四、义务教育“两免一补”对农村儿童辍学现象的抑制效应：实证分析结果
（一）总体回归结果
基于初中年级学生的数据，根据第二节给出的线性近似Logit固定效应计量模型，可对“两免一补”政策的总体效果做出估计。估计结果列入表2-3，具体说明如下：
（1）政策实施的系数估计值为0.06，显著性水平为1%。这说明“两免一补”政策使得学生的就读概率提高了6个百分点，取得了良好的政策效果。
（2）父亲的打工经历对子女就读概率的影响是显著的。其中，父亲在本地和外地打工会分别将子女就读概率提高2个百分点和3个百分点。可见，父亲的打工经历能够影响农户的教育观念，进而影响其子女的入学选择。同时，计量结果显示是父亲而不是母亲的打工经历影响子女的就读概率，这说明父亲在中国农村家庭决策中起主导作用。
（3）家庭财富状况对子女就读概率的影响非常显著。来自较富裕农户（家庭财富状况为好和较好的农户）家庭的子女的就读概率高于家庭财富状况为差的农户子女，分别高出6个和3个百分点。这与之前的理论分析相吻合，即较富裕的农户对子女学习费用的效用评价较低，同时对子女入校学习的边际生产性机会成本的效用评价也较低，从而不会轻易选择让子女辍学。
（4）父母的教育水平，即家长中是否至少有一个读过初中对农户子女就读概率的影响的系数估计值为3个百分点，显著性水平为5%。从理论分析可知，家长教育水平不同的农村家庭在教育观念上存在普遍差异，即有初中教育经历的农户家长对子女完成义务教育后成功考入中等或高等专业院校所能给家庭带来的预期总净收益的效用评价会高于没有此经历的农户家长，其子女也具有更高的就读概率，本节计量结果佐证了这一论断。
（5）留级经历对农户子女就读概率影响的系数估计值为-0.03，在10%的水平上是显著的。这一计量结果可解释为，厌学导致儿童留级，而留级使农户对子女接受义务教育的预期收益产生悲观预期，进而做出让子女辍学的选择。
表2-3 “两免一补”政策总体效应：Logit模型回归结果
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。
（二）政策效应的进一步检验
从政策评估的角度讲，单纯从总体回归结果上考察“两免一补”的政策效应是不够的，还应研究政策影响力变化的时间趋势，以及政策对不同的儿童群体是否具有同等政策效应。因此，下面将分别检验政策的时效性、政策对家长工作地点不同的儿童群体是否具有同等效应以及政策对不同性别的儿童是否具有同等效应。
1.政策时效性的检验
基于初中年级的样本数据，不妨按政策实施的时间跨度将观察组和对照组的数据分成一年期和两年期两组，分别考察不同时间跨度的政策效果。在计量方法上依然使用倍差法，只需将本章第二节所给出的固定效应计量模型中的政策哑变量Pi拆分成
和
，分别表示政策实施后第一年和第二年，这样交乘项
与
的系数就分别代表政策实施一年后和两年后的效应。计量结果显示政策的实施效果有逐年递增的迹象，如表2-4所示，政策实施两年之后的系数估计值上升到10个百分点，比政策实施后的第一年政策效应0.03提高了7个百分点。这说明在这两年内政策效果逐年改善。
表2-4 “两免一补”政策效果：按实施的时间划分
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。
2.对家长工作地点不同的儿童群体的政策效应估计
基于初中年级的样本数据，按照父母工作地点的不同将观察组和对照组的数据分为父母在外地打工和父母在本地工作两组，利用倍差法分别考察政策对这两组儿童的总效应。计量结果（表2-5）显示，政策对父母在外地打工的农户子女的就读概率影响并不显著，而政策对于父母在本地工作的农户子女的就读概率在1%的显著性水平上提高了7个百分点。政策效应的这种差异性表明对于父母在本地工作的农户子女而言，学习费用是影响农户子女就读选择的重要因素，但对于父母在外地打工的农户子女，尤其是留守儿童而言，辍学最重要的诱因并不是其家庭无力承担学习费用，而可能是无人在身边管护。
表2-5 “两免一补”政策效果：按父母工作地点不同划分
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。
3.对不同性别儿童的政策效应估计
同样基于初中年级的样本数据，按照儿童性别的不同将观察组和对照组的数据分成男生组和女生组，利用倍差法分别考察政策对男生组和女生组的总效应。计量结果（表2-6）显示政策对女生的就读概率的影响并不显著，而对男生的就读概率在1%的显著性水平上提高了13个百分点。这表明在其他因素不变的前提下，尽管“两免一补”政策使男生和女生的入校学习费用得以同等程度下降，但贫困农户受到传统观念的影响将给予男生更多的就读机会，从而使政策实施后女生的相对辍学率极可能提高。可见，没有考虑去纠正由性别歧视引起的男生和女生就读机会的差别是一个政策设计缺陷。
表2-6 “两免一补”政策效果：按儿童性别划分
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。