何宗樾，宋旭光

(1.北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100124；2.北京師范大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，北京 100875)

一、引 言

當(dāng)前，我國正處于改革發(fā)展的又一關(guān)鍵時期，教育肩負(fù)著特殊而重要的使命。如何落實(shí)教育優(yōu)先發(fā)展，讓每個孩子都能享受公平而有質(zhì)量的教育，將直接關(guān)系到我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的順利推進(jìn)?，F(xiàn)階段，我國九年義務(wù)教育已經(jīng)普及，高中階段教育成為教育分層的關(guān)鍵。在整個國民教育體系中，高中階段教育連接著基礎(chǔ)教育與高等教育，是學(xué)生成長為技能型人才與高素質(zhì)勞動者的關(guān)鍵時期。2017年我國正式啟動高中階段教育普及攻堅(jiān)計(jì)劃，旨在解決高中階段教育發(fā)展中的區(qū)域差距問題，體現(xiàn)國家實(shí)現(xiàn)教育公平的決心。2018年全國教育大會進(jìn)一步對高中階段教育普及攻堅(jiān)提出了更高的要求，強(qiáng)調(diào)應(yīng)大力改善普通高中辦學(xué)條件與教學(xué)資源，繼續(xù)推進(jìn)中等職業(yè)學(xué)校改革，增強(qiáng)職業(yè)教育吸引力，統(tǒng)籌普通高中和職業(yè)教育協(xié)調(diào)發(fā)展以滿足多元化的教育需求。

近年來，我國就業(yè)市場勞動力結(jié)構(gòu)性矛盾突出，管制人口規(guī)模導(dǎo)致城市中低端技能勞動者在內(nèi)的勞動報酬持續(xù)上漲，對收入分配改革產(chǎn)生正面影響，但同時也提高了個體接受更高教育的機(jī)會成本，加劇了低收入家庭的短視行為，導(dǎo)致其提前做出棄學(xué)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(dāng)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(jīng)驗(yàn)，他們會面臨更高的失業(yè)風(fēng)險，并且在現(xiàn)行教育政策下很難再次回到學(xué)校接受正規(guī)教育來提升專業(yè)技能，進(jìn)而可能加劇社會的負(fù)擔(dān)與不平等程度。

普及高中階段教育是黨中央、國務(wù)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(guī)劃綱要將高中階段教育普及攻堅(jiān)計(jì)劃列入教育現(xiàn)代化重大工程，按照規(guī)劃，到2020年全國各省、自治區(qū)和直轄市高中毛入學(xué)率都要達(dá)到90%以上。完成這一任務(wù)并不容易，尤其是在我國中西部貧困地區(qū)，不均衡不充分發(fā)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(yè)生沒有選擇升學(xué)而是選擇直接就業(yè)，高中階段教育普及攻堅(jiān)計(jì)劃尚任重而道遠(yuǎn)。在此背景下，需要認(rèn)真研究影響個體教育機(jī)會獲得的內(nèi)外機(jī)制，合理配置公共教育資源，以避免大量貧困地區(qū)的年輕人過早地進(jìn)入勞動力市場?；诖耍疚膶栴}聚焦于公共教育投入對初中畢業(yè)生升學(xué)決策的影響及其作用機(jī)制，以期對合理引導(dǎo)初中畢業(yè)生的升學(xué)決策提供研究參考。

二、文獻(xiàn)回顧及評述

與本文研究緊密相關(guān)的一類文獻(xiàn)是分析家庭教育決策的決定因素。已有豐富的文獻(xiàn)對這一領(lǐng)域進(jìn)行探討，在理論層面，筆者著重關(guān)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(rèn)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(jī)會獲得產(chǎn)生重要影響。通常，家庭文化資本越豐富，個體的學(xué)業(yè)表現(xiàn)越突出，升學(xué)的機(jī)會越高。文化理論反映了社會階層在代際間的傳遞性，被認(rèn)為是階層地位再生產(chǎn)的重要機(jī)制。而教育理性選擇模型則強(qiáng)調(diào)家庭教育選擇應(yīng)基于家庭對教育成本和收益的相對價值進(jìn)行的理性判斷。具體而言，個體選擇繼續(xù)接受教育或棄學(xué)是由教育的直接成本、機(jī)會成本以及教育的預(yù)期收益共同決定的，是家庭在條件約束下進(jìn)行的理性決策。在實(shí)證層面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要圍繞教育機(jī)會獲得的影響機(jī)制展開探討：第一，關(guān)注社會出身的影響。家庭文化資本、社會經(jīng)濟(jì)地位、階層差異等因素會影響個體教育機(jī)會獲得的數(shù)量和質(zhì)量，進(jìn)而導(dǎo)致跨代收入和教育的傳遞性。同時，家庭背景也是導(dǎo)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(jù)所處的社會經(jīng)濟(jì)地位理性地進(jìn)行教育決策。Mare[1]提出的升學(xué)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(nèi)關(guān)于社會分層的研究中，很多學(xué)者都沿用了這一分析框架來探討我國教育機(jī)會不平等的趨勢變化，著重分析家庭階層差異所導(dǎo)致的升學(xué)機(jī)會不平等問題。第二，關(guān)注社會結(jié)構(gòu)性分割因素的影響。主要包含城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距、行業(yè)差距以及政策與制度因素等對教育機(jī)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(jī)會的可能。Croix和Doepke[3]發(fā)現(xiàn)生育政策導(dǎo)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(yàn)了社會制度因素通過影響教育資源配置進(jìn)而影響個體教育獲得的機(jī)制。第三，關(guān)注宏觀層面或就業(yè)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(jīng)典理論認(rèn)為，當(dāng)期就業(yè)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(yè)機(jī)會；另一方面，取決于新增就業(yè)崗位對勞動者技能的要求。Clark[5]探討了失業(yè)率對教育投資的沖擊。Brauw和Giles[6]發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工機(jī)會的增加或就業(yè)機(jī)會的增加也會顯著降低農(nóng)村學(xué)齡兒童的入學(xué)率。Atkin[7]認(rèn)為中低端技能就業(yè)需求的增加是導(dǎo)致初中輟學(xué)或未能接受更高教育的原因。其中，進(jìn)出口擴(kuò)張引致的就業(yè)需求沖擊對家庭教育決策具有顯著的負(fù)向影響。而高端服務(wù)業(yè)就業(yè)需求的增加對學(xué)齡兒童的入學(xué)則產(chǎn)生積極的影響。后續(xù)的研究進(jìn)一步引入教育預(yù)期等因素，Jensen[8]的研究發(fā)現(xiàn)個體對教育回報預(yù)期導(dǎo)致個體教育投資的差異，并指出，政府應(yīng)著重維護(hù)就業(yè)市場，穩(wěn)定教育預(yù)期收益，引導(dǎo)個體增加投資教育的意愿。

與本文研究密切相關(guān)的另一類文獻(xiàn)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(fā)產(chǎn)生，需要政府進(jìn)行干預(yù)，并通過教育政策的改變或調(diào)整來實(shí)現(xiàn)。這些教育改革具體體現(xiàn)在教育資源的調(diào)節(jié)和分配、教育成本的分擔(dān)、教育供給的增加以及公共教育質(zhì)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(fā)現(xiàn)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(xué)生提供獎學(xué)金和生活津貼等，可以極大地減弱家庭出身與入學(xué)率的聯(lián)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(jìn)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(gòu)建了包含教育投資的內(nèi)生增長模型，發(fā)現(xiàn)公共教育投資有助于降低勞動者面臨的收入風(fēng)險和融資約束，提高低收入階層的教育投資，進(jìn)而促進(jìn)全社會的人力資本積累。簡言之，政府應(yīng)提供較為完善的教育配套機(jī)制，通過稅收減免、政府補(bǔ)貼、獎助學(xué)金資助以及信貸優(yōu)惠等方式，分擔(dān)家庭的教育負(fù)擔(dān)，保障個體平等地獲得受教育機(jī)會。但另有部分研究指出，公共教育擴(kuò)張未能從總體上降低教育機(jī)會的不平等。筆者認(rèn)為，造成目前經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論存在不一致的原因可能在于實(shí)證策略的設(shè)計(jì)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(xiàng)，間接地推斷機(jī)會不均等的變化趨勢，由此可能低估了公共教育在促進(jìn)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(shè)學(xué)生資助體系兩種思路出發(fā)，著重探討公共教育投入對個體教育決策的影響。對比現(xiàn)有研究，本文試圖在以下方面有所貢獻(xiàn)：第一，現(xiàn)階段，研究公共教育投入對家庭教育決策的文獻(xiàn)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(fā)，著重探討公共教育投入對個體教育選擇的干預(yù)作用，并豐富現(xiàn)有文獻(xiàn)。第二，在經(jīng)驗(yàn)回歸分析中，某些重要的特征變量無法準(zhǔn)確測度或識別可能造成的結(jié)果不可信。本文著重考察公共教育投入的當(dāng)期影響，因而能夠更加準(zhǔn)確地識別個體面臨教育選擇時的家庭特征變量，進(jìn)而提高政策評估的準(zhǔn)確性。第三，本文同時使用Logit模型和IVprobit模型進(jìn)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(dǎo)致的內(nèi)生性問題，提高模型估計(jì)的可信度。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

經(jīng)典的教育理性選擇模型認(rèn)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(yōu)停止模型，個體在每期通過權(quán)衡當(dāng)期進(jìn)入勞動力市場的現(xiàn)金收入(機(jī)會成本)與接受更高教育帶來的教育回報(預(yù)期收益)，決定進(jìn)入勞動力市場或繼續(xù)留在學(xué)校接受教育?；诖?，本文設(shè)定入學(xué)機(jī)會(P)為虛擬變量，表示學(xué)齡個體是否進(jìn)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(yè)學(xué)校兩類。(是=1，否則=0)接受教育。則經(jīng)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(xué)齡個體，j表示地區(qū)，t表示時間，α為截距項(xiàng)，μt為時間固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。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(xiāng)出生背景、性別等)。第二，考慮到家庭的代際影響，本文進(jìn)一步控制了家庭特征(家庭文化資本、兒童撫養(yǎng)比、父代社會經(jīng)濟(jì)地位等)。第三，本文還控制了社會經(jīng)濟(jì)發(fā)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(chǔ)上，引入就業(yè)市場沖擊(Market)。就業(yè)市場沖擊對家庭教育決策的影響已經(jīng)得到廣泛的討論，且得到相對一致的結(jié)論，即中低技能就業(yè)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(chǔ)上引入就業(yè)市場沖擊，以中低技能就業(yè)需求(Tech_low)作為代理變量，將模型擴(kuò)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(chǔ)上進(jìn)一步引入公共教育投入(Edu)變量，將模型進(jìn)一步擴(kuò)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(yù)算約束；另一方面，公共教育投入的增加反映了教育質(zhì)量的提高和教育機(jī)會的增加，從而對家庭教育決策產(chǎn)生影響。本文預(yù)期公共教育投入會對個體教育獲得產(chǎn)生積極的影響。

式(2)和式(3)分別討論了就業(yè)市場沖擊和公共教育投入對家庭教育決策的影響，即就業(yè)市場沖擊阻礙個體教育獲得，公共教育投入促進(jìn)個體教育獲得。那么本文需要進(jìn)一步探討，這兩者的影響是相互獨(dú)立的還是交互作用的？為了分析就業(yè)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(jìn)一步擴(kuò)展為：

(4)

其中，ν為固定效應(yīng)和隨機(jī)擾動項(xiàng)的總和。α1衡量了其他條件不變的情況下，就業(yè)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(yè)市場沖擊與公共教育投入的交互項(xiàng)系數(shù)α3。具體而言，若α3>0，則說明公共教育投入能夠調(diào)節(jié)就業(yè)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(yè)需求對家庭教育決策的不利沖擊；若α3=0，則說明就業(yè)市場沖擊與公共教育投入對家庭教育決策的影響是獨(dú)立的，意味著政府無法通過公共教育投入緩沖就業(yè)市場沖擊，進(jìn)而有效干預(yù)家庭教育決策。

(二)數(shù)據(jù)與變量

本文所涉及的宏觀層面的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。微觀層面的數(shù)據(jù)則全部來自中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)庫。該調(diào)查自2010年正式展開訪問后，每兩年進(jìn)行一次跟蹤調(diào)查，調(diào)查問卷分為社區(qū)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(qū)的162個縣，目標(biāo)樣本規(guī)模為16 000戶，調(diào)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(diào)查數(shù)據(jù)。本文主要涉及的變量如下：

1. 入學(xué)機(jī)會(P)

本文只關(guān)注學(xué)齡人口的教育投資決策，具體考察高中階段入學(xué)決策。義務(wù)教育的普及程度一直處于高位，初中階段毛入學(xué)率近五年均維持在100%以上，且入學(xué)年齡在13—15歲，也尚未計(jì)入國家就業(yè)人口，因而本文選擇16—18歲(2)本文同時檢驗(yàn)了15—18歲學(xué)齡人口，得到一致結(jié)論。初中畢業(yè)生的樣本。因此，相應(yīng)的因變量被設(shè)定為虛擬變量，即16—18歲獲得初中畢業(yè)證書者是否進(jìn)入高中階段(是=1，否=0)。在此基礎(chǔ)上，生成16—18歲獲得初中畢業(yè)證書者是否進(jìn)入普通高中(3)借鑒已有研究，本部分樣本僅涉及進(jìn)入普通高中的個體和未上學(xué)的個體。(是=1，否=0)；16—18歲獲得初中畢業(yè)證書者是否進(jìn)入中等職業(yè)學(xué)校(4)借鑒已有研究，本部分樣本僅涉及進(jìn)入中等職業(yè)學(xué)校的個體和未上學(xué)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(diǎn)關(guān)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(yè)費(fèi)支出和生均學(xué)生資助兩個指標(biāo)。教育的城鄉(xiāng)不平等是教育分層研究的重要組成部分，本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，進(jìn)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(nóng)村生均教育財政投入。在此基礎(chǔ)上，與微觀數(shù)據(jù)庫進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配。通常高中階段以本地就學(xué)為主，但為了提高匹配的精確度，本文進(jìn)一步引入就學(xué)地的變量，并以就學(xué)地的公共教育水平進(jìn)行匹配。此外，考慮到教育財政投入變量的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步構(gòu)造了教育財政投入的工具變量(5)從相關(guān)性來看，相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近，財政投入能力也相似，滿足相關(guān)性條件。從排他性來看，其他地區(qū)的教育財政投入不會直接影響本地區(qū)居民，只能通過與本地區(qū)的公共教育投入的相關(guān)性來影響本地區(qū)居民的消費(fèi)決策，因而滿足外生性的條件?；诖耍P者認(rèn)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(yè)市場沖擊(Market)

本文以中低技能就業(yè)需求(Tech_low)作為就業(yè)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(jì)算勞動年齡人口(16—64歲)中高中及以下學(xué)歷占勞動年齡人口的比重，以此反映就業(yè)市場沖擊情況。值得注意的是，家庭入學(xué)決策與就業(yè)市場沖擊可能存在反向因果關(guān)系，具體表現(xiàn)為，一方面，就業(yè)市場沖擊對家庭教育決策產(chǎn)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(yè)市場。因而本文進(jìn)一步借鑒了張川川[11]的研究方法，構(gòu)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(nèi)生性問題。具體的方法為利用制造業(yè)的就業(yè)占比對省級出口需求進(jìn)行加權(quán)處理，進(jìn)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(jù)研究設(shè)計(jì)，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(huán)境變量。第一，本文控制了目標(biāo)對象的城鄉(xiāng)出生背景(城市=1，農(nóng)村=0)和性別特征(男性=1，女性=0)。其中，城鄉(xiāng)的二元格局導(dǎo)致教育資源分布嚴(yán)重不均是教育機(jī)會不平等的重要原因，因而引入城鄉(xiāng)分類變量來識別教育機(jī)會獲得的城鄉(xiāng)差異。而教育機(jī)會的性別差異則主要表現(xiàn)為勞動力市場就業(yè)歧視和家庭“重男輕女”的傳統(tǒng)觀念對性別產(chǎn)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(yè)作為家庭社會資本的代理變量。CFPS數(shù)據(jù)庫中父代的職業(yè)分類較多，本文將其歸為3類，在模型中以“體力勞動者/農(nóng)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?！弊鳛閰⒄战M進(jìn)行設(shè)定(管理人員=3，技術(shù)人員=2，體力勞動者/農(nóng)民及其他=1)。通常父代的職業(yè)可以反映家庭社會階層地位，能夠反映家庭管理風(fēng)險、應(yīng)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(yīng)，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(xù)穩(wěn)定運(yùn)行的內(nèi)生性家庭資源。第四，本文測算了16歲以下的成員人數(shù)占家庭勞動人口的比重，將其作為家庭兒童撫養(yǎng)比(Cdr)的代理指標(biāo)，用于反映家庭的教育負(fù)擔(dān)情況。在教育不平等的傳統(tǒng)研究中，家庭的子女?dāng)?shù)量被當(dāng)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響，因而所有模型均加入了經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度變量。本文選取了CFPS社區(qū)數(shù)據(jù)庫中“村/居經(jīng)濟(jì)狀況”作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量，該指標(biāo)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(tǒng)計(jì)結(jié)果，如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從被解釋變量來看，高中階段學(xué)齡人口的入學(xué)率為77.4%，比2010—2014年全國高中階段平均毛入學(xué)率低7個百分點(diǎn)，剔除指標(biāo)口徑差異的干擾，基本與事實(shí)相符。從核心解釋變量來看，生均公共教育事業(yè)費(fèi)支出和生均學(xué)生資助分別為1 1350.0元和1 642.8元，但標(biāo)準(zhǔn)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(yè)需求為76.5%，表明高中及以下學(xué)歷的勞動者仍是勞動力市場的就業(yè)主體。此外，主要控制變量的取值也基本符合預(yù)期?？傮w來看，本文所選取的樣本具有較好的代表性：第一，城鄉(xiāng)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(qū)分別占36.4%、34.3%和29.3%。

四、基準(zhǔn)分析

本文利用CFPS數(shù)據(jù)，采用Logit模型和IVprobit模型對上述問題進(jìn)行檢驗(yàn)，這一回歸方法在大樣本條件下可以得到一致的估計(jì)。

(一)就業(yè)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(yè)需求，以探究就業(yè)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(wěn)定性，估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 就業(yè)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(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)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(qū)經(jīng)濟(jì)狀況和地區(qū)等環(huán)境變量。(5)Pseudo R2表示虛擬判定系數(shù)。(6)Wald χ2表示參數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量。表2—表4同。

從表2可以看出，基于式(2)估計(jì)的結(jié)果，Wald檢驗(yàn)拒絕了所有系數(shù)為零的原假設(shè)，說明模型通過了參數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)，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(yè)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(yīng)。結(jié)果顯示，中低技能就業(yè)需求的增加對高中階段的個體入學(xué)決策具有顯著的負(fù)向影響，特別是中等職業(yè)學(xué)校的個體。中低技能就業(yè)需求的迅速擴(kuò)大將會增加教育獲得的機(jī)會成本，進(jìn)而對家庭教育決策產(chǎn)生不利沖擊。這一結(jié)果初步驗(yàn)證：中低技能就業(yè)需求增加不利于教育機(jī)會的獲取，并且由于入學(xué)機(jī)會存在城鄉(xiāng)差異，農(nóng)村地區(qū)居民的升學(xué)率顯著低于城鎮(zhèn)居民。列(2)、列(4)和列(6)進(jìn)一步控制了社區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。研究發(fā)現(xiàn)，中低技能就業(yè)需求對入學(xué)選擇依然有顯著的負(fù)向影響，并且主要影響到是否就讀中等職業(yè)學(xué)校的個體?？赡艿脑蛟谟冢浩胀ǜ咧薪逃嬖谙揞~制度(中考制度)，通常只有成績較好的學(xué)生才能獲得準(zhǔn)入資格。而職業(yè)教育的進(jìn)入門檻相對較低，成績相對較差的學(xué)生則定位于此。但由于職業(yè)教育市場的信號作用較弱，對學(xué)生的吸引力不足，并且接受職業(yè)教育的個體在就業(yè)的中后期失業(yè)風(fēng)險相對較高，因此，當(dāng)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(xué)，直接進(jìn)入勞動力市場。控制變量的估計(jì)結(jié)果表明，父代的最高受教育年限對子代的入學(xué)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(yè)，相對于父代的職業(yè)為體力勞動者/農(nóng)民及其他，父代的職業(yè)為管理人員和技術(shù)人員的家庭子女的入學(xué)率更高。家庭兒童撫養(yǎng)比對個體入學(xué)率具有顯著的負(fù)向影響，與已有研究結(jié)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?？紤]到連貫性，僅報告基于式(3)的全變量回歸結(jié)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(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)，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(yù)期。其中，列(1)—列(3)列分別為高中階段生均公共教育事業(yè)費(fèi)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(xué)生資助對家庭教育決策的影響。估計(jì)結(jié)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(jié)論如下：第一，性別差異主要表現(xiàn)在中等職業(yè)學(xué)校的選擇上，男性入學(xué)在邊際上低于女性，可能的原因在于低學(xué)歷就業(yè)更加偏好男性，就業(yè)需求的增加提高了男性的機(jī)會成本，激勵男性學(xué)齡人口更多地選擇就業(yè)，特別是農(nóng)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(nóng)村居民則傾向于選擇中等職業(yè)教育，說明在教育選擇上，城鄉(xiāng)居民的教育機(jī)會或偏好存在差異，一方面，農(nóng)村居民獲得高質(zhì)量的教育機(jī)會受限，另一方面，由于預(yù)算約束的限制，使城市居民和農(nóng)村居民對教育的預(yù)期也不同。第三，家庭的文化資本對普通高中和中等職業(yè)學(xué)校的升學(xué)機(jī)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(xué)過程中獲得更多的優(yōu)勢。第四，家庭兒童撫養(yǎng)比的作用則為負(fù)，表明家庭兒童撫養(yǎng)比的增加會降低個體受教育的機(jī)會，特別是普通高中的入學(xué)選擇。第五，父代的職業(yè)對教育獲得具有顯著的積極作用，相較于體力勞動者/農(nóng)民及其他家庭，管理人員和技術(shù)人員家庭的子代具有更高的入學(xué)偏好，也反映了優(yōu)勢階層保持家庭經(jīng)濟(jì)地位的激勵效應(yīng)。

(三)教育財政投入的緩沖作用

前文分別考察了就業(yè)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(dú)立的還是交互作用的。教育財政投入對就業(yè)市場沖擊的影響，如表4所示。

表4 教育財政投入對就業(yè)市場沖擊的緩沖作用

從表4可以看出，模型通過了參數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)，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(yè)費(fèi)支出與中低技能就業(yè)需求的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示，高中階段的交互項(xiàng)系數(shù)為正，但是不顯著。其中，普通高中的交互項(xiàng)不顯著，但中等職業(yè)學(xué)校的交互項(xiàng)系數(shù)為正，且在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，表明中等職業(yè)學(xué)校的發(fā)展能夠削弱中低技能就業(yè)需求對家庭教育決策的不利沖擊。第(4)—(6)列控制了學(xué)生資助與中低技能就業(yè)需求的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示，高中階段的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且不顯著。其中，普通高中的交互項(xiàng)不顯著，而中等職業(yè)學(xué)校的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明提高中等職業(yè)學(xué)校學(xué)生資助有利于緩沖中低技能就業(yè)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(yù)期，結(jié)論與基準(zhǔn)模型分析結(jié)果基本一致，不再贅述。

五、進(jìn)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(yè)需求方面發(fā)揮了重要作用。為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分將進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：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(jìn)行分樣本討論。第二，將樣本按照地區(qū)劃分為東部和中西部地區(qū)進(jìn)行分樣本估計(jì)。第三，利用工具變量法處理模型潛在的內(nèi)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(qū)、低收入群體等弱勢群體如果無法通過中考獲得進(jìn)入普通高中的機(jī)會，則更傾向于在完成九年義務(wù)教育后直接進(jìn)入勞動力市場，而非選擇職業(yè)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(jī)會的不平等在代際間進(jìn)行傳遞，加劇貧困的惡性循環(huán)。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(qiáng)的預(yù)算約束會迫使他們犧牲未來的潛在收益來彌補(bǔ)現(xiàn)在極低的現(xiàn)金流，其結(jié)果是低收入家庭的孩子更容易在就業(yè)機(jī)會增加時減少教育投資。

雖然本文未能發(fā)現(xiàn)高中階段教育財政投入的提高有助于緩解中低技能就業(yè)需求的證據(jù)。但是在細(xì)分各類教育中，本文發(fā)現(xiàn)了普通高中與中等職業(yè)學(xué)校兩類教育的差異。相較于普通高中，中等職業(yè)學(xué)校進(jìn)入門檻較低，教育機(jī)會的增加以及學(xué)生資助的提高將降低家庭所需負(fù)擔(dān)的教育成本或機(jī)會成本，事實(shí)上，對中低技能就業(yè)需求具有一定的緩沖作用。公共教育事業(yè)費(fèi)支出和學(xué)生資助的緩沖作用，如表5和表6所示。

表5 公共教育事業(yè)費(fèi)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(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。(3)控制變量包括性別、城鄉(xiāng)、父代的最高受教育年限、家庭兒童撫養(yǎng)比、父代的職業(yè)以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度等。表6和表7同。

表6 學(xué)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(yè)費(fèi)支出和學(xué)生資助并未表現(xiàn)出對低收入家庭教育決策的有效干預(yù)。估計(jì)結(jié)果顯示，生均學(xué)生資助對低收入家庭高中階段的入學(xué)產(chǎn)生了負(fù)向影響，可能的原因在于，現(xiàn)階段我國普通高中主要是通過競爭機(jī)制獲得入學(xué)資格，在校學(xué)生的學(xué)習(xí)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(yù)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(yōu)質(zhì)的教育資源供給相對短缺，無法有效滿足學(xué)生多樣化的教育需求。

從公共教育事業(yè)費(fèi)支出的角度來看，對于選擇中等職業(yè)學(xué)校的高收入家庭而言，交互項(xiàng)系數(shù)邊際效應(yīng)為正，說明公共教育事業(yè)費(fèi)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(yè)費(fèi)支出增長能夠緩沖中低技能就業(yè)需求對低收入家庭的沖擊。現(xiàn)階段，職業(yè)教育發(fā)展相對滯后，教育質(zhì)量參差不齊，市場的信號作用不強(qiáng)，因而對學(xué)生的吸引力不足。因此，在財力可持續(xù)的情況下，應(yīng)增加更高水平、更高質(zhì)量的職業(yè)教育，促進(jìn)普通高中和中等職業(yè)學(xué)校協(xié)同發(fā)展。從學(xué)生資助的角度來看，中等職業(yè)學(xué)校學(xué)生資助能夠激勵受到預(yù)算約束者的教育投資意愿?？赡艿脑蛟谟冢覈l(fā)展職業(yè)教育并對貧困家庭給予更多的優(yōu)惠政策支持，在制度上保障了貧困地區(qū)和低收入者的入學(xué)機(jī)會，在實(shí)踐中也發(fā)揮了重要的促進(jìn)作用。2017年國家進(jìn)一步提出了實(shí)施更加精準(zhǔn)的學(xué)生資助政策，預(yù)期會對國家人才戰(zhàn)略的實(shí)施產(chǎn)生積極的深遠(yuǎn)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(xiàn)，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(jìn)入普通高中，為升入大學(xué)做準(zhǔn)備。中間階層的子女者無法進(jìn)入普通高中，更愿選擇門檻較低的職業(yè)學(xué)校以提升人力資本。而較低階層的子女若無法進(jìn)入普通高中，會更多地選擇棄學(xué)，直接進(jìn)入勞動力市場。

(二)教育財政投入的緩沖作用：地區(qū)差異

假定勞動力市場存在地區(qū)分割，即地區(qū)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(yè)需求對高中入學(xué)率的地區(qū)差異。公共教育事業(yè)費(fèi)支出的緩沖作用，如表7所示。

表7 公共教育事業(yè)費(fèi)支出的緩沖作用：地區(qū)差異

注：“—”表示由于數(shù)據(jù)量較小，致使該參數(shù)無法估計(jì)。

從表7可以看出，東部地區(qū)的中等職業(yè)學(xué)校在緩解中低技能就業(yè)需求方面發(fā)揮了積極作用，說明地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度在一定程度上反映了優(yōu)質(zhì)教育資源的集中程度，也體現(xiàn)出我國教育資源分布不均等、職業(yè)教育回報在空間上存在差異的現(xiàn)實(shí)：東部地區(qū)中等職業(yè)學(xué)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(qū)職業(yè)教育發(fā)展相對滯后，人力資本回報率較低，可能的解釋是，東部地區(qū)師資配置較高，并且得益于現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)集聚地的外部性，在人才培養(yǎng)上與市場的匹配效率更高。因而，一方面，應(yīng)在人口集中且產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要的貧困地區(qū)增加中等職業(yè)學(xué)校供給，提升地區(qū)的“造血”能力，另一方面，可以通過鼓勵中西部地區(qū)貧困學(xué)生在東部地區(qū)接受職業(yè)教育，提升人力資本水平，提高工作能力與經(jīng)驗(yàn)。生均學(xué)生資助水平在兩個地區(qū)未發(fā)現(xiàn)緩沖作用，可能的解釋是，東中西部的學(xué)生資助政策并不存在顯著地區(qū)差異(7)核心變量交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著，考慮篇幅限制，因而未展示結(jié)果。。

(三)內(nèi)生性討論

如前文所述，教育財政投入、就業(yè)市場沖擊與個體入學(xué)決策之間的關(guān)系可能受到內(nèi)生性的影響，從而導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)的偏誤。因而，本文采用IVprobit估計(jì)方法進(jìn)行討論?；貧w方程中的內(nèi)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(gòu)建的Bartik工具變量以及兩者的交互項(xiàng)。工具變量兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果顯示：第一，在所有的回歸中，均通過了弱工具變量的檢驗(yàn)，說明模型估計(jì)不存在弱工具變量的問題。第二，在全變量的回歸結(jié)果中，中等職業(yè)學(xué)校投入對家庭入學(xué)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(yè)需求產(chǎn)生的不利沖擊。這一估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)分析結(jié)果基本保持一致，表明本文基準(zhǔn)模型并不存在明顯的內(nèi)生性問題，其回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于教育理性分析模型，利用CFPS數(shù)據(jù)，探討了公共教育如何影響初中畢業(yè)生的就業(yè)或升學(xué)決策?，F(xiàn)階段，勞動力市場的不利沖擊導(dǎo)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(xù)將會阻礙國家人力資本的積累和創(chuàng)新發(fā)展。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，公共教育投入特別是學(xué)生資助能夠在一定程度上緩沖中低技能就業(yè)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(yù)個體教育決策提供經(jīng)驗(yàn)支持。

當(dāng)前，由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)分割、公共資源配置不均等以及貧富差距不斷擴(kuò)大，導(dǎo)致貧困地區(qū)或中低收入家庭的學(xué)生獲得優(yōu)質(zhì)教育資源的機(jī)會有限。而成長于低收入家庭環(huán)境的學(xué)生，通常無法支付必要的學(xué)習(xí)開支，或者缺乏有遠(yuǎn)見的教育投資，更傾向于規(guī)避風(fēng)險而過早地進(jìn)入勞動力市場，進(jìn)而加劇了農(nóng)村地區(qū)或貧困地區(qū)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(jìn)一步惡化。因此，避免大量學(xué)齡人口過早地進(jìn)入勞動力市場，關(guān)乎國家未來可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的成敗，政府在這一過程中應(yīng)當(dāng)發(fā)揮更加積極的高效干預(yù)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(yán)格防范未成年人就業(yè)。目前，我國還未能將高中階段教育納入義務(wù)教育范圍。隨著國家發(fā)展水平的提升，可以考慮進(jìn)一步加大高中階段教育的財政投入，逐步提高義務(wù)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(jìn)入勞動力市場進(jìn)行更加嚴(yán)格的防范，減少非法就業(yè)對高中階段教育的沖擊。

其二，制定更加精準(zhǔn)的高中階段學(xué)生資助政策。除了免費(fèi)學(xué)費(fèi)以外，要建立高中階段教育的助學(xué)金制度，幫助困難家庭子女完成高中階段教育。相應(yīng)的國家助學(xué)金制度要進(jìn)一步提高覆蓋面，生均資助標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)進(jìn)一步提高，具體資助水平要與學(xué)生家庭收入情況掛鉤。除此之外，還應(yīng)考慮面向高中階段貧困學(xué)生設(shè)立國家獎學(xué)金。

其三，提高中等職業(yè)學(xué)校辦學(xué)水平。中等職業(yè)學(xué)校辦學(xué)條件薄弱、師資隊(duì)伍水平不足是當(dāng)前中等職業(yè)學(xué)校缺乏吸引力的主要原因，這種情況亟待改變。要切實(shí)加大對各地，尤其是中西部地區(qū)中等職業(yè)學(xué)校的財政投入水平，增加符合市場需求的中等職業(yè)學(xué)校專業(yè)建設(shè)，提升師資質(zhì)量，加強(qiáng)產(chǎn)教融合，盡快補(bǔ)上中等職業(yè)教育的短板。

其四，向中西部地區(qū)提供更多的教育財政轉(zhuǎn)移支付。中西部地區(qū)高中階段教育的普及攻堅(jiān)任務(wù)更重，財力也相對不足，中央財政要進(jìn)一步加大面向中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的教育財政投入力度，支持中西部地區(qū)高中教育發(fā)展。鼓勵來自中西部地區(qū)流動人口到東部沿海地區(qū)接受高中階段教育，尤其是在東部地區(qū)就讀中等職業(yè)學(xué)校。

其五，從個體福利的視角來看，要構(gòu)建更加完善的社會保障體系，推進(jìn)教育治理體系和治理能力現(xiàn)代化，改善居民的不確定性預(yù)期，進(jìn)而有效干預(yù)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。