政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村青少年教育投資的影響研究*

李軍林 張黎陽(yáng) 邵 巖

一、引言

改革開放以來的40多年里，特別是黨的十八大以來，中國(guó)的減貧事業(yè)取得了顯著成就。以習(xí)近平同志為核心的黨中央把脫貧攻堅(jiān)擺在治國(guó)理政的突出位置，立足中國(guó)國(guó)情，精準(zhǔn)實(shí)施了發(fā)展生產(chǎn)、易地搬遷、生態(tài)補(bǔ)償、發(fā)展教育、社會(huì)保障兜底等相關(guān)政策，探索出了一條中國(guó)特色減貧道路。經(jīng)過8 年的持續(xù)奮斗，中國(guó)832個(gè)貧困縣全部摘帽，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下近1億農(nóng)村貧困人口全部脫貧，提前10年實(shí)現(xiàn)了聯(lián)合國(guó)2030年可持續(xù)發(fā)展議程減貧目標(biāo)，消除了絕對(duì)貧困和區(qū)域性整體貧困。

但是，中國(guó)發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)還不穩(wěn)固，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大。中共中央、國(guó)務(wù)院2020年12月印發(fā)的《關(guān)于實(shí)現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的意見》指出，脫貧攻堅(jiān)目標(biāo)任務(wù)完成后設(shè)立5年過渡期，到2025年，脫貧攻堅(jiān)成果鞏固拓展，鄉(xiāng)村振興全面推進(jìn)，脫貧地區(qū)經(jīng)濟(jì)活力和發(fā)展后勁明顯增強(qiáng)。這要求我們要加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村和偏遠(yuǎn)家庭貧困狀況動(dòng)態(tài)變化的關(guān)注，增強(qiáng)脫貧家庭自我發(fā)展能力。

農(nóng)村和偏遠(yuǎn)地區(qū)的貧困家庭通常受教育水平較低，自我發(fā)展能力薄弱，缺乏生存技能，脫貧后返貧概率高，并且貧困的代際傳遞現(xiàn)象普遍。因而，要鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果、降低返貧率，就要著眼于打破貧困的代際傳遞、提高貧困家庭子女的受教育水平和人力資本積累。段義德（2020）基于CHIP 2013年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，教育對(duì)收入的代際傳遞有顯著影響，子女的受教育程度每增加一年，代際貧困傳遞下去的概率就降低15%。王志章和楊珂凡（2020）通過對(duì)云南省某鎮(zhèn)的案例研究同樣發(fā)現(xiàn)，教育能夠阻隔偏遠(yuǎn)少數(shù)民族地區(qū)貧困的代際傳遞。

政府的轉(zhuǎn)移支付是解決中國(guó)貧困問題的重要制度措施。國(guó)內(nèi)外關(guān)于研究中國(guó)政府補(bǔ)助實(shí)施效果的文獻(xiàn)多集中在政府補(bǔ)助對(duì)父代的貧困、消費(fèi)、勞動(dòng)供給等變量（肖萌和李飛躍，2017；韓克慶和郭瑜，2012；劉璐嬋，2018）的研究方面。本文認(rèn)為，政府補(bǔ)助可以通過提高貧困家庭對(duì)少兒的教育支出來打破貧困的代際傳遞，降低返貧率，鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果。但是，已有研究很少研究政府補(bǔ)助對(duì)少兒的影響。因此，本文將家庭對(duì)少兒的教育投資作為研究重點(diǎn)，來探究中國(guó)的政府補(bǔ)助對(duì)農(nóng)村家庭少兒教育投資的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)中國(guó)政府轉(zhuǎn)移支付的減貧效果進(jìn)行了大量實(shí)證研究，其中許多研究表明，政府的轉(zhuǎn)移支付具有積極的減貧效果。肖建華和李雅麗（2021）基于2014—2018 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)長(zhǎng)期貧困狀態(tài)家庭的減貧效應(yīng)顯著。王立勇和許明（2019）使用CFPS2010—2016 年數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)農(nóng)村貧困居民具有明顯的減貧效果。張楠等（2021）利用CHFS2017 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)政府的轉(zhuǎn)移支付有效減少了農(nóng)村地區(qū)的相對(duì)貧困。鄺希聰（2021）使用382 個(gè)國(guó)家貧困縣2010—2015 年調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，政府的財(cái)政支持對(duì)貧困地區(qū)的人均收入具有正向促進(jìn)作用。

也有學(xué)者利用中國(guó)的數(shù)據(jù)得出了關(guān)于中國(guó)政府轉(zhuǎn)移支付減貧效果的不同結(jié)論。張鵬和徐志剛（2020）基于CFPS2010—2016 年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公共轉(zhuǎn)移支付無法降低中國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)的多維貧困。Golan et al.（2017）利用2007—2009 年CHIP 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)農(nóng)村低保減貧效果不理想，并且瞄準(zhǔn)效率較低。徐超和李林木（2017）使用CFPS2012年調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的城市低保和農(nóng)村低保對(duì)家庭的貧困脆弱性并未產(chǎn)生明顯的改善效果，并且會(huì)提高家庭未來陷入貧困的可能性。

除直接研究政府補(bǔ)助對(duì)家庭貧困狀況的影響外，許多學(xué)者還研究了各類政府補(bǔ)助對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響。梁曉敏和汪三貴（2015）利用2010 年貧困監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，低保補(bǔ)貼增加了農(nóng)戶的食品、醫(yī)療和轉(zhuǎn)移性支出，并且降低了生產(chǎn)性支出。冉凈斐和賈小玫（2004）通過模型推導(dǎo)和實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障體系的健全可以增加農(nóng)民對(duì)消費(fèi)品的有效需求。吳敏（2020）基于CFPS2010—2012 年面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的城鄉(xiāng)低保對(duì)受助家庭的家庭總消費(fèi)具有顯著的正向影響，受助家庭的人均低保補(bǔ)助每增加1%，人均家庭總支出就會(huì)提高0.159%，并且總支出的增加主要體現(xiàn)在消費(fèi)性支出和福利性支出上。梁土坤（2019）使用2016 年城鄉(xiāng)低收入家庭調(diào)查微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，反貧困政策顯著提高了低收入家庭的消費(fèi)能力。

雖然有很多文獻(xiàn)已經(jīng)對(duì)政府轉(zhuǎn)移支付如何影響家庭貧困和消費(fèi)狀況進(jìn)行了研究，但較少有文獻(xiàn)涉及政府補(bǔ)助對(duì)家庭教育投資的影響。據(jù)我們所掌握的文獻(xiàn)情況，這方面的研究有以下三篇：楊穗和高琴（2019）利用CHIP2013 年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中東部的城市低保家庭會(huì)優(yōu)先將收入用于教育，西部的城市低保家庭和農(nóng)村低保家庭會(huì)將收入優(yōu)先用于醫(yī)療保健。Gao et al.（2009）基于CHIP2012 年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)城市低保提高了城市家庭包括教育和醫(yī)療在內(nèi)的人力資本投資。都陽(yáng)和Park（2007）使用2001年和2005年勞動(dòng)力市場(chǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的城市低保增加了貧困群體的食品支出和教育支出。這三篇文獻(xiàn)雖然涉及政府補(bǔ)助對(duì)家庭教育支出的影響，但是考慮的是對(duì)整個(gè)家庭教育支出的影響，沒有深入挖掘?qū)ι賰航逃顿Y的影響，也沒有對(duì)其中的影響機(jī)制進(jìn)行進(jìn)一步的分析。并且這三篇文獻(xiàn)主要關(guān)注的是城市家庭，對(duì)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)研究不足。

本文主要從四個(gè)方面對(duì)已有研究進(jìn)行了補(bǔ)充：第一，聚焦于貧困問題更為嚴(yán)重的農(nóng)村地區(qū)，探究農(nóng)村地區(qū)政府補(bǔ)助對(duì)少兒教育投資的影響。第二，將家庭對(duì)單個(gè)少兒的教育支出作為研究對(duì)象，而已有研究所用的教育支出包含對(duì)于成人的教育支出。本文的研究設(shè)計(jì)能夠更加有針對(duì)性地探究政府補(bǔ)助對(duì)于農(nóng)村家庭少兒教育投資的影響。第三，通過分區(qū)域、分年齡段等多種方式探究政府補(bǔ)助對(duì)于農(nóng)村家庭少兒教育投資影響的異質(zhì)性。第四，通過以多種教育投資行為、父母對(duì)子女教育的期望和關(guān)心程度為因變量，更深入地探究政府補(bǔ)助對(duì)于農(nóng)村家庭少兒教育投資的影響機(jī)制。

三、實(shí)證研究

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2012年、2014年、2016年和2018年四個(gè)年份的面板數(shù)據(jù)來探究政府補(bǔ)助對(duì)子女教育投資的影響。CFPS（China Family Panel Studies）是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施的一項(xiàng)大型跟蹤調(diào)查研究項(xiàng)目，它涵蓋了個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，包括少兒、成人、家庭、社區(qū)四類問卷，對(duì)于研究中國(guó)的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化、教育、醫(yī)療、健康等問題具有重要的幫助。這項(xiàng)調(diào)查從2010 年開始在全國(guó)范圍內(nèi)正式進(jìn)行，此后基本按照兩年一次的頻率對(duì)原有樣本進(jìn)行一次追蹤調(diào)查?？傮w樣本規(guī)模為16000戶家庭，這些家庭來自全國(guó)25 個(gè)省級(jí)行政區(qū)，能夠很好地代表全國(guó)的總體情況。

2.變量描述

貧困問題和青少年教育問題在農(nóng)村地區(qū)更為嚴(yán)重。通過對(duì)CFPS2012—2018 年數(shù)據(jù)計(jì)算可得，農(nóng)村地區(qū)領(lǐng)取政府補(bǔ)助的家庭占比為69.08%，高于城鎮(zhèn)地區(qū)領(lǐng)取政府補(bǔ)助的家庭比例33.20%。因此，本文將研究限定為農(nóng)村地區(qū)，實(shí)證研究部分所用的數(shù)據(jù)均僅包含農(nóng)村樣本。

本文所用的面板數(shù)據(jù)以2012—2018 年CFPS 少兒庫(kù)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將CFPS成人庫(kù)中的父母年齡和受教育程度變量、CFPS 家庭庫(kù)中的家庭收入和家庭人口規(guī)模變量和縣級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒中的縣級(jí)財(cái)政收入和人口變量與CFPS 少兒庫(kù)進(jìn)行匹配后得到。

本文所用因變量為家庭對(duì)子女的教育總支出①的對(duì)數(shù)，自變量為家庭是否獲得政府補(bǔ)助②。基于相關(guān)文獻(xiàn)，本文采用的控制變量包括孩子年齡、性別、父親年齡、母親年齡、父親受教育程度、母親受教育程度、家庭人均年收入、家庭孩子數(shù)目、縣級(jí)人均財(cái)政收入以及年份虛擬變量（見表1）。

表1 變量介紹

由表2 可知，2012—2018 年約有69%的少兒所在家庭獲得了政府補(bǔ)助。家庭為少兒支付的教育總支出平均值為1752.70元。樣本中少兒的平均年齡為7.34歲，男孩占比約為53%。父親的平均年齡為35.92 歲，略高于母親的平均年齡33.85 歲，父親平均受教育程度也略高于母親0.27 個(gè)等級(jí)。每個(gè)家庭平均有1.98名子女。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.基準(zhǔn)回歸

在2012—2018年的樣本數(shù)據(jù)中，共有少兒觀測(cè)值19194個(gè)。本文所用回歸對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下剔除：（1）因變量家庭對(duì)子女的教育總支出的對(duì)數(shù)為缺失值或異常值的觀測(cè)值4 個(gè)（0.02%）；（2）自變量是否獲得政府補(bǔ)助為缺失值或異常值的觀測(cè)值1837 個(gè)（9.57%）；（3）個(gè)體層面的控制變量（孩子年齡、孩子性別）為缺失值或異常值的觀測(cè)值72 個(gè)（0.37%）；（4）父母層面的控制變量（父親年齡、母親年齡、父親受教育程度、母親受教育程度）為缺失值或異常值的觀測(cè)值5626 個(gè)（29.31%）③；（5）家庭層面的控制變量（孩子數(shù)目、家庭人均年收入）為缺失值或異常值的觀測(cè)值36 個(gè)（0.18%）；（6）地區(qū)層面的控制變量（縣級(jí)人均財(cái)政收入）為缺失值或異常值的觀測(cè)值2089 個(gè)（10.88%）。最終進(jìn)入基準(zhǔn)回歸的少兒樣本為9530個(gè)。

在回歸之前，我們先進(jìn)行了豪斯曼檢驗(yàn)來確定是使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。豪斯曼檢驗(yàn)的p 值為0.0000，拒絕遺漏變量與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，故本文采用固定效應(yīng)模型來研究家庭是否獲得政府補(bǔ)助對(duì)子女教育總支出帶來的影響。具體的回歸模型設(shè)定如下：

其中，i=1，2，3，…N，t=1，2。因變量yit表示家庭對(duì)該子女的教育總支出的對(duì)數(shù)。μit代表隨時(shí)間變化的截距，dibaoit代表兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)的自變量情況，ControlAit代表個(gè)體因時(shí)而異的控制變量組，υit代表個(gè)體未被觀測(cè)到的異質(zhì)性，被視為服從正態(tài)分布的隨機(jī)變量，εit表示個(gè)體隨時(shí)間而改變的隨機(jī)誤差，β1、β2代表解釋變量對(duì)因變量的影響?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果如表3 所示?；貧w1—回歸3 的核心自變量系數(shù)均在1%水平顯著為正，說明獲得政府補(bǔ)助對(duì)少兒的教育總支出有顯著的正向影響。在同等條件下，獲得政府補(bǔ)助可以使得家庭對(duì)少兒的教育總支出增加約30%。

表3 是否獲得政府補(bǔ)助對(duì)子女教育總支出的影響

四、異質(zhì)性分析

以下通過分區(qū)域、分年齡段、分家庭結(jié)構(gòu)進(jìn)行異質(zhì)性分析。

1.分區(qū)域

中國(guó)的區(qū)域發(fā)展差異較為明顯，東、中、西部三大經(jīng)濟(jì)地帶之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡，獲得政府補(bǔ)助對(duì)少兒教育投資的影響在區(qū)域之間可能會(huì)有差異。因此，我們將全部樣本按三大經(jīng)濟(jì)地帶范圍分為東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)，分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，對(duì)于東部地區(qū)和中部地區(qū)，獲得政府補(bǔ)助對(duì)子女的教育總支出有顯著的正向影響，并且分別在10%和1%的顯著性水平上顯著。東部地區(qū)家庭和中部地區(qū)家庭獲得政府補(bǔ)助后，少兒的教育總支出分別增加45.2%和40.5%。而在西部地區(qū)，家庭獲得政府補(bǔ)助對(duì)少兒的教育總支出沒有顯著影響。究其原因可能是由于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低，政府補(bǔ)助對(duì)受助家庭支出的影響主要是表現(xiàn)在對(duì)基本消費(fèi)品上，教育支出的收入彈性較小。相反，中部地區(qū)和東部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，更加重視對(duì)少兒的教育投資，因而教育支出的收入彈性較大。楊穗和高琴（2019）的研究可以佐證上述分析，該研究發(fā)現(xiàn)，中東部地區(qū)的城市低保家庭會(huì)優(yōu)先將收入用于教育，西部地區(qū)的城市低保家庭和農(nóng)村低保家庭會(huì)將收入優(yōu)先用于醫(yī)療保健。

表4 分區(qū)域回歸

2.分年齡段

在少兒成長(zhǎng)的不同年齡階段，家庭所需要進(jìn)行的教育投資的種類和數(shù)額存在差異。我們將全部樣本分為0—6 歲、7—11 歲、12—16 歲三部分進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。我們發(fā)現(xiàn)，獲得政府補(bǔ)助對(duì)少兒教育總支出的影響隨著少兒年齡的上升先增加后減少。獲得政府補(bǔ)助使得家庭對(duì)0—6 歲少兒（學(xué)前教育階段）的教育總支出增加28.5%，對(duì)7—11 歲少兒（小學(xué)教育階段）的教育總支出增加56.7%，上述兩項(xiàng)結(jié)果分別在10%和1%水平上顯著。而獲得政府補(bǔ)助對(duì)于12—16歲少兒（中學(xué)教育階段）的教育總支出沒有顯著影響。這說明農(nóng)村家庭對(duì)于學(xué)前教育和小學(xué)教育階段少兒的教育支出收入彈性大于對(duì)于中學(xué)教育階段少兒的教育支出收入彈性。趙靜（2014）的研究可以佐證上述原因，趙靜利用2002—2009 年中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家庭對(duì)于義務(wù)教育階段少兒的教育支出收入彈性大于對(duì)于高中（中專）教育階段少兒的教育支出收入彈性。

表5 分年齡段回歸

3.分家庭結(jié)構(gòu)

家庭結(jié)構(gòu)是影響少兒教育投資的重要因素，獨(dú)生子女相對(duì)于非獨(dú)生子女可能會(huì)享受到更多的教育投資④。因此，我們將全部樣本分為一孩家庭、兩孩家庭和三孩及以上家庭三部分，分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6 所示。結(jié)果顯示，獲得政府補(bǔ)助對(duì)一孩家庭少兒的教育總支出在5%水平上具有顯著的正向影響，使得一孩家庭少兒的教育總支出增加約52%。獲得政府補(bǔ)助對(duì)兩孩及兩孩以上家庭少兒的教育總支出影響不明顯。這可能是由于非獨(dú)生子女家庭孩子數(shù)量多，每個(gè)少兒分配到的教育資源較少，稀釋了政府補(bǔ)助對(duì)于少兒教育投資的影響。這與已有研究發(fā)現(xiàn)孩子數(shù)量與家庭對(duì)每個(gè)少兒的教育投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論是吻合的（Becker &Lewis，1973）。

表6 分家庭結(jié)構(gòu)回歸

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.不同回歸方法

本部分重新用隨機(jī)效應(yīng)模型和混合橫截面模型對(duì)政府補(bǔ)助與少兒教育總支出之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。我們發(fā)現(xiàn)，四項(xiàng)回歸的核心自變量均至少在5%顯著性水平上顯著為正。這表明獲得政府補(bǔ)助顯著提高了少兒的教育總支出，基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 隨機(jī)效應(yīng)模型與混合橫截面模型

2.內(nèi)生性問題討論

在上文的基準(zhǔn)回歸中，我們發(fā)現(xiàn)獲得政府補(bǔ)助的家庭對(duì)少兒的教育支出更多，這可能是因?yàn)榧彝セ虻貐^(qū)層面的某些不可觀測(cè)因素同時(shí)影響了家庭獲得政府補(bǔ)助的概率和對(duì)子女的教育支出金額，即存在遺漏變量問題。通過控制個(gè)體層面的固定效應(yīng)能夠排除不因時(shí)而變的因素的影響，但是那些因時(shí)而變的不可觀測(cè)因素的影響仍然不能被排除，遺漏變量問題并沒有得到完全的解決。這部分，我們通過工具變量回歸來更好地解決遺漏變量問題。

本部分所用的工具變量是樣本中縣級(jí)層面除本家庭以外的其他家庭獲得政府補(bǔ)助的比例⑤。這關(guān)系到個(gè)體i所屬的家庭是否在t期有資格獲得政府補(bǔ)助，因而該工具變量與核心解釋變量具有相關(guān)性；同時(shí)，每個(gè)縣當(dāng)年的政府補(bǔ)助獲得比例是外生決定的，與t期不可觀測(cè)的家庭或地區(qū)層面因素是不相關(guān)的，因而工具變量的外生性也滿足。表8 四項(xiàng)回歸核心自變量系數(shù)均至少在10%水平顯著為正，表明家庭獲得政府補(bǔ)助對(duì)少兒的教育總支出有顯著的正向影響。

表8 以子女教育總支出的對(duì)數(shù)為因變量的工具變量回歸

3.剔除部分高收入樣本

高收入群體經(jīng)濟(jì)條件比較優(yōu)越，對(duì)子女教育進(jìn)行投資的能力和意識(shí)都明顯高于中低收入家庭，這部分高收入樣本很難在實(shí)驗(yàn)組中找到與其在其他各方面條件相匹配的對(duì)象。因此，在本部分，我們分別剔除2012—2018 年人均家庭收入最高的1%、5%、10%觀測(cè)值，重新來進(jìn)行檢驗(yàn)。表9 的三項(xiàng)回歸結(jié)果表明，獲得政府補(bǔ)助對(duì)于少兒的教育總支出具有顯著的正向影響，并且均至少在5%的顯著性水平上顯著。

表9 剔除部分高收入樣本

六、機(jī)制檢驗(yàn)和拓展分析

1.教育期望

在本部分，我們進(jìn)一步探究政府補(bǔ)助對(duì)于少兒教育總支出的影響機(jī)制。在CFPS2012—2018年問卷中，設(shè)置有“您希望孩子的受教育程度”問題，回答為1—8之間的整數(shù)，分別表示不必念書、小學(xué)、初中、高中、大專、大學(xué)本科、碩士、博士。我們以該變量為因變量，以家庭是否獲得政府補(bǔ)助為自變量來進(jìn)行回歸，結(jié)果如表10 所示。結(jié)果顯示，回歸1—回歸2 是有序logit 回歸，回歸3—回歸4 是有序probit回歸。四項(xiàng)回歸的核心自變量均至少在10%水平上顯著為正。這表明家庭獲得政府補(bǔ)助顯著提高了家庭對(duì)少兒受教育程度的期望。這可以解釋獲得政府補(bǔ)助為何能夠增加對(duì)少兒的教育總支出。

表10 政府補(bǔ)助對(duì)希望孩子受教育程度的影響

2.對(duì)子女教育的關(guān)心程度

在CFPS2012—2018 年少兒庫(kù)問卷中，設(shè)置有“父母關(guān)心子女教育的程度”指標(biāo)，該問題的回答為1—5之間的數(shù)字，1、2、3、4、5分別表示十分不同意、不同意、中立、同意、十分同意。該問題是訪員根據(jù)受訪者家中具備的教育相關(guān)物品來打分的。我們以該變量為因變量，以家庭是否獲得政府補(bǔ)助為自變量來進(jìn)行回歸，結(jié)果如表11所示。回歸1—回歸4 均采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，四項(xiàng)回歸的核心自變量在1%顯著性水平上顯著為正。這表明家庭獲得政府補(bǔ)助顯著提高了父母對(duì)孩子教育關(guān)心的程度。這同樣可以解釋家庭獲得政府補(bǔ)助為何能夠增加家庭對(duì)子女的教育總支出。

表11 政府補(bǔ)助對(duì)父母關(guān)心孩子教育的影響

3.教育投資行為

我們進(jìn)一步探究獲得政府補(bǔ)助對(duì)少兒各項(xiàng)教育投資行為的影響。表12的三項(xiàng)回歸結(jié)果表明，獲得政府補(bǔ)助在至少10%的水平上對(duì)是否參加課外輔導(dǎo)班、是否支付書本用具費(fèi)、是否支付學(xué)雜費(fèi)具有顯著的正向影響。根據(jù)回歸結(jié)果，獲得政府補(bǔ)助使得少兒上課外輔導(dǎo)班、家庭為少兒支付書本用具費(fèi)、家庭為少兒支付學(xué)雜費(fèi)的勝率⑥分別提高1.456倍、1.384倍、1.371倍。

4.教育支出占家庭年收入比重

前面的部分探究了獲得政府補(bǔ)助對(duì)少兒教育支出絕對(duì)值的影響。在本部分，我們想進(jìn)一步研究獲得政府補(bǔ)助是否會(huì)提高教育支出的相對(duì)份額。我們將因變量更換為對(duì)少兒的教育總支出占家庭年收入的比重來進(jìn)行回歸，結(jié)果如表13所示。結(jié)果顯示，四項(xiàng)回歸的核心自變量至少在10%水平上顯著為正。這表明家庭獲得政府補(bǔ)助不僅會(huì)提高家庭對(duì)少兒的教育總支出絕對(duì)值，還會(huì)提高少兒教育支出在家庭年收入中的相對(duì)份額。根據(jù)回歸1 結(jié)果，同等條件下，獲得政府補(bǔ)助可以使得少兒教育支出占家庭年收入的比重提升0.6%。這可能是因?yàn)楦呤杖牒透邔W(xué)歷家庭的教育支出比重要高于低收入和低學(xué)歷家庭⑦。家庭獲得轉(zhuǎn)移支付后，收入增加，因而會(huì)提高對(duì)少兒教育支出的相對(duì)份額。

表13 政府補(bǔ)助對(duì)少兒教育支出占家庭收入比重的影響

七、結(jié)論及對(duì)策

本文通過CFPS2012—2018 年四個(gè)年份的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究了政府補(bǔ)助對(duì)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)少兒教育投資的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助會(huì)促進(jìn)農(nóng)村家庭對(duì)子女的教育投資，提高少兒的教育總支出絕對(duì)值和少兒教育支出占家庭年收入的比重。在控制了孩子年齡、孩子性別、父母年齡、父母受教育程度、家庭孩子數(shù)目、家庭人均年收入和縣級(jí)人均財(cái)政收入等控制變量后，本文發(fā)現(xiàn)獲得政府補(bǔ)助可以使得家庭對(duì)少兒的教育總支出絕對(duì)值提高約30%，使得少兒教育總支出占家庭年收入比重提高約0.6%。此外，本文發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助對(duì)少兒教育總支出的促進(jìn)作用在中東部農(nóng)村家庭、農(nóng)村獨(dú)生子女家庭、農(nóng)村低齡兒童家庭比較明顯。進(jìn)一步的探究表明，政府補(bǔ)助對(duì)少兒教育總支出的正向影響可能是由于政府補(bǔ)助提高了家庭對(duì)少兒未來受教育程度的期望和對(duì)子女教育的關(guān)心程度，并且鼓勵(lì)了農(nóng)村家庭為少兒支付學(xué)雜費(fèi)、書本用具費(fèi)、課外輔導(dǎo)費(fèi)等多項(xiàng)教育投資行為。

提高農(nóng)村青少年的人力資本積累是打破貧困代際傳遞的重要舉措。本文的研究結(jié)論表明，政府補(bǔ)助鼓勵(lì)了農(nóng)村家庭增加對(duì)少兒的教育投資，這有助于提高農(nóng)村青少年的人力資本積累，增強(qiáng)其未來脫離貧困的能力，從而打破農(nóng)村地區(qū)的貧困代際傳遞、降低返貧率。這對(duì)于實(shí)現(xiàn)十九屆五中全會(huì)公報(bào)中提出的“十四五”時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展主要目標(biāo)、提升全民族受教育程度、增強(qiáng)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展協(xié)調(diào)性、鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果、全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要幫助。

我們建議，第一，進(jìn)一步完善農(nóng)村和偏遠(yuǎn)地區(qū)的政府補(bǔ)助體系。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付有利于鼓勵(lì)農(nóng)村家庭增加對(duì)少兒的教育投資。這說明政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村家庭帶來了長(zhǎng)效、可持續(xù)的減貧效果，不僅有助于緩解當(dāng)期貧困，還可以幫助打破代際貧困傳遞。因此，應(yīng)擴(kuò)大農(nóng)村地區(qū)政府補(bǔ)助的覆蓋范圍，增加財(cái)政對(duì)于農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的資金投入，使得政府轉(zhuǎn)移支付惠及更多農(nóng)村人口，從而提高農(nóng)村地區(qū)青少年的人力資本積累，充分發(fā)揮政府轉(zhuǎn)移支付體系對(duì)于阻隔貧困代際傳遞的重要作用。第二，提高政府轉(zhuǎn)移支付的瞄準(zhǔn)效率。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)教育投資的促進(jìn)作用在農(nóng)村低齡兒童家庭和農(nóng)村獨(dú)生子女家庭表現(xiàn)得更為明顯。為提高政府轉(zhuǎn)移支付的邊際使用效率，政府應(yīng)增加對(duì)于低齡兒童家庭、獨(dú)生子女家庭的轉(zhuǎn)移支付特別是教育相關(guān)補(bǔ)貼。第三，加強(qiáng)對(duì)于非獨(dú)生子女家庭的教育幫扶。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)于非獨(dú)生子女家庭對(duì)少兒的教育投資沒有明顯影響，這可能是因?yàn)榉仟?dú)生子女家庭孩子數(shù)量較多，從而稀釋了政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)教育投資的影響。因此，政府應(yīng)關(guān)注非獨(dú)生子女家庭少兒的教育投資和人力資本積累狀況，為非獨(dú)生子女家庭提供更多針對(duì)性的教育幫扶措施。第四，加強(qiáng)在西部地區(qū)的教育扶貧宣傳工作。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付在西部農(nóng)村地區(qū)對(duì)于青少年教育投資的刺激作用不明顯，這不利于西部農(nóng)村地區(qū)的減貧工作開展，有可能會(huì)造成返貧率較高和貧困代際傳遞比率較高的后果。因此，應(yīng)鼓勵(lì)西部農(nóng)村家庭重視青少年教育投資和人力資本積累，提高對(duì)于少兒教育的關(guān)心程度，增加對(duì)子女教育的物質(zhì)投入和時(shí)間投入，通過投資子女教育來打破貧困的代際傳遞，幫助家庭持續(xù)穩(wěn)定脫貧，降低返貧的可能性。

注釋

①劉保中（2020）在研究中國(guó)家庭子女教育投資狀況時(shí)也使用了相同的指標(biāo)。②肖建華、李雅麗（2021）在研究財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村家庭的減貧效應(yīng)時(shí)也使用了CFPS 數(shù)據(jù)庫(kù)中相同的指標(biāo)。③缺失主要原因?yàn)槌扇藥?kù)中未找到相應(yīng)少兒的父母。④參見李哲：《假期教育消費(fèi)利多弊也大》，《經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)》2016年1月20日。⑤王小龍和何振（2018）、賈男和馬俊龍（2015）、周欽等（2015）的研究中同樣使用了地區(qū)層面平均獲得政府補(bǔ)助的比例作為工具變量。⑥因變量取1 的概率/因變量取0的概率。⑦魏易（2018）的研究證實(shí)了這個(gè)現(xiàn)象的存在。