内容提要：教育扶贫是一种精准扶贫方式。迄今为止，中国已经实施多项教育扶贫工程，但缺乏就宏观工程对微观个体人力资本积累效应的科学评估。本文以1995~2000年第一期国家贫困地区义务教育工程（下文简称“义务教育工程”）为外生冲击，使用中国劳动力动态调查（CLDS）的2012和2014年的跟踪调查数据，根据未公开的县级代码识别了政策实施的具体县级单位，由此评估了教育扶贫对微观个体的长期人力资本积累效应。研究发现：（1）义务教育工程弥补了义务教育法普及义务教育年限的不足，增加了贫困地区学生受教育的机会，在绝对和相对层面增加了贫困地区个体的受教育年限，并显著减少了辍学和延迟读书的现象；（2）但这种义务教育的普及质量相对较差，且大部分劳动者没有更进一步接受初中以上的教育，导致在劳动力市场的专业技能相对较差；（3）该项政策提并未促进劳动者继续接受义务教育阶段之外的教育，导致劳动者的工资收入相对较低且增速较慢。随着社会平均受教育程度的不断提升，该项工程的积极效果正在逐渐衰减，进一步提升贫困地区的教育水平成为新时期精准扶贫的重要内容。
关键词：教育扶贫；教育质量；起点公平；长期效应
文章来源：赵颖,石智雷,鲁元平.公共政策如何改变个体累积劣势——基于教育扶贫的视角[J].财经研究,2021,47(02):79-93.
一、引 言
教育扶贫是十三五期间重要的发展战略之一。以教育为代表的人力资本积累对社会发展的重要性不言而喻，而公共政策对人力资本的积累方式和速度具有较大影响，特别是对贫困地区而言。如果公共政策能弥补贫困地区教育机会的不足，为贫困地区个体提供相对公平的义务教育机会，那么就可能通过促进人力资本的不断提升来改善他们未来的经济地位。改革开放以来，中国积极推动和制订了相关教育扶贫政策和实施了多项教育扶贫工程，并取得了一定的成效。
对接受教育的微观个体而言，在长期可能接受教育的层次较多，包括义务教育和高中以上的教育。在各教育层次中，义务教育的基础性影响应得到足够的重视，且对劳动者长期人力资本的积累和收入水平会产生显著的影响（Duflo，2001；Chetty et al.，2011）。为通过教育提升社会人力资本水平，中国进行了多项改革。20世纪80年代，中国将义务教育年限从5年延长至6年，延长的义务年限对劳动者长期人力资本积累和经济地位变化产生了诸多影响（Eble and Hu，2017；Fang，2017）。Fang et al.（2016）和陈斌开等（2017）以中国1986年实施的《中华人民共和国义务教育法》为外生冲击，研究了义务教育对教育水平和经济地位流动性的影响。不过，该法的颁布和实施并没有实现普遍的约束力，部分省级单位相对贫困的地区直到2000年左右也未能实现普遍的义务教育。
迄今为止，个体通过教育提升人力资本进而改善经济地位的研究相对丰富，研究主要集中在高等教育对人力资本积累的促进作用上（Bowen et al.，2009；Goodman et al.，2017；Smith et al.，2017），而评估国家教育政策的实施对个体人力资本和经济地位影响的研究相对较少，这使我们难以准确观测义务教育对个体人力资本积累的长期影响，也使公共政策的社会收益难以有效评估，增加了公共政策实施效果的不确定性。在上述公共政策中，教育能促进人力资本提升进而改善个体未来的经济地位，但义务教育能在多大程度上促进个体提高自身的教育水平和增加收入，尚未得到充分的评估。目前，Eble & Hu（2017）对中国20世纪80年代延长义务教育年限的社会成本和收益进行了评估，陈斌开等（2017）从义务教育法颁布的角度研究了义务教育对代际流动性的影响，其它教育政策的评估相对欠缺。需要说明的是，上述两项研究都假定微观家庭有足够的资源配合此项义务教育制度的改革，且微观家庭能享受这项改革的益处，这和中国存在大量贫困家庭的现实存在一定的差异。有别于上述两项研究，本文将以县级劳动者为分析单位，就该工程对国家贫困县区域内劳动者的教育问题进行讨论，关注受益群体长期人力资本积累的变化，即教育年限和教育质量改善的绝对水平和相对水平。
本文的贡献主要在于如下几个方面：第一，国家贫困地区义务教育工程是八七脱贫攻坚计划的重要组成部分，其社会意义上尚未得到充分认识和研究。本文以此向改革为切入点，讨论该工程对中国社会微观个体人力资本的影响，有助于完善对该公共政策的科学认识，以及为今后继续实施教育扶贫政策提供可供参考的标准。第二，教育如何影响人力资本积累是重要的理论问题，科学的评估需要严谨的研究设计。在教育扶贫的微观效应的评估中，一个好的外生冲击成为识别这种影响的重要方面。教育部和财政部在1995~2000 年实施了第一期的国家贫困地区义务教育工程（下文简称“义务教育工程”），旨在实现基本普及九年义务教育和基本扫除青壮年文盲的“两基”目标，成为本文较理想的外生冲击。因此，本文采用1995~2000年国家在852个贫困县开展的第一期国家贫困地区义务教育工程的外生冲击，通过劳动者近15年后的教育发展指标，研究县域层面劳动者受这种义务教育工程改革的影响，评估目标区域内劳动者长期人力资本积累的潜在变化，分析国家义务教育工程对贫困地区劳动者长期教育经历和经济地位的影响，进而为该项政策的社会收益提供一个评估的视角。
本文的结构安排如下：第二部分将主要就义务教育工程实施的制度背景进行梳理，并对相关的文献进行述评。第三部分将介绍本文的数据来源和研究方法。实证分析在第四部分中展开，主要从绝对层面和相对层面分别进行分析，关注受益对象教育年限和教育是否中断的现象，并提供一个Placebo检验。第五部分将进一步讨论教育年限、教育质量和个体异质性问题，并在此基础上尝试解释该项工程对劳动者个体的长期收入效应。最后是结论和政策启示。
二、制度背景和文献述评
（一）制度背景
通过普及教育脱贫是中国脱贫攻坚的重要方面。改革开放以来，中国在教育扶贫方面进行了诸多尝试，按照“分区规划、分类指导、分步实施”的发展原则，取得了较大的成效。1978~2016年，中国的贫困人口从7.7亿人减少到4500万人左右，其中教育扶贫的作用难以忽视。
中国颁布了多项教育扶贫措施，显著改善了个体的受教育程度。在改革战略方面，1978年8月底，广东省成立的扶贫工作领导小组或办公室是中国最早尝试教育扶贫的机构。1984年9月颁布的《关于帮助贫困地区尽快改变面貌的通知》中第一次明确提出教育扶贫的概念。为更好地动员社会力量推动贫困地区教育事业的发展，1989年10月出现了中国第一只贫困地区失学少年儿童专项基金，即“希望工程”，成为推动中国缓解贫困地区教育事业的重要力量之一。1994年颁布实施的《国家八七脱贫攻坚计划》提出两个基本目标：贫困地区要基本普及初等教育，积极扫除青壮年文盲。这进一步成为2003年国务院颁布《国务院关于进一步加强农村教育工作的决定》中的“两基”目标。1995年提出的“科教兴国”战略进一步明确提出优先发展教育事业。2015年11月颁布的《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》， 明确把教育扶贫作为扶贫脱贫的重要举措。
在此过程中，中国也实施了大量的工程建设，并调整了相应的财权和事权划分，以更好的促进相关项目的实施。就实施的主要工程而言，中国在基础义务教育领域的扶贫行动主要包括基础教育领域的软件和硬件建设，具体包括两期国家贫困地区义务教育工程（1995~2000、2001~2005）、农村中小学远程教育工程（2003）、农村寄宿制学校建设工程（2006）、农村中小学布局调整工作（2006）、中西部农村校舍改造工程（2007）和农村义务教育薄弱学校改造计划（2013）。就财力事权的分配和调整而言，1985年颁布的《中共中央关于教育体制改革的决定》开启了中国义务教育财政制度的重要变革，基础教育实行“地方负责，分级管理”，农村义务教育实行“三级办学、两级管理”。这种多元化筹资方式推动了农村义务教育快速发展。1993年的《中国教育改革和发展纲要》在继续重申这一管理方式的前提下，进一步明确了县乡在义务教育支出方面的责任。
在上述实施的多项教育扶贫工程中，八七脱贫攻坚时期中国的教育扶贫事业开始出现实质性的发展，主要体现为1995 ~ 2000年和2001~2005年实施的两期国家贫困地区义务教育工程。1995~2000年实施的第一期的国家贫困地区义务教育工程是八七脱贫攻坚计划的重要组成部分。实施范围涵盖22个省级单位共计852个贫困县，其中包含“八七”脱贫攻坚计划的国贫县568个。在第一期工程结束时，共有428个县级单位通过了“两基”验收，在较大程度上推广了义务教育政策，提升了贫困地区的劳动者的人力资本水平。为继续巩固和推动该项事业的发展，针对2000年底前未通过省级“两基”验收的19个省级单位中522个县级单位，中国在2001~2005年继续推动第二期国家贫困地区义务教育工程。2005年第二期义务教育工程结束时，西部地区人均受教育年限为7.23年，提升了区域内人力资本存量，并缩小了与全国人均受教育年限间的差距。
就第一期义务教育工程实施过程而言，主要可以分为两个阶段：1995~1997年在二片地区的建设和1998~2000年在三片地区的建设。具体而言，1995~1997年，义务教育工程主要在二片地区开展，覆盖12个省级单位，383个国贫县近1.5亿人口。针对二片地区第一期义务教育工程，财政共拨付资金26亿元，其中中央拨款6.1亿元，地方配套资金12.37亿元，城乡教育附加等方式筹措8.25亿元。1997年，二片地区普九的县级单位达到255个，覆盖了64%的行政单位和60%以上的人口。1996年新增三片地区9个省32个试点县，1997年三片地区普九的县级单位达51个，1998年在三片地区全面实施。就财政资金投入而言，第一期国家贫困地区义务教育工程中央和地方共投入126亿元专项财政资金，第二期中央和地方财政共投入73.6亿元，并设1亿元助学金和1亿元免费提供教科书专项经费。在第二期项目中，西部地区的资金安排占中央专项财政资金的90%以上。2015年，教育部门向贫困县投入的教育经费总计1660.57亿元，其中中央、地方和市县投入的资金分别为650.18亿元、241.92亿元和593.57亿元。
因此，中国的两次国家贫困地区义务教育工程对中国贫困地区教育事业的发展，和帮助上述区域内劳动者通过教育脱贫具有重要意义，成为中国减少贫困人口的重要基础之一。
（二）文献述评
“累积劣势”是指个体的劣势在长期没有得到有效改善，反而使自己的不足逐渐累积，致使个体发展状态越来越差的情形。就概念在本文中的含义，主要是指贫困地区个体的受教育程度相对较差，容易出现代际间的教育程度越来越差的可能性。国家贫困地区义务教育工程，就是为了改变这种个体受教育程度越来越差的现象，进而实施的国家战略工程。由于贫困地区缺乏相应的经济资源和社会资源，公共政策的实施能够在一定程度上缓解这种资源匮乏，通过人力资本的积累促进贫困地区实现可持续发展。中国1986年实施的《义务教育法》，并没有充分惠及贫困地区个体，导致公共政策的对个体的改善作用局限于财力相对较好的地区。作为弥补该项政策不足的义务教育工程，同时也是精准扶贫的重要方式之一，教育扶贫是否以及如何改变个体累积劣势，是理论和现实层面的重要问题。
总体而言，中国在改革开放以来努力普及义务教育，个体的教育回报率也逐年增加。1978~2005年，中国劳动者的教育回报率由-0.642%上升至13.2%（陆铭，2016）。在此意义上，能否接受义务教育关乎微观个体教育起点的公平与否。虽然接受义务教育并不能显著改善劳动者的收入水平，但这成为劳动者获得更高学历的前提，他们可以在此基础上通过获得高中及以上学历改善自身长期的收入。因此，义务教育阶段教育机会的公平与否对劳动者长期经济地位具有较重要的影响。一般而言，如果接受教育的机会相对公平，低技能劳动者能够通过教育改善自身的人力资本，从而在未来获得较多的经济收益（Heckman et al., 2013；Canaan and Mouganie，2018）。
假说1：义务教育工程改变了个体累积劣势，有助于长期人力资本的提升。
高校扩招对个体的影响已得到较多文献的关注，但义务教育扩围受到的关注相对较少。中国在20世纪90年代末期出现了高校扩招，这对个体的长期影响已在相关文献中得到了评估，但作为教育基础的义务教育阶段对个体长期教育水平和经济地位有何种影响的文献相对较少。实际上，这种义务教育改革的评估对宏观层面公共政策的制定和调整，微观层面个体的教育回报和教育预期的形成，具有双重重要意义（Duflo，2001；Fang et al.，2016；Eble and Hu，2017）。陈斌开等（2017）以中国1986年实施义务教育法的外生冲击，发现义务教育法的颁布在一定程度上促进了个体教育程度的提升，但并没有显著提升他们的收入水平。导致这种现象出现的原因主要有两个：一是由于贫困家庭资源有限，代际收入流动性相对较低，导致寒门难出贵子的现象日益普遍。因此，人力资本差异会导致代际收入流动性的不同（谭远发，2015；陈斌开等，2017）。实际上，提升社会人力资本的公共教育政策也难以对个体的收入流动性产生显著影响，这主要在于劳动者的风险偏好和教育程度共同决定了其收入水平的绝对数量和增长速度（赵颖，2017）。二是义务教育阶段的政策干预往往要经过数十年后才能逐渐显现出来，短期内难以观测到这种政策冲击的积极影响（Heckman，2006；Chetty et al.，2011）。遗憾的是，陈斌开等（2017）仅从代际间的时间维度分析了义务教育法实施的作用，并未从空间维度分析教育的相对发展水平和教育质量问题，尚未挖掘教育代际流动和收入代际流动的深层原因。
评估义务教育对个体的影响，家庭因素和外部制度改革的双重影响不容忽视。教育制度改革对个体受教育机会的影响较大（Jackson et al.，2016）。在中国，外部教育制度改革包括1980年以来中国将义务教育年限从5年延长至6年（Eble and Hu，2017；Fang，2017）、1986年以来实施的义务教育法的颁布（陈斌开等，2017）、1995~2000年和2001~2005年实施的两期国家贫困地区义务教育工程、及20世纪90年代末的高等教育扩招等（吴要武和刘倩，2015）。
家庭资源对子女教育的影响，主要体现在两个方面：一是父母能力对子女教育质量的影响（谭远发，2015），二是家庭资源对子女教育机会的影响（赵颖，2016）。以教育为代表的个人能力具有较强的“文化再生产模式”，通过提升教育的期望和营造良好的教育环境，能够使子女的教育水平不断增加（李煜，2006）。但由于父母能力相对难以度量，现有的文献主要从既定的家庭资源约束条件下子女受教育机会的分布，及家庭通过区域间迁移弱化子女教育机会不足展开分析。虽然家庭经济资源相对较好的家庭开始通过迁移为子女提供教育机会（夏怡然和陆铭，2015；Liu and Xing，2016），但辖区内的教育资源往往是区域内公共品且具有正外部性，在户籍制度的约束下流动劳动者子女难以享受有质量的义务教育。而义务教育的质量直接在较大程度上决定了这部分子女今后的教育程度和经济地位。中国的户籍制度在一定程度上制约并阻碍了这种教育迁移行为，外来人口子女的教育
机会始终面临向下歧视的问题（赵颖和石智雷，2017）。
此外，有限的家庭资源对子女教育的影响还在教育年限延迟方面（赵颖，2016），这给劳动者人力资本的积累造成了一定的负面影响。2015年，中国贫困地区适龄青少年初一至初三的入学年龄分别为15.57岁、16.20岁、和17.49岁，显著高于义务教育法中规定14~15岁初中毕业的年龄。这种推迟接受教育现象，减缓了贫困地区劳动者人力资本积累速度，在一定程度上降低了义务教育工程所可能具有的实际效果。究其原因，在于贫困地区家庭资源相对有限，低收入家庭往往在教育方面为其子女提供次优或更差的选择（Bowen et al.，2009）。此外，在未迁移的低收入家庭中，也存在子女数量和质量间的权衡问题，子女数量的增加对每个个体受教育机会都会带来一定的负面影响（赵颖和石智雷，2017）。个体人力资本积累的受限，将在较大程度上影响他们获得的收入水平。
假说2：义务教育工程有助于提升个体收入水平，特别是先天劣势较多的个体。
因此，公共教育政策能在一定程度上弥补市场失灵、促进社会的机会公平，增加个体长期的教育水平和收入数量（Jackson et al.，2016；赵颖和石智雷，2017）。目前，户籍地的公共教育政策和劳动力输入地的公共教育政策均会在一定程度上影响社会的教育起点公平。虽然近年来异地教育歧视的现象有所缓解，但中国目前的现实是劳动力输入地的教育政策往往会减少流动劳动者及其子女的受教育机会。在此情况下，针对贫困家庭的教育政策对子女的作用就显得较必要。这种外生冲击能在一定程度上弱化甚至改变贫困家庭中经济资源有限对子女教育负面影响，缓解他们延迟接受义务教育的现象，从而可能增加代际收入流动性，缩小社会贫富差距。因此，本文使用CLDS数据，针对该项义务教育工程的实际社会效益进行评估。
三、数据来源和研究设计
本文使用中山大学中国劳动力动态调查（CLDS）数据。该数据在中国29个省级单位中对15~64岁的劳动者进行调查，涵盖教育、工作、迁移和经济活动等方面。该项目于2011年展开试调查，2012年为第一次正式调查，2014年第二次调查中包含了第一次调查中的跟踪调查部分。本文使用的是2012和2014年追踪调查的样本，样本总量为16244个，两个年度跟踪调查样本为9567个。
由于中国1995~2000年的第一期国家贫困地区义务教育工程是在县级单位实施的，准确识别县级单位对本文研究的开展至关重要。由于CLDS公布的县级代码是随机处理后的，无法识别具体的县级单位。本文使用未公开CLDS随机处理前的县级编码，按照2012年的行政区划代码，匹配实施国家贫困地区义务教育工程的县级单位。本文对样本进行了筛选，具体处理方式如下：第一，本文共匹配了273个该项工程实施的县级市，有效样本为2266个，覆盖CLDS调查县级单位的1/8左右。第二，剔除教育等指标的缺失值和异常值。第三，为避免不可观测因素带来的影响，本文将样本限制在1978年以后出生的劳动者。第四，为进行跨年度的跟踪分析，本文匹配2012和2014年的跟踪样本。第五，为克服自选择问题，本文根据劳动者14岁时居住地和出生地一致的方式筛选样本。经样本筛选后共有368个有效样本。第六，为进一步分析劳动者的相对指标，本文根据匹配的273个县级单位，匹配了上述县级单位的宏观数据，包括在岗职工的平均工资水平和产业结构等。
（二）研究方法
始于1995年的第一期的国家贫困地区义务教育工程为识别这种影响提供了一个契机。20世纪90年代，中国大规模的教育扶贫项目相对较少，义务教育工程的实施是影响较大的扶贫工程。除了1986年颁布的义务教育法以外，其它主要教育扶贫工程基本都是在2000年以后逐渐实施的，包括第二期义务教育工程、远程教育和校舍改造工程等。而1986年实施的义务教育法并没有在全部的县级单位普及义务教育，特别是贫困县。义务教育工程的实施正是着眼改变这一现状的。此外，由于2001~2005年的第二期国家贫困地区义务教育工程中不可避免的包含了第一期工程的影响，而第一期义务教育工程包含其它教育扶贫改革的影响较少，因此使用第一期工程的冲击成为较理想的选择。
此外，家庭异质性对子女教育带来的影响也相对较小。由于该工程实施的区域是国家级贫困县，区域内家庭收入相对有限，难以通过增加经济投入或通过区域迁移为子女提供更多的教育机会。此外，父母能力的异质性也相对较小，由此导致对子女长期收入产生影响的不可观测的因素也相对较少。因此家庭因素差异对子女今后收入的影响较有限。在此情况下，义务教育工程的实施对这部分区域内适龄青少年的受教育年限产生了严格的外生冲击，使我们有机会评估义务教育对个体长期人力资本积累及其经济地位的影响。
参考Fang et al.（2016）的研究思路，本文设定如下DID检验模型：
其中，ij分别代表个体i在j地区的变量。Yij是劳动者的教育指标，包括受教育的绝对年限和受教育的相对水平。劳动者受教育年限绝对数量的增加，一方面可能是义务教育工程带来的影响，另一方面也可能是在全国劳动者受教育年限增加的背景下产生的。受教育教育年限的绝对数量增长分析可以解释第一个方面，而第二个方面则需要从劳动者的相对受教育水平进行解释。本文将贫困县中劳动者完成的各阶段教育程度转换为实际的受教育年限，受教育的相对水平则按照劳动者的参照组相应构建。
贫困县的确定。中国目前的贫困县主要包括三种类型，即国家级贫困县、集中连片特困地区贫困县和省级贫困县。国家级贫困县由国务院扶贫开发领导小组办公室认定，目前进行过三次，现共有665个县级单位符合标准。由于本文使用始于1995年实施的义务教育工程中的贫困县，因此贫困县的名单以“八七”脱贫攻坚计划中的852个贫困县为主。国家贫困地区义务教育工程同时在国贫县和省贫县实施。正式实施该项工程的县除包含“八七”脱贫攻坚计划中568个国家级贫困县外，还有284个省级贫困县参与了此项工程。由于省贫县是按照省内经济发展程度相对高低确定的，在全国范围内可比性较差，而国贫县是在全国范围内按照收入水平高低进行资格确认，作为研究对象更能体现该政策对劳动力个体的长期影响，因此本文主要选择该项工程中国贫县中的劳动者为研究对象。该项工程的资金投入具有阶段性特征：1995~1997年，义务教育工程的中央专款主要用于“二片地区”共12个省级单位，1998~2000年主要针对“三片地区”共9个省级单位。
Shockij即为本文政策影响的变量，衡量的是贫困地区劳动者在义务教育工程政策实施过程中所受到实际影响的程度。由于改革实际年份和劳动者年龄的不同， 个体劳动者在此项改革中所受到的影响也存在一定的差异。第一期国家贫困地区义务教育工程实施时间是从1995~2000年。以1995年为例，1981~1989年出生的劳动者就会受到该政策的影响。由于个体在义务教育阶段受该政策的影响存在差异，本文按照Huang（2017）的办法，根据劳动者的实际年龄和义务教育年限的差异进行计算，根据该项工程在不同省级单位的推行时间，从而构建每一年度既定出生年份劳动者受改革影响的程度。出生时间早于1981年和晚于1989年的个体，将不受1995年改革的影响，但可能由于目标区域的差异受后续年限改革的影响，可以作为受政策影响个体的参照组，本文将这部分受政策影响个体的情况赋值为0。此外，考虑到二片地区和三片地区改革实施年份和普九时间的差异，本文根据不同片区中县级单位改革开始时间对个体受影响程度，按照个体受政策影响的实际年限与理论受影响年限比值进行赋值。因此，Shockij变量中处理组按政策实施地域、年份和个体出生年份分别赋受政策影响的值，而对照组赋值为0，β1即为该项工程的DID效应（Fisman et al.，2017）。
需要说明的是，本文这里的自选择问题相对较小。在国贫县中，由于经济资源较有限，父辈难以通过区域迁移或变更户籍状态改变子女面临的教育机会，因此适龄青少年在改革开始年份迁移到其他区域的可能性较小。此外，上述区域内父辈的能力对子女的影响基本类似，父母能力未观测因素对子女教育的影响相对较小。即便如此，本文仍将根据劳动者14岁时居住地与出生地信息，根据两地一致的方式筛选样本。一般而言，14岁已经完成了小学6年的义务教育，即便存在延迟读书对此年龄的影响有限。在此情况下，义务教育工程实施的效果将直接反映到个体的教育程度上。本文在后文的分析中会放松这种假定，通过允许劳动者自由迁徙但控制迁徙特征的方式，能证明这种样本筛选对本文的结论影响较小。
Xij是控制变量，本文的控制变量包括劳动者2014年的年龄及其平方、性别（男性=1）、民族（汉族=1）、户口（非农业户口=1）、政治身份（党员=1）、兄弟姐妹数量、迁移范围（跨省迁移=1）、职业类型和县级人均收入水平。根据CLDS的职业分类方式，本文按照第五次人口普查的职业分类和代码表，按大类划分职业类型。θi是省级固定效应，本文在分析过程中还进一步控制了县级固定效应，ηij为劳动者的出生年龄段。由于中国存在较大的区域间差异，为控制由此带来的度量误差，参照Eble & Hu（2017）的思路，本文以每五年为一个年龄段，并考虑劳动者所在县级单位的差异，对微观个体的年龄段-地区进行控制。εij是误差项。
四、实证分析和相关检验
（一）实证结果
1．基本回归
义务教育工程的实施，确实在一定程度上增加了区域内劳动者的受教育年限。本文逐步加入个体特征、行业和区域控制变量后，发现结论依然稳健。由于不可观测因素的存在，2014年数据中可能存在偶然性，本文使用2012年的样本重复了上述工作，发现结论依然稳健。这说明义务教育工程确实在一定程度上提升了贫困地区劳动者受教育年限。由于本文在样本筛选过程中限定了劳动者迁移行为，这使得本文的估计存在一定的偏误。本文在第(4)列中不再限制劳动者的迁移，而控制劳动者的迁移变量，发现结论与基本结论一致。因此，样本中劳动者及其家庭的自选择问题对本文结论的影响相对较小。事实上，这种影响不仅存在于本文分析的样本中，在现实中也具有持续性效果。根据《2015年全国教育事业发展统计公报》，中国的义务教育巩固率达到93%。在此意义上，义务教育工程确实实现了教育扶贫的政策初衷。
不过，义务教育工程的实施对男性和女性劳动者的影响存在一定的差异，对贫困县内男性劳动者教育年限的延长效应更显著，而并未显著延长女性劳动者的教育年限。2012年的数据同样支持上述结论。相比与女性劳动者而言，男性劳动者更多地利用义务教育工程的机会积累自身人力资本，从而改善自身经济地位。针对贫困地区的义务教育工程，需要伴随其它相关的制度改革，共同提升女性的人力资本积累。
2．辍学和推迟读书
义务教育工程实施后，人均层面教育的投入和支出间仍存在较大缺口。就1994年人均教育经费而言，“一片地区”、“二片地区”和“三片地区”人均地方教育经费投入分别为157.76元、87.54元和97.54元，小学生生均经常性支出分别为500元、274.05元和293.41元，初中生生均经常性支出分别为820.59元、544.17元和564.50元。在此情况下，如何巩固义务教育工程促进贫困地区劳动者教育年限的增加成为该项工程中较重要的方面。
一般而言，义务教育工程对人力资本积累的积极影响，主要体现在两个方面：一是对接受义务教育的群体具有教育年限扩展的效应，二是显著减少了目标区域的辍学或中断学业的概率。基本回归中已证实第一个方面，那么贫困地区的教育机会相对较少，且由于经济困难导致的辍学现象较普遍，义务教育工程是否能有效缓解这一现象？根据劳动者个体的读书经历，本文构建了中断学业的指标，即小学毕业的当年与就读初中年份间的年份差。本文发现，义务教育工程的实施有助于减少中断义务教育的现象，但并不显著。此外，贫困地区就读阶段的学生辍学问题也需要引起相应的重视。本文根据劳动者读书经历中是否完成小学和初中阶段教育，按照方程(1)的控制变量，使用Probit模型分析，发现义务教务工程的实施主要减少了初中阶段辍学的概率，使劳动者能更好地完成九年义务教育。
有限的家庭资源也容易导致适龄学生就读年龄的推迟。根据2006年修订的《中华人民共和国义务教育法》，6~7岁的儿童需要接受义务教育。本文分别按照6岁和7岁计算了小学和初中阶段就读年龄推迟的指标，发现义务教育工程显著减少了贫困地区小学阶段就读年龄推迟的现象。这说明该项工程在义务教育阶段为贫困地区的学生提供了相对公平的受教育机会。
3．改善的相对性
累积劣势的改善包含两个方面的含义：一是个体受教育程度的绝对提升，二是个体受教育程度的相对提升。改革开放以来，社会上劳动者的受教育年限不断提升。由于中国1986年颁布的《中华人民共和国义务教育法》为实施义务教育提供了法律保障，那么1995年起实施的国家贫困地区义务教育工程对贫困地区微观主体受教育年限的影响，很可能是在全国适龄青少年受教育年限增加的背景下产生的，那么上述结论很可能存在估计偏误。事实上，如果本文能证明义务教育工程对贫困县域内个体受教育年限的影响显著高于未实施该项工程的区域，那么本文就可以断定该工程确实在绝对和相对层面上提高了劳动者的受教育程度。
为研究这种教育相对改善状况，本文构建劳动者受教育的同群变量，即不同区域内除劳动者个体以外其他劳动者的平均受教育年限。由于劳动者的流动性，市县区域范围内的同群变量可能存在一定的测量误差。本文在此构建五种类型的同群变量：一是除劳动者个体外本省其他劳动者的受教育水平，二是劳动者个体与第一种方式定义同群变量的比值，三是劳动者个体与全国教育程度同群变量的比值，四是劳动者个体与东部地区教育程度同群变量的比值，五是劳动者个体与全国教育程度最高地区同群变量的比值。如果义务教育工程对第二~第五种相对教育水平产生了正面影响，那么本文就可以判断国贫县地区义务教育程度提升并不是在全国义务教育水平提升的背景下产生的，而主要来自于该项工程。这说明该项工程确实在一定程度上改变了个体累积劣势。
无论本文使用2014年的样本还是2012年的样本，本文均发现国贫县区域内劳动者的相对教育程度显著提升了。即便是相对东部教育相对发达的区域而言，接受了义务教育的劳动者的受教育年限往往相对更长，改善其自身经济地位的可能性也就相对越高。这种相对意义的提升，说明劳动者接受义务教育带来了相对全国平均水平而言更多的人力资本积累，在全国范围内的人资本积累竞赛中不再处于劣势地位。在此意义上，义务教育工程的实施对贫困地区劳动者受教育年限的影响不是在全国范围内劳动者受教育年限增加背景下的一种体现，而是为贫困地区劳动者提供了相对较多的教育机会，使他们有可能通过知识改变自身的经济地位。
（二）稳健性检验
本文的稳健性检验包括四个方面：一是样本筛选的调整，二是克服单年度政策分析的偶然性，三是变更对教育阶段的定义，四是克服未观测因素的影响。
样本筛选的调整涉及两个方面，对劳动者个体异质性和有效样本在原始样本中占比过低的处理。就异质性问题而言，本文为克服劳动者自选择的问题，在基准回归的样本中限制了劳动者在义务教育工程实施过程中没有迁移。在本文的样本中，义务教育工程实施过程中迁移的个体仅为27个。本文在表2第(4)列中放松了这一假定，并控制他们的迁移特征，发现义务教育工程对劳动者受教育年限的影响与基本结论差别不大。
此外，由于本文的政策冲击指标使用的是义务教育工程中国贫县中劳动者的受益程度，并不包含284个省贫县中劳动者的受益程度，这也对本文的影响相对较小。按照贫困线的确定标准，省贫县中劳动者家庭的人均收入高于国贫县中劳动者家庭的人均收入，而低收入家庭对教育机会变化的受益程度更高，因此义务教育工程对省贫县地区劳动者义务教育年限的影响小于对国贫县地区。义务教育工程主要的实施对象即为国贫县，1998~2000年中央在此部分的经费也主要投入到西部地区的国贫县，匹配的省贫县数量也仅为国贫县的1/3左右，因此未考虑省贫县中劳动者受益程度对本文的结论影响不大。即便如此，本文按照上述逻辑重新构建了样本并进行分析，也支持上述结论。
就本文有效样本在原始样本中占比过低问题，主要在于本文删除了劳动者收入的缺失值，由此损失了近一半的样本量。删除收入的缺失值是为了后文中分析义务教育工程对劳动者长期经济地位的影响。如果本文不删除此部分劳动者收入的缺失值，重复基本回归的影响程度为3.435(0.873)，与表2 第(3)列差距不大。此外，本文也纳入其他未实施国贫县义务教育工程的样本，总样本提升至1179个，发现影响程度为2.532(0.752)，同样与表2第(3)列差距不大。
就第二个方面而言，为了克服单一年度分析的偶然性，本文还使用CLDS2012年的数据进行分析，也使用2012和2014年相关指标的变化进行分析，发现主要结论也是基本一致的。就第三个方面而言，本文还直接使用劳动者的教育阶段而非实际受教育年限定义人力资本积累状况。需要说明的是，部分劳动者只是参加了既定教育阶段但并未完成，即肄业，本文将这部分劳动者的教育阶段则向下认定一个等级。而对参加了既定教育阶段仍在读的劳动者，则直接认定为处于本教育阶段。本文按照上述分析思路重新就义务教育工程对劳动者人力资本积累的影响进行检验，发现与基本结论也差异不大。
区域经济发展的差异性和其它改革的影响都可能是本文未观测的因素，从而对本文的结论产生一定的影响，本文主要按照下述方法予以克服：首先，由于劳动者所处省级单位和县级单位经济发展水平的差异，会对劳动者的人力资本积累状况产生影响，参照Eble & Hu（2017）的思路，本文按照5年将劳动者的年龄分段，通过微观个体的年龄段-地区进行控制予以克服。
此外，由于本文选取的参照组是受政策影响出生序列以外的个体，在与处理组进行对照的过程中可能存在其它未被观测的因素影响本文的估计结果。因此，本文按照第一期国家贫困地区义务教育工程实施过程中目标县所在省级单位中，选取与目标县经济发展程度类似的县作为对照组，重新估计本文的结果，发现与基本结论差别也不大。这说明潜在未观测因素对本文的估计结果影响不大。
其次，义务教育工程实施过程和另外一项改革存在时间上的交叉，即撤点并校改革。始于1997年的撤点并校改革带来的影响之一，即为地方政府在此过程中压缩了教育财政支出的比重（丁冬和郑风田，2015），由此可能对贫困地区的受教育机会产生影响。即便如此，这种未观测因素对本文的影响相对较小：就学校调整的数量而言，1998~2000年间全国范围内这一时期撤并的小学数量为5万所左右，占改革前全部小学数量的12%左右，撤并学校的数量较有限。大规模的撤并主要发生在2000年以后，特别是2001年国务院出台《国务院关于基础教育改革与发展的决定》的文件，要求地方政府“因地制宜调整农村义务教育学校布局”。就经费投入而言，1996年中部6个省级单位的教育经费投入为405.33亿元，其中中央投入为35.19亿元，义务教育工程中央向中部地区投入的经费为26亿元，可能会在一定程度上抵消撤点并校带来的负面影响。本文在此背景下，根据相应年度内省级单位内小学的数量的变化状况，在基准回归中控制小学数量的实际数量及其年度变化率，发现与基本结果差异不大。因此，撤点并校改革与义务教育工程时间上虽有交叉，但对贫困地区劳动者义务教育机会的负面影响较小。本文在撤点并校的背景下仍能观测到贫困地区受教育机会的增加，更说明这种提升教育机会公平的公共政策实现了政策初衷，对促进贫困地区劳动者人力资本的积累具有重要作用。此外，本文还将义务教育工程的样本限制在1995~1997年，即撤点并校发生时间之前，也发现显著提升了实施区域内劳动者的教育年限。
（三）Placebo检验
本文此处的Placebo检验包括两个方面：一是估计国家贫困地区义务教育工程对个体健康状况的影响，二是调整国家贫困地区义务教育工程实施时间。
教育和健康是人力资本两个重要的方面。虽然义务教育工程的实施在一定程度上提高了区域内劳动者的受教育年限，但有可能是因为影响了其它人力资本的方面从而对教育产生了影响。如果本文能证实义务教育工程对劳动者个体的健康影响并不显著，那么就可以断定对教育的影响是稳健的。本文在此处通过对劳动者个体健康水平的分析，展开一个Placebo检验。本文发现，义务教育工程的实施对劳动者健康水平的影响并不显著，逐步加入控制变量，以及更换2012的样本分析后，结论基本一致，说明该工程对劳动者教育年限影响的结论是稳健的，并非通过人力资本积累的其他方面产生影响。因此，义务教育工程对微观层面人力资本的影响，主要体现在教育程度的提升方面。
1986年的义务教育法颁布后，为全国范围内普及义务教育提供了法律保障，那么对贫困地区劳动者受教育年限是否也存在积极影响呢？此外，这实际上也是一种假定政策提前产生的Placebo检验。因此，就1986年义务教育法实施对贫困地区劳动者实际受教育年限影响的分析，既可以检验全国范围内实施的改革对贫困地区人力资本积累的影响，又可以检验政策提前实施所具有的影响。依据上述分析逻辑，本文构建1986年的政策冲击变量，按照方程(1)的估计方式，发现义务教育法的实施并没有提升贫困地区劳动者的受教育年限。即便本文更换2012年的样本进行分析，发现结论也是一致的。
在此意义上，义务教育工程的实施确实弥补了义务教育法提升贫困地区教育程度的不足，成为提升贫困地区劳动者人力资本积累的重要影响因素。这和陈斌开等（2017）的结论存在一定的差异，主要原因在于陈斌开等（2017）是以省级层面政策实施对义务教育年限变化的影响，对目标区域内总体和平均意义上的受教育年限具有一定的帮助，但工程推进的实践说明这种改革效应并不一定会体现在县级层面，特别是贫困县。因此，如果将分析对象由省级层面细化至县级层面，可能会出现由于改革时间效应带来的异质性影响。而这种影响，在评价义务教育工程的微观人力资本积累效应中可能是较重要的。
此外，本文将第一期国家贫困地区义务教育工程的实施时间提前2年和推迟2年，重复了上述工作，发现本文关心的变量均不显著。为克服既定年份中受政策影响劳动者个体出生年份 划分过程中的潜在问题，本文也将受政策影响个体的出生序列范围扩大，将超过受政策最晚影响2年和早于最早影响2年的个体纳入到处理组中，重新计算这部分个体的
Shockij，发现处理组中新增个体受政策的影响并不显著。上述两方面的结果显示，本文基本回归中估计结果是稳健的。
五、进一步讨论
义务教育工程为贫困地区劳动者接受教育提供了相对公平的机会，这些劳动者是否在基础教育之外继续深化扩展自身人力资本，从而增加改善自身经济地位的可能性呢？此外，这种义务教育的质量也会在较大程度上影响劳动者未来经济地位的改善。本文认为，义务教育工程对劳动者义务教育程度外的受教育年限、教育质量和受益群体的差异性，是该工程促进个体受教育程度不断提升的内在机制，实现了公共政策改变个体累积劣势的政策初衷。在此基础上，本文还进一步讨论了对劳动者未来经济地位的影响。
（一）内在机制分析
1．教育年限：扩展性教育
本文在基本回归中的分析显示，义务教育工程对劳动者教育年限的影响程度小于3年，有可能仅仅是因为义务教育的最低年限是9年。这是否意味着义务教育工程对劳动者教育年限的影响仅限于9年的义务教育呢？此外，如果劳动者完成初中教育之后，是否会因为接受了这种义务教育而进一步继续接受高等教育呢？由于劳动者存在不能完成全部9年义务教育的情况，因此本文从两个方面定义义务教育后的扩展性教育：一是劳动者完成6年小学教育后的受教育年限，二是劳动者完成9年义务教育后的受教育年限。遗憾的是，前述观点并不为本文的数据所支持。义务教育工程给贫困地区劳动者带来的影响，基本仅限于完成法定的义务教育年限。对于这种现象，可以从两方面进行理解：一是从个体发展的角度，义务教育工程的实施并没有促进劳动者进一步获得义务教育之外的扩展性教育，体现了该项工程在此方面所具有的局限性。二是从改革有效性的角度，前文分析中已指出义务教育工程之前的义务教育法颁布，并没有提升贫困地区劳动者的教育年限。如果义务教育工程没有颁布实施，那么劳动者的潜在受教育年限仍会与社会平均受教育年限仍存在较大差距，这也体现了该项工程的实际意义。本文也使用2012年的样本进行了稳健性分析，发现和上述结论基本一致。这和Fang（2017）的研究基本一致。
义务教育工程没有促进劳动者教育层次的进一步提升，是否主要因为劳动者进入劳动力市场后若干年才重新继续接受教育呢？换言之，这种教育提升的过程可能被中断了。根据2012和2014年的跟踪样本，本文计算了两年度间劳动者教育年限提升水平，并检验了义务教育工程对劳动者在进入劳动力市场后是否继续提升教育层次的影响。进入劳动力市场后，义务教育工程的受益对象提高自身教育层次的速度是减缓的。在此意义上，这部分劳动者既没有在接受9年义务教育后继续接受高等教育，也没有在进入劳动力市场后促进自身提高人力资本的积累，因此确实对劳动力人力资本积累的影响仅限于义务教育阶段。
导致这种现象出现的主要原因，在于贫困地区所特有的“因学致贫”。根据《中国教育扶贫报告2016》的数据，2015年，中国“因学致贫”的现象主要存在于西部省份，如贵州（10.09%）、海南（10.28%）、甘肃（11.04%）、广西（13.31%）、重庆（36.3%）。子女希望接受的教育程度越高，“因学致贫”的现象越显著，由此限制了贫困地区劳动者继续接受高等教育的机会。此外，就流动劳动者而言，继续接受高等教育往往与劳动力输入地的户籍和教育政策有关。如果劳动力输入地存在向下的教育歧视政策，也会对这部分劳动者的教育机会产生负面影响（赵颖和石智雷，2017）。
2015年，全国在校生人数约为2.37亿人，但贫困生在校人数为963.40万人，占比仅为4.07%。其中，小学、初中和高中在校贫困生数量分别为422.83万人、207.46万人和114.18万人，呈现典型的幂律分布特征。2015年，中国小学和初中学历程度的人口分别占全部贫困人口的41.84%和30.44%。仅完成基本的义务教育已经难以实现脱贫。为解决这种现象，制度层面的建设开始逐渐启动。因此，2017年4月颁布的《高中阶段教育普及攻坚计划（2017—2020年）》战略规划应运而生。
和前述分析思路类似，义务教育工程提升了劳动者的教育年限，主要体现在较好地完成了9年义务教育。劳动者在接受这种义务教育之后，可能也会继续接受更高层次的教育，那么义务教育年限之后的继续教育相对其它群体，是否也出现了显著增加呢？换言之，完成9年义务教育之后没有继续接受教育，是仅存在贫困地区的现象还是在全国范围内都有一定的体现呢？本文发现，中断9年义务教育的现象主要体现在贫困地区，全国其他区域内的劳动者会在义务教育基础之后继续接受更高层次的教育，这种现象在东部地区尤为明显。但是，2012的样本显示贫困地区的劳动者受教育年限相对全国和东部地区仍具有一定的优势，说明义务教育工程使贫困地区劳动者在短期内能获得一定的竞争优势。
2．教育质量：专业性水平
义务教育年限的延长和义务教育质量的评估是判断义务教育工程对贫困地区劳动者人力资本积累作用的两个重要方面。虽然义务教育工程在一定程度上提升了劳动者的教育年限，但这种教育的质量如何需要进行适当的评估。教育质量涉及教学条件和师资队伍，在本文的样本中难以直接度量。本文主要从两个方面来评估这种教育质量：一是劳动者在接受教育的过程中是否完成了既定阶段的义务教育。就贫困地区而言，评估教育质量有两个维度，即接受教育的群体受教育的实际状况和是否按规定完成相应的义务教育。前者主要关注的是人力资本积累的实际效果，是发展性的度量指标。而后者则主要关注义务教育的实际普及率，是基础性指标。前者难以直接观测，后者相对容易观测。二是劳动者进入劳动力市场后获得专业资格证书的状况。一般而言，职业资格证书是对劳动者人力资本体现的一个具体方面，具有职业资格证书的劳动者收入比不具备职业资格证书劳动者的工资收入高17%左右（李雪等，2012）。
人力资本的提升是一个动态过程，如果劳动者在接受义务教育的基础之上，能获得更多的人力资本，如继续求学或考取相应的职业资格证书，都能在一定程度上反映这种义务教育的质量。因此，本文根据劳动者在小学、初中和高中阶段学历完成状况，区分毕业和肄业两种情况，分析这种义务教育质量。由于部分劳动者在2012年汇报完成了初中阶段的学历，但在2014年却没有再次汇报该阶段学历完成状况。本文将2014年的样本局限于2012年汇报了学历完成状况的劳动者。义务教育工程的实施对劳动者义务教育阶段学历的完成概率具有积极影响，显示该项工程对普及义务教育具有实质性的作用。
劳动者完成义务教育阶段的教育对个体人力资本的积累较重要，但这种教育完成的质量同样影响人力资本积累的质量。虽然义务教育工程在一定程度上促进了贫困地区个体长期教育程度的提升，但这种提升是低质量的。本文通过2012年和2014年劳动者在专业证书方面的获得能力，来评估该工程对他们今后教育质量的影响。在2014年，义务教育工程并未让劳动者以更大的概率获得相关资格证书，也没有显著增加他们考取相关证书的数量。这说明该项工程的实施仅为劳动者提供了最基本的教育机会，对他们今后在专业技术资格证书方面的促进作用较有限。
3．受益群体：家庭异质性
累积劣势的一个重要体现，即为代际间教育程度均较低。如果公共政策使得子代受教育程度比父代更高，那么我们就可以判断这种累积劣势得到了一定的改变。义务教育工程实施后，主要对区域内父辈教育程度较低的家庭产生了积极影响，具体体现为子女的受教育年限增加。但对父辈教育程度较高的家庭而言，子女的教育程度上升并不多，甚至在一定程度上具有负面影响。这再次说明了义务教育工程对贫困地区劳动者的影响仅限于9年义务教育，对后续继续接受教育的影响较小，而在义务教育阶段之后继续接受高等教育，才是通过教育增加父辈子辈教育和收入流动性的重要方面。同时，这也说明义务教育工程在提升低教育程度家庭中子女受教育年限所具有的积极意义。在此意义上，义务教育工程的实施能促进贫困地区受教育层次较低家庭中子女人力资本的增加，从而也提升了其通过教育改善未来经济地位的可能性。因此，如何在实施该项工程的同时，促进微观个体重视教育在自身人力资本积累中的重要作用，并以此为契机继续增加自身的教育年限，成为新时期教育扶贫需要重视的方面。
（二）对长期收入的影响
教育的目的在于提升收入，从而实现个体经济地位的提升。根据前述的分析，本文在此就义务教育工程对劳动者当期经济收入和收入增长空间进行分析。由于婚姻状况会显著影响劳动者的收入水平，因此本文在公式(1)的基础上，加上劳动者婚姻的控制变量。
1．当期收入水平
本文从绝对和相对两个层面检验义务教育工程对劳动者当期收入的影响。绝对收入采用2013年总收入和工资性收入的对数，相对收入则采用两者与所在地相应群体的相对值。本文通过在识别CLDS政策冲击的县级市基础上，匹配相应县级市的在岗职工劳动者平均收入和平均工资水平，计算流动劳动者总收入和工资的相对值。在估计方法上，本文在方程(1)的基础之上，进一步控制劳动者的婚姻状况、劳动者来源地和区域的产业结构特征。首先就不包含教育变量的方程进行分析，然后加入教育变量，如果在第二种情况下义务教育工程的系数显著下降、显著性降低或变得不再显著，说明该工程确实通过教育程度的提升促进了劳动者收入的增加。
既然国贫县地区的个体受益于义务教育工程，那么这种收入的增加是绝对意义还是相对意义上的呢？本文从两个方面来检验义务教育工程对劳动者收入的影响：一是劳动者的绝对收入，二是劳动者相对劳动力输入地的相对收入水平。本文根据匹配县级市2011年和2013年的数据，发现这种收入增加不具有相对意义上的显著性。换言之，相对于劳动力输入地其他劳动者的收入状况而言，这部分劳动者收入数量的增加是有限的，相对自身而非相对劳动力输入地的其他劳动者出现了收入的增加。在对2013年劳动者收入影响的基础之上，本文还是用2011年的总收入和工资性收入进行分析，发现结果基本类似。这说明义务教育工程的受益群体改善自身经济地位的能力相对有限。联系前文分析的大部分劳动者没有在义务教育基础上继续接受高等教育，以及社会平均受教育年限的不断增加，也反映了该项工程在人力资本积累方面的有限性和劳动者受教育年限选择方面的局限性影响了劳动者长期收入的提升。
2．收入增长空间
即便劳动者当期的工资水平没有出现相对意义上的增加，如果工资增速较快，也能在一定程度上促进长期收入的增长，从而改善自身的经济地位。本文此处使用2012~2014年劳动者收入的变化程度为被解释变量，发现义务教育工程同样没有促进劳动者收入绝对增速的增长。相对劳动力输入地其他劳动者而言，这种收入增长也是乏力的。在此意义上，义务教育工程对劳动者长期收入的影响较有限，只是相对于自身过去的收入会出现一定的增加，但相对其他个体的总量和增速都是较有限的。导致这种现象的主要原因，仍在于大部分劳动者止步于义务教育阶段，没有继续接受高等教育。高中以上的教育阶段，能显著促进劳动者收入总量和增速的提升。
本文也对收入进行了相关稳健性检验。在上述对收入的分析中，本文排除了收入的缺失值、异常值和0值。在一定程度上克服了劳动者是否进入劳动力市场对个体收入估计的影响。由于劳动者收入中可能包含其他形式的收入来源，本文此处使用工资性收入。为进一步检验这一问题，本文将样本限制在男性流动劳动者中。相对于女性流动劳动者，男性流动劳动者收入中工资性收入占比相对更高。通过重复上述回归，本文发现与基本结论类似。
然而，流动劳动者具有较强的内生性，近年来劳动力流动模式也发生了较大变化，简单的按照上述方式进行估计仍可能对本文结论产生一定的影响。因此，本文拟在此引入IV进行分析。沿袭Card（2001）的思路，本文在此处引入如下工具变量：
其中，fr是估算的流动劳动人口比重，Icr，2000是2010年劳动力输出地省份c到劳动力输入地省份r的流动劳动者，Ic，2000是2010年劳动力输出地省份c流出的劳动力总量，Ic，2012是2012年劳动力输出地省份c流出的劳动力总量，Popr，2012是劳动力流入地2012年的人口数量。
由于中国目前的统计数据中缺少劳动力定向流动数据，因此本文采用2010年第六次全国人口普查的数据，分县整理劳动者的流动方向后加总到市级层面计算，fr然后与CLDS数据进行合并。考虑到2008年发生的金融危机可能对劳动力流动模式产生较大影响，本文此处也按照2000年第五次和1990年第四次人口普查的数据构建了估算的流动劳动人口比重作IV进行估算，发现与基本结论差异不大。
六、结论及政策启示
教育对劳动者人力资本积累具有重要意义，特别是对贫困地区的劳动者而言。评估以往通过教育的扶贫政策，将有助于制定新时期的教育扶贫政策。本文以1995~2000年国家第一期贫困地区义务教育工程为外生冲击，讨论了贫困地区接受义务教育条件的改善对劳动者长期教育指标和经济地位的影响，为评估该政策的社会效益提供了一个有益的视角。
本文发现，该项工程弥补了1986年颁布的义务教育法在普及和提升社会受教育年限方面的不足，对目标区域内劳动者完成9年义务教育具有一定的促进作用。这种提升不仅是绝对层面的，在全国范围内相对教育发达的东部地区，也具有相对提升的意义。虽然劳动者完成了9年义务教育，初中辍学的概率存在减少的可能性。但是完成质量相对较差，未来专业技能水平也相对较低。导致这种现象的原因，在于该项工程对高中及以上教育的影响相对较小，完成9年义务教育的劳动者并没有继续接受高等教育。由此导致他们收入的低水平增长，并相对当地普通劳动者而言逐渐下降的趋势。在此意义上，义务教育工程仅对劳动者具有普及基本义务教育的作用，随着社会总体教育水平的不断提升，这部分接受了基本义务教育劳动者的相对教育水平会出现降低的可能性，并再次陷入贫困陷阱。
义务教育工程确实在一定程度上改善了贫困地区的教育状况，但并没有增加个体义务教育阶段之外的受教育水平。随着时间的推移，该工程的政策红利日益弱化，改变个体累积劣势的作用也在逐渐减少。两个方案可以在一定程度上缓解这一问题：一是进一步将高中教育纳入义务教育阶段，通过增加法定受教育年限，推动个体的受教育年限的提升。二是继续出台针对贫困地区的继续教育政策，鼓励个体持续提升受教育水平和增加专业技能。同时继续实施教育工程的动态监测，确保相关政策的有效落实。无论是上哪种方案，都涉及教育支出责任的划分和经费的增加。如何有效协调不同层级政府在此问题上的合作，也是新时期教育公共政策需要着重关注的问题。