教育數(shù)量與教育質(zhì)量對農(nóng)村居民收入影響的研究

教育數(shù)量與教育質(zhì)量對農(nóng)村居民收入影響的研究

一、研究背景教育對收入的影響是不言而喻的①，關于教育經(jīng)濟價值的研究，大多數(shù)用學校教育年限或完成某一教育程度，即“教育數(shù)量”作為分析的重心；一些研究也分析到了某個特定教育項目的質(zhì)量變化對勞動者收入變化的影響程度，即“教育質(zhì)量”對收入產(chǎn)生的影響，進行這項研究最早是由Morgan和Sirageldin開啟的[1]。教育數(shù)量和教育質(zhì)量又分別被稱為“教育廣化”和“教育深化”[2]。目前，大部分研究都是圍繞教育數(shù)量對收入的影響而展開的，人力資本研究中勞動收入的差異，部分的取決于作為人力資本的勞動者質(zhì)量差異。無論是教育的直接經(jīng)濟收益，還是教育所能夠賦予的能力，以及更好的公民意識、欣賞和認識更廣的文化領域和其他服務領域的能力等[3]，能夠提高經(jīng)濟效應的水平，這些都是其發(fā)揮作用的顯現(xiàn)。學校教育和培訓能提高個人素質(zhì)和能力，增加個人在職場獲得更高收入的機會，一個獲得了更多教育的人，能夠有更多地的工作機會和收入。但隨后的一些研究發(fā)現(xiàn)，教育在改善收入分配的同時，還加大了收入的差距。當然，這其中的原因可能在于教育對收入的影響還依賴于收入的分配方式，但是僅就教育本身而言，其內(nèi)容和結(jié)構(gòu)的差異也可能對收入產(chǎn)生不同的影響。教育數(shù)量的重要性可能并不如之前所認為的那樣重要，篩選假說(或文憑主義)認為，教育只是獲得文憑和證書的方法，僅僅是一種篩選機制或信號機制[4]。隱藏在教育數(shù)量背后的教育質(zhì)量因素可能會直接或者間接地對收入產(chǎn)生影響，教育數(shù)量和教育質(zhì)量本身的關系密切但并不清晰，不同地區(qū)額外一年的同等級教育產(chǎn)生的人力資本可能是不同的，其中的原因就在于教育質(zhì)量的差異。教育質(zhì)量的信號機制和篩選機制的作用可能并不如教育數(shù)量那么明顯，但其具備更強的生產(chǎn)能力，其所體現(xiàn)“干中學”的能力更強，雇主選擇雇員最終的依據(jù)不僅是教育數(shù)量，而且是教育質(zhì)量，是隱含教育之中帶來的生產(chǎn)能力，這也是人力資本的關鍵。許多實證研究都表明，教育質(zhì)量對地區(qū)勞動生產(chǎn)率的影響不僅高于教育數(shù)量，而且教育數(shù)量本身對勞動生產(chǎn)率的影響程度還部分地取決于教育質(zhì)量的高低[5]。但國內(nèi)有關教育對農(nóng)村居民收入影響的研究基本上都沒有將教育質(zhì)量納入其中，沒有納入教育質(zhì)量的教育收益率測算方法存在著明顯的不足，對人力資源政策的制定和實施產(chǎn)生影響?；诖?，本文以農(nóng)村為例，探索將教育質(zhì)量納入到教育收益率測算的分析框架中，擬在以下幾個方面有所突破：(1)借鑒提出的一個有效教育(effectiveschooling)概念[6]，將教育質(zhì)量納入到明瑟收入函數(shù)中，構(gòu)建新的標準明瑟收入函數(shù)；(2)從實證的角度驗證教育質(zhì)量和教育數(shù)量對農(nóng)村居民收入的影響，并探尋教育質(zhì)量和教育數(shù)量在不同地區(qū)收入函數(shù)中作用的差異；此外，研究教育數(shù)量和教育質(zhì)量影響農(nóng)村居民不同來源收入的內(nèi)在機理，并進行實證檢驗；(3)在加入一些控制變量后，運用兩階段最小二乘估計和系統(tǒng)矩估計方法，對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性分析；(4)在結(jié)論的基礎上，得到進一步改進目前農(nóng)村教育政策的啟示。二、模型設定與變量數(shù)據(jù)(一)模型設定測算教育收益率的模型在經(jīng)濟學和社會學中已經(jīng)得到了廣泛的認可和應用，收入是由個人的教育和工作經(jīng)驗決定的，模型的基本形態(tài)為：由于我們并不知道方程r(Q)的具體形式，所以本文采用的是最小二乘漸進的辦法，假設：(4)式就為本文實證分析的標準方程，以往的大部分研究用教育數(shù)量(受教育年限)來衡量教育，這樣簡單的處理教育變量之后被很多研究者指出其存在明顯的偏誤。對此，用有效教育概念，來綜合反映教育數(shù)量和教育質(zhì)量，有效教育是教育數(shù)量和教育質(zhì)量的函數(shù)②。將有效教育變量來代替明瑟收入函數(shù)中的教育變量，能夠很好地解決本文研究需要。(二)數(shù)據(jù)與變量研究使用的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國教育統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，時間跨度為2000-2008年，包括28個省區(qū)，由于數(shù)據(jù)缺失等原因，重慶市數(shù)據(jù)并入四川省，數(shù)據(jù)也未計入海南省和西藏自治區(qū)。由于本文屬于宏觀層面數(shù)據(jù)，如無確切的數(shù)據(jù)，所涉及的數(shù)據(jù)將采用平均數(shù)的形式進行采集。1.農(nóng)村居民收入。在涉及宏觀數(shù)據(jù)的研究中，絕大部分將農(nóng)村居民純收入作為農(nóng)村居民收入的衡量指標。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的分類標準，農(nóng)村居民純收入是由工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成。農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)往往成為了研究者分析相關收入問題的一個很好視角。不同時期和不同地區(qū)，農(nóng)村居民純收入的構(gòu)成存在著明顯的差異，那么這些差異有多少能夠由教育所解釋，更進一步的來講，教育數(shù)量和教育質(zhì)量分別能夠在多大程度上影響收入構(gòu)成的差異，這些都需要進一步的闡釋。所有的收入數(shù)據(jù)均以2000年為基期按照消費者價格指數(shù)進行平減。2.教育數(shù)量。國內(nèi)外的絕大部分研究都是把平均受教育年限作為衡量教育數(shù)量的指標，而已有的統(tǒng)計年鑒中并沒有直接列出平均教育年限，為此，本文采用通常的做法，文盲人口按1年人均受教育年限計算，小學教育人口按6年人均受教育年限計算，初中教育人口按9年人均受教育年限計算，高中及中專教育人口按12年人均受教育年限年計算，大專及以上按16年人均受教育年限計算，各教育階段的人口數(shù)都來自于《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒(2001-2009)》。3.教育質(zhì)量。教育質(zhì)量的衡量指標選取歷來是一個爭論的話題，而這主要源于教育質(zhì)量內(nèi)涵的不確定性。盡管如此，依然在教育質(zhì)量的度量分類上達成了一致，主要包括教育資源投入和教育產(chǎn)出兩大類[7]。教育資源投入指標通常包括師資力量(如教師的受教育程度)、教育經(jīng)費投入(如生均教育經(jīng)費等)、師生比率等；教育產(chǎn)出指標則主要用標準化考試成績度量[8]。本文中主要選取農(nóng)村初中師生比作為教育質(zhì)量的度量指標，主要源于三點考慮：首先，師生比本身就能夠在很大程度上顯示教育質(zhì)量的高低，已經(jīng)有許多的研究都表明教師因素在很大程度上決定了學生的成績[9]，這表明師生比本身與教育產(chǎn)出密切相關；其次，師生比指標在很大程度上反映了其他教育投入的差異，例如教育經(jīng)費的很大一部分投入到教師及其相關領域；再次，主要是基于現(xiàn)實數(shù)據(jù)約束的考慮，因為已有的數(shù)據(jù)已經(jīng)找不到比師生比更好的度量指標了，雖然很多研究都用到了標準化考試的成績來衡量教育質(zhì)量，但是從我國來看，基礎教育階段至今還沒有一項針對全國各地區(qū)的統(tǒng)一的標準化考試。在確定了教育質(zhì)量指標后，接下來就是如何將教育質(zhì)量與教育數(shù)量指標進行匹配，人力資本收益的測度本身就暗含了教育收益具有很長的滯后性，本文參照了以往研究的做法，先計算當期勞動力的平均年齡，再根據(jù)平均年齡選擇相應時間段的師生比率。每年度人口的教育年限所對應的就是初中階段(即3年)的師生率平均值，按照這種計算方法，新世紀農(nóng)村居民收入所對應的教育質(zhì)量指標為20世紀80-90年代的師生比。4.工作經(jīng)驗。與微觀數(shù)據(jù)相比，用宏觀數(shù)據(jù)來推算工作經(jīng)驗本身來說就意味著許多不確定性。用當期勞動力平均年齡減去受教育年限和6，這也就意味著一個勞動者從6歲開始上學并接受相應年份的教育后，便開始工作。這也比較符合現(xiàn)實和正常邏輯。5.其他變量。本文中所涉及的其他解釋包括農(nóng)村居民人均土地經(jīng)營面積、農(nóng)村每戶家庭的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、城市化率、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等，這些變量都將適時地以控制變量的形式引入。表1報告了本文所涉及的所有變量的描述性統(tǒng)計特征。其中，大部分變量的差異較大，尤其是財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和家庭經(jīng)營土地面積。圖1報告的是教育數(shù)量和教育質(zhì)量分別與農(nóng)村居民收入關系的散點圖，從中我們可以發(fā)現(xiàn)，人均教育年限和師生比與農(nóng)村居民純收入呈現(xiàn)正相關，其中左圖趨勢線的斜率最小，反映的是人均教育數(shù)量與農(nóng)村居民純收入的相關系數(shù)可能大于師生比與農(nóng)村居民純收入的相關系數(shù)。(見圖1)三、估計的基本結(jié)果(一)全國范圍在表2第(1)列中，解釋變量僅包括以平均教育年限衡量的教育數(shù)量和以師生比衡量的教育質(zhì)量，可以發(fā)現(xiàn)，平均教育年限和師生比的系數(shù)為正，教育數(shù)量在統(tǒng)計上不顯著，而平均教育質(zhì)量則顯著為正。第(2)、(3)列的回歸引入了工作經(jīng)驗及其平方變量，從而構(gòu)成了基本的明瑟收入方程回歸，我們發(fā)現(xiàn)，無論是列(2)還是列(3)，教育數(shù)量和教育質(zhì)量對農(nóng)村居民收入的影響均顯著為正，此外，在(1)中，教育質(zhì)量的回歸系數(shù)大于教育數(shù)量的系數(shù)，也就是，單就教育數(shù)量和教育質(zhì)量而言，教育質(zhì)量的收入效應可能大于教育數(shù)量，但是從(1)-(3)可以看出，教育數(shù)量的系數(shù)逐步遞增，而教育質(zhì)量的系數(shù)則逐步遞減。其中(3)式為納入了教育質(zhì)量后標準的明瑟收入函數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)教育數(shù)量的收益率為15.8%，教育質(zhì)量的收益率為7.6%，且均在1%水平顯著，這說明，從增收的角度來看，當前普及義務教育所帶來的收入效應可能更為明顯。第(4)列的回歸引入了一個教育質(zhì)量與教育數(shù)量的交叉項，反映教育數(shù)量與教育質(zhì)量之間的相互影響。若交叉項的系數(shù)符號顯著為正，則表明在教育質(zhì)量一定的情況下，教育數(shù)量越高其收入效應更大，或者在教育數(shù)量一定的條件下，教育質(zhì)量越高其收入效應越高?；貧w(4)的估計結(jié)果表明，交叉項的系數(shù)顯著為正，表明教育數(shù)量對農(nóng)村居民收入的影響與教育質(zhì)量顯著正相關，在中國農(nóng)村地區(qū)，較高的教育數(shù)量水平或者教育質(zhì)量水平，更有利于該地區(qū)教育質(zhì)量或教育數(shù)量收入效應的發(fā)揮。在教育數(shù)量相同的兩個地區(qū)，一個地區(qū)比另一個地區(qū)的教育數(shù)量每高出1%，該地區(qū)農(nóng)村居民收入會額外增加2.9%。為進一步分析教育數(shù)量和教育質(zhì)量對收入的影響是否存在門檻效應，我們在第(5)列進一步引入了教育數(shù)量和教育質(zhì)量的平方項，發(fā)現(xiàn)教育數(shù)量平方項的系數(shù)顯著為負，而教育質(zhì)量平方項的系數(shù)顯著為正，這說明教育數(shù)量對收入的影響可能存在著臨界值或者最優(yōu)點，即教育數(shù)量與收入之間呈現(xiàn)倒U型關系，我們對此進一步計算，發(fā)現(xiàn)從增收的角度來看，教育數(shù)量的最優(yōu)值為12.4年。而教育質(zhì)量對收入的影響一直為正，這也許暗含著，待教育數(shù)量的收入效應達到了臨界值后，教育資源應該更多地投入到能夠提高教育質(zhì)量的領域當中，以充分發(fā)揮教育質(zhì)量增收的潛力。也就是說，過于快速的教育數(shù)量擴張而不增加教師供給可能并不是最有效的教育資源配置方式。[10](二)分地區(qū)根據(jù)表3的實證分析結(jié)果，教育數(shù)量與教育質(zhì)量所產(chǎn)生的收入效應在東部、中部和西部地區(qū)之間既存在著共同點又存在差異之處。對于三個區(qū)域間存在的共同點來說，表現(xiàn)在：工作經(jīng)驗對三大地區(qū)農(nóng)村居民純收入具有顯著的正效應，且存在臨界最優(yōu)值，即工作經(jīng)驗的平方項與收入的關系顯著為負；東部地區(qū)和中部地區(qū)教育數(shù)量的平方項系數(shù)均為負，教育質(zhì)量的平方項系數(shù)為正，也就是說與全國范圍的效應一樣，教育數(shù)量與收入均呈現(xiàn)倒U型關系，對此，我們計算了東部地區(qū)和中部地區(qū)的教育數(shù)量最優(yōu)值，分別為12.31和10.79，這說明，在目前已有財政投入的基礎上，東部地區(qū)可以將高中教育納入義務教育體系中率先全面實施十二年義務教育，而對于中部地區(qū)來講，在繼續(xù)鞏固九年義務教育的基礎上，適時地開啟十二年義務教育。三個區(qū)域存在的差異之處體現(xiàn)在：教育數(shù)量和教育質(zhì)量對三個地區(qū)農(nóng)村居民的純收入均具有顯著的正效應，且教育數(shù)量的收入效應大于教育質(zhì)量，平均教育年限每提高一年，東部、中部和西部地區(qū)的農(nóng)村居民收入分別提高12%、84%和32%，而教育質(zhì)量每提升1%，東中西部地區(qū)的農(nóng)村居民收入分別提高9%、5%和6%，這其中所暗含的是，東部地區(qū)的教育發(fā)展屬于“深化”階段，而中西部地區(qū)則屬于“教育廣化”階段，也反映出東中西部地區(qū)發(fā)展教育的重心應該有所側(cè)重，區(qū)別對待；從教育數(shù)量與教育質(zhì)量的交互項的系數(shù)及其顯著性來看，在東部地區(qū)，兩者的交互項系數(shù)顯著為正，也就是說教育數(shù)量和教育質(zhì)量相互依存，形成了“良性循環(huán)”，而中西地區(qū)教育數(shù)量和教育質(zhì)量的系數(shù)為負，只是并不顯著，東部和中西部地區(qū)這種顯著的差異反映的是，教育數(shù)量和教育質(zhì)量只有發(fā)展到一定的階段進入相互促進的良性循環(huán)軌道，過低的教育數(shù)量和過低的教育質(zhì)量均不利于兩者收入效應的發(fā)揮。(三)對不同來源收入的效應中國農(nóng)村居民收入的來源復雜，不同來源收入的獲得途徑存在明顯的差異，這就決定了教育數(shù)量和教育質(zhì)量對農(nóng)村居民不同來源收入影響的機理存在明顯的差異。表4的列(12)-(15)分別反映了教育數(shù)量和教育質(zhì)量對農(nóng)村居民工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的影響。教育數(shù)量對工資性收入的效應大于教育質(zhì)量的效應，當教育數(shù)量每提高1%，工資性收入會增加27%，而教育質(zhì)量每提升1%，工資性收入增加9%，其中的原因可能在于，伴隨著鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的衰弱，農(nóng)村居民就近務工逐步轉(zhuǎn)向外出務工，相比較就近務工和務農(nóng)，盡管存在著并不健全的勞動力市場，但是勞動力市場或者雇主對雇員的了解也主要或者更多的是根據(jù)勞動者的工作經(jīng)歷和學歷(教育年限)來進行雇傭決策。盡管伴隨著工作的逐步深入，教育質(zhì)量的效應和作用可能會顯現(xiàn)，但是外出務工地點的不確定性和流動性，決定了教育質(zhì)量的效應很難存在連續(xù)性，通俗地講，就是還沒等雇主對雇員全面了解，雇員可能跳槽到更有經(jīng)濟價值的企業(yè)當中，在勞動力市場，教育數(shù)量的信號機制是最強的。同時，教育質(zhì)量對家庭經(jīng)營收入所產(chǎn)生的效應大于教育數(shù)量的影響，即使同樣提高1%，兩者之間的新增收入會相差3.6%，也就是說，在我國，家庭經(jīng)營屬于自主經(jīng)營性質(zhì)的工作，對學歷的要求并不高且也沒必要要求太高，相反通過教育質(zhì)量所展現(xiàn)出來的能力對家庭經(jīng)營收入的影響可能更大，更高的教育質(zhì)量意味著更強的市場反應能力，也意味著更強的認知能力，對于自主經(jīng)營的家庭來講，教育質(zhì)量顯得更為重要。此外，教育質(zhì)量對財產(chǎn)性收入所產(chǎn)生的正效應略大于教育數(shù)量的影響。一些研究指出，教育水平對農(nóng)村居民工資性收入具有顯著性影響，且存在區(qū)域差異，其中教育水平對東部和中部的影響非常大而對西部的影響卻不顯著[11]。其實不然，一旦納入教育質(zhì)量，教育水平在中部和西部地區(qū)的收入效應可能大于東部地區(qū)，這一點在本文中得到了基本的檢驗。(四)穩(wěn)健性分析模型的穩(wěn)健性問題是模型回歸結(jié)果分析后需要關注的首要問題，也是判斷模型和結(jié)果有效性的關鍵指標。本文采用了兩種途徑進行檢驗。首先，引入了一些可能影響農(nóng)村居民收入的其他因素控制變量。我們發(fā)現(xiàn)，無論是全國層面，還是從分地區(qū)來講，家庭土地經(jīng)營面積、年末生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值、城市化率、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重等控制變量大部分顯著地影響著農(nóng)村居民的純收入，這與其他學者以及現(xiàn)實情況基本相符。表5中的回歸結(jié)果與表2和表3相比，各主要解釋變量系數(shù)的大小和顯著性程度都沒有發(fā)生大幅變化，這表明這些變量對參數(shù)估計的無偏性沒有嚴重影響，其中，在全國范圍內(nèi)，教育數(shù)量的最優(yōu)值為11.8，這與前述部分的分析基本吻合。其次，引入兩階段最小二乘法(TSLS)以及廣義系統(tǒng)矩(SYS-GMM)方法。盡管加入了諸多影響農(nóng)村居民收入的一些控制變量，但是依然不能夠有效避免內(nèi)生性問題，許多研究表明，內(nèi)生性偏誤還可能來源于逆向因果性，也就是說教育數(shù)量和教育質(zhì)量對收入會產(chǎn)生影響，但是反過來，較高的收入水平也會在很長時間內(nèi)影響著教育的投入(比如普及事實上的九年義務教育、教師培訓、提高教師待遇和增加教師數(shù)量等)。為此，本文將主要解釋變量的二階及以上滯后水平變量作為相應差分變量的工具用兩階段最小二乘法(TSLS)以及采用廣義系統(tǒng)矩(SYS-GMM)方法，如表6，我們對工具變量進行了弱識別、不足識別檢驗和過度識別檢驗，結(jié)果顯示，本文所選用的工具變量不僅是嚴格外生的，而且與內(nèi)生變量高度相關，是有效的工具變量。根據(jù)Sargan檢驗和AR(1)和AR(2)檢驗來判斷系統(tǒng)矩估計的有效性，筆者發(fā)現(xiàn)，Sargan檢驗表明工具變量的選取是有效的，Arellano-BondAR(1)值表明殘差有一階自相關性，AR(2)值表明殘差已經(jīng)沒有二階相關性。從回歸結(jié)果的內(nèi)容來看，兩階段最小二乘法和系統(tǒng)矩GMM估計的結(jié)果與前述結(jié)果幾乎一致。從全國和分區(qū)域范圍來看，教育數(shù)量和教育質(zhì)量對農(nóng)村居民收入均有顯著的影響，從東部地區(qū)向西部地區(qū)，教育數(shù)量的收入效應依次遞增，教育質(zhì)量的收入效應依次遞減，而且東部地區(qū)教育數(shù)量和教育質(zhì)量的收入效應不相上下。四、基本結(jié)論與啟示通過建立涵蓋教育質(zhì)量與教育數(shù)量的明瑟收入函數(shù)模型，可以發(fā)現(xiàn)，教育數(shù)量與教育質(zhì)量對農(nóng)村居民收入均有顯著的影響，教育數(shù)量和教育質(zhì)量的收入效應相互依存?？傮w上看，現(xiàn)階段，教育數(shù)量的收益率大于教育質(zhì)量的收益率，但是在不同地區(qū)以及對于不同來源的收入而言，教育數(shù)量與教育質(zhì)量的收益率是存在差異的。對于教育質(zhì)量而言，東部地區(qū)教育質(zhì)量對收入的影響系數(shù)為9%，西部地區(qū)教育質(zhì)量對收入的影響系數(shù)為5%和6%；對于教育數(shù)量而言，中部地區(qū)教育數(shù)量對收入的影響系數(shù)分別為83.8%和32.7%，東部地區(qū)為12.25%。不難發(fā)現(xiàn)，相比較而言，東部地區(qū)和中西地區(qū)可能分屬于教育發(fā)展的“深化”階段和“廣化”階段。從農(nóng)村居民的收入構(gòu)成來看，教育數(shù)量對工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入的影響大于教育質(zhì)量的影響，分別為27%和36%，這與一些研究[12]基本一致，農(nóng)村各地區(qū)之間差異的擴大主要來自農(nóng)村地區(qū)間工資性收入的差異，而農(nóng)村工資性收入水平又主要與各地農(nóng)村居民的受教育程度相關，而對于家庭經(jīng)營收入和財產(chǎn)性收入而言，教育質(zhì)量的影響更為明顯，分別達到了6.84%和16.76%。此外，本文研究還發(fā)現(xiàn)，目前東部地區(qū)和中部地區(qū)均存在一個最優(yōu)教育年限，分別為12.3和11.7。2008年，東部地區(qū)和西部地區(qū)的平均教育年限分別為8.93和8.28，與最優(yōu)教育年限依然存在較大的差距。通過分析，本文得出以下啟示。第一，近年來農(nóng)村地區(qū)教育從“數(shù)量型”逐步轉(zhuǎn)向“質(zhì)量型”符合了農(nóng)村地區(qū)的實際情況和教育發(fā)展的基本規(guī)律，但仍需在“廣度”和“深度”兩個方面下工夫。與城市相比，農(nóng)村地區(qū)的特殊性決定了農(nóng)村教育發(fā)展需在數(shù)量和質(zhì)量上相互兼顧。對此，在農(nóng)村地區(qū)，應該充分考慮人口變動因素的影響，對農(nóng)村中小學統(tǒng)籌兼顧地進行合理布局和規(guī)劃[13]，加強現(xiàn)有教育資源整合的力度，最大限度地釋放現(xiàn)有資源的效力和潛能，進一步提高九年義務教育水平。采取的措施有：完善目前已有的農(nóng)村義務教育經(jīng)費保障機制；繼續(xù)推進義務教育學校標準化建設；均衡配置教師、設備、圖書等資源，加強對薄弱學校的支持力度；實施縣域內(nèi)教師、校長交流制度，著力提高師資