“兩免一補”政策對貧困地區人力資本的影響
——以教育公平為視角

杜兩省，張軒銘

（東北財經大學 經濟學院，遼寧 大連 116025）

一、問題的提出

“扶貧必扶智，治貧先治愚?！苯逃秦毨У貐^居民積累人力資本和實現脫貧致富的主要途徑。貧困地區由于自然資源和環境、經濟基礎相對薄弱，義務教育的普及難以得到保障，從而產生了嚴重的教育不公平現象。閔琴琴［1］研究發現，長期以來中國城鄉二元結構非常突出，城市相對于農村擁有較多優質教育資源，這使貧困地區居民擺脫貧困面臨巨大障礙。翟博［2］認為，教育是國家發展的基石，教育公平是更加重要的社會公平。因此，改善貧困地區的義務教育狀況從而解決教育不公平問題是提升貧困地區人力資本水平的根本措施，也是促進社會和諧發展的重要途徑。通過改善貧困地區義務教育狀況提升人力資本，促進教育公平，既符合Schultz［3］和Mincer［4］等的人力資本理論，又是實現共同富裕目標的關鍵。為了提高貧困地區的義務教育水平，解決教育不公平現象，國家有關部門相繼采取了多項有力措施。其中一項重要措施是實施了“國家貧困地區義務教育工程”（以下簡稱“義教工程”）?！巴晟妻r村義務教育財政保障機制”課題組［5］發現，這些措施改善了貧困地區辦學條件，解決了貧困地區兒童“有學上”問題，然而貧困地區兒童還面臨著“上不起學”的問題。為了解決這一問題中國政府實施了“兩免一補”政策?！皟擅庖谎a”政策與針對改善辦學條件的“義教工程”等政策實施目標方向并不相同，其主要針對經濟困難的家庭義務教育階段適齡兒童和青少年，保障其接受義務教育的權利?！皟擅庖谎a”政策作為一種面向教育需求方的政策，是否能夠提升貧困地區人力資本水平及改善教育公平，這是需要進一步研究的問題。為此，本文以2005年“兩免一補”政策在592個國家扶貧開發工作重點縣實施效果為基礎，研究其對貧困地區人力資本的影響。

二、政策背景與文獻回顧

通過教育改善貧困地區教育狀況進而提升人力資本水平，實現教育扶貧，一直是改革開放以來中國教育發展的重要方向。提升貧困地區義務教育水平也是縮小東西部發展差距、實現教育公平的重點。在貧困地區義務教育所面臨的問題中，貧困地區兒童存在著“上不起學”的問題。為保障貧困地區適齡兒童“上得起學”，2001 年國務院發布《國務院關于基礎教育改革與發展的決定》拉開了實施“兩免一補”政策的帷幕?！皟擅庖谎a”政策是指政府落實中小學助學金制度，為貧困地區家庭經濟困難的中小學生減免雜費、書本費，并對寄宿生進行生活補助。政策的實施可分為三個階段：第一階段，2001—2004 年，試點階段。根據“完善農村義務教育財政保障機制”課題組［5］的研究，政策實施對象為中西部農村義務教育階段家庭經濟困難、無力負擔書本費的學生（含特殊教育學生）尤其是國家扶貧開發工作重點縣（以下簡稱“國貧縣”）和民族、邊疆地區的省定貧困縣的學生。2001年中央財政安排免費教科書專項資金1億元，2003年中央財政專項資金增長到4億元。第二階段，2005—2007年，推廣階段?！皟擅庖谎a”政策在這一階段的實施對象為592個國貧縣［6］。2005年財政部、教育部發布的《關于加快國家扶貧開發工作重點縣“兩免一補”實施步伐有關工作的意見》規定各地財政、教育部門要結合農村貧困人口的標準及學生的實際情況，合理制定貧困家庭學生標準及資助對象。農漢康［7］研究發現，政策全部落實后，為家庭經濟困難的小學生平均每人每年減免費用200 元、初中生340 元，寄宿小學生每人每年減免費用400元、初中生540元。第三階段，2008年至今，普及階段。2008年國務院發布《國務院關于做好免除城市義務教育階段學生學雜費工作的通知》，提出從2008年開始在全國范圍內免除城市義務教育階段學生學雜費。這表明“兩免一補”政策從貧困地區推廣到全國各地。在試點階段，“兩免一補”政策實施的對象由相關學校根據名額及要求自行選擇，難以確定具體實施對象。并且，在普及階段，“兩免一補”政策的實施范圍擴大到所有城鄉中小學生。

“兩免一補”政策體現了國家希望通過教育扶貧政策改善貧困地區人力資本從而消除貧困的決心，也體現了國家對于教育公平的重視。對于教育公平，顧明遠［8］認為教育公平主要指的是教育機會公平、教育過程公平。龍安邦和范蔚［9］、谷菲菲［10］認為教育公平包括了教育機會或教育起點公平。魏俊彪［11］分析了中國基礎教育不公平的現象，發現其主要表現在城鄉差別、地域差別及性別差別上?！皟擅庖谎a”政策讓家庭經濟困難學生接受與同齡人同等的義務教育，是對其受教育機會的保障，也是教育公平的體現。

教育可以提高人力資本水平這一觀點已被國內外學者如Neilson 和Zimmerman［12］、Jackson等［13］以及劉生龍等［14］的研究證實?！皟擅庖谎a”政策是通過對家庭經濟困難學生進行現金轉移的方式來實現教育扶貧。很多學者對這種通過現金轉移進行教育扶貧的政策效果進行了研究。其中，墨西哥PROGRESA項目、巴西Bolsa Familia項目較吸引學者關注，Schultz［15］、Behrman等［16］、De Janvry 等［17］以及Glewwe 和 Kassouf［18］研究發現這種現金轉移政策對學生的教育成果有著正向影響，并且對于地區輟學率也有明顯降低。與這種直接對家庭經濟困難學生進行有條件現金轉移政策相比，“兩免一補”政策更傾向于通過減免費用的方式來實現現金轉移。針對此種方式，Yi等［19］研究了對陜西和河北貧困的初一、初三學生提供高中三年學費的項目，發現初一學生的高中入學意愿提高了15%。Xiao等［20］發現義務教育對學生的高中畢業率、數學測試成績有正向影響。

“兩免一補”政策與其它現金轉移政策不同，其不但有減免雜費、書本費，還對寄宿生進行補助。孫百才和常寶寧［21］研究發現，“兩免一補”政策在實施過程中均指向了家庭經濟困難學生，較好地達到了政策的預期目的。王小龍［22］研究發現“兩免一補”政策提高了6%初中入學率。劉曉敏［6］研究發現“兩免一補”政策使貧困地區人口受教育程度得到提高。鄧翔等［23］研究發現“兩免一補”政策顯著提高了個體的受教育年限和收入水平。

通過教育扶貧改善貧困地區人力資本狀況的方法被證明是現實可行的。汪德華等［24］、趙穎等［25］對教育扶貧的“義教工程”進行分析，發現“義教工程”增加了受益群體的受教育機會及學習成果，且顯著減少了輟學與延遲讀書的現象。宋弘等［26］對“教育扶貧工程”研究發現，該工程提高了貧困地區義務教育階段學生的認知以及部分非認知能力。因此，“兩免一補”政策改善了貧困地區的人力資本狀況，從而促進了實現教育公平及共同富裕的目標。

本文的貢獻主要有三點：第一，由于“兩免一補”政策的特殊性，對其研究可以為通過現金轉移支付實現的教育扶貧政策效果提供具體的證據。第二，現有“兩免一補”政策的研究多集中于對受益群體教育成果上，而對與其關系更加密切的收入、就業選擇、人力資本問題關注較少。并且，對于該政策的研究多局限于特定地區，使得研究結果缺乏全面性。本文的研究可對此進行補充。第三，本文以教育公平為視角對貧困地區適齡兒童上學問題，以及性別、多孩家庭子女出生次序帶來的教育不公平問題進行研究，擴充了現有研究的領域。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用的數據源自“中國家庭收入調查”（CHIP2018）。作為國內使用最為廣泛的調查數據之一，CHIP2018數據擁有足夠的權威性。CHIP2018的數據樣本是項目組采用系統抽樣的方式進行樣本抽取，同時依照東部、西部、中部進行分層。由于國家統計局2018年的城鄉一體化常規住戶調查大樣本庫覆蓋了31個?。ㄊ?、自治區）的16萬戶居民，為保障數據的權威性與準確性，項目組選用的全部數據樣本（覆蓋15個省份）均來自于此。本文選取CHIP2018數據進行研究有如下三點原因：第一，該數據庫保證了研究的全面性。本文使用的是CHIP2018數據中的農村住戶調查數據，CHIP2018數據共包含來自15個省份202個調查縣9 235戶的43 244個樣本。這一特點保證了樣本在全國地域上的分布，因而保證了針對“兩免一補”政策研究的全面性，避免了僅選取特殊地區而帶來的偏差。第二，CHIP2018數據公開了住戶來源縣的行政區劃代碼，可將其與592個國貧縣的名單相匹配，能夠識別出“兩免一補”政策的受益群體。根據行政區劃代碼的匹配結果得出202個調查縣中項目縣24個、非項目縣178個。數據的這一特點便于識別哪些樣本為受益個體，保證了數據的準確性。第三，本文主要使用的農村住戶樣本數據，其內容包括樣本的個人層面的基本信息、就業信息、教育信息、收入信息及家庭層面的基本信息。這為研究政策對人力資本的影響提供了足夠的數據支持。由于2005年“兩免一補”政策實施的主體為592個國貧縣，國貧縣判定標準的應用指標分別為人均財政收入、人均工業總產值、是否為民族縣、人口密度等，本文以此確定需要選擇的事前縣級地區變量。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

被解釋變量：一是個體是否未完成義務教育。根據CHIP2018數據中“文化程度”以及“最終受教育程度的學業完成情況”，確定個體是否完成九年義務教育。其中，文化程度為初中且其學業完成情況為肄業或輟學，或文化程度為小學且其學業完成狀況為畢業、肄業或輟學，則被視為未完成九年義務教育，定義為1。文化程度為初中且學業完成狀況為畢業，或文化程度為高中及以上同等學力，則完成九年義務教育，定義為0。二是個體是否接受高中及以上同等學力教育。是否接受高中及以上同等學力教育是義務教育階段后由個體自主決定的教育階段，能夠較好地反映教育機會如何影響個體人力資本投資意愿。根據CHIP2018數據中“文化程度”確定個體是否接受過高中及以上同等學力教育，如果其所完成的最高學歷為高中及以上同等學力為1，否則為0。三是個體受教育年限。根據CHIP2018數據中“文化程度”定義個體受教育年限，未上學為0；小學為6；初中為9；高中、職高/技校、中專為12；大專為15；大學本科為16；研究生為18。

此外，在“兩免一補”政策對貧困地區收入狀況影響的分析中，被解釋變量為個體收入的自然對數，CHIP2018數據中的個體收入記錄了該個體的工資性收入或非農生產性經營收入。并且，本文在對個體收入影響分析的同時，引入了個體對職業的選擇，選擇非農職業為1；否則為0。

2. 解釋變量

解釋變量：“兩免一補”政策實施效果的虛擬變量，受益個體賦值為1；不受益個體賦值為0。個體能否受益于“兩免一補”政策取決于個體的年齡?！皟擅庖谎a”政策受益對象為小學和初中在讀學生。根據“普九”的要求，小學的入學年齡要求為6周歲（7歲及以上），全部完成小學和初中的教育年限應為9年，初中畢業的年齡最小也要15歲。因此，在2005年年齡小于或等于6歲的兒童個體，為“兩免一補”政策的完全受益年齡組。但是，2005年0—6歲兒童在2018年年齡為13—19歲，其中一部分兒童剛進入初中教育階段，無法看出其是否輟學或者肄業，因此，將受益年齡組縮小為2005年2—6歲的兒童為“兩免一補”政策的受益年齡組；2005年年齡超過17歲的個體，由于在政策開始實施時已經完成了初中教育，為“兩免一補”政策不受益年齡組。設置受益年齡組的虛擬變量，在2005年個體年齡為2—6歲時賦值為1；個體年齡為17—21歲時賦值為0。①由于《中華人民共和國義務教育法》規定，小學入學年齡為6 周歲（8 月31 日前出生），為控制延遲入學可能對回歸結果造成影響，“兩免一補”政策不受益年齡組從17歲開始，為保證受益年齡組、不受益年齡組的長度相同。因此，本文選取的對照組年齡段為17—21歲。

3. 控制變量

控制變量：本文選取性別、年齡、獨生子女反映個人特征。性別：男為1，女為0；年齡：按個人實際年齡計算；獨生子女：獨生子女為1，否則為0；家庭規模：同胞數量；家庭負擔比：家庭中非勞動年齡人口數與勞動年齡人口數之比?？h級地區事前特征變量包括1990年的人均財政收入、人均工業總產值（1980年不變價格）、人口密度、是否為民族縣。

（三）模型構建

選取截面數據雙重差分法來評估“兩免一補”政策的短期及長期效應。構建回歸模型如下：

其中，i為個體，g為年齡組別，c為項目縣組別，Yi，g，c為個體的教育狀況及收入狀況指標，以政策虛擬變量Ig，c為核心解釋變量，刻畫“兩免一補”政策的實施。令Ig，c=Ig×Ic，虛擬變量Ig為年齡，將“兩免一補”政策完全受益年齡組設為1，反之為0。Ic為個體所在區（縣）是否實施“兩免一補”政策，是則為1，否則為0。Λc，g=Ig× Λc，Λc為若干縣級事前特征變量。λg為年齡固定效應，λc為縣級固定效應。由于模型中控制縣級地區及年齡固定效應，此時Ic、Ig無需加入回歸方程。Xi，g，c為個體特征變量，包括性別、獨生子女、家庭規模及家庭負擔比。

四、實證分析

（一）“兩免一補”政策對貧困地區受益個體教育狀況的影響

1．基準回歸結果

表1報告了“兩免一補”政策對貧困地區受益個體教育狀況影響的結果。結果表明，“兩免一補”政策使項目縣學生的義務教育階段中途輟學率降低，接受高中及以上同等學力教育的可能性增加，同時提高了其教育年限。并且在控制了事前趨勢的情況下，核心解釋變量Ig，c的系數至少在5%的水平上顯著。這說明，“兩免一補”政策顯著改善了貧困地區受益個體的教育狀況。

表1 “兩免一補”政策對教育狀況影響的基準回歸結果

2. 安慰劑檢驗

尋找一個不受政策影響年齡組做安慰劑檢驗，是截面數據雙重差分法平行趨勢檢驗的常用思路。為此，本文重新設置2005年時年齡為17—21歲的個體為處理組，年齡為22—26歲個體為控制組。由于2005年時年齡為17—21歲、22—26歲的個體均已完成義務教育，不屬于“兩免一補”政策的受益對象。如果發現項目縣和非項目縣的17—21歲個體和22—26歲個體之間沒有教育狀況的顯著差異，就可以認為平行趨勢檢驗通過。表2給出了安慰劑檢驗結果。結果表明，個體是否為17—21歲年齡組與個體是否來自項目縣的交互項的系數均不顯著。因此，平行趨勢檢驗通過。

表2 “兩免一補”政策對教育狀況影響的安慰劑檢驗結果

3. 穩健性檢驗①正文沒有列示“兩免一補”政策對教育狀況影響的穩健性檢驗結果，留存備索。

本文采用傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）對“兩免一補”的政策影響進行穩健性檢驗。先使用縣級經濟社會發展指標，采用傾向得分匹配法將項目縣與非項目縣進行匹配，隨后對個體的教育狀況進行雙重差分分析。本文先后采用核匹配、近鄰匹配與卡尺匹配對項目縣與非項目縣進行PSM處理。根據國貧縣確定標準中所應用的指標設定匹配變量，分別為農民人均純收入、人均財政收入、人均工業總產值、人口密度、是否為民族縣。PSM 的結果均通過了穩健性檢驗。傾向得分匹配后的雙重差分結果表明，2—6 歲兒童與項目縣的交互項的系數值均顯著。因此，PSM-DID的結果同樣說明了“兩免一補”政策對貧困地區受益個體教育狀況有顯著影響。

4. 邊際效應

為考察“兩免一補”政策對受益兒童教育狀況的邊際效應，本文將模型（1）中的虛擬變量“是否為2—6歲”替換為2—21歲個體“兩免一補”政策的受益年限，結果如表3所示②2005年2—6歲兒童受益年限均為9年，10歲學生受益年限為6年，15—16歲學生受益年限為1年（為控制延遲入學可能）。。

表3 “兩免一補”政策對教育狀況影響的邊際效應

由表3可知，個體的受益年限與其是否來自項目縣的交互項系數即使在控制了事前趨勢的條件下均顯著。這表明“兩免一補”政策對受益兒童教育狀況存在正向效應，個體受益年限越長，義務教育階段輟學的可能性越低、接受高中及以上同等學力教育的可能性越高，同時教育年限增長越多。

（二）“兩免一補”政策對貧困地區受益個體收入狀況的影響① 正文沒有列示基準回歸結果、安慰劑檢驗結果和穩健性檢驗結果，留存備索。

1. 基準回歸結果

考慮到在“兩免一補”政策實施的2005年正處于2—6歲的兒童，成長到2018年CHIP調查組展開調查時年齡達到15—19歲。此時的受益群體并沒有完全步入勞動力市場。由于中國大學本科畢業生年齡多數在22—23歲之間，因而處理組受益個體在CHIP調查組進行調查時年齡基本上是23歲。為此，本文選擇政策實施時11—14 歲個體作為處理組，其對照組仍為17—21 歲?；貧w分析結果表明，個體是否為11—14歲年齡組與個體是否來自項目縣的交互項（Ig，c）的系數至少在1%的水平上顯著為正。也就是說，“兩免一補”政策使得貧困地區經濟困難的家庭子女選擇非農職業的意愿提高，同時，在提高經濟困難的家庭子女教育狀況基礎上，能夠實現增收的效果。

2. 安慰劑檢驗

通過設定2005年時年齡為17—21歲的個體為處理組，年齡為22—26歲個體為控制組來對“兩免一補”政策影響收入狀況做安慰劑檢驗。安慰劑檢驗結果表明，個體是否為17—21歲年齡組與個體是否來自項目縣的交互項的系數均不顯著，平行趨勢檢驗通過。

3. 穩健性檢驗

本文采用傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）對“兩免一補”政策影響收入狀況做穩健性檢驗。在先后采用核匹配、近鄰匹配與卡尺匹配三種匹配方法的情形下，11—14歲個體與項目縣的交互項的系數值均顯著?？傮w來說，PSM-DID的結果同樣說明了“兩免一補”政策對貧困地區經濟困難的家庭子女收入狀況有顯著的正向影響。

（三）異質性分析

本文進一步討論哪類人群在“兩免一補”政策中受益更大，是檢驗政策有效性的另一重要方向。因此，本文基于個體性別及家庭規模進行了異質性分析。一方面，在廣大農村地區，特別是貧困地區，教育資源得不到切實的保障，教育投資在家庭支出中的占比會更高。因此，在家庭教育資源的約束下，加上“男孩偏好”社會思想觀念，以及經濟因素與性別因素交互作用，導致了女性在資源與機會的獲取上與男性存在明顯的差異，從而使得教育投資行為出現不公平的現象。張巧霞等［27］研究發現，中國有男婚女嫁的傳統，從家庭經濟收益率上考慮，對男孩教育投資更為有利。這使女孩受教育機會大大減少，性別上的教育不公平現象愈發嚴重。另一方面，根據Becker和Lewis［28］提出的“數量—質量權衡”理論假說，在家庭教育資源有限的情況下，對子女數量需求增大會相應地使得子女質量需求降低。顯然，家庭子女數越多，均等分配下每個子女獲得的教育資源就越少。在家庭教育資源有限的情況下，多子女家庭對于教育資源的分配不論是對子女個人還是對整個家庭都會產生深遠的影響。張兆曙和戴思源［29］研究發現，在中國傳統文化中“長兄如父，長姐如母”的角色要求下，排行最長的子女在家庭教育資源的分配中處于劣勢，排行靠后的子女能得到家庭教育資源的傾斜。這一現象即為“末孩優勢”。女性和非獨生子女家庭中首孩往往在教育投資行為中處于弱勢，若“兩免一補”政策能夠更好地提高女性和非獨生子女家庭中首孩的教育和收入的狀況，則意味著該政策會促進弱勢群體得到更好的發展，降低兒童在家庭教育資源方面所面臨的教育機會不平等，進而達到促進社會公平的目標。

1. 基于性別層面對“兩免一補”政策影響的異質性分析

首先，基于性別層面對“兩免一補”政策提高貧困地區家庭經濟困難子女教育狀況的異質性分析，結果如表4所示。從表4可以看出，交互項對三個用來表示教育狀況的指標的影響均表現為女性群體受到政策影響高于男性群體。這一結果表明，“兩免一補”政策能夠通過降低教育成本，改善教育資源的性別差異，產生降低女孩義務教育階段輟學率、改善教育狀況的政策效應。

表4 基于性別層面“兩免一補”政策對教育狀況影響的異質性分析結果

其次，基于性別層面對“兩免一補”政策提高貧困地區受益個體收入狀況的異質性分析，結果如表5所示。從表5可以看出，交互項對個體從事非農工作的影響表現出女性群體與男性群體有顯著性差異，對收入的影響同樣表現出女性群體顯著高于男性群體。這一結果表明，“兩免一補”政策能夠通過改善貧困地區家庭由于社會思想觀念所形成教育機會不平等的現象，改善女性教育狀況，從而提高女性的收入。

表5 基于性別層面“兩免一補”政策對收入狀況影響的異質性分析結果

綜上所述，女性群體作為貧困地區家庭教育投資中的弱勢一方，“兩免一補”政策的實施，大大改善了在貧困地區普遍存在的社會性別思想觀念所形成的教育不公平狀況，提高了女性群體義務教育的完成率與高等教育的接受率，從而提高了人力資本，增加了收入。同時，母親的教育年限對子女學業產生的影響比父親更大。因此，“兩免一補”政策能夠實現改善教育機會的性別差異，提高女性的人力資本水平，進而產生提高子代人力資本水平的超長期效應。

2. 基于同胞排行層面對“兩免一補”政策影響的異質性分析

首先，基于同胞排行層面對“兩免一補”政策改善貧困地區家庭經濟困難子女教育狀況進行異質性分析，結果如表6所示。從表6可以看出，交互項對三個用來表示教育狀況的指標的影響均表現為多孩家庭中首孩受到政策影響更為明顯。結果表明，“兩免一補”政策能夠通過降低教育成本來改善多子女家庭教育資源上的“首孩劣勢”，產生減少多子女家庭首孩義務教育階段輟學現象、改善其教育狀況的政策效應。

表6 基于同胞排行層面“兩免一補”政策對教育狀況影響的異質性分析

其次，基于同胞排行層面對“兩免一補”政策提高貧困地區受益個體收入狀況進行異質性分析。結果如表7所示。從表7可以看出，交互項對個體從事非農工作的影響表現出多子女家庭中末孩更為顯著，而對首孩從事非農工作的影響并不顯著，其內在原因可能是因為農村家庭一直以子女養老為主要養老模式，多孩家庭中首孩是父母養老的主要承擔者。同時，中國素有“長兄如父，長姐如母”的傳統思想觀念，首孩大多會幫助父母從事農業生產勞動，從而很大程度上降低了首孩從事非農工作的機會。而對不含農業經營的收入影響則表現為多子女家庭中首孩顯著高于末孩。這一結果表明，“兩免一補”政策的實施，改善了多子女家庭由于家庭教育資源約束所形成教育機會不公平的現象，改善了多子女家庭中首孩的教育狀況，從而提高其收入。

表7 基于同胞排行層面“兩免一補”政策對收入狀況影響的異質性分析結果

綜上所述，“兩免一補”政策的實施，很大程度上改善了在貧困地區由于家庭教育資源約束所形成孩次上的教育不公平現象，提高了多子女家庭中首孩義務教育的完成率與高等教育的接受率，從而提高了人力資本，改善了收入狀況?！皟擅庖谎a”政策能夠實現改善教育機會的差異，提高多子女家庭中首孩的人力資本水平。

五、主要研究結論和政策建議

（一）主要研究結論

本文利用CHIP2018數據，研究了“兩免一補”政策對貧困地區人力資本及教育公平的影響。實證分析結果表明：“兩免一補”政策作為補償性政策，能夠顯著降低義務教育階段輟學率，增加接受高中及以上同等學力教育的可能性，同時提高了其受教育年限、選擇非農職業的意愿，以及個體的工資性收入，即存在顯著的助學與增收效應。這一政策的實施，改善了貧困地區由于性別差異形成的教育不公平狀況，提高了女性群體義務教育的完成率與高等教育的接受率，從而實現提高人力資本、增加收入的目標；改善了多子女家庭中教育資源的“首孩劣勢”狀況，減少了多子女家庭中首孩的義務教育階段輟學現象，改善了其教育狀況。因此，作為推進中國教育公平的重要政策，“兩免一補”政策不但在短期上使得義務教育階段家庭經濟困難子女的失學率、輟學率顯著降低，而且在長期上提高了其人力資本水平從而對收入產生了正向影響，實現了教育扶貧的目標。異質性分析結果表明，“兩免一補”政策通過減少貧困地區家庭經濟困難子女的教育成本，提高了其人力資本水平，改善了教育不公平的狀況；同時也改善了由于傳統思想觀念所形成的不同性別子女之間的教育不公平狀況，提高了教育程度從而提高了貧困地區人口的收入。

（二）政策建議

基于以上研究結論，本文提出如下政策建議：

首先，將高中教育納入到義務教育體系中，并對弱勢群體加以扶持。由于義務教育的強制性及國家扶貧政策的雙管齊下，使得中國貧困地區的義務教育取得了顯著的成績。隨著經濟發展和社會進步，國家對于人力資本水平的要求也將逐漸提升。將高中教育納入到義務教育及教育扶貧的體系中，才能持續提高貧困地區的人力資本水平，以確保貧富之間差距不再繼續擴大。其次，進一步加強政府對于教育扶貧的支持力度，保證充足的經費投入。由于資源配置不均衡現象比較突出，各地區對于教育經費的投入壓力存在差異［30］。為此，對于經濟發展較為緩慢的地區，加大中央財政資金的扶持，且將教育經費的承擔方由縣級向市級提升。此舉可進一步促進社會的公平，使得教育事業的發展也得到保障。最后，進一步促進教育公平，由教育機會公平向教育過程與教育結果公平延伸?，F有政策對于教育機會公平作出了巨大的貢獻。然而，中國的教育依舊存在著由教育資源分配不均導致的不公平現象。由于得不到好的教育資源，部分兒童在教育過程中即便付出足夠的努力依舊積累不到足夠的知識與技能，從而對其升學、就業等產生不利影響。因此，應對教育公平問題持續關注并加以解決。