盧盛峰 時良彥 馬靜

摘 要：本文基于1989—2015年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，在縣市、年份和出生隊列三個維度構(gòu)建了三重差分模型，評估了中國九年義務(wù)教育政策實施對居民收入的長期影響效應(yīng)，并檢驗了其背后的影響機制。研究結(jié)果表明：（1）中國九年義務(wù)教育政策對居民未來進入勞動力市場后的工資收入存在顯著的正向影響，即九年義務(wù)教育對個體長期收入提升具有促進作用;（2）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，女性群體、政策受益時間長、農(nóng)村及中西部地區(qū)居民從該政策中受益更多，與此同時，該政策早期和中期實施效果較好，而政策實施后期未達到預(yù)期效果;（3）九年義務(wù)教育政策顯著增加了個體受教育年限，并提高了初中及后續(xù)教育的畢業(yè)率，最終增加了個體的長期收入。本文的研究對于全面評估中國九年義務(wù)教育政策實施效果、推動中國教育改革以及實現(xiàn)社會效率和公平有著重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：九年義務(wù)教育政策;長期收入效應(yīng);居民收入;三重差分模型

中圖分類號：F124.7? 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）03-0092-11

一、問題的提出

一直以來，教育被視為提高居民收入、促進經(jīng)濟增長的重要抓手，是減少貧困的重要手段，同時教育發(fā)展有助于提高私人回報和公共回報。從教育發(fā)展帶來的積極私人回報角度來看，個體受教育水平提升有助于其人力資本的快速積累，從而提高個體或家庭的收入水平，有效減少貧困。根據(jù)2007年經(jīng)濟與合作發(fā)展組織（OECD）國家數(shù)據(jù)，接受過高等教育勞動者的收入分別是僅受過中等教育和初等教育勞動者收入的1.51倍和1.93倍。Psacharopoulos 和 Patrions[1]研究發(fā)現(xiàn)，在發(fā)展中國家，勞動者每多受一年的初等教育、中等教育和高等教育，私人教育回報率將分別提高23.00%、17.90%和21.10%。Hanushek 和 Woessmann[2]研究指出，教育發(fā)展能夠通過提升社會勞動生產(chǎn)率來提升國家整體創(chuàng)新能力。

作為直接涉及民生的一項議題，教育與收入之間的關(guān)系始終是學術(shù)界關(guān)注的熱點。同時國內(nèi)外學者關(guān)于中國教育回報率相關(guān)的研究文獻可謂汗牛充棟。具體來說，Knight 和 Song[3]估計的1986年中國城鎮(zhèn)居民教育回報率約為2.44%—3.03%，Johnson 和 Chow[4]使用1988年中國家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)估計的中國城鎮(zhèn)居民教育回報率為3.29%，Liu[5]也得到了類似的結(jié)論。但是，Zhang等[6]研究發(fā)現(xiàn)，在20世紀90年代，隨著中國社會主義市場經(jīng)濟體制下就業(yè)制度變遷及勞動力跨區(qū)域流動，教育回報率逐步上升。Appleton等[7]基于1988—2002年CHIP數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，1988年中國教育回報率為3.60%，到2002年這一指標上升至7.50%，高于同期OECD國家平均增速;Yang[8]基于1988年和1995年中國國家統(tǒng)計局公布的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國教育回報率從1988年的3.10%快速上升至1995年的5.10%。

國內(nèi)外學者關(guān)于教育回報率估計做了大量的實證研究，典型的教育回報率估計模型是由美國經(jīng)濟學家Mincer[9]提出的收入決定方程。然而在實證分析中，內(nèi)生性問題尤為突出，諸多研究嘗試使用不同的估計方法解決內(nèi)生性問題。Li等[10]使用雙胞胎數(shù)據(jù)控制家庭背景和個人能力導致的內(nèi)生性偏差，而更多的研究則采用工具變量法來解決潛在的內(nèi)生性問題。Heckman和Li[11]基于2000年中國城鎮(zhèn)家庭投資和支出調(diào)查（CUHIES）數(shù)據(jù)，使用工具變量法研究發(fā)現(xiàn)，中國大學教育年均回報率約為11%。Chen和Hamori[12]使用工具變量估計方法，基于2004年和2006年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)對中國城鎮(zhèn)男性和女性的教育回報率進行了估計，研究發(fā)現(xiàn)男性教育回報率為12.61%，女性為14.47%。

然而，貧困是阻礙低收入家庭子女獲取教育、提高人力資本的絆腳石，因而提升貧困人口的受教育程度是減貧的重要途徑之一。Faggio等[13]研究發(fā)現(xiàn)，教育可以消除貧困人口的無知、樹立積極的工作態(tài)度、提高貧困群體生產(chǎn)力，從而促進其收入增長;政府政策可以促進低收入家庭子女的教育發(fā)展，提高其受教育水平，從而實現(xiàn)個體收入增長。Shafiq[14]聚焦孟加拉國的公共教育政策對貧困家庭子女教育發(fā)展的影響，研究發(fā)現(xiàn)國家層面的教育政策可以顯著提高貧困家庭子女的受教育程度。Khan等[15]針對巴基斯坦的研究發(fā)現(xiàn)，政府教育政策的完善可以極大地提高貧困家庭子女的受教育水平。政府教育領(lǐng)域投入對促進貧困家庭子女教育發(fā)展具有重大意義，Barro和Lee[16]等研究發(fā)現(xiàn)，政府教育投入增加能顯著提高貧困家庭子女的入學率和受教育程度。Schultz[17]認為，政府教育投入變化會對貧困家庭子女是否上學的經(jīng)濟決策產(chǎn)生影響，最終作用到子女的受教育程度。

中國九年義務(wù)教育政策對提高貧困家庭子女的受教育程度也具有重要意義。Fang等[18]使用1997—2006年的CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，《中華人民共和國義務(wù)教育法》（后文簡稱《義務(wù)教育法》）的推行使得中國居民總體受教育年限增加約0.80年。La[19]基于同一數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計，結(jié)果表明《義務(wù)教育法》的實施使得中國居民受教育年限總體提高0.82年。劉生龍等[20]使用國家統(tǒng)計局公布的2007—2009年中國城鎮(zhèn)家庭調(diào)查（CUHS）數(shù)據(jù)，采用斷點回歸方法研究發(fā)現(xiàn)，《義務(wù)教育法》的實施顯著提高了斷點附近居民個體的受教育年限，在最優(yōu)貸款設(shè)定下平均提高幅度為0.36—0.39年?！读x務(wù)教育法》的實施對中國人力資本的提升具有顯著的積極影響。Song等[21]研究了中國九年義務(wù)教育政策對貧困家庭子女受教育程度的影響，研究發(fā)現(xiàn)，中國九年義務(wù)教育的推行對促進貧困家庭子女的教育具有顯著的積極影響，且貧困家庭子女的教育差異主要體現(xiàn)在高中及以后階段。Connelly和Zheng[22]針對相同主題進行研究發(fā)現(xiàn)，九年義務(wù)教育政策將適齡兒童全部納入到小學及初中的教育體系中，盡可能保障了貧困家庭子女獲取教育的機會。

相對于既有研究而言，本文聚焦九年義務(wù)教育逐步推行的背景下，將恰好適齡并從義務(wù)教育政策中受益的群體與其他群體進行比較，分析其未來進入勞動力市場后工資收入是否會受到長期影響，同時檢驗其背后的影響機制。更進一步地，本文探究九年義務(wù)教育政策對居民收入的影響是否存在個體、地區(qū)、年齡和推行年份等方面的異質(zhì)性，從而全面評估九年義務(wù)教育政策對居民收入的干預(yù)效果。在識別策略方面，本文結(jié)合九年義務(wù)教育普及這一準自然實驗，考慮到九年義務(wù)教育政策在全國各地逐步普及的時間點不一致，創(chuàng)新性地采用了三重差分法實現(xiàn)更為精準的因果推斷。相對于既有研究而言，本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在以下三個方面：（1）識別了九年義務(wù)教育政策對居民個體長期收入影響的因果效應(yīng)及其傳導機制;（2）檢驗了不同群體在九年義務(wù)教育政策下的異質(zhì)性影響，有利于甄別教育機會脆弱性群體并進行針對性的政策干預(yù)設(shè)計;（3）豐富了基礎(chǔ)教育政策、收入再分配政策及政策干預(yù)設(shè)計等相關(guān)方面的研究文獻，并補充了相應(yīng)的微觀證據(jù)。

二、經(jīng)驗分析策略、數(shù)據(jù)來源與指標選取

（一）經(jīng)驗分析策略

1. 模型設(shè)定

九年義務(wù)教育政策（下文簡稱“義務(wù)教育政策”）在全國各地逐步普及的時間點不一致，與此同時，即便在同一地區(qū)，不同個體受到政策影響程度也會存在差異，這具體體現(xiàn)在出生隊列差異而產(chǎn)生的個體暴露于政策的時間長度不同。因此，為了識別這一政策對個體收入的平均影響，本文構(gòu)建如下三重差分模型來進行估計：

Incomeijt=α0+β1countyi×aftert×cohortj+λXijt+γij+μit+ηjt+εijt（1）

其中，Incomeijt為第i縣市的居民個體j在第t年的收入水平，具體而言：先將居民個體工資收入進行物價平減處理以消除通貨膨脹因素的影響，隨后通過取自然對數(shù)得到因變量值;countyi為調(diào)查數(shù)據(jù)樣本中個體所處的縣市虛擬變量，若樣本所處縣市受到義務(wù)教育政策影響則取值1，否則為0;aftert為樣本所在縣市推行這一政策改革前后的虛擬變量，政策推行之后取值為1，之前為0;cohortj為所在縣市開始實施義務(wù)教育政策時居民個體是否處于政策惠及年齡的虛擬變量，若義務(wù)教育實施時個體年齡處于受惠年齡段取值為1，否則為0。因此，三重差分項countyi×aftert×cohortj的估計系數(shù)1即為本文關(guān)注的重點，它表示義務(wù)教育政策對個體收入的影響效應(yīng)。這里的Xijt為一系列控制變量，包括性別、戶籍、民族及地區(qū)經(jīng)濟變量等個體和社區(qū)特征。及為用于控制縣市—出生隊列聯(lián)合固定效應(yīng)、縣市—年份聯(lián)合固定效應(yīng)及年份—出生隊列聯(lián)合固定效應(yīng)，為隨機誤差項。

其中，模型中核心的三重差分項主要基于地區(qū)、年份和出生隊列三個維度來構(gòu)建，具體而言：當個體所處城市已推行義務(wù)教育政策、政策在調(diào)查當年已推行，且該地區(qū)實施義務(wù)教育政策的當年個體年齡處于6—15歲，則三重差分項取值為1，否則為0。在估計回歸結(jié)果時，本文將個體在調(diào)查年份的年齡控制在16—35歲，之所以這樣選取主要是基于以下兩點：（1）根據(jù)《中華人民共和國勞動法》規(guī)定，中國居民法定勞動年齡為16歲，本文試圖探究受義務(wù)教育政策影響的個體其收入水平相較而言是否提高，因而需要將樣本年齡限定在16歲，16歲以下個體一般沒有收入;（2）設(shè)置35歲年齡上限的原因主要是樣本中縣市第一批推行義務(wù)教育的時間為1995年，假定從上小學一年級（當年年齡為6歲）開始即接受義務(wù)教育，受第一批政策影響的個體最大年齡為15歲，截至本調(diào)查數(shù)據(jù)最后一期2015年個體年齡為35歲，這是完整接受義務(wù)教育個體的最大年齡。

2. 影響機制分析策略

教育是人力資本積累的重要途徑，人力資本是居民收入的重要來源。同時受教育水平對居民個體收入提高具有重大影響，通常而言，受教育水平越高，個體收入水平越高。因而義務(wù)教育政策下個體受教育水平提高可能是居民收入增加的一個重要影響機制。

為了檢驗這一機制，本文構(gòu)建如下實證模型：

Eduijt=α0+β1countyi×aftert×cohortj+λXijt+γij+μit+ηjt+εijt（2）

其中，Eduijt為被解釋變量，表示個體受教育年限，其他變量含義同式（1）。該模型同樣基于個體所處地區(qū)是否推行義務(wù)教育政策、義務(wù)教育政策在當?shù)赝菩心攴莺彤數(shù)貙嵤┝x務(wù)教育時個體是否處于受惠年齡段三個維度構(gòu)建了三重差分項，測度接受義務(wù)教育的個體受教育年限是否相應(yīng)增加，從而檢驗義務(wù)教育對居民收入的影響機制。

另外，義務(wù)教育政策通過免除學雜費等舉措為所有適齡兒童提供小學六年和初中三年的義務(wù)教育，因而相較于未接受過義務(wù)教育的群體而言，接受過義務(wù)教育的群體初中畢業(yè)率、高中畢業(yè)率和大學畢業(yè)率可能有所提高，人力資本積累帶來了居民收入的增加。這可能是本文的又一影響機制，因此，本文構(gòu)建如下模型檢驗該影響機制：

Juniorijt/Seniorijt/Universityijt=α0+β1×countyi×aftert×cohortj+λXijt+γij+μit+ηjt+εijt（3）

其中，被解釋變量Juniorijt、Seniorijt和Universityijt為虛擬變量，分別為是否初中畢業(yè)、是否高中畢業(yè)和是否大學畢業(yè)，分別測度義務(wù)教育政策推行對初中、高中和大學畢業(yè)率的影響，從而檢驗義務(wù)教育政策提高居民收入的又一影響機制，其他變量含義同式（1）。

（二）數(shù)據(jù)來源與指標選取

1. 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于由中國疾病預(yù)防和控制中心營養(yǎng)和食品安全研究所與美國北卡羅納大學教堂山分?？_納人口中心聯(lián)合調(diào)查并創(chuàng)建的CHNS數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)分別選取了地理特征、經(jīng)濟發(fā)展水平、公共資源等指標差異較大的12個省份進行調(diào)查，覆蓋中、東、西三大區(qū)域范圍，具體包括了北京、上海、重慶、遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州，涉及全國57個縣市。該數(shù)據(jù)在1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年以及2015年進行過10次調(diào)查，包含家庭人口特征、社會經(jīng)濟狀況、社區(qū)統(tǒng)計情況等方面的信息。目前該數(shù)據(jù)庫廣泛地用于中國城鄉(xiāng)居民健康、醫(yī)療、勞動等領(lǐng)域的研究。

2. 指標選取

為了對上述計量方程中的參數(shù)進行估計，本文進一步對各項度量指標進行說明。具體而言，本文選取的被解釋變量、解釋變量、個體特征控制變量和社區(qū)特征控制變量定義，如表1所示。

三、結(jié)果分析

（一）基準回歸分析

本文將基于式（1）進行參數(shù)估計，以檢驗義務(wù)教育政策實施對中國居民個體長期收入的影響效應(yīng)。如表2所示。

表2中的列（1）為控制了縣市、年份和出生隊列的兩兩聯(lián)合固定效應(yīng)后的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，享受過義務(wù)教育政策的個體進入勞動力市場后，其收入水平顯著高于未享受過義務(wù)教育的個體。列（2）在控制兩兩聯(lián)合固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上進一步控制了性別、戶籍、民族等個體特征控制變量，從而剔除個體特征對回歸結(jié)果的影響;列（3）則在列（2）的基礎(chǔ)之上進一步加入了社區(qū)人口密度、社區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等作為控制變量。結(jié)果顯示，義務(wù)教育政策對居民個體進入勞動力市場后的長期收入水平產(chǎn)生了顯著的影響，同時這一影響在不斷引入個體和社區(qū)特征控制變量后依然十分穩(wěn)定。

（二）平行趨勢檢驗

基準回歸分析匯報結(jié)果的可信度取決于三重差分模型估計的有效性，因而本文對三重差分估計進行平行趨勢檢驗。三重差分模型設(shè)定的有效性有一個關(guān)鍵假設(shè)前提，即在政策事件發(fā)生前處理組和對照組的變化趨勢應(yīng)該是一致的，三重差分結(jié)果才是政策干預(yù)的因果效應(yīng)。

由于義務(wù)教育政策并不是在全國范圍內(nèi)統(tǒng)一推行的，而是在各個縣市逐步展開。本文使用數(shù)據(jù)調(diào)查年份減去義務(wù)教育政策推行年份，差值為0表示政策實施的當期，差值為-1表示政策實施的前一期，差值為-2表示政策實施的前兩期，以此類推，差值為1表示政策實施的后一期，差值為2表示政策實施的后兩期。為了避免政策實施之前完全共線性的問題，本文使用政策實施前一期為基期，分別使用current表示義務(wù)教育政策開始發(fā)揮影響的當年，使用post代表義務(wù)教育政策實施之后的各個年份，而用pre表示義務(wù)教育政策實施之前的各個年份，并在此基礎(chǔ)上將義務(wù)教育政策的影響效應(yīng)在時期間進行了分解。

從結(jié)果來看，在義務(wù)教育政策實施之前年份系數(shù)的置信區(qū)間均包括0，表明在政策實施之前所有的回歸結(jié)果均不顯著，因而在義務(wù)教育政策實施之前，處理組和對照組的變化趨勢是一致的，不存在顯著差異。在義務(wù)教育政策實施之后，政策發(fā)揮干預(yù)效果，在一些年份估計系數(shù)變得顯著。與此同時，從整個估計系數(shù)的整體趨勢上來看，個體受到政策影響前的平均影響效應(yīng)都位于0附近，而在政策發(fā)生之后的影響效應(yīng)整體上有明顯的上升趨勢，這也表明義務(wù)教育政策對個體長期收入的提升效應(yīng)是存在的。因此，本文三重差分模型的平行趨勢是滿足的。

（三）異質(zhì)性分析

1. 性別和城鄉(xiāng)差異分析

與此同時，大量現(xiàn)有研究都發(fā)現(xiàn)，教育機會在異質(zhì)性個體特征下會存在顯著的差異。Shavit和Blossfeld[23]與Lucas[24]的研究結(jié)果都表明，教育機會獲取受家庭背景、性別等因素影響，出身于貧困家庭個體及女性在競爭教育機會方面處于劣勢。Buchmann和Mcdaniel[25]研究發(fā)現(xiàn)，教育機會獲取存在明顯的性別差異，父權(quán)制觀念和傳統(tǒng)文化影響是導致這一差異的主要因素。國內(nèi)研究方面，李春玲[26]研究發(fā)現(xiàn)，戶籍身份對個人教育機會獲取存在重大影響，城鎮(zhèn)戶籍人口相比農(nóng)村戶籍人口而言享有更多的教育機會。

考慮到教育機會獲取在性別和戶籍方面的固有差異，九年義務(wù)教育政策在男性群體和女性群體、農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)人口之間的影響效果可能亦存在相應(yīng)差別。在家庭可支配資金的約束下，男性獲取教育的機會大于女性，此時若國家實施義務(wù)教育政策，可以使本可能喪失教育機會的女性進入學校完成學業(yè)，因而義務(wù)教育政策對女性的作用效果可能大于男性。另外，城鎮(zhèn)家庭收入水平普遍高于農(nóng)村家庭，更有能力負擔子女在教育方面的支出，因而出身于城鎮(zhèn)家庭的子女更有機會獲得教育機會。若國家實施義務(wù)教育政策，可以節(jié)省農(nóng)村家庭在基礎(chǔ)教育方面的支出，此時農(nóng)村家庭子女獲得教育的機會可能大大提高。為了檢驗這一猜想，本文將樣本分為男性樣本和女性樣本、城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本，同樣基于三重差分模型探究義務(wù)教育政策的實施對個體進入勞動力市場后收入水平的影響效果是否存在明顯的性別和戶籍方面的異質(zhì)性，估計結(jié)果如表3所示。

表3列（1）和列（2）是檢驗義務(wù)教育政策的干預(yù)效果是否存在性別方面的異質(zhì)性。列（1）和列（2）的估計結(jié)果表明，不論是男性樣本還是女性樣本，享受過義務(wù)教育的個體進入勞動力市場后工資收入要顯著高于同性別未享受過義務(wù)教育的個體。與此同時，通過比較列（1）和列（2）的研究結(jié)果可知，義務(wù)教育政策對個體進入勞動力市場后工資收入的影響效果存在顯著的性別差異，教育機會更脆弱的女性群體從義務(wù)教育政策中受益更多，導致這一差異的原因是男女雙方在教育獲得方面存在的固有性別差異。

列（3）和列（4）則檢驗了義務(wù)教育政策對個體工資收入的影響效果在城鄉(xiāng)方面的異質(zhì)性。同樣基于城鎮(zhèn)戶籍人口及農(nóng)村戶籍人口數(shù)據(jù)的分析結(jié)果都表明，享受到義務(wù)教育政策的個體在進入勞動力市場后的工資收入顯著地高于未享受這一政策影響的個體。同時通過比較列（3）和列（4）的估計結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育政策對個體進入勞動力市場后工資收入的影響效果存在顯著的城鄉(xiāng)差異，這一政策對農(nóng)村居民進入勞動力市場后工資收入的提升幅度高于對城鎮(zhèn)居民進入勞動力市場后工資收入的提升幅度。這也和前文理論分析相一致，即個體在教育獲得機會方面固有的城鄉(xiāng)差異是引致這一現(xiàn)象的重要原因。

2. 地區(qū)差異分析

對于經(jīng)濟較發(fā)達的東部地區(qū)來說，當?shù)鼐用袷杖胨较鄬Ω?，更有能力負擔子女的教育支出。而在?jīng)濟相對欠發(fā)達的中西部地區(qū)，當?shù)鼐用竦氖杖胨较鄬^低，其子女輟學或失學的可能性更大，此時義務(wù)教育政策對該部分群體的影響效果可能更大。為了檢驗這一猜測，本文將樣本數(shù)據(jù)按照地理位置劃分為東部（包含北京、上海、遼寧、江蘇和山東）、中部（包含黑龍江、河南、湖北和湖南）和西部（包含重慶、廣西貴州）地區(qū)，探究義務(wù)教育政策的干預(yù)效果是否存在地區(qū)層面的異質(zhì)性，估計結(jié)果如表4所示。

表4中的列（1）—列（3）分別匯報了基于東部、中部和西部地區(qū)樣本進行分組回歸的結(jié)果。估計結(jié)果均顯示，在義務(wù)教育政策實施后，不同地區(qū)的個體在享受過義務(wù)教育政策影響后其進入勞動力市場的工資收入會顯著高于未享受到這一政策的其他個體。與此同時，通過進一步對比上述回歸結(jié)果可知，義務(wù)教育政策的實施使得中西部地區(qū)居民受益更大，經(jīng)濟相對欠發(fā)達的中西部地區(qū)受到該政策影響的個體進入勞動力市場后的工資收入水平增長幅度顯著高于經(jīng)濟較發(fā)達的東部地區(qū)受到該政策影響的個體進入勞動力市場后工資收入的增長幅度，這與本文前述理論分析的內(nèi)在邏輯完全一致。

3. 推行年份差異分析

本文使用CHNS十次調(diào)查數(shù)據(jù)進行相關(guān)研究，在樣本區(qū)間范圍內(nèi)，第一批推行義務(wù)教育政策的時間為1995年，最后一批推行義務(wù)教育政策的時間為2005年，義務(wù)教育政策推行時間不同，該政策對個體進入勞動力市場后工資水平的影響程度可能也存在差異。為了檢驗該差異是否存在，本文按照各地區(qū)推行義務(wù)教育的時間點不同，將樣本數(shù)據(jù)分為三組：第一組為在最早期（1995—1998年）實施義務(wù)教育政策的地區(qū)樣本數(shù)據(jù)，第二組為在中期（1999—2002年）實施義務(wù)教育政策的地區(qū)樣本數(shù)據(jù)，第三組為在后期（2003—2005年）實施義務(wù)教育政策的地區(qū)樣本數(shù)據(jù)。本文依然使用三重差分模型，探究這三組數(shù)據(jù)受義務(wù)教育政策影響的差異，估計結(jié)果如表5所示。

表5中的列（1）—列（3）分別匯報了早期、中期以及后期實施義務(wù)教育政策的估計結(jié)果。估計結(jié)果表明，在義務(wù)教育政策實施的早期和中期，義務(wù)教育政策對個體進入勞動力市場后工資收入的影響效應(yīng)都非常顯著。然而，列（3）顯示，在義務(wù)教育政策實施后期，在小學和初中階段享受過義務(wù)教育的個體，其進入勞動力市場后工資收入相較于未享受到義務(wù)教育政策影響的個體而言沒有顯著變化。進一步比較上述回歸結(jié)果可以看出，義務(wù)教育政策對于個體進入勞動力市場后工資收入的影響存在推行年份上的差異。義務(wù)教育政策推行年份和實施階段不同，對受政策影響的居民進入勞動力市場后工資水平也不同，在推行義務(wù)教育政策的早期和中期，政策效應(yīng)更加明顯，特別是政策實施的高峰時期，其政策效應(yīng)最佳;而在推行義務(wù)教育政策后期未達到預(yù)期效果。

4.政策推行時年齡差異分析

在推行義務(wù)教育政策時，若個體年齡大于15歲，則超過了義務(wù)教育政策惠及時間，此時個體不會受義務(wù)教育政策的干預(yù)。若個體年齡處于12歲以上、15歲以下，則僅能在初中階段享受義務(wù)教育。若個體年齡處于12歲以下，則既能享受小學階段的義務(wù)教育，又能享受初中階段的義務(wù)教育。因此，在義務(wù)教育政策推行后個體接受義務(wù)教育的時間長度不一樣，其進入勞動力市場后工資收入水平也可能存在差異。為此，本文將樣本按照個體所在地區(qū)推行義務(wù)教育政策時的年齡分為兩個子樣本，推行時年齡處于12歲以下的為同時享受小學和初中階段義務(wù)教育樣本，推行時年齡處于12歲以上且15歲以下的為僅接受初中階段義務(wù)教育樣本。使用三重差分模型進行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6中的列（1）和列（2）為按照個體受到義務(wù)教育政策影響時間長度而分為影響較長的小學和初中組，及影響時間較短的初中組的對比分析結(jié)果。結(jié)果顯示，不論是享受政策時間長度較長還是相對較短的組別下，前文的政策效應(yīng)依然顯著存在，但是值得一提的是，比較列（1）和列（2）的研究結(jié)果可知，從上小學階段即享受義務(wù)教育的個體相比于從初中階段才享受義務(wù)教育的個體而言，前者進入勞動力市場后工資收入的增長幅度顯著高于后者，從小學階段享受義務(wù)教育的個體享受該政策的時間更長，因此，從該政策中受益更多。

列（3）和列（4）則為僅利用男性樣本數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果，以此研究從小學階段就開始享受義務(wù)教育的男性群體和從初中階段才開始享受義務(wù)教育的男性群體，其參加工作之后工資收入的提升是否存在顯著差異。結(jié)果顯示，在男性樣本下，不論享受政策的時間多長，都會顯著提高個體進入勞動力市場后的工資收入水平。與此同時，在男性群體中享受義務(wù)教育時的年齡差異導致政策效果不一的情形仍然存在，受到政策影響時間更長的組別其政策效應(yīng)更強。列（5）和列（6）為女性樣本的回歸結(jié)果，以此研究從小學階段就開始享受義務(wù)教育的女性群體和從初中階段才開始享受義務(wù)教育的女性群體，其進入勞動力市場后工資收入的提升程度是否存在顯著差異。估計結(jié)果與男性樣本分析結(jié)果完全一樣，即無論享受政策的時間多長，都會顯著提高個體在進入勞動力市場后的工資收入水平。與此同時，在女性群體中享受義務(wù)教育時年齡差異導致政策效果不一的情形仍然存在。

基于此，我們不難發(fā)現(xiàn)，受到政策影響時間長度會顯著影響到政策受益狀況，主要體現(xiàn)在，小學和初中時期都受到義務(wù)教育政策影響的個體的長期收入效應(yīng)更高;與此同時，從性別差異上來看，在女性群體內(nèi)由于享受政策的時間差異導致政策效果的差異大于男性群體，不難發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育政策對于教育機會獲得相對較難的女性而言受益更多。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 剔除收入畸高/畸低樣本

居民個體收入特征呈現(xiàn)正態(tài)分布趨勢，部分樣本個體收入水平畸高，最高收入為452萬元/年，而部分個體的收入畸低。考慮到樣本中極端值的存在可能會使估計結(jié)果產(chǎn)生偏差，因而對極端值進行剔除處理。剔除收入畸高和畸低樣本后得到的估計結(jié)果表明，受到義務(wù)教育政策影響的個體在勞動力市場中的工資收入水平顯著地高于未從義務(wù)教育政策中受益的個體，且這一結(jié)果在各種樣本處理下均在1%水平上顯著通過統(tǒng)計性檢驗。因此，收入畸高和畸低樣本并不影響研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

2. 調(diào)整標準誤聚類層級

特別值得一提的是，由于具有共同環(huán)境特征下的企業(yè)之間可能會相互關(guān)聯(lián)，這需要在參數(shù)估計過程中對標準誤進行相應(yīng)的聚類處理來糾正這種潛在估計偏差?？紤]到政策主要發(fā)生在城市層面，本文在基準分析部分將標準誤聚類在縣市層面上，而本部分進行調(diào)整，分別將標準誤聚類在個體層面、省份層面、縣市—年份層面和省份—年份層面進行估計。

估計結(jié)果顯示，義務(wù)教育政策實施后，享受過義務(wù)教育的個體相較于未享受過義務(wù)教育的個體而言，其進入勞動力市場后工資收入顯著提高。這也再次證明了本文估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

3. 剔除同時期高校擴招政策干擾

1998年12月中國政府制定了《面向21世紀教育振興行動計劃》，拉開了自1999年開始以高校擴招為核心的高等教育改革的序幕，這堪稱中國高等教育史上的一重大轉(zhuǎn)折。自1999年起，全國高校招生規(guī)模每年擴大40萬人—50萬人，中國開啟了史無前例的大規(guī)模高校擴招，1998年高校招生人數(shù)為108萬人，至2008年上升為607萬人，10年間高校招生人數(shù)增加了5倍多。大規(guī)模的高校擴招使得中國的人力資本得到快速的積累和提升，1999—2016年高等教育毛入學率年均增長率高達8.60%，截至2016年高等教育毛入學率已達到42.70%，這一指標已遠超中等收入國家的平均水平。

在本文的研究中，樣本受義務(wù)教育政策影響的時間范圍為1995—2005年，根據(jù)前文的研究結(jié)論，受益于義務(wù)教育政策，中國居民受教育程度得到極大的改善，收入水平得到顯著提高。同時在這一時期，中國實行大規(guī)模的高校擴招政策，這一政策使人力資本又得到快速的積累和提升。人力資本是居民收入的重要源泉，相應(yīng)的居民收入受這一政策影響也得到了快速的提升。因而從1999年起施行的全國高校擴招政策很可能對本文的研究結(jié)論產(chǎn)生一定的干擾，為了剔除同時期高校擴招政策對本文研究結(jié)論的潛在影響，本文設(shè)定一個虛擬變量來控制這一干擾政策的影響，當高校擴招政策實施后個體受到該政策影響則取值為1，否則為0，將這一虛擬變量代入三重差分模型中對模型參數(shù)進行再估計，

表9列（1）是對全樣本進行回歸得到的結(jié)果，數(shù)據(jù)顯示，控制高校擴招這一干擾政策影響后，義務(wù)教育政策的實施對個體進入勞動力市場后的工資收入水平仍然存在顯著的積極影響。列（2）和列（3）則進一步將樣本按性別分為男性樣本和女性樣本進行對比分析，不難看出，在控制高校擴招這一干擾政策后，不論是在男性還是在女性樣本中，義務(wù)教育政策的工資收入增長效應(yīng)依然顯著存在。值得一提的是，在控制高校擴招政策因素影響下，義務(wù)教育政策對女性就業(yè)收入的影響程度仍然大于男性。

列（4）和列（5）是將全樣本按戶籍分為城鎮(zhèn)戶籍和農(nóng)村戶籍樣本后，再次進行對比分析得到的估計結(jié)果。

結(jié)果表明，在控制高校擴招這一干擾政策后，不論是在城鎮(zhèn)戶籍還是在農(nóng)村戶籍樣本中，義務(wù)教育政策的工資收入增長效應(yīng)依然顯著存在，這與前文的異質(zhì)性分析結(jié)論相同，即義務(wù)教育政策對于處于相對弱勢的農(nóng)村戶籍人口的影響程度大于對城鎮(zhèn)戶籍人口的影響。

（五）影響機制分析

受教育水平提高可能是義務(wù)教育政策影響個體進入勞動力市場后收入增長的傳導機制。本文分別以受教育年限、初中畢業(yè)率、高中畢業(yè)率和大學畢業(yè)率度量受教育水平，基于式（2）和式（3）檢驗這一可能的影響機制，估計結(jié)果如表7所示。

表7中的列（1）是基于式（2）得到的回歸結(jié)果，因變量為個體受教育年限，依舊以地區(qū)、年份和年齡三個維度構(gòu)建三重差分項，控制兩兩聯(lián)合固定效應(yīng)、個體特征控制變量、社區(qū)特征控制變量，回歸結(jié)果顯示，享受過義務(wù)教育的個體相較于未享受過義務(wù)教育的個體而言，其受教育年限平均提高0.65年。可知，中國義務(wù)教育政策顯著提高了居民的受教育年限，促進了人力資本的積累和提升，從而促進個體收入的提高，居民受教育年限增加是義務(wù)教育提高居民收入的一個傳導機制。

列（2）則是基于式（3）得到的回歸結(jié)果，被解釋變量為個體是否初中畢業(yè)，回歸結(jié)果顯示，享受過義務(wù)教育的個體相較于未享受過義務(wù)教育的個體而言，初中畢業(yè)率顯著提高約1.95%。列（3）是基于式（4）得到的回歸結(jié)果，被解釋變量為個體是否高中畢業(yè)，回歸結(jié)果顯示，義務(wù)教育政策顯著提高了高中畢業(yè)率，相較于未享受過義務(wù)教育的個體，享受過義務(wù)教育的個體的高中畢業(yè)率顯著提高約4.55%。列（4）是基于式（5）得到的回歸結(jié)果，被解釋變量為個體是否大學畢業(yè)，回歸結(jié)果顯示，在義務(wù)教育政策影響下，享受過義務(wù)教育的個體大學畢業(yè)率顯著提高4.86%。

綜上可知，義務(wù)教育政策推行后，中國居民整體受教育年限顯著增加了0.65年，且居民整體的初中畢業(yè)率、高中畢業(yè)率和大學畢業(yè)率均顯著提升，這極大地促進了人力資本的提高，從而增加居民收入水平。因此，本文論證了居民受教育水平提高是義務(wù)教育政策提升居民長期收入水平的重要影響機制。特別值得指出的是，義務(wù)教育政策對大學畢業(yè)率的影響效應(yīng)最大，對高中畢業(yè)率的影響效應(yīng)次之，而對初中畢業(yè)率的影響效應(yīng)最小。這表明為適齡兒童提供義務(wù)教育的影響效果是長遠的，基礎(chǔ)端受教育水平的提高能激發(fā)學生的學習興趣和熱情，增加其繼續(xù)深造的概率，因而義務(wù)教育不僅能提高國民基礎(chǔ)素質(zhì)水平，達到掃除文盲的目的，亦能提高國民整體文化素質(zhì)，促進高等教育的全面發(fā)展。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于CHNS數(shù)據(jù)，在地區(qū)、年份和個體年齡三個維度構(gòu)建三重差分項，研究了義務(wù)教育政策的實施對居民收入的影響效應(yīng)，同時檢驗其背后的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）義務(wù)教育政策對個體未來進入勞動力市場后的工資收入水平存在顯著的正向影響，即基礎(chǔ)教育對個體長期收入提升具有促進作用;（2）義務(wù)教育政策對居民收入的影響在個體和地區(qū)層面存在明顯的異質(zhì)性，對女性群體和農(nóng)村居民的影響程度更大，對中西部地區(qū)居民的干預(yù)效果更強;（3）義務(wù)教育政策在早期和中期實施時政策效果較好，而在政策實施后期未達到預(yù)期效果;（4）從小學階段接受義務(wù)教育的個體受益于該政策的時間更長，收入增長幅度也顯著更高。在上述分析基礎(chǔ)上進行穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，剔除收入畸高/畸低樣本、調(diào)整標準誤聚類層級、剔除同時期高校擴招政策干擾等，結(jié)果均證明了前文結(jié)論的穩(wěn)健性;（5）進一步的影響機制分析發(fā)現(xiàn)，義務(wù)教育政策顯著增加了受教育年限，提高了初中及后續(xù)教育的畢業(yè)率，最終增加了個體的長期收入。

基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下政策性建議：

第一，進一步提高教育基本公共服務(wù)的均等化水平。推進教育基本公共服務(wù)均等化對于促進社會公平正義、增強全體人民在共建、共享發(fā)展中的獲得感，以及最終實現(xiàn)共同富裕，都具有十分重要的現(xiàn)實意義。然而，當前中國城鄉(xiāng)之間、不同區(qū)域之間以及不同社會群體之間在教育基本公共服務(wù)供給狀況方面依然存在較大程度的不均等，這也是未來一段時期內(nèi)政府需要繼續(xù)推進的一項重要工作。與此同時，這種均等化也不應(yīng)簡單化為教育基本公共服務(wù)數(shù)量上的均等化，更應(yīng)該是一種服務(wù)質(zhì)量上的均等化，即逐步形成數(shù)量大致均等、質(zhì)量大致相當、方便可及性狀況大致相同的教育基本公共服務(wù)供給格局，這將有利于改善全體居民的整個收入分配格局，并有利于共同富裕的最終實現(xiàn)。

第二，適當延長義務(wù)教育的普及階段。進入新時代，中國義務(wù)教育步入新的發(fā)展階段，黨的十九大報告也提出要在全國范圍內(nèi)普及高中階段教育。同時，適當延長義務(wù)教育的年限也是未來中國義務(wù)教育改革的一個重要發(fā)展方向。經(jīng)歷了改革開放四十余年穩(wěn)定經(jīng)濟發(fā)展后的今天，適當延長中國義務(wù)教育階段的教育年限已經(jīng)成為了可能。這得益于經(jīng)濟發(fā)展帶來的穩(wěn)定而雄厚的財力基礎(chǔ)，更是新時期改善收入分配格局、促進共同富裕的時代要求，同時也將有利于進一步提高整體國民素質(zhì)。另外，在全國范圍內(nèi)普及高中階段教育也有利于降低生育成本，積極應(yīng)對人口老齡化。“十四五”規(guī)劃明確提出，實施積極應(yīng)對人口老齡化的國家戰(zhàn)略，制定人口長期發(fā)展戰(zhàn)略，優(yōu)化生育政策，增強生育政策包容性。可見，如何通過優(yōu)化生育政策來積極應(yīng)對人口老齡化已經(jīng)成為中央關(guān)注的一項重要議題，而進一步將高中納入義務(wù)教育的普及階段將是一項可行的政策選項。

第三，有針對性地對教育機會更脆弱的女性群體、農(nóng)村居民及欠發(fā)達地區(qū)居民設(shè)計教育幫扶政策。本文的研究表明，義務(wù)教育政策對不同群體的影響效果不盡相同，教育獲得機會更脆弱的女性群體和農(nóng)村群體從義務(wù)教育政策中受益更多，與此同時，地處經(jīng)濟相對欠發(fā)達的中部地區(qū)和西部地區(qū)居民受義務(wù)教育政策干預(yù)效果更大。換言之，當未實施義務(wù)教育政策時，特定的脆弱群體將很大概率無法得到基礎(chǔ)教育機會，而義務(wù)教育政策出臺首先使這些群體從中受益。而這部分人群恰恰也是全社會整個收入分配格局中最底層的群體。因此，進一步有針對性地對教育機會相對更脆弱的女性和農(nóng)村居民群體等設(shè)計專項幫扶政策，將有利于通過“精準扶智”實現(xiàn)“精準致富”的政策目標，從而更好地服務(wù)于共同富裕的發(fā)展大局。

第四，關(guān)注政府公共服務(wù)提供對低收入群體的增收效應(yīng)，促進共同富裕。不僅教育基礎(chǔ)公共服務(wù)有利于增加個體長期收入，其他各類基本公共服務(wù)都會使低收入群體從中受益更多，從而提高收入水平。其背后的邏輯在于，相對于高收入群體而言，低收入群體才是各類政府基本公共服務(wù)的主要使用者，同時也將更多地從這些基本公共服務(wù)中受益。與此同時，相對于直接針對低收入群體給予政府轉(zhuǎn)移支付可能帶來降低勞動積極性的潛在負向激勵而言，政府基本公共服務(wù)供給決策作為一種使用者受益的政策選擇，能夠較好地規(guī)避這一負向激勵問題。同時，更多樣、更全面的基本公共服務(wù)供給，不僅有利于降低低收入者的生活成本，甚至也能直接或間接增強個體的人力資本等要素稟賦，從長期來看也將改善這部分群體的經(jīng)濟狀況。因此，在設(shè)計各類促進共同富裕的政策時，要充分關(guān)注政府公共服務(wù)提供帶來的潛在增收效應(yīng)，發(fā)揮好公共服務(wù)在調(diào)整收入分配差距、實現(xiàn)共同富裕過程中的作用。

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（責任編輯：徐雅雯）