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推文人 | 蒋盛君
原文信息:Rosario Maria Ballatore, Margherita Fort, and Andrea Ichino, "Tower of Babel in the Classroom: Immigrants and Natives in Italian Schools," Journal of Labor Economics 36, no. 4 (October 2018): 885-921.
简介
今天向大家介绍的推文,利用意大利的小学生数据,研究了增加班级中移民学生的数量,对于本土学生成绩的因果作用。利用工具变量法,作者发现,在保证班级总人数和两个类型学生质量不变的情况下,将一名本土学生替换成一名移民学生,会对本土学生的数学和语言科目的成绩产生显著的负影响。
数据
文章采用的是2009-2010年之间的意大利教育数据,其中包含二年级和五年级学生的语言和数学成绩。作者在同一个学区(institution)内,在学校层面将数据进行汇总。
最终样本包含二年级的2867个学区中8014所学校的数据,以及五年级的2882个学区中的8086所学校的数据。平均而言,每个学校一个年级中本土学生有28.2人,移民学生有3.75人。
根据作者定义,本土学生的父母中需要至少有一位是意大利人,无论学生在何处出生。移民学生的父母都必须不是意大利人,无论学生在哪里出生。作者还定义了第一代移民学生,就是那些本人不在意大利出生,而且父母都不是意大利的人。
工具变量
利用意大利针对小学班级人数和人员构成的相关规定,作者构建了本土学生和移民学生数量的工具变量。之所以要为本土学生和移民学生数量构建工具变量,是因为学区负责人可能会根据学生的质量来安排学生到不同的班级中去。
每年的二月,家长可以提前为孩子注册下个学年入学的学校。根据每个学校的预注册人数,以及对班级人数的相关规定(每个班级人数在10到25人之间,实际人数可在上下线10%之间浮动),学区负责人将学生在不同的学校之间进行分配,并预估他们管辖内每个学校的班级个数。对于本土学生来说,他们一般都会被分配到他们预注册的学校中去。而对移民学生而言,他们一般会被分配到有足够空位的学校中。
在二月的预注册之后,九月份的正式注册的总人数会因为种种原因(比如新入移民等),与预注册的人数不同。比如在2013-2014学年,6%的学生是在二月份之后才注册入学的。因为九月份新注册的学生,部分学校的实际班级数目会超过二月份预估计的班级数目,班级人数也会相应改变。
由于负责人提前并不知道最终学生数目,班级中平均移民学生数量和预估计的班级中本土学生人数之间会呈现驼峰关系。这是因为那些在二月份就预估本土学生人数比较多的班级,负责人不会放入或只会放入少量移民学生。因此当这些班级因九月份新增人数被分成小班,抑或是维持不变的时候,班中也没有或只有少量移民学生。相反,当班级中预估的本土学生大约占总人数一半的时候,移民学生的数量也就相对较多。此外,实际本土学生人数和预估计的本土班级大小之间呈正相关关系。
因此,正是预估本土班级大小和移民学生数量之间的关系,以及预估本土班级大小和本土学生数量之间的关系,为本文提供了与移民学生数量和本土学生数量相关的外生影响。
主要结果
在保证班级中移民学生的数量和质量不变的情况下,增加一名本土学生会降低本土学生语言考试成绩的0.0019(也就是上文中的β),相当于语言成绩的2%个标准差。
当控制本土学生的数量和质量后,增加一名移民学生会降低本土学生语言成绩的0.0176(也就是上文中的γ),相当于语言成绩18%的标准差。
在保持两种类型学生的质量和班级总人数不变的情况下,将一名本土学生替换成移民学生,会降低本土学生语言考试成绩的0.0158(也就是上文中的δ),相当于语言成绩的16%个标准差。此外,作者还专门研究了第一代移民,发现δ的值更大(负影响更大,相当于语言成绩30%的标准差)。
对于数学成绩而言,在保证班级大小和学生质量不变的情况下,将一名本土学生替换成一名移民学生,会使本土学生数学成绩下降0.0176。
如果采用最小二乘法估计,获得的β比通过工具变量法获得的β要少上一半,γ也小于工具变量法的两到四倍,因此,最终得到的δ也偏小。这是由于学区负责人会倾向于安排移民学生到仍有空位,以及本土学生质量更好的班级中去。
结语
利用意大利的小学生数据,作者研究了移民学生数量和本土学生学习成绩之间的因果关系,也指出移民学生较低的学习成绩可能是导致此因果关系的原因。本文为意大利限制班级中移民学生数量的政策提供了一定程度上的支持。不过,不同国家的移民情况不同。在其他国家中进行的针对移民学生的研究,或许有不同的结果。
Abstract
We exploit rules of class formation to identify the causal effect of increasing the number of immigrants in a classroom on natives’ test scores, keeping class size and quality of the two types of students constant (pure ethnic composition [PEC] effect). We explain why this is a relevant policy parameter although it has been neglected so far. The PEC effect is sizable and negative (16% of a standard deviation) on language and math scores. For first-generation immigrants, it is more negative (30% of a standard deviation). Estimates that cannot control for endogenous adjustments implemented by principals are instead considerably smaller.
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