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义务教育现金资助对家庭经济.PSM-DID的准实验估计_廖彬.pdf
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1、本文利用中国教育追踪调查2 0 1 32 0 1 5两期的数据,使用倾向得分匹配结合双重差分方法,在控制个体相关特征、家庭特征和学校固定效应的条件下,估计了教育现金资助对家庭经济困难学生学习成绩的因果影响。结果显示,教育现金资助对获资助学生的学习成绩存在显著的正影响,且当获资助的学生全部是家庭经济困难学生时,这一影响更大。对一个“典型”的家庭经济困难学生进行现金资助,可以使得他的学习成绩提高0.2 2 7个标准差,这一促进作用在男孩、农村学生和父母高学历学生中更为显著,无条件分位数回归显示学习能力较差的学生从这一资助中的获益更大。机制分析表明,教育现金资助产生作用主要由收入效应驱动,它通过改变
2、家庭收入在教育投资上的分配来促进学生学习成绩的提高。未来应注重划分不同的资助标准,提高对家庭经济困难学生的精准识别度。关键词 家庭经济困难学生;教育现金资助;精准帮扶;学习成绩一、引言贫困问题仍然在世界范围内普遍存在,据统计,迄今为止仍有7亿多人(占世界人口的1 0%)生活在极端贫困之中,联合国可持续发展峰会将消除贫困列为2 0 1 52 0 3 0年世界可持续发展(S D G s)的第一目标。贫困通过影 收稿日期 2 0 2 2-0 7-1 3 基金项目 2 0 2 0年江苏省社科基金重点(委托)项目“江苏普通高中优质均衡发展的实现路径及财政投入政策研究(2 0WT A 0 0 1)”。作
3、者 简 介 廖 彬,南 京 财 经 大 学 公 共 管 理 学 院,电 子 邮 箱 地 址:b i n l i a o 9 7 2 51 6 3.c o m;黄斌,南京大学教育研究院,电子邮箱地址:j a m e s 7 5 2 61 6 3.c o m。参见联合国网址:h t t p s:/w ww.u n.o r g/s u s t a i n a b l e d e v e l o p m e n t/z h/。DOI:10.19512/ki.issn2096-2088.2023.03.0064 教 育 经 济 评 论2 0 2 3年响家庭收入和家庭投资偏好影响人力资本投资,亦会通过代际
4、传递对下一代的教育获得产生影响,如此形成“父代收入子代教育子代收入”的恶性循环,逐渐造成社会家庭间的两极分化。因此消除贫困事关社会公平,如何阻绝贫困代际传递成为扶贫的关键。我国自2 0 2 1取得脱贫攻坚取得全面胜利,消除了绝对贫困,确保脱贫人口不再返贫、解决新的致贫对实现共同富裕目标具有重要意义。教育在缓解贫困和阻断贫困代际传递中具有特殊作用,对家庭经济困难学生的教育干预亦是扶贫的常用措施。已有研究显示,家庭经济困难儿童在入学率、心理健康、学业成绩等诸多方面显著劣于普通儿童,面向此类儿童实施教育资助有助于改善其教育结果和实现教育机会公平(U n i t y e t a l.,2 0 1 3;
5、孟照海,2 0 1 6)。我国已建立自学前教育到高等教育全覆盖的学生资助保障体系。在义务教育阶段,“两免一补”政策面向家庭经济困难学生免费提供教科书、免除学杂费并发放助学金,旨在减轻家庭经济困难学生的教育成本,提高义务教育入学率。此外,中央在农村和落后地区实施“营养改善计划”以保障家庭经济困难儿童的健康状况。在促进教育公平这一主导性政策目标的指引下,我国面向家庭经济困难学生的教育财政资助规模不断扩大。“十三五”期间,我国累计资助家庭经济困难学生3.9 1亿人次,资助金额达7 7 3 9亿元;2 0 1 72 0 2 2年,国家学生资助补助经费预算由3 7 2亿元增长到5 4 4亿元。如此巨大的
6、公共教育财政投入,产生了怎样的扶贫成效?它对于义务教育家庭经济困难学生的教育获得产生了多大的影响?国内部分实证研究已尝试对以上问题进行回答,但研究方法、研究结论仍存在不足和争议。鉴于此,本文利用2 0 1 32 0 1 5中国教育追踪调查数据(C E P S),就我国面向义务教育家庭经济困难学生实施的现金资助政策(“两免一补”中的“一补”)成效进行评估,并聚焦于精准资助对家庭经济困难学生教育结果产生的影响,从收入效应和替代效应两方面探讨教育精准资助产生作用的机制,采用无条件分位数回归分析其对不同学习能力学生影响的异质性,在此基础上提出未来教育帮扶政策发展的相关建议。二、文献评述面向家庭经济困难
7、学生的现金资助政策是世界各国,特别是发展中国家普遍采取的教育帮扶举措,其成效一直是教育财政和教育帮扶研究重点关注的话题。教育现金资 助或教育现 金转移支付,可分 为无条件现 金转移支付(U n c o n d i t i o n a l C a s h T r a n s f e r,U C T)和有条件现金转移支付(C o n d i t i o n a l 第3期义务教育现金资助对家庭经济困难学生学习成绩的影响5 C a s h T r a n s f e r,C C T),前者只单纯对经济困难家庭给予现金支援,对受资助对象不设定任何条件,后者则要求受资助家庭或个人需满足一定条件,譬如转移
8、资金须用于子女教育或子女需接受某一阶段的教育等。以往研究对两种不同资助方式的成效进行对比,证明了有条件资助在提高入学率、改善学生教育结果等方面优于无条件资助(B a i r d e t a l.,2 0 1 1)。各国对经济困难家庭实施现金援助多使用有条件资助,我国的“一补”现金资助以在校家庭经济困难学生为对象,因此也属于有条件资助。有条件现金资助同时具有立时减贫和长期减贫的效果,发展中国家,特别是拉丁美洲对其尤为看重。部分国家在广泛实施有条件资助前开展了大量实地实验,试图寻找合适的现金转移模式,同时也为实验研究的开展创造了契机。国外大量研究致力于有条件资助的成效分析,基本肯定了其在改善经济困
9、难家庭现状和阻断贫困代际传递上的重要作用。这些研究大多通过随机实验来评估有条件资助对家庭经济困难学生产生的影响,包括减少抽烟、饮酒、犯罪等不良行为,改善营养健康状况,促进心理和认知发展,提高入学率、学校出勤率与学习成绩等(F e r n a l d e t a l.,2 0 0 8;B a i r d e t a l.,2 0 1 1;G a l i a n i a n d M c E w a n,2 0 1 3;C h i o d a e t a l.,2 0 1 6;H a u s h o f e r a n d S h a p i r o,2 0 1 6)。此外,亦有部分研究发现,部分地
10、区的有条件资助不仅对获资助的家庭经济困难学生的教育结果产生积极影响,还会通过一定的途径对同社区、同家庭其他未获资助学生的教育结果或福利产生影响(B o b o n i s a n d F i n a n,2 0 0 9;H a s a n,2 0 1 0;B a r r e r a-O s o r i o e t a l.,2 0 1 1)。可见,不同国家不同模式的有条件现金资助的总体成效不尽相同,需在对地区政策的充足了解下应用科学的研究方法对其进行分析(R a v a l l i o n,2 0 0 8)。国内有关教育现金资助的研究数量极少,且多采用实验研究方法,使用因果推断方法评估现金资助
11、成效的研究尚不多见。部分研究通过随机对照实验发现现金资助能显著提高获资助学生的学业成绩,提高他们升学的可能性(易红梅等,2 0 1 9;何章立和丁小浩,2 0 2 1)。但也有研究使用同样的方法给初中家庭经济困难学生发放有条件现金资助,却发现并不能显著提升受助者的高中入学率和学习成绩(L i e t a l.,2 0 1 7)。时至今日,还没有充足的经验证据表明我国的教育现金资助对家庭经济困难学生的教育结果产生正向影响。纵观已有研究不难发现,大量研究所采用的实验研究方法测试对象有限,代表性不强,得出的研究结果缺乏外部有效性,主要关注现金资助产生成效的“是什么”问题,对其如何产生成效的“为什么”
12、问题却鲜有提及。此外,学校与学生信息间的不对称往往导致获资助的学生并不全是家庭经济困难学生,多数研究将获得资助学生作为分析对象的做法尚有不妥。6 教 育 经 济 评 论2 0 2 3年鉴于此,本文在汲取已有研究经验的基础上,利用国内发布的大型微观抽样数据,采用因果推断方法就我国义务教育阶段面向家庭经济困难学生实施的教育现金资助政策的成效进行评估,实证估计其对获资助学生学习成绩的影响,主要达成以下几点贡献:(1)准确估计教育现金资助对家庭经济困难学生学习成绩产生影响的大小和方向;(2)探寻教育现金资助产生作用的机制;(3)重点探讨对家庭经济困难学生的精准识别在发挥教育现金资助成效中的重要作用。三
13、、研究设计(一)因果识别策略双重差分(D i f f e r e n c e I n D i f f e r e n c e,D I D)是政策评估常用的因果推断方法,其核心思想是利用两期或多期的面板数据,形成处理组和控制组重复观测结果之间的变化,再将控制组变化作为处理组变化的反事实结果,以此来纠正特定的遗漏变量对因果识别的干扰,实现对政策效果的一致估计。在本文的研究中,处理组是班级中获得资助的学生,其教育结果用Yt表示,控制组是未获资助的学生,其教育结果用Yc表示,干预前T=0,干预后T=1,则教育现金资助对获资助学生的处理效应可表示为:A T TD I D=(Y1t-Y0t)-(Y1c-Y
14、0c)双重差分正确识别处理效应有一个必然假设:平行趋势假设,即处理组学生和控制组学生在干预前处于相同的发展趋势,如此在干预后控制组方可作为处理组正确的反事实结果,然后通过差分进一步得出教育资助对获资助学生的因果效应。囿于数据可获得性,本文利用学界常用的倾向得分匹配法(P r o p e n s i t y S c o r e M a t c h i n g,P S M)来满足这一假设。通过给每一个处理组学生匹配合适的控制组学生,以实现这两类学生除在获资助状态上存在差别外,在其他影响学生是否获得资助以及教育结果的相关特征上不存在显著差异,从而近似达到相同的发展趋势。在完成样本匹配后,进行双重差分
15、估计,本文建立以下双重差分估计模型:Yi s=0+1T r e a ti s+2Ti s+3T r e a ti sTi s+4Xi s+S c h o o li+i s(1)其中,下标i和s分别表示学校和班级;Y是学生短期内的教育结果,在本文中主要指学生的学习成绩,即调查期的期中考试成绩,实际估计中均在学校层面进行了标准化处理;T r e a t表示学生是否获得现金资助,获得取1;T表示所处的时期是干预发生前还是发生后,干预后则取1;X是一系列控制变量,包括学生个人特征、家庭特征等;S c h o o l是学校固定效应,既可解决不同学校成绩不可比的问题,又能控制学校层面随时间变化的混淆因素对
16、第3期义务教育现金资助对家庭经济困难学生学习成绩的影响7 估计结果的影响;是随机误差项;文中所有回归系数标准误统一采用班级层面的聚类标准误(B a l e s t r a,2 0 2 2),以解决同一班级学生存在的自相关问题;3是本文主要感兴趣的系数,代表教育现金资助对获资助学生教育结果的处理效应。(二)数据来源与变量定义本文所用数据来自中国教育追踪调查(C h i n a E d u c a t i o n P a n e l S u r v e y,C E P S),C E P S 是由中国人民大学中国调查与数据中心(N S R C)开展收集的大规模追踪调查,能够为相关学术研究提供具有全国
17、代表性的多层次基础数据支持。该调查以2 0 1 32 0 1 4学年为基线,采用分层抽样方式在全国范围内选取1 1 2所学校、4 3 8个班级、1 9 4 8 7名学生作为调查样本,收集了学生、家庭、班级、学校等多个层面的数据。2 0 1 42 0 1 5学年对基线的七年级学生进行了追访,使用基期年和追踪年两期的数据满足了本文研究所需要的研究环境和主要的变量需求。本文主要关注的是学生获得资助的状态、家庭经济状况以及可以代表学生短期教育结果的变量。对变量数据进行匹配合并,转化为便于分析的长面板数据,并剔除关键变量存在缺失的样本,最终用于分析的匹配前样本包括来自1 1 0个学校、2 1 7个班级的
18、1 2 0 8 8个学生,其中获资助的学生1 4 4 0个,普通学生1 0 6 4 8个。本文的被解释变量是学生的学习成绩。C E P S数据提供了来自学校收集的当期期中考试成绩,其中期中考试成绩由语文、数学和英语三门科目组成,参照已有研究(F e l d a n d Z l i t z,2 0 1 7;H u a n g a n d Z h u,2 0 2 0),本文对三门科目取平均值处理。根据已有研究经验(H a n u s h e k,2 0 1 1),学生的在校学习成绩对未来的劳动收入具有重要影响,以此作为反映学生未来教育结果的前定变量是合理的。解释变量是学生是否获得来自政府的教育现金
19、资助。根据C E P S家长问卷问题:“这学期,孩子在教育方面是否享受了政府的补贴”,将回答“是,获得了助学金/贫困生补助”作为判别学生获得教育现金资助的依据。我们将基期(2 0 1 32 0 1 4学年)没有获得资助但追踪期(2 0 1 42 0 1 5学年)获得资助的学生定义为处理组,将两期都没有获得资助的学生定义为控制组。此外,如前所述,获资助的学生并不一定是家庭经济困难学生,为了展现精准资助对于发挥教育现金资助成效的作用,本文对家庭经济困难学生进行识别,将获资助且家庭经济困难的学生作为第二个处理组对象,额外估计方程(1)。C E P S家长问卷有一个问项:“目前您家的经济条件如何?”我
20、们将回答“非常困难”和“困难”的样本学生定义为家庭经济困难学生(李玉青,2 0 2 2)。根据样本描述统计,获资助的学生中有5 2.6%自评家庭经济不困难,其涵盖两类学生,其8 教 育 经 济 评 论2 0 2 3年一是获资助但确实家庭经济不困难的学生,其二是由于主观原因误报但家庭经济困难的学生。无论哪种学生所占比例更大,若以获资助学生作为分析对象,通常会低估教育现金资助的成效(黄斌等,2 0 1 7)。模型(1)中的控制变量包括:学生是否独生子女、是否少数民族、是否农业户口、是否在学校住宿,“是”均取值为1;自评健康状况,取值范围1-5,取值越高表示越健康;父母受教育年限,根据父母已获得的最
21、高学历换算,小学为6,初中为9,以此类推;家庭经济状况,取值范围1-5,取值越低表示家庭经济越困难;具体估计中我们还控制了班级学生获资助的状态可能对普通学生成绩造成的溢出影响,以尽可能减少估计偏误(R a v a l l i o n,2 0 0 8)。定义一个虚拟变量(班级效应),如果班级中有学生获得教育资助且该样本学生是普通学生(未获资助)则该变量取值为1,否则为0。表1 主要变量描述统计变量获资助学生普通学生均值标准差均值标准差均值差语文成绩(原始成绩)7 7.0 1 91 7.4 6 28 2.2 2 51 8.2 8 5-5.2 0 6*数学成绩(原始成绩)7 3.2 4 02 9.9
22、 7 27 9.1 4 42 8.6 2 0-5.9 0 4*英语成绩(原始成绩)7 3.3 0 32 7.7 9 88 1.8 7 32 8.3 3 5-8.5 7 0*三科平均成绩7 4.5 2 12 1.8 8 48 1.0 8 12 2.4 7 4-6.5 6 0*家庭经济状况2.4 2 90.7 2 02.8 8 60.5 4 3-0.4 5 7*独生子女0.1 7 90.3 8 40.5 0 50.5 0 0-0.3 2 6*健康状况3.9 5 60.9 2 14.2 3 90.8 4 1-0.2 8 3*母亲教育年限7.6 0 13.2 3 61 0.1 7 43.3 6 6-2
23、.5 7 3*父亲教育年限8.7 4 02.4 0 71 0.8 3 63.1 1 3-2.0 9 6*少数民族0.1 8 50.3 8 80.0 5 70.2 3 20.1 2 8*农业户口0.8 0 90.3 9 30.5 0 70.5 0 00.3 0 2*是否住宿0.6 9 00.4 6 30.2 2 90.4 2 00.4 6 1*班级效应0.4 9 00.5 0 00.6 0 40.4 8 9-0.1 1 4*学生数1 4 4 01 0 6 4 8注:均值差=获 资 助 的 学 生 均 值-未 获 资 助 的 学 生 均 值。*p0.1,*p0.0 5,*p0.0 1。表1展示了主
24、要变量的分组描述统计,从中可以看出,获资助的学生在语文、数学和英语成绩等诸多方面显著差于普通学生,获资助学生更多来自多子女家庭、农村家庭和少数民族家庭,他们的父母受教育程度要显著低于第3期义务教育现金资助对家庭经济困难学生学习成绩的影响9 普通学生的父母,家庭经济状况也相对较差。四、实证结果(一)实施倾向得分匹配倾向得分匹配通常要选取若干既对个体是否受干预,又对个体结果具有显著影响的变量,从而利用匹配变量来计算个体的倾向得分,可用公式表示为:p(Xi)=ETi|Xi=PTi|Xi(2)式(2)中Xi表示用于匹配的向量组,Ti是个体受干预的状态,通过来自多个维度的匹配向量Xi计算出个体的单维倾向
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