“二期行動計劃”對農村學前教育投入的影響
——基于多期雙重差分方法的政策評估

鄧鐘毓，馬紅梅

一、引言

2010年5月，國務院審議并通過了《國家中長期教育改革和發展規劃綱要(2010—2020年)》(以下簡稱《規劃綱要》)?！兑巹澗V要》在學前教育方面明確提出三點要求，即基本普及學前教育、明確政府職責、重點發展農村學前教育。隨后，為了貫徹落實《規劃綱要》，改善學前教育落后狀況，推進農村地區學前教育發展，國務院又進一步發布了《國務院關于當前發展學前教育的若干意見》，指出各級政府要加大對農村學前教育的投入，努力擴大農村地區學前教育資源，并安排專項資金，重點建設農村幼兒園，同時明確要求各省以縣為單位開展“第一期學前教育三年行動計劃”(以下簡稱“一期行動計劃”)。我國在“一期行動計劃”實施之前的學前教育經費占總教育經費的比例一直低于1.5%，但“一期行動計劃”實施以后，學前教育經費占總教育經費的比例逐年遞增。學前教育投入取得了較大的進展(廖莉和袁愛玲，2015)，但城市地區幼兒園與農村地區幼兒園之間的不均衡程度仍然較大(董艷艷，2015)。有鑒于此，教育部在2014年發布了《關于實施第二期學前教育三年行動計劃的意見》(以下簡稱“二期行動計劃”)，提出“各地要切實加大財政投入力度，落實學前教育投入的主體責任……財政性學前教育投入要最大限度地向農村、邊遠、貧困和民族地區傾斜……中央財政繼續安排專項資金，鼓勵和引導地方積極發展學前教育”。這對農村地區進一步推進學前教育普及、縮小城鄉學前教育差距有重要的現實意義。

然而，“二期行動計劃”的政策實施對農村地區學前教育經費投入提升有多大作用，這是需要訴諸數據檢驗的問題。筆者查詢《中國教育經費年鑒》，計算了2012—2016年各省的學前生均教育經費支出，利用泰爾指數(1)泰爾指數是衡量不平等程度的一個指標，一般情況下其數值越小，則不平等程度越低，數值越大，則不平等程度越高。初步估計了“二期行動計劃”政策效果(見表1)。從表1可以看出，在“二期行動計劃”實施之前，泰爾指數略微上升，學前教育不均衡程度增加。2014年各地開始頒布“二期行動計劃”之后，泰爾指數開始逐年減小，學前教育整體公平程度逐漸升高，“二期行動計劃”在提高學前教育經費支出公平性方面取得了一定的政策成效。泰爾指數可以分解成組間泰爾指數和組內泰爾指數，筆者在計算這兩個指數時將學前生均教育經費支出分成城市和農村兩個組別，故此處組間泰爾指數指城市和農村之間的差異，組內泰爾指數指城市和農村各自內部的差異。從分解結果來看，城市和農村的組間泰爾指數一直遠遠小于城市和農村各自內部的組內泰爾指數，即組間泰爾指數對總體泰爾指數的貢獻度小于組內泰爾指數。換言之，城鄉各自內部的差異是總體泰爾指數差異的主要來源。此外，組間泰爾指數自“二期行動計劃”實施之后逐年對總體泰爾指數的貢獻度降低，說明該計劃的實施對縮小城鄉之間學前教育差距做出了一定貢獻。

表1 學前生均教育經費支出泰爾指數

需要說明的是，各地具體實施“二期行動計劃”的時間點略有不同，部分省份，如福建、湖南、湖北等在2015年才開始實施該計劃，所以用泰爾指數檢驗“二期行動計劃”的實施效果還較為粗糙，只能大致反映出該計劃在縮小城鄉學前教育經費投入差距方面做出了一定貢獻，而對于各省份在實施“二期行動計劃”時做出的貢獻具體有多大，還需進一步采用更加精確的方法進行估計。本文充分利用“二期行動計劃”在城鄉間的實施方案差異這種政策干預創設出的自然實驗環境，基于2012—2016年省級面板數據的結構特征構造“非農村”部門，并將其作為政策干預的“對照組”，采用基于固定效應的多期雙重差分方法(Time-varying DID)得到各地“二期行動計劃”對農村地區學前教育經費投入的凈影響。

本文余下部分安排如下：第二部分回顧以往文獻；第三部分對本文的數據及所用方法進行必要的說明；第四部分報告本文的研究結果并對結果進行穩健性檢驗；最后是總結全文并指出“二期行動計劃”所存在的不足。

二、文獻綜述

學前教育是教育公平的起點，在帶給個人私人收益的同時，也能夠給社會帶來巨大的社會收益(Heckman and Krueger，2005)。例如，針對美國的開端計劃(Head Start)的成本-效益分析結果表明，為貧困家庭提供學前教育，大約1美元的投入可以給社會帶來17美元的收益(Ellsworth and Ames，1998)?；谂謇锓桨?Perry Preschool Program)的追蹤研究也表明，兒童早期學前教育投資在帶給個人回報的同時，也給社會帶來效益比約為1：7.16的公共效益(Schweinhart，2003)。大量研究證實學前教育是人力資本投資回報率最高的教育階段(Berlinski and Schady，2015；Engle et al.，2011)。因此，發展學前教育逐漸受到我國社會的高度重視(王婭和宋映泉，2019)。然而，在我國學前教育發展歷程中，區域差異以及城鄉差異由來已久，這一問題的產生在一定程度上與我國財政體制有關(Ding et al.，2020；Guryan，2001)。

我國從二十世紀八十年代開始進行財政分權改革，目的是促進地方經濟增長，同時利用地方政府對當地居民偏好的敏感性，把發展基礎教育的責任交給地方，提高教育等公共物品的質量及效率。與西方國家不同的是，我國是“財政分權，政治集權”的體制，地方官員往往會將財政支出投入至一些見效較快的領域(趙力濤等，2015)，教育領域由于見效慢以及外溢效應(2)外溢效應指一個組織在進行某項活動時，不僅會產生活動所預期的效果，而且會對組織之外的人或社會產生的影響。在這里指由于人口流動，當地政府的教育投入也會使其他周邊地區受益，從而使投資主體和受益主體產生錯位。的存在，地方政府缺乏投資教育的相應激勵機制，并且此次改革由于責任主體重心過低，導致農村地區教育由本就財政收入較為缺乏的鄉(鎮)和村負責，從而出現“重城輕鄉”的行為偏差。1994年分稅制改革后，中央將財權上收，但對包括基礎教育在內的公共支出的事權卻未做相應調整，城鄉教育差距進一步擴大。

2001年，《關于基礎教育改革與發展的決定》提出了“以縣為主”的管理體制。2006年“農村義務教育經費保障新機制”再一次將教育財政支出主體上移，提出“經費省級統籌、管理以縣為主”，中央政府試圖通過不斷上移教育財政承擔主體來保障義務教育經費投入，縮小城鄉義務教育差距。反觀學前教育，財政投入主體一直是區、縣、鄉(鎮)和村，這就導致在經濟落后的農村地區，不少鄉鎮，甚至一個縣內都沒有一所公辦幼兒園(羅仁福，2009；宋映泉，2011)。

截至2010年，中央及省一級政府較少提供學前教育經費，學前教育財政投入基本由地方政府承擔，導致城鄉差距逐年擴大，大量的資金集中在縣城公辦幼兒園中，“扶強扶優”傾向明顯，這明顯與我國建設“?；?、廣覆蓋、有質量”的普惠性學前教育服務體系相違背(李芳等，2020)。有學者提出，在現有財政體制之下，若想改變這一現狀、推進教育公平，中央應該適當干預，從而緩解教育不平等對貧困家庭人力資本積累造成的負面影響(丁維莉和陸銘，2005)。2010年，我國在學前教育領域頒布了一系列政策，中央財政開始設立專項資金，旨在擴大學前教育資源，支持中西部農村等貧困地區的學前教育發展?！岸谛袆佑媱潯痹凇耙黄谛袆佑媱潯钡幕A上，進一步加大學前教育投入，并且更加突出“普惠性”和向農村地區傾斜(盧邁等，2020)。然而該政策的實施效果如何，國內學者對其進行的研究較少，并且尚未就“二期行動計劃”是否對農村地區學前教育投入產生實質性影響達成一致意見。

洪秀敏和趙尚藝(2020)基于成都市幼兒園園長和教師的調查數據，對“二期行動計劃”的政策效果進行檢驗，發現該計劃實施之后，學前教育的生均補助和硬件投入相較于“一期行動計劃”而言成效明顯。洪秀敏和姜麗云(2018a)基于北京市的調查結果也得到類似的結論。然而，這兩項研究只針對成都與北京市區，沒有研究“二期行動計劃”對農村地區學前教育投入的影響。洪秀敏和姜麗云(2018b)之后又基于東、中、西部六個城市的園長和教師的調查分析發現，“二期行動計劃”實施后學前教育經費投入、保教質量、教師培訓機會等明顯改善，中西部、農村地區對“二期行動計劃”的認可度高于東部、城市地區，換言之，中西部、農村地區的各類學前教育資源在“二期行動計劃”期間增長明顯。

然而，洪秀敏和張明珠(2018)基于山西省“二期行動計劃”實施效果的調查結果發現，超過40%的園長和教師反映學前教育生均補助沒有明顯的增加，并且相較于城市地區而言，這種情況在農村地區更為明顯。邵明星和楊煥南(2018)根據海南省全省的學前教育狀況以及園長的訪談記錄，發現“二期行動計劃”雖然使海南省學前教育經費支出上升，農村地區幼兒園數量增加，但海南省農村地區幼兒園仍運轉十分困難，城市與農村地區學前教育投入的分配差異較大。

上述研究的共同點都是以某一地區或某幾個地區作為觀測點，通過這些地區的學前教育經費投入狀況評估“二期行動計劃”的政策成效。由于地區與地區之間在實施政策時會根據當地財政情況適當做出調整，故以往基于個別地區樣本的研究難以就“二期行動計劃”的政策效果達成共識。

綜上，國內學者關于“二期行動計劃”實施效果的研究成果較少，還存在以下有待解決的問題：首先，以往的研究主要以某些地區作為觀測點來檢驗政策效果，本質上是個案式的研究，所得結論可能對當地有很好的適切性，但無法對全國范圍內的農村地區學前教育的影響有全面的整體把握；其次，大多數研究主要基于園長和教師的調查，且多為截面數據，數據結構限制了使用較為精確的統計技術進行政策效果評估的可能性。本研究基于2012—2016年全國省級面板數據，并充分利用統計年鑒數據的排列規律而構造城鄉二部門，再聯合利用固定效應和多期雙重差分估計方法，評估“二期行動計劃”對全國范圍內的農村地區學前教育經費投入趨勢的影響，從而回答“二期行動計劃”是否起到了引導學前教育財政投入向邊遠農村地區傾斜的作用，其傾斜力度又有多大等問題。

本文的邊際貢獻包括以下幾點：首先，基于省級面板數據的結構特征并利用統計年鑒數據排列規律構造城鄉二部門，從中識別出“二期行動計劃”的政策干預對象——農村，從而得到該政策對全國范圍內農村地區學前教育經費投入的影響，進而評估“二期行動計劃”的政策效果；其次，利用多期雙重差分方法，剝離出不同省份政策實施時間的“干預”效應，并且同時采用固定效應估計方法消除其他不隨時間變化的不可觀測變量的影響，評估各地“二期行動計劃”對農村地區學前教育投入的政策效果。

三、研究設計

(一)數據說明

本文選取學前教育生均教育經費支出與生均公共財政預算教育經費支出作為被解釋變量，探討“二期行動計劃”對學前教育經費投入的整體水平影響，以及如何影響政府對學前教育經費投入的努力程度。(3)由于數據本身的限制，本文采取生均公共財政預算教育經費這一小口徑衡量政府財政性學前教育經費投入。由于2011年為“一期行動計劃”的實施年份，2017年各地開始實施“第三期學前教育三年行動計劃”，為了聚焦于“二期行動計劃”的政策效果，筆者將本文的研究時間跨度限定在2012—2016年間。此外由于經濟環境的變動以及物價水平的影響，本文以2012年為基期，對照各省城鄉兩部門的CPI，將本文所用到的貨幣相關變量均進行平減處理，以反映學前教育經費投入的相對變化水平(杜育紅等，2013)。

筆者先將《中國教育經費統計年鑒》中學前教育經費投入的有關數據與《中國統計年鑒》《中國教育統計年鑒》的數據進行匹配，并將其轉置為31個省(截面)5期的“省—年份”二維面板數據。原始數據中有全省以及“農村”部門的數據，筆者根據“全省=農村+非農村”的等量關系，計算了“非農村”部門(即城鎮地區)的相關變量，并將“非農村”部門作為“二期行動計劃”干預的對照組，而原始數據中的“農村”部門為實驗組。這樣處理的理由是，“二期行動計劃”要求學前教育經費最大程度向農村邊遠地區傾斜，而各省的非農村地區幾乎沒有受到該政策關于經費支出傾斜要求的影響，所以“非農村”部門與“農村”部門構成了準實驗設計中的對照組和處理組，為后文采用多期雙重差分方法估計政策效果提供了前提條件。另外，由于全省層面的數據沒有政策分析價值，故做刪除處理，將剩余的數據轉置為“31個截面×5期×2部門”共計310個觀察值的“省—年份—部門”的三維面板數據。此外，因北京市、天津市、上海市、重慶市、西藏自治區五個地區的數據結構與其他省份不一致且這五個地區具有特殊性，故這五個地區的數據不予分析，剩余260個觀察值。由于變量缺失或樣本限定等原因，具體分析中的樣本量略有損失，有效樣本量詳見后文各表。

該面板數據具有以下優勢：首先，筆者利用統計年鑒數據的結構優勢而人為構造不受“二期行動計劃”經費投入傾斜條款影響的“非農村”部門作為對照組，并且可以利用面板數據的優勢采用固定效應模型進而消除其他不隨時間變化的不可觀測遺漏變量的影響，如各省城鄉教育支出結構偏好等；其次，筆者對照“二期行動計劃”在各省份的推進時間，結合“截面”和“時間”兩個維度的信息，采用對政策時點更為靈活的多期雙重差分方法得到“二期行動計劃”較為“純凈”的效應；再次，所用數據時間跨度涵蓋整個“二期行動計劃”實施時間，能夠檢驗該計劃對農村地區學前教育經費投入影響的持續性效果。

表2報告了本文用到的主要變量的描述統計。以生均教育經費支出為例，“農村”部門生均教育經費支出在實施“二期行動計劃”后增長約1760元，“非農村”部門生均教育經費支出在實施“二期行動計劃”后增長約1178元。相較而言，“農村”部門平均生均教育經費支出的漲幅比“非農村”部門大，換言之，“二期行動計劃”的實施在一定程度上縮小了城鄉學前生均教育經費支出差距。這種通過均值比較的方法估計“二期行動計劃”政策效果雖然誤差較大，但它為后文利用多期雙重差分方法估計政策效應起到了一定的預估作用。

表2 主要變量描述統計

(二)識別策略

“二期行動計劃”主要是面向農村地區學前教育投入的增量調整計劃，國家針對農村地區學前教育投入較少的現實，提出學前教育財政投入最大限度向這些地區傾斜，所以“二期行動計劃”對各省份農村地區和非農村地區而言是一個外生事件，改變了原來兩個部門學前生均教育經費支出的結構模式和增長趨勢，這為本研究提供了一個良好的準實驗環境。具體而言，“二期行動計劃”的實施一方面造成了同一個省份農村地區學前教育經費投入改革前與改革后的差異，另一方面造成了同一個時點上農村地區學前教育投入和非農村地區學前教育投入之間的差異。采用雙重差分的估計方法可以有效控制其他共時性政策的影響以及農村地區與非農村地區在政策實施前的差異，從而進一步做出“二期行動計劃”政策效果的因果效應推斷(周黎安和陳燁，2005)。

傳統雙重差分估計方法需要滿足各個觀測對象政策實施時間的統一，通過統一的政策實施時間識別出觀測對象是否受到政策影響(孫丹等，2018)，該條件在現實情境中一般難以滿足。比如我國各地的差異性較大，故政府在實施一項政策時，通常會選取個別地區進行試點，再根據試點地區的效果逐步擴大政策實施地區，從而造成各地政策實施時間的差異(趙蔡晶和吳柏鈞，2020)?！岸谛袆佑媱潯币膊焕?，它分批次在各省依次組織實施，各省份的政策實施時間不一致，故傳統雙重差分方法不再適用于評估“二期行動計劃”的政策成效。本文參照Beck等人(2010)的做法，采用了針對政策時點更為靈活的多期雙重差分方法。此外，為盡可能減少模型設定誤差，筆者還使用固定效應估計方法以消除地方財政能力、地方教育偏好等不隨時間變化的不可觀測因素的潛在影響。

綜上，本文設立的多期雙重差分-固定效應模型如下：

lnYjit=β0+β1postit+β2treati×postit+ψZjit+γt+αi+γt×αi+εjit

(1)

上式中，i代表省份，j=1，2分別代表城鄉二部門，t代表年份，Yjit表示i省j部門在t年的學前教育投入，包括生均教育經費支出與生均公共財政預算教育經費支出。根據慣例，被解釋變量取的是Y的對數。treat是識別處理組和對照組的關鍵變量，treat取值為1時為“農村”部門，treat取值為0時為“非農村”部門，post是識別某一省份“二期行動計劃”是否實施的關鍵時效變量，需要說明的是，雖然教育部2014年發布《關于實施第二期學前教育三年行動計劃的意見》，規定2014—2016年為“二期行動計劃”實施時間，但福建、湖南、湖北等八個省份在2015年才開始實施“二期行動計劃”，所以針對這八個省份而言，post在2015年之前的年份取值為0，在2015年及之后年份取值為1，其他省份post在2014年之前的年份取值為0，在2014年及之后年份取值為1。treat×post是農村部門與各省“二期行動計劃”政策具體生效時間點虛擬變量的交互項，在利用多期雙重差分方法估計政策效果的研究中，此交互項系數是本文重點解釋的系數，即“二期行動計劃”對農村地區學前教育經費投入增長率影響的凈效應，該系數的方向和大小代表著政策對處理組的影響的性質與強度。Zjit是控制變量，包括居民消費水平、生師比、各級職稱的教師占比情況、教師受教育年限等變量。γt為時間趨勢項，控制的是各省兩部門共同經歷的宏觀趨勢。αi表示地方財政能力、地方教育偏好等其他不隨時間變化且不易觀測的其他變量。γt×αi消除的是各省城鄉兩個部門每年各自獨有的事件對學前生均教育經費支出的影響。εjit為隨機擾動項。

此外在穩健性檢驗部分，筆者以各期年份減去各個省份具體實施“二期行動計劃”的年份，得到相對年份值，通過這個相對年份值構造出表示政策實施點前后各期的虛擬變量，即相對年份虛擬變量pre_2-pre_1、current、post_1-post_2，并將原treat×post中的post逐一替換成這一組虛擬變量，代入原模型中，目的是檢驗“農村”部門學前教育經費投入與“非農村”部門學前教育經費投入在政策實施前的增長趨勢是否有顯著差異，以及在政策實施之后的動態變化效果。

四、結果與討論

(一)基準結果

表3第(1)、(3)列分別呈現的是以生均教育經費支出的對數，以及生均公共財政預算教育經費支出的對數作為被解釋變量的結果，在這兩個回歸中聯合使用了多期雙重差分-固定效應模型估計。在控制時間趨勢與其他協變量之后，“二期行動計劃”對農村地區的生均教育經費支出提高約14.1%，換算成貨幣約為729.41元，相當于年均生均教育經費支出的0.26個標準差。(4)在原始數據中，農村地區學前生均教育經費支出均值為5173.11元，標準差為2825.51元，上述結果的計算方法為：5173.11×0.141=729.41，729.41/2825.51=0.26。生均公共財政預算教育經費支出計算方法同上。生均公共財政預算教育經費支出增長14.7%，換算成貨幣約為542.09元，相當于0.23個標準差。上述結果說明“二期行動計劃”對農村地區學前教育經費投入的增長起到了較好的支持作用，一定程度上縮小了城鄉學前教育差距。這與已有的調查研究結果也基本一致。如周曉紅和周婉瑩(2019)發現，農村地區增加的教育經費多用來擴張農村幼兒園數量以及相應的硬件設施，這使農村地區學前教育毛入園率快速提高，超額完成了“二期行動計劃”既定的入園率目標。

表3 “二期行動計劃”的政策效果

表3第(2)、(4)列中的交互項treat×current、treat×post_1、treat×post_2刻畫的是政策實施當年及其之后的每一年對農村地區學前生均教育經費支出以及生均公共財政預算教育經費支出的影響。結果顯示，“二期行動計劃”在實施當年取得了較好的政策成效，且政策成效并不隨著政策實施時間的增長而消退，反而在原有基礎上略有提升。近幾年來，中央和地方政府通過多項制度建立起了學前教育經費保障的長效機制，改變了以往學前教育經費未單獨列入政府預算、容易被其他學段占用的局面，一些地區還將學前教育預算公開，使公眾能夠及時地了解當地學前教育經費投入(虞永平和張斌，2018)，這些措施在一定程度上促成了“二期行動計劃”政策效果的持續性，保障了農村地區學前教育經費投入的持續增長，同時也為之后相關政策在學前教育領域的經費投入提供了長期保證。

(二)穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

通過多期雙重差分得到政策效果精準估計的前提是受政策影響的組與不受政策影響的組在政策頒布之前要具有相同的趨勢。換言之，如果“農村”部門和“非農村”部門在政策頒布前的學前教育經費投入趨勢不一致，則不能確保農村的學前教育經費投入增量是“二期行動計劃”所致。由于“二期行動計劃”的政策實施時間點不一致，所以本文借用事件研究法的思想，構造出“二期行動計劃”實施的相對年份虛擬變量與“農村”部門虛擬變量的交互項，若政策實施前所得相對年份虛擬變量與“農村”部門虛擬變量的交互項系數不顯著，則表明“農村”部門學前教育經費投入與“非農村”部門學前教育經費投入在“二期行動計劃”實施前未發生結構性突變，即二者具有相同的平行趨勢。具體而言，從表3第(2)、(4)列結果來看，在政策實施之前，treat與pre_2的交互項系數均不顯著，說明“農村”部門學前教育經費投入增長趨勢和“非農村”部門學前教育經費投入增長趨勢在政策頒布之前未發生非平衡性突變，通過了平行趨勢檢驗。

2.安慰劑檢驗

為了排除農村地區學前教育經費投入的增長是其他外部因素所致這種可能，本文進一步做了安慰劑檢驗，即通過做出與事實相反的假設來驗證政策的影響，若回歸結果通過安慰劑檢驗，則說明政策效果穩健。參照以往文獻中的操作，筆者對解釋變量和被解釋變量分別進行了重新界定。

第一，筆者虛構政策實施年份，即改變解釋變量post的操作界定標準，然后再重復利用公式1進行回歸，若所得到的交互項系數不顯著，則說明表3第(1)、(3)列結果通過了安慰劑檢驗。具體而言，筆者將各省政策實施年份統一人為提前一年，(5)由于本文所用數據時間跨度的限制，這里只將各省政策實施年份人為提前一年做安慰劑檢驗。得到表4第(1)、(2)列回歸結果，treat與post交互項系數均不顯著，說明農村地區學前教育經費投入在“二期行動計劃”實施前沒有發生實質性變化。

表4 “二期行動計劃”政策效果的安慰劑檢驗結果

此外，為了消除遺漏變量的影響，進一步說明農村地區學前生均教育經費支出與生均公共財政預算教育經費支出的增長未受到其他因素的影響，筆者參考Li等人(2016)和盧盛峰等人(2021)的做法，進一步做了置換檢驗(permutation test)，即隨機產生各省政策實施時間，并根據該政策實施時間重新界定post，再代入公式1中進行回歸。隨機產生的各省政策實施時間并非政策真實發生時間，所以如果經過置換檢驗的系數結果分布在零值附近，則通過置換檢驗，表明在該模型設定中未遺漏掉重要的解釋變量。筆者將該回歸過程各重復了500次，并將所有虛構的treat×post的系數結果呈現在圖1和圖2上。結果顯示，虛構的treat與post的交互項系數均集中分布在零值附近且分布相對勻稱，通過了置換檢驗，說明農村地區學前教育經費投入的增長不是由“二期行動計劃”以外的其他因素所致。

圖1 生均教育經費置換檢驗系數估計結果

圖2 生均公共財政預算教育經費置換檢驗系數估計結果

第二，筆者引入小學生均教育經費支出作為被解釋變量，treat與post仍按照原來的操作標準界定，若在此情況下treat與post交互項系數仍顯著，則證明學前教育經費投入的增長不完全是由“二期行動計劃”引起。從表4第(3)列回歸結果來看，treat與post交互項系數不顯著，說明小學生均教育經費支出在“二期行動計劃”的影響下沒有發生質的變化，即“二期行動計劃”沒有影響到農村地區小學教育階段的經費投入，再次證明“二期行動計劃”政策效果的穩健性。

綜上，“二期行動計劃”的政策效果穩健。換言之，各省農村地區在“二期行動計劃”的實施下，學前生均教育經費支出與生均公共財政預算教育經費支出均有明顯的增長，且這種政策效果不是由其他外部因素而致。

(三)異質性分析

上述結果為“二期行動計劃”對各地區農村學前教育投入影響的平均效應。由于各地區本身的學前教育發展水平以及財政狀況存在差異，因此“二期行動計劃”的政策效果可能對不同地區存在異質性。為了驗證這種猜想，本文按照以往文獻的劃分方法，將各省份劃分為東、中、西部并進行分樣本回歸(李鵬等，2017)，所得結果具體見表5。

表5 異質性檢驗結果

從表5可知，“二期行動計劃”對中部地區的農村學前教育經費投入的影響最大，其次是西部地區。對東部地區而言，表5所得交互項系數結果均不顯著，說明“二期行動計劃”對其農村地區學前教育經費投入影響較小，這個結果與洪秀敏和姜麗云(2018)基于東、中、西部的調查樣本所得結論基本一致，即中、西部農村地區的學前教育經費投入在“二期行動計劃”期間相較于東部地區而言增長較快，政策認可度方面中、西部高于東部地區。究其原因，這可能是因為東部地區本身經濟較為發達，在農村學前教育發展水平上高于中、西部地區(蘇隆中和趙峰，2016)，因此“二期行動計劃”對東部農村地區的學前教育經費投入的影響有限。此外，中部農村地區的學前教育投入在此次“二期行動計劃”期間增長明顯，說明各級政府開始重視中部地區的發展，這對縮小學前教育區域發展不平衡、改善學前教育發展“東西高、中部低”的格局具有重要意義。

五、結論與討論

本文先利用泰爾指數粗略估計了“二期行動計劃”的政策效果，根據泰爾指數及泰爾指數的分解結果，“二期行動計劃”對縮小城鄉學前生均教育經費支出差距做出了一定的貢獻。然后，基于“二期行動計劃”對城市和農村地區學前教育的“處理”差異，在反事實的框架下構造作為對照組的“非農村”部門和作為處理組的“農村”部門，營造準實驗環境，采用基于固定效應的多期雙重差分估計方法，對該計劃在農村地區學前教育經費投入上的具體影響做出較為精準而穩健的估計。結果表明：在“二期行動計劃”實施之后，農村地區學前生均教育經費支出增長約14.1%，換算成2012年的價格約為729.41元，農村地區學前生均公共財政預算教育經費增長約14.7%，相當于2012年的542.09元。這說明無論是整體水平的學前教育經費投入還是學前財政性教育投入，在“二期行動計劃”實施之后，均有明顯的增長；從異質性分析結果來看，“二期行動計劃”主要影響的是中、西部農村地區，對東部農村地區的學前教育發展影響較小?？傮w而言，“二期行動計劃”在增加農村地區學前教育投入、縮小城鄉學前教育經費投入差距方面做出了貢獻。

讓農村地區兒童接受良好的學前教育，不僅會讓政府教育支出的投入-產出水平相對更高(郭燕芬和柏維春，2017；廖楚暉，2004)，而且也可以阻斷貧困的代際傳遞(龐麗娟等，2016)。發達國家早已認識到這一點，將“建立面向貧困地區弱勢家庭”的普惠性幼兒園視為向貧困宣戰、改善代際傳遞的國家戰略工程和國家行動。我國學前教育發展起步相對較晚，但一定程度上充分利用了這種后發優勢，借鑒發達國家學前教育發展經驗，把學前教育納入到國家發展戰略?！岸谛袆佑媱潯痹凇耙黄谛袆佑媱潯钡幕A上將“經費投入向農村地區傾斜”作為一個重要的戰略重點，從而促使新增學前教育資源向農村地區傾斜得到較好的貫徹落實，初步建成了以公辦園和普惠性民辦園為主體的學前教育服務網絡(高書國，2019)。

盡管目前我國農村地區學前教育發展迅速，但由于一直以來欠賬過多，農村地區學前教育財政投入仍有待進一步增加(霍利婷和王桂新，2019)，例如，海南省一些農村幼兒園除主體工程有充足的保障資金之外，戶外場地、綠地、圍墻等附屬配套設施都面臨資金不足的問題而被迫停工滯后(邵明星和楊煥南，2018)。從全國范圍來看，農村地區的校舍面積、活動室面積、圖書冊數等也一直未達到全國的平均水平，與城市地區的辦學條件差距較大(周曉紅和周婉瑩，2019)。因此，未來我國應在鞏固“二期行動計劃”成就的基礎上，繼續堅持中央學前教育經費向農村、貧困地區傾斜，以推動建立公平合理的學前教育財政分配制度，促進城鄉幼兒園優質均衡發展。

本文還存在以下研究局限：本文所使用的數據是省級面板數據，加總級別較高，不能對縣級及其以下層級做更加細微的分析，而由于學前教育的相關政策最終是由縣級政府負主體責任，因此若數據可獲得，應當進行更加微觀層面的經驗研究。