家庭教育决策也会通过劳动力供给变化影响就业市场。因而本文进一步借鉴了张川川[11]的研究方法，构建了基于出口需求的Bartik工具变量(IV_Tech_low)，用以讨论模型面临的内生性问题。具体的方法为利用制造业的就业占比对省级出口需求进行加权处理，进而得到省级层面出口需求变量。

4.家庭教育决策的微观决定变量

根据研究设计，本文的背景特征变量主要包含先天禀赋特征、家庭特征和环境变量。第一，本文控制了目标对象的城乡出生背景(城市=1，农村=0)和性别特征(男性=1，女性=0)。其中，城乡的二元格局导致教育资源分布严重不均是教育机会不平等的重要原因，因而引入城乡分类变量来识别教育机会获得的城乡差异。而教育机会的性别差异则主要表现为劳动力市场就业歧视和家庭“重男轻女”的传统观念对性别产生的非对称影响，因而本文引入性别变量加以讨论。第二，本文以父代的职业作为家庭社会资本的代理变量。CFPS数据库中父代的职业分类较多，本文将其归为3类，在模型中以“体力劳动者/农民及其他(6)其他主要包含从事零工、临工、散工等非正式工作。”作为参照组进行设定(管理人员=3，技术人员=2，体力劳动者/农民及其他=1)。通常父代的职业可以反映家庭社会阶层地位，能够反映家庭管理风险、应对不利冲击的能力，对个体教育需求具有正面的影响。第三，本文以父代的最高受教育年限作为家庭文化资本的代理变量。通常，父代的最高受教育年限具有信息效应，会影响他们的教育决策，原因在于知识的获得会改变他们的选择偏好和对教育价值的判断，是一种持续稳定运行的内生性家庭资源。第四，本文测算了16岁以下的成员人数占家庭劳动人口的比重，将其作为家庭儿童抚养比(Cdr)的代理指标，用于反映家庭的教育负担情况。在教育不平等的传统研究中，家庭的子女数量被当作稀释或分享家庭资源的家庭背景变量，用以反映家庭资源的稀缺程度。此外，考虑到教育财政投入受地方经济发展水平影响，因而所有模型均加入了经济发展程度变量。本文选取了CFPS社区数据库中“村/居经济状况”作为经济发展的代理变量，该指标为定序变量，取值范围为1—7(很穷=1，…，很富=7)。主要变量的描述性统计结果，如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计结果

表1报告了主要变量的描述性统计结果。从被解释变量来看，高中阶段学龄人口的入学率为77.4%，比2010—2014年全国高中阶段平均毛入学率低7个百分点，剔除指标口径差异的干扰，基本与事实相符。从核心解释变量来看，生均公共教育事业费支出和生均学生资助分别为1 1350.0元和1 642.8元，但标准差偏大，表明我国财政教育投入仍存在较大的省际差异。中低技能劳动者的就业需求为76.5%，表明高中及以下学历的劳动者仍是劳动力市场的就业主体。此外，主要控制变量的取值也基本符合预期。总体来看，本文所选取的样本具有较好的代表性：第一，城乡分布均衡，其中，城市样本占47.4%。第二，性别分布均衡，其中，男性占49.2%。第三，地域分布均衡，其中，东中西部地区分别占36.4%、34.3%和29.3%。

四、基准分析

本文利用CFPS数据，采用Logit模型和IVprobit模型对上述问题进行检验，这一回归方法在大样本条件下可以得到一致的估计。

(一)就业市场冲击对家庭教育决策的影响

本文基于式(2)，引入中低技能就业需求，以探究就业市场冲击对家庭教育决策的影响，并逐步控制了个体禀赋变量和家庭背景变量，以考察核心解释变量的稳定性，估计结果如表2所示。

表2 就业市场冲击对家庭教育决策的影响

注：(1)本表使用Logit回归模型。(2)括号内为标准误。(3)***、**和*分别表示1%、5%和10%显著性水平。(4)其他控制变量包括社区经济状况和地区等环境变量。(5)Pseudo R2表示虚拟判定系数。(6)Wald χ2表示参数联合检验的统计量。表2—表4同。

从表2可以看出，基于式(2)估计的结果，Wald检验拒绝了所有系数为零的原假设，说明模型通过了参数联合检验，模型整体拟合效果良好。其中，列(1)、列(3)和列(5)为包含中低技能就业需求和个体禀赋变量、家庭特征变量的多元回归模型，以反映各类影响因素的直接效应。结果显示，中低技能就业需求的增加对高中阶段的个体入学决策具有显著的负向影响，特别是中等职业学校的个体。中低技能就业需求的迅速扩大将会增加教育获得的机会成本，进而对家庭教育决策产生不利冲击。这一结果初步验证：中低技能就业需求增加不利于教育机会的获取，并且由于入学机会存在城乡差异，农村地区居民的升学率显著低于城镇居民。列(2)、列(4)和列(6)进一步控制了社区的经济发展程度。研究发现，中低技能就业需求对入学选择依然有显著的负向影响，并且主要影响到是否就读中等职业学校的个体。可能的原因在于：普通高中教育存在限额制度(中考制度)，通常只有成绩较好的学生才能获得准入资格。而职业教育的进入门槛相对较低，成绩相对较差的学生则定位于此。但由于职业教育市场的信号作用较弱，对学生的吸引力不足，并且接受职业教育的个体在就业的中后期失业风险相对较高，因此，当市场对中低技能劳动力需求上升时，这部分个体将会更倾向于选择弃学，直接进入劳动力市场。控制变量的估计结果表明，父代的最高受教育年限对子代的入学具有显著的正向影响，说明家庭教育决策受到家庭的代际影响。本文同时控制了父代的职业，相对于父代的职业为体力劳动者/农民及其他，父代的职业为管理人员和技术人员的家庭子女的入学率更高。家庭儿童抚养比对个体入学率具有显著的负向影响，与已有研究结论基本一致，不再赘述。

(二)教育财政投入对家庭教育决策的影响

本文基于式(3)，引入核心教育政策变量展开讨论。考虑到连贯性，仅报告基于式(3)的全变量回归结果，如表3所示。

表3 教育财政投入对家庭教育决策的影响

从表3可以看出，模型通过了参数联合检验，说明模型拟合效果良好，且各主要控制变量基本显著，符号符合预期。其中，列(1)—列(3)列分别为高中阶段生均公共教育事业费支出对家庭教育决策的影响；列(4)—列(6)列分别为高中阶段生均学生资助对家庭教育决策的影响。估计结果显示，教育财政投入显著提升个体的教育选择。模型主要结论如下：第一，性别差异主要表现在中等职业学校的选择上，男性入学在边际上低于女性，可能的原因在于低学历就业更加偏好男性，就业需求的增加提高了男性的机会成本，激励男性学龄人口更多地选择就业，特别是农村贫困家庭的个体。第二，城市居民更多地选择普通高中，而农村居民则倾向于选择中等职业教育，说明在教育选择上，城乡居民的教育机会或偏好存在差异，一方面，农村居民获得高质量的教育机会受限，另一方面，由于预算约束的限制，使城市居民和农村居民对教育的预期也不同。第三，家庭的文化资本对普通高中和中等职业学校的升学机会均具有显著的正向影响，反映了较高的家庭文化资本可以帮助子女在升学过程中获得更多的优势。第四，家庭儿童抚养比的作用则为负，表明家庭儿童抚养比的增加会降低个体受教育的机会，特别是普通高中的入学选择。第五，父代的职业对教育获得具有显著的积极作用，相较于体力劳动者/农民及其他家庭，管理人员和技术人员家庭的子代具有更高的入学偏好，也反映了优势阶层保持家庭经济地位的激励效应。

(三)教育财政投入的缓冲作用

前文分别考察了就业市场冲击以及教育财政投入对家庭教育决策的影响，接下来，本文需要探讨这两者的影响是相互独立的还是交互作用的。教育财政投入对就业市场冲击的影响，如表4所示。

表4 教育财政投入对就业市场冲击的缓冲作用

从表4可以看出，模型通过了参数联合检验，说明模型拟合效果良好。其中，第(1)—(3)列控制了公共教育事业费支出与中低技能就业需求的交互项，结果显示，高中阶段的交互项系数为正，但是不显著。其中，普通高中的交互项不显著，但中等职业学校的交互项系数为正，且在统计意义上显著，表明中等职业学校的发展能够削弱中低技能就业需求对家庭教育决策的不利冲击。第(4)—(6)列控制了学生资助与中低技能就业需求的交互项，结果显示，高中阶段的交互项系数为负，且不显著。其中，普通高中的交互项不显著，而中等职业学校的交互项系数显著为正，说明提高中等职业学校学生资助有利于缓冲中低技能就业需求的不利冲击，可以提高个体的教育获得。其他主要控制变量的显著性以及符号符合预期，结论与基准模型分析结果基本一致，不再赘述。

五、进一步讨论

前文分析表明，教育财政投入在降低代际影响以及缓解中低技能就业需求方面发挥了重要作用。为了保证估计结果的稳健性，本部分将进行稳健性检验：第一，将样本按照收入阶层划分为高收入群体和中低收入群体进行分样本讨论。第二，将样本按照地区划分为东部和中西部地区进行分样本估计。第三，利用工具变量法处理模型潜在的内生性问题。

(一)教育财政投入的缓冲作用：收入阶层差异

贫困地区、低收入群体等弱势群体如果无法通过中考获得进入普通高中的机会，则更倾向于在完成九年义务教育后直接进入劳动力市场，而非选择职业教育来提升劳动技能。社会阶层地位的不平等将通过教育机会的不平等在代际间进行传递，加剧贫困的恶性循环。换言之，低收入家庭即使意识到让子女接受更高的教育会让家庭成员享受到好处，但是较强的预算约束会迫使他们牺牲未来的潜在收益来弥补现在极低的现金流，其结果是低收入家庭的孩子更容易在就业机会增加时减少教育投资。

虽然本文未能发现高中阶段教育财政投入的提高有助于缓解中低技能就业需求的证据。但是在细分各类教育中，本文发现了普通高中与中等职业学校两类教育的差异。相较于普通高中，中等职业学校进入门槛较低，教育机会的增加以及学生资助的提高将降低家庭所需负担的教育成本或机会成本，事实上，对中低技能就业需求具有一定的缓冲作用。公共教育事业费支出和学生资助的缓冲作用，如表5和表6所示。

表5 公共教育事业费支出的缓冲作用：收入阶层差异

注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平下显著。(2)括号内为标准误。(3)控制变量包括性别、城乡、父代的最高受教育年限、家庭儿童抚养比、父代的职业以及地区经济发展程度等。表6和表7同。

表6 学生资助的缓冲作用：收入阶层差异

从表5和表6可以看出，对于普通高中而言，公共教育事业费支出和学生资助并未表现出对低收入家庭教育决策的有效干预。估计结果显示，生均学生资助对低收入家庭高中阶段的入学产生了负向影响，可能的原因在于，现阶段我国普通高中主要是通过竞争机制获得入学资格，在校学生的学习能力相对更高，其所在家庭的教育期望也更大，普遍对未来的收入有更高的预期。同时，我国普通高中也未形成完善的资助政策。加之我国普通高中供给能力紧张，特别是优质的教育资源供给相对短缺，无法有效满足学生多样化的教育需求。

从公共教育事业费支出的角度来看，对于选择中等职业学校的高收入家庭而言，交互项系数边际效应为正，说明公共教育事业费支出对高收入家庭的吸引力有所提升，且增加了家庭的教育选择。对低收入家庭而言，同样具有边际的正向影响，说明公共教育事业费支出增长能够缓冲中低技能就业需求对低收入家庭的冲击。现阶段，职业教育发展相对滞后，教育质量参差不齐，市场的信号作用不强，因而对学生的吸引力不足。因此，在财力可持续的情况下，应增加更高水平、更高质量的职业教育，促进普通高中和中等职业学校协同发展。从学生资助的角度来看，中等职业学校学生资助能够激励受到预算约束者的教育投资意愿。可能的原因在于，我国发展职业教育并对贫困家庭给予更多的优惠政策支持，在制度上保障了贫困地区和低收入者的入学机会，在实践中也发挥了重要的促进作用。2017年国家进一步提出了实施更加精准的学生资助政策，预期会对国家人才战略的实施产生积极的深远影响。此外，从阶层差距的角度来看，收入的极化趋势日渐显现，加剧了低收入家庭面临的条件约束，阻碍了全社会人力资本的有效积累。较高阶层的子女更倾向于进入普通高中，为升入大学做准备。中间阶层的子女者无法进入普通高中，更愿选择门槛较低的职业学校以提升人力资本。而较低阶层的子女若无法进入普通高中，会更多地选择弃学，直接进入劳动力市场。

(二)教育财政投入的缓冲作用：地区差异

假定劳动力市场存在地区分割，即地区间劳动力市场不存在完全的要素流动，因此，本文采用局部劳动力市场的分析范式，对比研究中低技能就业需求对高中入学率的地区差异。公共教育事业费支出的缓冲作用，如表7所示。

表7 公共教育事业费支出的缓冲作用：地区差异

注：“—”表示由于数据量较小，致使该参数无法估计。

从表7可以看出，东部地区的中等职业学校在缓解中低技能就业需求方面发挥了积极作用，说明地区的经济发展程度在一定程度上反映了优质教育资源的集中程度，也体现出我国教育资源分布不均等、职业教育回报在空间上存在差异的现实：东部地区中等职业学校吸引力的提升以及教育供给的增加激励了个体投资教育。而中西地区职业教育发展相对滞后，人力资本回报率较低，可能的解释是，东部地区师资配置较高，并且得益于现代产业集聚地的外部性，在人才培养上与市场的匹配效率更高。因而，一方面，应在人口集中且产业发展需要的贫困地区增加中等职业学校供给，提升地区的“造血”能力，另一方面，可以通过鼓励中西部地区贫困学生在东部地区接受职业教育，提升人力资本水平，提高工作能力与经验。生均学生资助水平在两个地区未发现缓冲作用，可能的解释是，东中西部的学生资助政策并不存在显著地区差异(7)核心变量交互项系数均不显著，考虑篇幅限制，因而未展示结果。。

(三)内生性讨论

如前文所述，教育财政投入、就业市场冲击与个体入学决策之间的关系可能受到内生性的影响，从而导致估计系数的偏误。因而，本文采用IVprobit估计方法进行讨论。回归方程中的内生变量包括邻近省份的教育财政投入水平、基于出口需求构建的Bartik工具变量以及两者的交互项。工具变量两阶段最小二乘法的回归结果显示：第一，在所有的回归中，均通过了弱工具变量的检验，说明模型估计不存在弱工具变量的问题。第二，在全变量的回归结果中，中等职业学校投入对家庭入学决策具有积极的影响，并且能够在一定程度上削弱中低技能就业需求产生的不利冲击。这一估计结果与基准分析结果基本保持一致，表明本文基准模型并不存在明显的内生性问题，其回归结果是稳健的。

六、结论与政策建议

本文基于教育理性分析模型，利用CFPS数据，探讨了公共教育如何影响初中毕业生的就业或升学决策。现阶段，劳动力市场的不利冲击导致大量家庭将教育投资停滞在中等教育水平，这一状况长期持续将会阻碍国家人力资本的积累和创新发展。进一步分析发现，公共教育投入特别是学生资助能够在一定程度上缓冲中低技能就业需求对个体教育决策的不利影响。本文的分析有利于综合理解个体教育决策的宏微观因素，为政府干预个体教育决策提供经验支持。

当前，由于城乡经济分割、公共资源配置不均等以及贫富差距不断扩大，导致贫困地区或中低收入家庭的学生获得优质教育资源的机会有限。而成长于低收入家庭环境的学生，通常无法支付必要的学习开支，或者缺乏有远见的教育投资，更倾向于规避风险而过早地进入劳动力市场，进而加剧了农村地区或贫困地区的教育匮乏程度。如果公共教育投入不能为他们提供资助，这种状况将进一步恶化。因此，避免大量学龄人口过早地进入劳动力市场，关乎国家未来可持续发展战略的成败，政府在这一过程中应当发挥更加积极的高效干预作用。针对以上问题，本文提出如下政策建议：

其一，加大高中阶段教育财政投入，严格防范未成年人就业。目前，我国还未能将高中阶段教育纳入义务教育范围。随着国家发展水平的提升，可以考虑进一步加大高中阶段教育的财政投入，逐步提高义务教育阶段的覆盖年限，从制度上确保普及高中教育。同时，要对16—18岁之间的未成年劳动人口进入劳动力市场进行更加严格的防范，减少非法就业对高中阶段教育的冲击。

其二，制定更加精准的高中阶段学生资助政策。除了免费学费以外，要建立高中阶段教育的助学金制度，帮助困难家庭子女完成高中阶段教育。相应的国家助学金制度要进一步提高覆盖面，生均资助标准应进一步提高，具体资助水平要与学生家庭收入情况挂钩。除此之外，还应考虑面向高中阶段贫困学生设立国家奖学金。

其三，提高中等职业学校办学水平。中等职业学校办学条件薄弱、师资队伍水平不足是当前中等职业学校缺乏吸引力的主要原因，这种情况亟待改变。要切实加大对各地，尤其是中西部地区中等职业学校的财政投入水平，增加符合市场需求的中等职业学校专业建设，提升师资质量，加强产教融合，尽快补上中等职业教育的短板。

其四，向中西部地区提供更多的教育财政转移支付。中西部地区高中阶段教育的普及攻坚任务更重，财力也相对不足，中央财政要进一步加大面向中西部欠发达地区的教育财政投入力度，支持中西部地区高中教育发展。鼓励来自中西部地区流动人口到东部沿海地区接受高中阶段教育，尤其是在东部地区就读中等职业学校。

其五，从个体福利的视角来看，要构建更加完善的社会保障体系，推进教育治理体系和治理能力现代化，改善居民的不确定性预期，进而有效干预弱势群体的教育短视行为，激励个体增加对更高阶段教育的投资，避免人力资本积累的过早停止。