摘　要：本地-流动儿童的义务教育结果公平涉及流动人口的社会融入与以人为核心城镇化进程，故值得学术研究深入探讨的议题。本文利用中国教育追踪调查数据，实证检验了教育财政投入、家庭教育支出对不同儿童义务教育结果表现的影响，结果发现：(1)基准估计揭示了教育财政投入、家庭教育支出与本地-流动儿童的学业表现间可能存在负相关性的关系，但未有明显证据表明本地儿童的学业表现优于流动儿童，稳健性检验则发现似不相关回归更富估计效率;(2)利用分样本回归的异质性分析，发现生均财政经费拨款有利于提高流动儿童和贫困家庭子女的义务教育结果表现;(3)利用分位数回归发现本地儿童在各分位点上的学业表现高于流动儿童，但估计结果并不显著，进一步利用MM分解发现本地-流动儿童的义务教育结果不平等具有“天花板效应”的鲜明特征。

　　关键词：流动儿童；教育财政投入；家庭教育支出；义务教育；似不相关回归

　　中图分类号：G522.3

　　文献标识码：A

　　作者简介：方超，南京财经大学公共管理学院副教授(南京，210023)，浙江省城市治理研究中心客座研究员(杭州，311121);张又文，哲学博士，教育部教育管理信息中心研究处(北京，100816)

　　基金项目：国家社科基金教育学2020年度青年课题“教育结果公平视角下贫困家庭子女的义务教育补偿机制研究”(编号：CFA200249)

　　一、问题的提出

　　本地-流动儿童的义务教育结果公平不仅关乎流动儿童的教育获得与人力资本积累，更是制约流动人口社会融入的重要因素。在解释人口迁移的推拉理论作用下，人口流动与子女随迁的影响因素可以归结为流入-流出地的经济发展水平、工作机遇、医疗社保以及基本公共服务均等化等方面，而教育财政投入数量的多寡、质量的优劣则是基本公共服务均衡化的重要组成，尤其是在“双减”政策推行前，义务教育结果表现往往依附于家庭经济文化背景^[1]，优势家庭能够凭借手握的货币性资源或社会资本等家庭投入，通过购置课后服务来提高子女的学业表现，从而导致义务教育结果不平等由校内转向了校外。与本地儿童相比，流动儿童更有可能身处经济文化背景较差的劣势家庭，需要中央-省级-县域政府进一步明确支出责任划分^[2]，切实保障本地-流动儿童的义务教育结果公平，加速流动人口及随迁子女的本地融入^[3]。

　　根据《中华人民共和国2022年国民经济和社会发展统计公报》提供的数据，外出农民工达到了29562万人，比上年增加了311万人，增长1.1%。其中，本地农民工12372万人，比上年增加293万人，增长2.4%;外出农民工17190万人，比上年增加18万人，增长0.1%^[4]。在农民工规模不断攀升，乡-城转移人口日趋成为推动国民经济增长重要力量的现实背景下，流入地(县)政府能否通过公共教育财政投入切断义务教育结果公平对于家庭经济文化背景的阶层依附性，基于本地-流动儿童的义务教育结果公平，消除流动人口社会融入的“后顾之忧”，就成为以人为核心的新型城镇化建设的重要课题。

　　政府教育财政投入对本地-流动儿童成就发展的影响，包括不同国籍、种族、户籍学生之间的教育公平问题始终是教育经济学关注的热点问题^[5,6]。早在1966年，《科尔曼报告》在讨论宏观财政投入与微观家庭教育支出谁更有利于促进学生发展时就指出^[7]，不同种族学生的校际隔离不利于提高学生的学业表现，自此也拉开了西方学者针对学校或班级中移民学生比例对本国学生学业表现的影响研究^[8,9]。在上述同伴效应的研究中，绝大多数研究发现了移民学生对本国学生学业表现的影响不具有统计显著性，或者具有微弱的负向影响^[10]。

　　国内学者的该研究则从我国的现实国情出发，基于户籍异质性的研究视角，广泛讨论了流动儿童教育公平中的相关问题^[11]，并逐步形成了两种学术分支。分支一：流动儿童与本地儿童在交往过程中的同伴效应(Peer Effects)及其对义务教育结果公平的影响^[12,13]。譬如，刘泽云和郭睿(2020)利用中国教育追踪调查数据的研究，发现非农户籍流动儿童比例不会对本地儿童的学业成绩造成负面影响，但农业户籍流动儿童(比例)对本地女性学龄儿童和高能力学龄儿童的学业表现则具有微弱的负向影响^[14]。分支二，户籍融合对本地-流动儿童学业表现的影响，而本文后续的研究也与这一主题契合^[15]。杨娟和李凌霄(2019)利用中国教育追踪调查基线数据的相关研究，就发现了户籍融合有利于提高流动儿童的学业表现，并且在城乡、性别间具有一定的异质性^[16]。

　　目前，国内学者的相关研究主要聚焦在学术分支一，即如何实现同伴效应的因果识别，但对户籍融合影响本地-流动儿童学业表现的关注却稍显不足。更为重要的是，相关研究还缺乏立足家庭经济文化背景的阶层差异，在政府公共教育财政投入的基础上，结合本地-流动儿童校外教育支出的家庭差异，综合考察各因素对不同儿童义务教育结果表现的影响。如前所述，在“双减”政策推行前后，义务教育结果公平的决定因素逐渐由校内转向了校外，校外因素的影响主要表现为义务教育结果表现对家庭经济文化背景的阶层依附性，优势家庭通过购买课外补习帮助子女在校内筛选性考试中“过关”，而这无疑加剧了义务教育结果不平等。有鉴于此，本文将在相关研究的基础上，纳入家庭经济文化背景，尤其是家庭教育支出水平的阶层差异，重点考察政府公共教育财政投入对本地-流动儿童义务教育结果表现的影响效应，一方面能够在既有问题域下形成有益的学术增量，另一方面则为实现本地-流动儿童的义务教育结果公平，加速流动人口的社会融入提供有益的政策参考。

　　二、研究设计

　　(一)模型

　　实证研究采用下式估计教育财政投入、家庭教育支出对于本地-流动儿童义务教育结果表现的影响效应：

　　Y_ijt=α+β₁Native_ij+β₂Finance_t+β₃Expenditure_ij+β₂X_ijt+ε.....................................................................................................................(1)

　　式(1)中，下标i、j、t分别表示儿童、家庭和学校，因变量Y_ijt表示t学校j家庭中儿童i的义务教育结果表现;Native_ij用二分变量表示本地-流动儿童，Natuve_ij=1表示本地儿童，Natuve_ij=0表示流动儿童，β₁则为本地或流动儿童户籍身份特征对于义务教育结果表现的影响效应;Finance_t和Expenditure_ij表示t学校的教育财政投入规模和j家庭对儿童i的家庭教育支出水平;X_ijt为影响义务教育结果表现的学校、家庭以及个体特征;ε为方程的随机误差项。

　　(二)识别策略

　　1.基准估计

　　基准回归首先采用普通最小二乘法(Ordinary Least Squares，OLS)对教育财政投入、家庭教育支出与本地-流动儿童义务教育结果表现的关系进行基准估计。由于本文对于义务教育结果表现的考察包括本地-流动儿童的语文、数学、英语、总成绩以及认知能力，自变量均为教育财政投入、家庭教育支出水平以及本地-流动儿童的个体、家庭和学校特征，方程之间看似不相关，但干扰项却可能存在跨方程的同期相关性，如不可观测的能力因素等。因此，在稳健性检验中我们构建如下似不相关模型(Seemingly Unrelated Regression，SUR)：

　　Chinese_ijt=α₁+β_1iNative_ij+β_1iFinance_t+β_1iExpenditure_ij+β_1iX_ijt+ε₁ 

　　Match_ijt=α₂+β_2iNative_ij+β_2iFinance_t+β_2iExpenditure_ij+β_2iX_ijt+ε₂

　　English_ijt=α₃+β_3iNative_ij+β_3iFinance_t+β_3iExpenditure_ij+β_3iX_ijt+ε₃                         ........................................................................(2)

　　Total Score_ijt=α₄+β_4iNative_ij+β_4iFinance_t+β_4iExpenditure_ij+β_4iX_ijt+ε₄ 

　　Cognitive Ability_ijt=α₅+β_5iNative_ij+β_5iFinance_t+β_5iExpenditure_ij+β_5iX_ijt+ε₅

　　当式(2)各方程的扰动项ε存在同期相关性，对式(2)进行似不相关估计，估计结果作为基准估计的稳健性检验依据。

　　2.条件分位数回归及其分解

　　在基准估计之后，本研究进一步采用了科恩克与巴塞特(Koenker & Bassett)提供的条件分位数回归，旨在捕捉教育财政投入、家庭教育支出水平对于本地-流动儿童在不同分位点上义务教育结果表现的异质性影响^[17]：

　　Q_τ (Y_ijt│X)=X'β(τ)................................................................................................................................................................................................(3)

　　式(3)中，Q_τ (Y_ijt│X)表示给定自变量X时，因变量Y_ijt在τ分位点上的参数估计值，β(τ)表示本地-流动儿童义务教育结果表现在τ分位点上的回归系数。在条件分位数回归的基础上，实证研究进一步采用马查多和马塔(Machado & Mata)提供的反事实分解技术(MM分解)^[3][18]，刻画教育财政投入、家庭教育支出水平在本地-流动儿童两类群体间引致的义务教育结果不平等。MM分解借助概率积分转换得到各科成绩边际密度函数的一致估计，再利用随机替换构造义务教育结果表现的反事实分布，τ分位点上本地-流动儿童义务结果不平等就可表述为：

　　Δ_τY_1-0it=Q_τ(Y_1ijt)-Q_τ(Y_0ijt)=[Q_τ(Y_1ijt)-Q_τ(Y_0ijt)]+[Q_τ(Y_cijt)-Q_τ(Y_0ijt)]..................................................................................................(4)

　　式(4)中，下标1、0和c表示本地儿童、流动儿童和反事实儿童，Δ_τY_1-0it表示τ分位点上用义务教育结果表现表示的本地-流动儿童义务教育结果不平等;Q_τ(Y_cijt)表示义务教育结果表现的反事实分布，可以理解为流动儿童如果获得本地儿童身份后的义务教育结果表现。

　　三、数据与变量

　　(一)数据与样本

　　本文基于中国人民大学调查与数据中心提供的中国教育追踪调查数据(China Education Panel Survey，CEPS)。CEPS以七年级和九年级两个同期群为研究起点，按人口受教育程度和流动人口比例分层，在全国范围内随机抽取了28个县级单位(县、区、市)作为调查点，在调查点中随机抽取了112所学校，总计438个班级，被抽中班级的学生整班入样，总计19487名学生。本文在样本处理时将CEPS提供的基线数据(2013~2014学年)和追访数据(2014~2015学年)做了纵向合并处理后，对缺失值做剔除后入样。

　　(二)变量处理

　　1.因变量

　　因变量以本地儿童和流动儿童在2014~2015学年的期中考试成绩作为义务教育结果公平^[4,5]的代理指标，具体以学校为分组变量，对语文、数学、英语以及总成绩的得分进行标准化处理，同时采用当年认知能力测试的标准化得分衡量义务教育结果表现①。

　　2.核心自变量

　　首先,核心自变量通过当前户口所在地识别本地儿童与流动儿童，户口所在地为本县(区)的表示本地儿童，户口所在地为外县(区)表示流动儿童。其次，本文主要关注教育财政投入和家庭教育支出对于不同儿童义务教育结果公平的影响效应，结合微观研究数据在指标设计中的可获得性，代理指标选择了学校当年初中生均财政拨款和本学期孩子上校外辅导班或学习兴趣班的费用，技术上对其做对数平滑处理。以本地儿童和流动儿童为分组变量，利用核密度函数对不同儿童在语文、数学、英语、总成绩以及认知能力测试上的差异进行更直观的图像化处理，得到图1所示结果：总体上看，流动儿童在各科目上的义务教育结果表现要优于本地儿童。

图1   核密度函数图

　　3.控制变量

　　第一，学校层面的控制变量，包括学校性质(公立=1;民办=0)、学校排名(中等以上=1;中等以下=0);第二，家庭层面的控制变量，包括家庭贫困(领取低保=1;未领取=0)、父母亲受教育程度(没受过任何教育=1;小学=2;初中=3;中专/技校=4、职业高中=5;普通高中=6;大学专科=7;大学本科=8;研究生及以上=9)、文化资本(藏书量较多=1;藏书量较少=0)、教育期望(现在就不要念了=1;初中毕业=2;中专/技校=3;职业高中=4;普通高中=5;大学专科=6;大学本科=7;研究生=8;博士=9)、补习班(参加补习班=1;不参加=0);第三，儿童层面的控制变量，包括年龄(调查年份-出生年份)、性别(男生=1;女生=0)、户籍(农业户籍=1;非农户籍=0)、民族(汉族=1;少数民族=0)、家庭规模(独生子女家庭=1;非独生子女家庭=0)、基期能力(2013~2014学年认知能力测试标准化得分)^①。

　　(三)统计描述

　　表1显示学校、家庭和儿童个体层面的统计描述。关键自变量方面，流动儿童所在学校的生均财政经费拨款和家庭教育支出的对数值均高于本地儿童。对于此，我们认为可能的原因是在以人为核心的新型城镇化建设中，地方(县域)政府渐进增强了对于接受流动儿童学校的生均财政经费拨款水平，一方面推动流动儿童所在学校的基础设施建设水平，切实保障了流动儿童的教育机会公平、教育过程公平，另一方面也从子女教育保障的视角推动了流动人口的社会融入。此外，对于流动儿童家庭教育支出水平高于本地儿童，我们认为可能的原因在于流动儿童随父母迁入流入地后，在家庭人力资本投资方面并未比本地儿童处于劣势地位。家庭特征方面，89.7%的流动儿童就读于公立学校，比本地儿童的94.8%低了5.1个百分点;62.1%的流动儿童就读学校在区县内排名中等以上，低于本地儿童83.3%。家庭特征方面，本地儿童在父母亲受教育程度、教育期望以及参加补习班等方面的统计指标高于流动儿童，但在贫困家庭和藏书量等方面低于流动儿童。个体特征方面，流动儿童在年龄的均值、男生、农业户籍、汉族学生比重等方面高于本地儿童，但在独生子女家庭比重上相对于本地儿童低了14.4个百分点，并且前期认知能力发展也低于本地儿童。此外，表1还以贫困为分组变量，报告了贫困和非贫困流动儿童在学校、家庭和个体特征上的组内差异。

表1   统计描述

　　四、实证分析

　　(一)基准回归

　　基准估计采用普通最小二乘法检验教育财政投入、家庭教育支出对本地-流动儿童义务教育结果表现的影响，表2报告了核心变量的回归结果。从分组变量上看，本地儿童与流动儿童的义务教育结果表现存在一定的差异，本地儿童在数学和英语成绩上优于流动儿童，但流动儿童在语文、总成绩和认知能力测试上优于本地儿童。需要指出的是，可能受到小样本的掣肘，分组变量的估计结果不具有统计显著性，因而基准回归不能得到流动儿童义务教育结果表现一定优于或逊色于本地儿童的论断。

表2   普通最小二乘估计

　　注：（1）***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；（2）括号内为聚类到校的稳健标准误；（3）控制变量包括学校、家庭和儿童三个维度，下文同。

　　关键自变量方面，教育财政投入的参数估计值在语文、数学、英语、总成绩以及认知能力测试中分别为-0.329、-1.325(P<0.05)、-0.965、-0.872(P<0.1)、0.067(P<0.05)，数学、总成绩和认知能力的参数估计值具有统计显著性，表明增加一单位值的初中生均财政经费拨款，能够将本地-流动儿童的认知能力测试提高0.067个标准分，但造成数学和总成绩分别下降了1.325和0.872个标准分。

　　家庭教育支出的参数估计值在语文、数学、英语、总成绩和认知能力测试中分别为-0.978(P<0.01)、-2.207(P<0.01)、-1.671(P<0.01)、-1.605(P<0.01)以及0.022，除认知能力外，各科成绩的参数估计值均通过了1%水平的显著性检验，表明家庭每增加一单位值的校外兴趣班、补习班的教育经费支出，却造成本地-流动儿童的语文、数学、英语以及总成绩分别下降了0.978、2.207、1.671、1.605个标准分。此外，与既有研究相一致的是，贫困与义务教育结果表现间呈负相关，贫困家庭子女在认知能力测试上比非贫困家庭子女低了0.099个标准分^[19]。

　　最后，根据基准回归的估计结果，我们能够得到如下三条基本结论：(1)未有明显证据显示出流动儿童的义务教育结果表现劣于本地儿童，一方面体现出流动人口社会融入支持政策的不断完善，另一方面也反映出地方政府承担公共教育事业发展的努力程度不断提高，公共教育服务日趋均等;(2)公共教育财政投入与本地-流动儿童的义务教育结果表现不具有正相关性，在既有“指标到校”的财政体系中，单纯提高生均财政拨款不利于提高儿童的义务教育结果表现;(3)家庭教育支出水平与义务教育结果表现同样存在负相关，而不同阶层的教育焦虑及其内卷则是可能的原因。目前，课外补习、影子教育业已形成了一种社会风气，并且愈发体现出对家庭经济文化背景的阶层依附性^[20]，各阶层校外教育支出引致的“军备竞赛”一方面无法有效提高本地-流动儿童校内教育表现，可能的原因在于通过家庭教育支出的父母教育期望与子女的教育期望二者间或许存在不一致性，这种因“望子成龙，望女成凤”心态所造成的追加投入水平，适得其反地抑制了子女在学期间的学业表现，同时也使父母卷入了对子女教育期望的深切焦虑，即教育内卷化现象^[21]。

　　(二)稳健性检验

　　稳健性检验采用似不相关回归(Seemingly Unrelated Regression，SUR)旨在解决联立性偏误，控制方程扰动项之间的相关性^[22]，表3报告了同期相关性的检验结果。在进行SUR估计之前，需要检验语文、数学、英语、总成绩以及认知能力五个方程的扰动项是否存在前期相关，Breusch-Pagan(BP)检验则是最常用的检验方法，其原假设是方程不存在同期相关性^[23]，但BP检验的P值为0.00，因而能够在1%水平上拒绝各方程扰动项相互独立的原假设，故利用SUR进行稳健性估计能够提高参数估计值的效率。

表3   似不相关回归检验

　　从表4汇报的SUR估计结果上看，分组变量和关键自变量在参数估计值的方向性与显著性上与普通最小二乘法提供的基准回归结果相比并未发生变化，表明OLS和SUR估计具有异质性和稳健性，从而验证了基准回归中提炼的三条事实判断具有一定的可信度。

表4   似不相关回归

　　注：（1）***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；（2）括号内为标准误。

　　(三)异质性分析

　　1.本地-流动儿童异质性分析

　　异质性分析首先以流动儿童作为分组变量，对本地-流动儿童进行分样本回归，表5报告可SUR分样本回归结果。教育财政投入方面，生均财政经费拨款与本地-流动儿童的语文、数学、英语以及总成绩均呈现出负相关关系，但估计结果不具有统计显著性，而每增加1单位值的生均财政经费拨款却能将流动儿童在认知能力测试中的表现提高0.093个标准分，估计结果比本地儿童的0.063分高出了0.03个标准分，这意味着地方政府有针对性地提高对流动儿童的公共教育财政投入时，有利于消弭本地-流动儿童的义务教育结果不平等，促进流动人口的社会融入。

表5   本地－流动儿童分样本回归

　　注：（1）***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；（2）括号内为标准误。

　　2.贫困-非贫困家庭异质性分析

　　表6以家庭贫困为分组变量，报告了贫困-非贫困家庭分样本的SUR回归结果。根据教育财政投入的估计结果，我们能够得到如下推论：第一，教育财政投入的参数估计值在贫困和非贫困家庭中正负各异，生均财政经费拨款正向影响贫困家庭子女的义务教育结果表现，但却不利于提高非贫困家庭子女的学业表现;第二，鉴于公共教育财政投入更有利于提高贫困家庭子女的义务教育结果表现，虽然估计结果不具有统计功效，但对地方政府而言，扩大公共教育投入，增强对贫困家庭的教育补偿，或许能够消弭因家庭经济文化背景的阶层差异而引致的义务教育结果不平等。

表6   贫困－非贫困家庭分样本回归

　　注：（1）***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；（2）括号内为标准误。

　　(四)本地-流动儿童的义务教育结果不平等

　　1.条件分位数回归

　　最后，本文利用期望条件分位数回归捕捉本地-流动儿童在不同分位点上义务教育结果表现的组内差异，QR_10~QR_90分别表示10%~90%分位点上的义务教育结果表现，表7报告了相关学科的回归的结果。

表7   条件分位数估计

　　注：（1）***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；（2）括号内自举法标准误，通过自举抽样1000次后得到；（3）模型包含控制变量的估计。

　　语文成绩方面，本地儿童在0.1~0.75分位点上的义务教育结果表现低于流动儿童，但在0.9分位点上高于流动儿童。随着分位点的上升，本地-流动儿童语文成绩的组内差异呈现出“下降-上升-下降”的动态变化趋势，异质性特征表现为倒N型的分布结构。数学成绩方面，本地儿童的义务教育结果表现在各分位点上均高于流动儿童，异质性特征随分位点的上升呈现出V型结构分布，中位数则是V型结构向上偏折的拐点。英语成绩方面，除中位数外，本地儿童在其他分位点上的英语成绩均高于流动儿童。总成绩方面，本地儿童在0.9分位点上的总成绩比流动儿童高出2.130个标准分，估计结果在5%水平上统计显著。认知能力方面，本地儿童的认知能力测试成绩在0.1、0.25以及0.9分位点上高于流动儿童。在假定本地-流动儿童具有相似的可观测特征时，除语文成绩以外，本地儿童在数学、英语、总成绩以及认知能力测试的整体表现上优于流动儿童，表明本地-流动儿童的义务教育结果表现在不同分位点上具有一定的差异，但估计结果缺乏统计显著性的支持，因而还需大样本数据做重复性验证。

　　2.MM分解

　　表8以本地-流动儿童为分组变量，利用反事实的MM分解，通过自举法(bootstrap)进行抽样后报告了儿童随父母迁移引致的义务教育结果不平等的分解结果^①。在表8中，反事实的MM分解涵盖三部分分解结果：(1)本地-流动儿童义务教育结果不平等的总差异;(2)本地-流动儿童义务教育结果不平等中能够被解释的差异，即特征效应;(3)本地-流动儿童义务教育结果不平等中不能被解释的差异，即系数效应。

表8   MM分解

　　注：括号内为特征效应和系数效应在总差异中的贡献值。

　　根据总差异的分解结果能够发现，本地儿童在低分位点上的义务教育结果表现总体上低于流动儿童，但在高分位点上高于流动儿童，义务教育结果不平等主要集中在高分位点上，到达一个无法逾越的限度或难以突破的阻碍，呈现出“天花板效应”的部分特征。从特征效应与系数效应的参数估计值上看，系数效应的参数估计值以及在总差异中的贡献值高于特征效应，表明不可解释的系数效应，如城乡学龄儿童的户籍差异、户籍歧视决定了本地-流动儿童的义务教育结果不平等。

　　五、结果与讨论

　　(一)研究结论

　　本文利用中国人民大学调查与数据中心提供的中国教育追踪调查数据，实证检验了公共教育财政投入、家庭教育支出与本地-流动儿童义务教育结果表现的关系，得到以下研究发现：

　　第一，利用普通最小二乘法进行基准回归，发现未有明显证据表明本地儿童的义务教育结果表现优于流动儿童，而公共教育财政投入规模、家庭教育支出水平与本地-流动儿童的义务教育结果呈负相关性;进一步采用似不相关回归进行稳健性检验，验证了基准回归的结论所得，但SUR估计更富效率性。

　　第二，对本地-流动儿童进行异质性分析时，发现生均财政经费拨款有利于提高流动儿童在认知能力测试中的表现，因而扩大公共教育财政投入规模有可能消弭本地-流动儿童的义务教育结果不平等;对贫困-非贫困家庭进行异质性分析时，发现生均财政经费拨款有利于提高贫困家庭子女的义务教育结果表现，因而增强对贫困家庭的教育补偿，或许能够消弭因家庭经济文化背景引致的义务教育结果不平等。

　　第三，对本地-流动儿童义务教育结果不平等分析时，利用条件分位数回归发现本地儿童在各分位点上的学业表现高于流动儿童，但估计结果缺乏统计显著性的支持;利用反事实的MM分解发现本地-流动儿童的义务教育结果不平等主要集中在高分位点上，呈现出“天花板效应”的部分特征，不可解释的系数效应是义务教育结果不平等的决定因素。

　　(二)讨论与建议

　　本文实证研究所得具有一定的政策意涵。第一，中央、省级、县域政府应明确教育财政投入的权责划分，持续增强对县域学校教育财政投入的支持力度，用好税收的杠杆的作用。实证研究在贫困-非贫困的分样本研究中发现，教育财政投入有助于消弭家庭经济文化背景引致的教育结果不公平问题，这就要求财政投入可以采取更加多元化的补偿形式，如以“教育劵”的形式对相对贫困家庭做精准补贴，消除本地-流动儿童因家庭教育投入的阶层差异引致的义务教育结果不平等。第二，在“以县为主”的财政体制下，县级政府根据地区经济发展和财政收入水平，动态增强对校区内初中生均财政经费的投入力度，稳步扩大公共教育财政投入规模，为辖区义务教育迈入更加公平且更具质量的发展阶段提供物质保障。第三，学校主体应保持对流动儿童的关心力度，保障流动儿童在信息化的基础设施建设、师资力量等方面，享有与本地儿童一样的学校教育，切断本地-流动儿童义务教育结果不平等的校内因素。此外，需要指出的是，由于文章面临小样本的掣肘，部分回归结果还缺乏统计显著性的支持，因而在未来数据条件允许的情况下，我们还将对这一议题进行重复检验，以期得到科学、稳健的研究论断。

　　参考文献：

　　[1]方超,黄斌.马太效应还是公平效应:家庭教育支出与教育结果不平等的异质性检验[J].教育与经济,2020,36(04):58-67.

　　[2]吴开俊,周丽萍.进城务工人员随迁子女义务教育财政责任划分——基于中央与地方支出的实证分析[J].教育研究,2021,42(10):11-23.

　　[3]张万朋,张瑛.从公平走向充足：新时期我国义务教育财政投入的目标转向与提升[J].教育发展研究,2022,42(24):8-16.

　　[4]2022年农民工监测调查报告，国家统计局[EB/OL].(2023-04-28)[2024-06-27].https://www.stats.gov.cn/xxgk/sjfb/zxfb2020/202304/t20230428_1939125.html。

　　[5]BETTS R J, FAIRLIE W R. Does immigration induce ‘native flight’ from public schools into private schools?[J].Journal of Public Economics,2003,87(5):987-1012.

　　[6]HUNT J. The Impact of Immigration on the Educational Attainment of Natives[J]. Journal of Human Resources,2017,52(4):1060-1118.

　　[7]胡咏梅,元静.学校投入与家庭投入哪个更重要?——回应由《科尔曼报告》引起的关于学校与家庭作用之争[J].华东师范大学学报(教育科学版),2021,39(01):1-25.

　　[8]GOULD D E, LAVY V, PASERMAN D M. Does Immigration Affect the Long-Term Educational Outcomes of Natives? Quasi-Experimental Evidence[J].The Economic Journal,2009,119(540):1243-1269.

　　[9]JENSEN P, RASMUSSEN W A.The effect of immigrant concentration in schools on native and immigrant children’s reading and math skills[J].Economics of Education Review,2011,30(6):1503-1515.

　　[10]BRUNELLO G, ROCCO L. The effect of immigration on the school performance of natives: Cross country evidence using PISA test scores[J].Economics of Education Review,2013,32,234-246.

　　[11]汪传艳.国内流动儿童研究二十年:基本概况、热点领域及前沿演进——基于1997-2016年CSSCI文献的可视化分析[J].基础教育研究,2018(21):10-15.

　　[12]陈媛媛,董彩婷,朱彬妍.流动儿童和本地儿童之间的同伴效应：孰轻孰重?[J].经济学(季刊),2021,21(02):511-532.

　　[13]刘泽云,郭睿.流动儿童同伴对学生学习成绩的影响——基于北京市三个区的分析[J].教育与经济,2020(01):64-76+86.

　　[14]刘泽云,郭睿.流动儿童对本地儿童学习成绩的影响——基于CEPS数据的分析[J].北京大学教育评论,2020,18(04):71-102+187.

　　[15]梁玉成,吴星韵.教育中的户籍隔离与教育期望——基于CEPS 2014数据的分析[J].社会发展研究,2016,3(01):22-47+242-243.

　　[16]杨娟,李凌霄.户籍融合对流动子女成绩影响的实证分析[J].劳动经济研究,2019,7(04):3-31.

　　[17]KOENKER R, BASSETT G. Regression Quantiles[J].Econometrica,1978,46(1)33-50.

　　[18]MACHADO F A J, MATA J. Counterfactual Decomposition of Changes in Wage Distributions Using Quantile Regression[J].Journal of Applied Econometrics,2005,20(4):445-465.

　　[19]方超,王顾学,黄斌.信息技术能促进学生认知能力发展吗?——基于教育增值测量的净效应估计[J].开放教育研究,2019,25(04):100-110.

　　[20]刘保中.“鸿沟”与“鄙视链”:家庭教育投入的阶层差异——基于北上广特大城市的实证分析[J].北京工业大学学报(社会科学版),2018,18(02):8-16.

　　[21]方超,黄斌.挤入还是挤出：公共教育财政投入对家庭教育支出的影响[J].教育研究,2022,43(02):150-159.

　　[22]ZELLNER A. An Efficient Method of Estimating Seemingly Unrelated Regressions and Tests for Aggregation Bias[J].JASA: Journal of the American Statistical Association, 1962,57(298):348-368.

　　[23]BREUSCH T S, PAGAN A R. The LM Test and Its Application to Model Specification in Econometrics[J].Review of Economic Studies, 1980,47(1):239-253.

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

FANG Chao^1,2 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

　　(编辑 郭向和　校对 姚力宁)