“两免一补”政策对贫困地区人力资本的影响——以教育公平为视角

杜两省，张轩铭

（东北财经大学 经济学院，辽宁 大连 116025）

一、问题的提出

“扶贫必扶智，治贫先治愚。”教育是贫困地区居民积累人力资本和实现脱贫致富的主要途径。贫困地区由于自然资源和环境、经济基础相对薄弱，义务教育的普及难以得到保障，从而产生了严重的教育不公平现象。闵琴琴［1］研究发现，长期以来中国城乡二元结构非常突出，城市相对于农村拥有较多优质教育资源，这使贫困地区居民摆脱贫困面临巨大障碍。翟博［2］认为，教育是国家发展的基石，教育公平是更加重要的社会公平。因此，改善贫困地区的义务教育状况从而解决教育不公平问题是提升贫困地区人力资本水平的根本措施，也是促进社会和谐发展的重要途径。通过改善贫困地区义务教育状况提升人力资本，促进教育公平，既符合Schultz［3］和Mincer［4］等的人力资本理论，又是实现共同富裕目标的关键。为了提高贫困地区的义务教育水平，解决教育不公平现象，国家有关部门相继采取了多项有力措施。其中一项重要措施是实施了“国家贫困地区义务教育工程”（以下简称“义教工程”）。“完善农村义务教育财政保障机制”课题组［5］发现，这些措施改善了贫困地区办学条件，解决了贫困地区儿童“有学上”问题，然而贫困地区儿童还面临着“上不起学”的问题。为了解决这一问题中国政府实施了“两免一补”政策。“两免一补”政策与针对改善办学条件的“义教工程”等政策实施目标方向并不相同，其主要针对经济困难的家庭义务教育阶段适龄儿童和青少年，保障其接受义务教育的权利。“两免一补”政策作为一种面向教育需求方的政策，是否能够提升贫困地区人力资本水平及改善教育公平，这是需要进一步研究的问题。为此，本文以2005年“两免一补”政策在592个国家扶贫开发工作重点县实施效果为基础，研究其对贫困地区人力资本的影响。

二、政策背景与文献回顾

通过教育改善贫困地区教育状况进而提升人力资本水平，实现教育扶贫，一直是改革开放以来中国教育发展的重要方向。提升贫困地区义务教育水平也是缩小东西部发展差距、实现教育公平的重点。在贫困地区义务教育所面临的问题中，贫困地区儿童存在着“上不起学”的问题。为保障贫困地区适龄儿童“上得起学”，2001 年国务院发布《国务院关于基础教育改革与发展的决定》拉开了实施“两免一补”政策的帷幕。“两免一补”政策是指政府落实中小学助学金制度，为贫困地区家庭经济困难的中小学生减免杂费、书本费，并对寄宿生进行生活补助。政策的实施可分为三个阶段：第一阶段，2001—2004 年，试点阶段。根据“完善农村义务教育财政保障机制”课题组［5］的研究，政策实施对象为中西部农村义务教育阶段家庭经济困难、无力负担书本费的学生（含特殊教育学生）尤其是国家扶贫开发工作重点县（以下简称“国贫县”）和民族、边疆地区的省定贫困县的学生。2001年中央财政安排免费教科书专项资金1亿元，2003年中央财政专项资金增长到4亿元。第二阶段，2005—2007年，推广阶段。“两免一补”政策在这一阶段的实施对象为592个国贫县［6］。2005年财政部、教育部发布的《关于加快国家扶贫开发工作重点县“两免一补”实施步伐有关工作的意见》规定各地财政、教育部门要结合农村贫困人口的标准及学生的实际情况，合理制定贫困家庭学生标准及资助对象。农汉康［7］研究发现，政策全部落实后，为家庭经济困难的小学生平均每人每年减免费用200 元、初中生340 元，寄宿小学生每人每年减免费用400元、初中生540元。第三阶段，2008年至今，普及阶段。2008年国务院发布《国务院关于做好免除城市义务教育阶段学生学杂费工作的通知》，提出从2008年开始在全国范围内免除城市义务教育阶段学生学杂费。这表明“两免一补”政策从贫困地区推广到全国各地。在试点阶段，“两免一补”政策实施的对象由相关学校根据名额及要求自行选择，难以确定具体实施对象。并且，在普及阶段，“两免一补”政策的实施范围扩大到所有城乡中小学生。

“两免一补”政策体现了国家希望通过教育扶贫政策改善贫困地区人力资本从而消除贫困的决心，也体现了国家对于教育公平的重视。对于教育公平，顾明远［8］认为教育公平主要指的是教育机会公平、教育过程公平。龙安邦和范蔚［9］、谷菲菲［10］认为教育公平包括了教育机会或教育起点公平。魏俊彪［11］分析了中国基础教育不公平的现象，发现其主要表现在城乡差别、地域差别及性别差别上。“两免一补”政策让家庭经济困难学生接受与同龄人同等的义务教育，是对其受教育机会的保障，也是教育公平的体现。

教育可以提高人力资本水平这一观点已被国内外学者如Neilson 和Zimmerman［12］、Jackson等［13］以及刘生龙等［14］的研究证实。“两免一补”政策是通过对家庭经济困难学生进行现金转移的方式来实现教育扶贫。很多学者对这种通过现金转移进行教育扶贫的政策效果进行了研究。其中，墨西哥PROGRESA项目、巴西Bolsa Familia项目较吸引学者关注，Schultz［15］、Behrman等［16］、De Janvry 等［17］以及Glewwe 和 Kassouf［18］研究发现这种现金转移政策对学生的教育成果有着正向影响，并且对于地区辍学率也有明显降低。与这种直接对家庭经济困难学生进行有条件现金转移政策相比，“两免一补”政策更倾向于通过减免费用的方式来实现现金转移。针对此种方式，Yi等［19］研究了对陕西和河北贫困的初一、初三学生提供高中三年学费的项目，发现初一学生的高中入学意愿提高了15%。Xiao等［20］发现义务教育对学生的高中毕业率、数学测试成绩有正向影响。

“两免一补”政策与其它现金转移政策不同，其不但有减免杂费、书本费，还对寄宿生进行补助。孙百才和常宝宁［21］研究发现，“两免一补”政策在实施过程中均指向了家庭经济困难学生，较好地达到了政策的预期目的。王小龙［22］研究发现“两免一补”政策提高了6%初中入学率。刘晓敏［6］研究发现“两免一补”政策使贫困地区人口受教育程度得到提高。邓翔等［23］研究发现“两免一补”政策显著提高了个体的受教育年限和收入水平。

通过教育扶贫改善贫困地区人力资本状况的方法被证明是现实可行的。汪德华等［24］、赵颖等［25］对教育扶贫的“义教工程”进行分析，发现“义教工程”增加了受益群体的受教育机会及学习成果，且显著减少了辍学与延迟读书的现象。宋弘等［26］对“教育扶贫工程”研究发现，该工程提高了贫困地区义务教育阶段学生的认知以及部分非认知能力。因此，“两免一补”政策改善了贫困地区的人力资本状况，从而促进了实现教育公平及共同富裕的目标。

本文的贡献主要有三点：第一，由于“两免一补”政策的特殊性，对其研究可以为通过现金转移支付实现的教育扶贫政策效果提供具体的证据。第二，现有“两免一补”政策的研究多集中于对受益群体教育成果上，而对与其关系更加密切的收入、就业选择、人力资本问题关注较少。并且，对于该政策的研究多局限于特定地区，使得研究结果缺乏全面性。本文的研究可对此进行补充。第三，本文以教育公平为视角对贫困地区适龄儿童上学问题，以及性别、多孩家庭子女出生次序带来的教育不公平问题进行研究，扩充了现有研究的领域。

三、研究设计

（一）数据来源

本文使用的数据源自“中国家庭收入调查”（CHIP2018）。作为国内使用最为广泛的调查数据之一，CHIP2018数据拥有足够的权威性。CHIP2018的数据样本是项目组采用系统抽样的方式进行样本抽取，同时依照东部、西部、中部进行分层。由于国家统计局2018年的城乡一体化常规住户调查大样本库覆盖了31个省（市、自治区）的16万户居民，为保障数据的权威性与准确性，项目组选用的全部数据样本（覆盖15个省份）均来自于此。本文选取CHIP2018数据进行研究有如下三点原因：第一，该数据库保证了研究的全面性。本文使用的是CHIP2018数据中的农村住户调查数据，CHIP2018数据共包含来自15个省份202个调查县9 235户的43 244个样本。这一特点保证了样本在全国地域上的分布，因而保证了针对“两免一补”政策研究的全面性，避免了仅选取特殊地区而带来的偏差。第二，CHIP2018数据公开了住户来源县的行政区划代码，可将其与592个国贫县的名单相匹配，能够识别出“两免一补”政策的受益群体。根据行政区划代码的匹配结果得出202个调查县中项目县24个、非项目县178个。数据的这一特点便于识别哪些样本为受益个体，保证了数据的准确性。第三，本文主要使用的农村住户样本数据，其内容包括样本的个人层面的基本信息、就业信息、教育信息、收入信息及家庭层面的基本信息。这为研究政策对人力资本的影响提供了足够的数据支持。由于2005年“两免一补”政策实施的主体为592个国贫县，国贫县判定标准的应用指标分别为人均财政收入、人均工业总产值、是否为民族县、人口密度等，本文以此确定需要选择的事前县级地区变量。

（二）变量选取

1. 被解释变量

被解释变量：一是个体是否未完成义务教育。根据CHIP2018数据中“文化程度”以及“最终受教育程度的学业完成情况”，确定个体是否完成九年义务教育。其中，文化程度为初中且其学业完成情况为肄业或辍学，或文化程度为小学且其学业完成状况为毕业、肄业或辍学，则被视为未完成九年义务教育，定义为1。文化程度为初中且学业完成状况为毕业，或文化程度为高中及以上同等学力，则完成九年义务教育，定义为0。二是个体是否接受高中及以上同等学力教育。是否接受高中及以上同等学力教育是义务教育阶段后由个体自主决定的教育阶段，能够较好地反映教育机会如何影响个体人力资本投资意愿。根据CHIP2018数据中“文化程度”确定个体是否接受过高中及以上同等学力教育，如果其所完成的最高学历为高中及以上同等学力为1，否则为0。三是个体受教育年限。根据CHIP2018数据中“文化程度”定义个体受教育年限，未上学为0；小学为6；初中为9；高中、职高/技校、中专为12；大专为15；大学本科为16；研究生为18。

此外，在“两免一补”政策对贫困地区收入状况影响的分析中，被解释变量为个体收入的自然对数，CHIP2018数据中的个体收入记录了该个体的工资性收入或非农生产性经营收入。并且，本文在对个体收入影响分析的同时，引入了个体对职业的选择，选择非农职业为1；否则为0。

2. 解释变量

解释变量：“两免一补”政策实施效果的虚拟变量，受益个体赋值为1；不受益个体赋值为0。个体能否受益于“两免一补”政策取决于个体的年龄。“两免一补”政策受益对象为小学和初中在读学生。根据“普九”的要求，小学的入学年龄要求为6周岁（7岁及以上），全部完成小学和初中的教育年限应为9年，初中毕业的年龄最小也要15岁。因此，在2005年年龄小于或等于6岁的儿童个体，为“两免一补”政策的完全受益年龄组。但是，2005年0—6岁儿童在2018年年龄为13—19岁，其中一部分儿童刚进入初中教育阶段，无法看出其是否辍学或者肄业，因此，将受益年龄组缩小为2005年2—6岁的儿童为“两免一补”政策的受益年龄组；2005年年龄超过17岁的个体，由于在政策开始实施时已经完成了初中教育，为“两免一补”政策不受益年龄组。设置受益年龄组的虚拟变量，在2005年个体年龄为2—6岁时赋值为1；个体年龄为17—21岁时赋值为0。①由于《中华人民共和国义务教育法》规定，小学入学年龄为6 周岁（8 月31 日前出生），为控制延迟入学可能对回归结果造成影响，“两免一补”政策不受益年龄组从17岁开始，为保证受益年龄组、不受益年龄组的长度相同。因此，本文选取的对照组年龄段为17—21岁。

3. 控制变量

控制变量：本文选取性别、年龄、独生子女反映个人特征。性别：男为1，女为0；年龄：按个人实际年龄计算；独生子女：独生子女为1，否则为0；家庭规模：同胞数量；家庭负担比：家庭中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比。县级地区事前特征变量包括1990年的人均财政收入、人均工业总产值（1980年不变价格）、人口密度、是否为民族县。

（三）模型构建

选取截面数据双重差分法来评估“两免一补”政策的短期及长期效应。构建回归模型如下：

其中，i为个体，g为年龄组别，c为项目县组别，Yi，g，c为个体的教育状况及收入状况指标，以政策虚拟变量Ig，c为核心解释变量，刻画“两免一补”政策的实施。令Ig，c=Ig×Ic，虚拟变量Ig为年龄，将“两免一补”政策完全受益年龄组设为1，反之为0。Ic为个体所在区（县）是否实施“两免一补”政策，是则为1，否则为0。Λc，g=Ig× Λc，Λc为若干县级事前特征变量。λg为年龄固定效应，λc为县级固定效应。由于模型中控制县级地区及年龄固定效应，此时Ic、Ig无需加入回归方程。Xi，g，c为个体特征变量，包括性别、独生子女、家庭规模及家庭负担比。

四、实证分析

（一）“两免一补”政策对贫困地区受益个体教育状况的影响

1．基准回归结果

表1报告了“两免一补”政策对贫困地区受益个体教育状况影响的结果。结果表明，“两免一补”政策使项目县学生的义务教育阶段中途辍学率降低，接受高中及以上同等学力教育的可能性增加，同时提高了其教育年限。并且在控制了事前趋势的情况下，核心解释变量Ig，c的系数至少在5%的水平上显著。这说明，“两免一补”政策显著改善了贫困地区受益个体的教育状况。

表1 “两免一补”政策对教育状况影响的基准回归结果

2. 安慰剂检验

寻找一个不受政策影响年龄组做安慰剂检验，是截面数据双重差分法平行趋势检验的常用思路。为此，本文重新设置2005年时年龄为17—21岁的个体为处理组，年龄为22—26岁个体为控制组。由于2005年时年龄为17—21岁、22—26岁的个体均已完成义务教育，不属于“两免一补”政策的受益对象。如果发现项目县和非项目县的17—21岁个体和22—26岁个体之间没有教育状况的显著差异，就可以认为平行趋势检验通过。表2给出了安慰剂检验结果。结果表明，个体是否为17—21岁年龄组与个体是否来自项目县的交互项的系数均不显著。因此，平行趋势检验通过。

表2 “两免一补”政策对教育状况影响的安慰剂检验结果

3. 稳健性检验①正文没有列示“两免一补”政策对教育状况影响的稳健性检验结果，留存备索。

本文采用倾向得分匹配—双重差分法（PSM-DID）对“两免一补”的政策影响进行稳健性检验。先使用县级经济社会发展指标，采用倾向得分匹配法将项目县与非项目县进行匹配，随后对个体的教育状况进行双重差分分析。本文先后采用核匹配、近邻匹配与卡尺匹配对项目县与非项目县进行PSM处理。根据国贫县确定标准中所应用的指标设定匹配变量，分别为农民人均纯收入、人均财政收入、人均工业总产值、人口密度、是否为民族县。PSM 的结果均通过了稳健性检验。倾向得分匹配后的双重差分结果表明，2—6 岁儿童与项目县的交互项的系数值均显著。因此，PSM-DID的结果同样说明了“两免一补”政策对贫困地区受益个体教育状况有显著影响。

4. 边际效应

为考察“两免一补”政策对受益儿童教育状况的边际效应，本文将模型（1）中的虚拟变量“是否为2—6岁”替换为2—21岁个体“两免一补”政策的受益年限，结果如表3所示②2005年2—6岁儿童受益年限均为9年，10岁学生受益年限为6年，15—16岁学生受益年限为1年（为控制延迟入学可能）。。

表3 “两免一补”政策对教育状况影响的边际效应

由表3可知，个体的受益年限与其是否来自项目县的交互项系数即使在控制了事前趋势的条件下均显著。这表明“两免一补”政策对受益儿童教育状况存在正向效应，个体受益年限越长，义务教育阶段辍学的可能性越低、接受高中及以上同等学力教育的可能性越高，同时教育年限增长越多。

（二）“两免一补”政策对贫困地区受益个体收入状况的影响① 正文没有列示基准回归结果、安慰剂检验结果和稳健性检验结果，留存备索。

1. 基准回归结果

考虑到在“两免一补”政策实施的2005年正处于2—6岁的儿童，成长到2018年CHIP调查组展开调查时年龄达到15—19岁。此时的受益群体并没有完全步入劳动力市场。由于中国大学本科毕业生年龄多数在22—23岁之间，因而处理组受益个体在CHIP调查组进行调查时年龄基本上是23岁。为此，本文选择政策实施时11—14 岁个体作为处理组，其对照组仍为17—21 岁。回归分析结果表明，个体是否为11—14岁年龄组与个体是否来自项目县的交互项（Ig，c）的系数至少在1%的水平上显著为正。也就是说，“两免一补”政策使得贫困地区经济困难的家庭子女选择非农职业的意愿提高，同时，在提高经济困难的家庭子女教育状况基础上，能够实现增收的效果。

2. 安慰剂检验

通过设定2005年时年龄为17—21岁的个体为处理组，年龄为22—26岁个体为控制组来对“两免一补”政策影响收入状况做安慰剂检验。安慰剂检验结果表明，个体是否为17—21岁年龄组与个体是否来自项目县的交互项的系数均不显著，平行趋势检验通过。

3. 稳健性检验

本文采用倾向得分匹配—双重差分法（PSM-DID）对“两免一补”政策影响收入状况做稳健性检验。在先后采用核匹配、近邻匹配与卡尺匹配三种匹配方法的情形下，11—14岁个体与项目县的交互项的系数值均显著。总体来说，PSM-DID的结果同样说明了“两免一补”政策对贫困地区经济困难的家庭子女收入状况有显著的正向影响。

（三）异质性分析

本文进一步讨论哪类人群在“两免一补”政策中受益更大，是检验政策有效性的另一重要方向。因此，本文基于个体性别及家庭规模进行了异质性分析。一方面，在广大农村地区，特别是贫困地区，教育资源得不到切实的保障，教育投资在家庭支出中的占比会更高。因此，在家庭教育资源的约束下，加上“男孩偏好”社会思想观念，以及经济因素与性别因素交互作用，导致了女性在资源与机会的获取上与男性存在明显的差异，从而使得教育投资行为出现不公平的现象。张巧霞等［27］研究发现，中国有男婚女嫁的传统，从家庭经济收益率上考虑，对男孩教育投资更为有利。这使女孩受教育机会大大减少，性别上的教育不公平现象愈发严重。另一方面，根据Becker和Lewis［28］提出的“数量—质量权衡”理论假说，在家庭教育资源有限的情况下，对子女数量需求增大会相应地使得子女质量需求降低。显然，家庭子女数越多，均等分配下每个子女获得的教育资源就越少。在家庭教育资源有限的情况下，多子女家庭对于教育资源的分配不论是对子女个人还是对整个家庭都会产生深远的影响。张兆曙和戴思源［29］研究发现，在中国传统文化中“长兄如父，长姐如母”的角色要求下，排行最长的子女在家庭教育资源的分配中处于劣势，排行靠后的子女能得到家庭教育资源的倾斜。这一现象即为“末孩优势”。女性和非独生子女家庭中首孩往往在教育投资行为中处于弱势，若“两免一补”政策能够更好地提高女性和非独生子女家庭中首孩的教育和收入的状况，则意味着该政策会促进弱势群体得到更好的发展，降低儿童在家庭教育资源方面所面临的教育机会不平等，进而达到促进社会公平的目标。

1. 基于性别层面对“两免一补”政策影响的异质性分析

首先，基于性别层面对“两免一补”政策提高贫困地区家庭经济困难子女教育状况的异质性分析，结果如表4所示。从表4可以看出，交互项对三个用来表示教育状况的指标的影响均表现为女性群体受到政策影响高于男性群体。这一结果表明，“两免一补”政策能够通过降低教育成本，改善教育资源的性别差异，产生降低女孩义务教育阶段辍学率、改善教育状况的政策效应。

表4 基于性别层面“两免一补”政策对教育状况影响的异质性分析结果

其次，基于性别层面对“两免一补”政策提高贫困地区受益个体收入状况的异质性分析，结果如表5所示。从表5可以看出，交互项对个体从事非农工作的影响表现出女性群体与男性群体有显著性差异，对收入的影响同样表现出女性群体显著高于男性群体。这一结果表明，“两免一补”政策能够通过改善贫困地区家庭由于社会思想观念所形成教育机会不平等的现象，改善女性教育状况，从而提高女性的收入。

表5 基于性别层面“两免一补”政策对收入状况影响的异质性分析结果

综上所述，女性群体作为贫困地区家庭教育投资中的弱势一方，“两免一补”政策的实施，大大改善了在贫困地区普遍存在的社会性别思想观念所形成的教育不公平状况，提高了女性群体义务教育的完成率与高等教育的接受率，从而提高了人力资本，增加了收入。同时，母亲的教育年限对子女学业产生的影响比父亲更大。因此，“两免一补”政策能够实现改善教育机会的性别差异，提高女性的人力资本水平，进而产生提高子代人力资本水平的超长期效应。

2. 基于同胞排行层面对“两免一补”政策影响的异质性分析

首先，基于同胞排行层面对“两免一补”政策改善贫困地区家庭经济困难子女教育状况进行异质性分析，结果如表6所示。从表6可以看出，交互项对三个用来表示教育状况的指标的影响均表现为多孩家庭中首孩受到政策影响更为明显。结果表明，“两免一补”政策能够通过降低教育成本来改善多子女家庭教育资源上的“首孩劣势”，产生减少多子女家庭首孩义务教育阶段辍学现象、改善其教育状况的政策效应。

表6 基于同胞排行层面“两免一补”政策对教育状况影响的异质性分析

其次，基于同胞排行层面对“两免一补”政策提高贫困地区受益个体收入状况进行异质性分析。结果如表7所示。从表7可以看出，交互项对个体从事非农工作的影响表现出多子女家庭中末孩更为显著，而对首孩从事非农工作的影响并不显著，其内在原因可能是因为农村家庭一直以子女养老为主要养老模式，多孩家庭中首孩是父母养老的主要承担者。同时，中国素有“长兄如父，长姐如母”的传统思想观念，首孩大多会帮助父母从事农业生产劳动，从而很大程度上降低了首孩从事非农工作的机会。而对不含农业经营的收入影响则表现为多子女家庭中首孩显著高于末孩。这一结果表明，“两免一补”政策的实施，改善了多子女家庭由于家庭教育资源约束所形成教育机会不公平的现象，改善了多子女家庭中首孩的教育状况，从而提高其收入。

表7 基于同胞排行层面“两免一补”政策对收入状况影响的异质性分析结果

综上所述，“两免一补”政策的实施，很大程度上改善了在贫困地区由于家庭教育资源约束所形成孩次上的教育不公平现象，提高了多子女家庭中首孩义务教育的完成率与高等教育的接受率，从而提高了人力资本，改善了收入状况。“两免一补”政策能够实现改善教育机会的差异，提高多子女家庭中首孩的人力资本水平。

五、主要研究结论和政策建议

（一）主要研究结论

本文利用CHIP2018数据，研究了“两免一补”政策对贫困地区人力资本及教育公平的影响。实证分析结果表明：“两免一补”政策作为补偿性政策，能够显著降低义务教育阶段辍学率，增加接受高中及以上同等学力教育的可能性，同时提高了其受教育年限、选择非农职业的意愿，以及个体的工资性收入，即存在显著的助学与增收效应。这一政策的实施，改善了贫困地区由于性别差异形成的教育不公平状况，提高了女性群体义务教育的完成率与高等教育的接受率，从而实现提高人力资本、增加收入的目标；改善了多子女家庭中教育资源的“首孩劣势”状况，减少了多子女家庭中首孩的义务教育阶段辍学现象，改善了其教育状况。因此，作为推进中国教育公平的重要政策，“两免一补”政策不但在短期上使得义务教育阶段家庭经济困难子女的失学率、辍学率显著降低，而且在长期上提高了其人力资本水平从而对收入产生了正向影响，实现了教育扶贫的目标。异质性分析结果表明，“两免一补”政策通过减少贫困地区家庭经济困难子女的教育成本，提高了其人力资本水平，改善了教育不公平的状况；同时也改善了由于传统思想观念所形成的不同性别子女之间的教育不公平状况，提高了教育程度从而提高了贫困地区人口的收入。

（二）政策建议

基于以上研究结论，本文提出如下政策建议：

首先，将高中教育纳入到义务教育体系中，并对弱势群体加以扶持。由于义务教育的强制性及国家扶贫政策的双管齐下，使得中国贫困地区的义务教育取得了显著的成绩。随着经济发展和社会进步，国家对于人力资本水平的要求也将逐渐提升。将高中教育纳入到义务教育及教育扶贫的体系中，才能持续提高贫困地区的人力资本水平，以确保贫富之间差距不再继续扩大。其次，进一步加强政府对于教育扶贫的支持力度，保证充足的经费投入。由于资源配置不均衡现象比较突出，各地区对于教育经费的投入压力存在差异［30］。为此，对于经济发展较为缓慢的地区，加大中央财政资金的扶持，且将教育经费的承担方由县级向市级提升。此举可进一步促进社会的公平，使得教育事业的发展也得到保障。最后，进一步促进教育公平，由教育机会公平向教育过程与教育结果公平延伸。现有政策对于教育机会公平作出了巨大的贡献。然而，中国的教育依旧存在着由教育资源分配不均导致的不公平现象。由于得不到好的教育资源，部分儿童在教育过程中即便付出足够的努力依旧积累不到足够的知识与技能，从而对其升学、就业等产生不利影响。因此，应对教育公平问题持续关注并加以解决。