教育對欠發(fā)達地區(qū)脫貧群體生計可持續(xù)的影響研究
——基于貨幣效應與非貨幣效應的分析

孫 晗 霖，王 倩 茹，劉 新 智

(1.西南大學 國家治理學院，重慶 400715；2.西南大學 經(jīng)濟管理學院，重慶 400715；3.中國西部非公經(jīng)濟發(fā)展與扶貧反哺協(xié)同創(chuàng)新中心，重慶 400715)

一、問題提出

反貧困是世界永恒的主題。改革開放40余年，中國開啟了人類歷史上最為波瀾壯闊的減貧進程，走出了一條具有中國特色的減貧道路，使得8億多人口擺脫了貧困。2021年7月1日，習總書記在慶祝中國共產(chǎn)黨成立100周年大會上明確指出“我們實現(xiàn)了第一個百年奮斗目標，在中華大地上全面建成了小康社會，歷史性地解決了絕對貧困問題，正在意氣風發(fā)向著全面建成社會主義現(xiàn)代化強國的第二個百年奮斗目標邁進”[1]。但與此同時應當認識到，當前中國發(fā)展不平衡不充分的問題仍然突出，脫貧群體返貧風險依然嚴峻[2]，鞏固拓展脫貧攻堅成果的任務依然艱巨，在政策逐漸脫鉤后如何保障脫貧戶依靠自身條件實現(xiàn)穩(wěn)定生計和可持續(xù)發(fā)展已成為后2020時期的焦點問題[3]。為此，習近平總書記多次強調(diào)“脫貧攻堅要扭住精準，要特別關注脫貧效果的可持續(xù)性問題”，完成2020年戰(zhàn)略目標只是扶貧工作的階段性目標，中國的扶貧任務遠沒有結束，要真正實現(xiàn)“真扶貧、長久脫貧”，必須建立有內(nèi)生動力、有活力，能夠讓貧困人口自己勞動致富的長效機制，注重貧困群眾的后續(xù)發(fā)展[4]。

治貧先治愚，扶貧先扶志，教育扶貧作為擺脫貧困的治本之策，是造血式扶貧開發(fā)的核心任務，也是阻斷貧困代際傳遞的重要途徑，其基礎性和生產(chǎn)性作用已得到國內(nèi)外學者的廣泛論證[5-6]。隨著我國教育脫貧鞏固投入力度的持續(xù)加大，我們不禁要問各類型教育對脫貧戶可持續(xù)生計影響程度如何，不同收入層次的脫貧戶群眾的教育回報是否有所差異？在何階段加大教育投資力度才可使得教育脫貧產(chǎn)出最大化，切實提高脫貧戶生計的可持續(xù)性和穩(wěn)定性？對于上述問題的探索，有助于揭示現(xiàn)階段各類型教育助力脫貧鞏固的實際效果和側重點，為接續(xù)推進鞏固拓展脫貧成果、實現(xiàn)高質(zhì)量可持續(xù)脫貧提供參考借鑒。而當前，鮮有針對上述問題的研究。基于以上背景，本文以脫貧群體為研究對象，探討各類型教育對于提高脫貧群眾生計來源以及降低其生計風險的貨幣效應和非貨幣效應，以期在一定程度上彌補當前研究不足，助力鞏固拓展脫貧攻堅成果，阻斷反復扶貧與階段性扶貧，為各級政府政策制定提供參考。

二、文獻回顧與理論框架

(一)文獻回顧

可持續(xù)生計理念(Sustainable Livelihood，簡稱SL)是由世界環(huán)境與發(fā)展委員會(1987年)首先提出的，認為可持續(xù)生計就是人們?yōu)榱藵M足生活的基本需要，必須保證對財產(chǎn)和資源的擁有量以及收入活動的保障，并且在謀生階段要儲備足夠的生活必需品和現(xiàn)金，以保障將來優(yōu)質(zhì)的生活，讓生活得以繼續(xù)。Chambers和Conway[7]從綜合性角度定義了家庭層面的可持續(xù)生計，認為“生計包括能力，資產(chǎn)以及生活所需要的活動；生計是可持續(xù)的，可以應對壓力和從沖擊中恢復過來，維持或提高其能力和資產(chǎn)，并為下一代提供可持續(xù)的生計機會，并為其他生計帶來長期和短期凈收益”?！陡绫竟浴愤M一步強調(diào)了可持續(xù)生計對于減貧政策和發(fā)展計劃的重要意義，將可持續(xù)生計表述為只有讓所有的人自由地擇業(yè)或者工作，并且在這個過程中獲得穩(wěn)定的收入，讓生活得以繼續(xù)，即生計可持續(xù)。Scoones[8]將生計定義為資產(chǎn)以及獲取資產(chǎn)的活動及其所需要的各種能力的組合，它具有應對外來風險和沖擊或者應對自然災害的能力，即使受到?jīng)_擊也會很容易恢復過來，又不對自然資源基礎造成破壞，并且能夠維持或提升資產(chǎn)的擁有量，這種生計方式就是具有可持續(xù)性的。DFID[9]強調(diào)生計結構和過程的轉變是實現(xiàn)可持續(xù)生計的重要途徑，認為人們要獲得積極生計成果，必須有不同類型的資本(包括物質(zhì)、自然、金融、社會、人力資本)，這五類生計資本被認為是個人或家庭生活水平的支撐[10]。

大量研究表明，貧困往往與教育水平滯后相關聯(lián)，低水平的人力資本存量是導致貧困人口脫貧能力較弱、生計無法持續(xù)的最重要因素[11-13]。通過教育增加貧困人口知識、技能、經(jīng)驗和信息，被認為是人力資本積累的最直接有效途徑，有助于提高勞動力素質(zhì)，激發(fā)內(nèi)生潛力，增加收入[14]，從而消除貧困[15]。教育對于可持續(xù)生計的保障作用體現(xiàn)在以下幾方面：首先，教育可直接擴容個體知識存量，從而提升自身職場競爭力和發(fā)展?jié)摿?，獲取較好的就業(yè)機會，為自身帶來更高的報酬回報，是增加金融資本存量的直接辦法[16-17]。其次，教育所積累的人力資本有助于樹立信心，減少社會排斥，提高社會融入和適應能力，緩解弱勢群眾所遭受的政治、經(jīng)濟、社會、文化、福利等多重不利境遇，阻斷貧困代際傳遞和惡性循環(huán)[18-19]。此外，教育所帶來的勞動技能的提升可與物質(zhì)資本形成“資本-技能互補性”[20-22]，克服物質(zhì)資本的邊際報酬遞減，從而實現(xiàn)人力資本與物質(zhì)資本的共同積累[23]。此外，受教育程度的個體差異能夠顯著影響自然資本利用率[24]。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的基本單位，承擔著接受和使用農(nóng)業(yè)科技的任務，文化科技素質(zhì)較高的農(nóng)民具有較強的科技意識和學習能力，容易接受新知識、新方法、新技術，能夠掌握現(xiàn)代化生產(chǎn)工具的操作技術、及時捕捉市場信息，是農(nóng)業(yè)技術推廣的受益者[25]，能夠有效增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，有利于土地利用效率的提高[26]。最后，父母受教育水平以及對子女的教育投資能實現(xiàn)收益的代際轉移[27]，其收益主要表現(xiàn)為子女生計資本存量優(yōu)化，收入增加，就業(yè)機會增加，信息渠道增多，社會地位提升，健康狀況改善，勞動力素質(zhì)提高，既體現(xiàn)為社會的水平流動，也體現(xiàn)為社會的垂直流動，最終實現(xiàn)子女及整個家庭的生計可持續(xù)，從源頭遏制貧困代際傳遞。

上述國內(nèi)外文獻梳理表明，現(xiàn)有研究已認識到教育對于增收減貧和可持續(xù)生計的重要作用，但仍存在以下不足：其一，在研究視角上，現(xiàn)有研究大多基于綜合教育或某一類教育而展開，同時關注各階段教育并從貨幣效應和非貨幣效應兩方面討論教育對于可持續(xù)性生計影響的研究并不多見；其二，在研究對象上，現(xiàn)有研究主要著眼于貧困人口的生計狀況，而對于已經(jīng)脫貧群體的可持續(xù)生計研究仍處于空白?；诖?，本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)、分位數(shù)回歸方法(Quantile Regression)和Logit回歸方法，構建貨幣模型和非貨幣模型，探討各類型教育對脫貧戶可持續(xù)生計的影響。

(二)理論分析框架

1.教育對于可持續(xù)生計的貨幣效應

基于“收入貧困”定義，可持續(xù)生計的最直觀表現(xiàn)為個人或家庭的總收入能夠維持基本的生存活動需求。因此，作為家庭重要的生計來源，收入對于脫貧戶家庭整體生計的穩(wěn)定性具有十分重要的意義[28]。教育對于可持續(xù)生計的貨幣效應表現(xiàn)為收入的增加，其促進作用可通過直接和間接兩種方式進行。直接增值即通過教育提升個體綜合素質(zhì)和知識技能，從而推動人力資本存量的自主積累，提升勞動生產(chǎn)率，拓寬穩(wěn)定就業(yè)渠道，發(fā)揮自身主體價值，激發(fā)其內(nèi)在造血潛力，有效促進收入增加，進而改善生計條件，生計條件的改善會進一步加大人力資本的投資，帶動人力資本的更新和優(yōu)化，形成收入增長良性循環(huán)。間接增值即通過人力資本對其他生計資本進行優(yōu)化配置，以實現(xiàn)家庭整體收入的增加。人力資本對其他形式的資本具有支配和推動作用，高人力資本者更容易獲取到新的社會資源、聯(lián)系到更高地位的網(wǎng)絡成員并擴大自己的網(wǎng)絡范圍，提高社會交往的深度與廣度，深化所擁有的社會關系網(wǎng)絡，增加社會資本積累量[29]。社會資本擁有保障支持功能，其“資源俘獲效應”有助于人力資本和物質(zhì)資本的創(chuàng)造、積累與提升，調(diào)高人力資本的回報收益率，而人力資本是改善生計脆弱性、促進減貧增收、提高生計資本轉換率的重要催化劑，二者合力促使資本之間的組合不斷優(yōu)化，使?jié)撛诘慕?jīng)濟資源轉變?yōu)楝F(xiàn)實的生產(chǎn)力，實現(xiàn)資本轉化和資本增值，從而影響脫貧戶經(jīng)濟地位以及家庭收入[30]。

2.教育對于可持續(xù)生計的非貨幣效應

可持續(xù)生計的實現(xiàn)不僅有賴于穩(wěn)定的生計來源，更需要提高自我保護生計的能力[31]，減少生計脆弱性，以抵御各種生計風險沖擊。脆弱性是貧困的重要特征之一，也是返貧的重要原因之一[32]，貧困的風險脆弱性主要體現(xiàn)在兩個方面，其一，缺乏避免遭受風險沖擊以及抵御風險沖擊的能力；其二，缺乏從不良沖擊影響中恢復的能力[33]。近幾年，盡管我國脫貧攻堅持續(xù)縱向推進，基礎設施和公共服務體系逐步建立完善，但由于農(nóng)戶傳統(tǒng)生活習慣、思維方式的陳舊落后，農(nóng)戶脆弱性程度較高[34]，抵御風險能力較弱。相比于自然災害風險，“因病致貧、因病返貧”的比例逐年攀升，由2013年的占比42.2%提高至2015年的44.1%，近2 000萬人口因病返貧，健康資本的缺失已成為我國農(nóng)村地區(qū)致貧返貧的首要因素[35]。在當前因病致貧、因病返貧的1 200多萬家庭中，患大病、重病的約有330萬人，患長期慢性病的約有400萬人，其中15～59歲勞動年齡段的患者占41%。上述家庭中，33%是由于疾病影響勞動力導致貧困，12%是由于“災難性醫(yī)療支出”或大額醫(yī)療費用導致了貧困發(fā)生。

因此，本文認為教育對于可持續(xù)生計的保障作用不僅反映在收入的增加，也體現(xiàn)為個體思想觀念的轉變，培養(yǎng)健康的生活方式和衛(wèi)生環(huán)境，購買健康保險，進行健康投資和疾病預防，從而減少疾病風險和大病支出[36]。進行健康人力資本投資的直接收益是獲得健康，而健康是其他各種資本獲取的重要前提和基礎保障，健康勞動力是維持并提高家庭生計的重要支柱，“疾病”時間的減少和生命的延長能提供更多的工作時間，更健康的身體和旺盛的精力使得每個工時的產(chǎn)出增長，增加了向其他形式資本投資的經(jīng)濟刺激，從而人力資本積累產(chǎn)生正向的外部效應。

三、方法選擇與模型構建

(一)貨幣模型構建

教育回報可以反映出不同教育程度人群的相對稀缺程度，基于經(jīng)典的明瑟收入決定函數(shù)，本文貨幣模型擴展了與個人家庭特征有關的其他因素。由于教育所帶來的收益并不僅僅體現(xiàn)在勞動收入上，因此本文選用家庭整體收入來體現(xiàn)家庭生計狀況。本研究采取的半對數(shù)貨幣模型為：

lnYi=f(Si,Xi,Zi)+ui

(1)

其中，lnYi是家庭人均收入的對數(shù)，S為戶主受教育年數(shù)，X是戶主i的特征向量，Zi是家庭特征向量，u是隨機誤差項。方程(1)可從戶主受教育年限整體水平(如方程2所示)和分項教育(小學、初中、高中、大專及以上、職業(yè)教育、就業(yè)培訓)回報率(如方程3所示)兩方面估算教育對生計(家庭收入)的影響，為了克服脫貧戶的異質(zhì)性影響，設置戶主特征變量為：

(2)

(3)

其中，lnTHAI是家庭年人均收入的對數(shù)，School是戶主受教育年數(shù)，Age是戶主的年齡，Age2為戶主年齡平方，F(xiàn)emale代表戶主為女性，Children即家庭擁有的15歲以下兒童數(shù)量，Rural為到中心城鎮(zhèn)便捷程度較低家庭，PRIM為具有小學教育的戶主，JHS為擁有初中教育水平，SHS為高中教育，TER為高等教育(大專及以上)，CEDU為高等職業(yè)教育，TRA為就業(yè)指導和培訓，u為隨機誤差項，i=1，2……N。

為了避免潛在的偏誤，方程(2)和(3)中因變量lnTHAI是脫貧戶家庭整體收入，而不是Mincer工資函數(shù)中的個人工資。此外，受教育程度對收入的影響可能還受到家庭背景、個人能力等因素作用，父母教育及職業(yè)會對子女社會獲得產(chǎn)生顯著影響，低收入家庭的資源匱乏會使得子女無法獲得足以跳出貧困陷阱的人力資本，貧困的代際傳遞由此形成。除了家庭、社區(qū)特征外，還要考慮適當?shù)淖兞縼碜R別未觀察到因素的影響，以免測量誤差。除能力問題外，個體所選擇的受教育年限可能與其預期的收入有關。較高收入者為了提高自身的競爭力往往更傾向于教育投資，教育投資所積累的人力資本又進一步提高了個體人力資本存量和薪資待遇，這種雙向因果關系與普通最小二乘法的要求相違背，在此情況下，普通的最小二乘法(OLS)教育系數(shù)將是真實收益的向下偏差估計。為此，本文將采用工具變量法(IV)，工具變量法的核心思想是在回歸方程中加入一個與因變量、隨機誤差項無關而和自變量有關的變量來解決內(nèi)生性問題，一般通過兩階段最小二乘法(2SLS)來實現(xiàn)，該模型可以表示為：

xes=ωαs+xus,s=1，……，S

(4)

(5)

(6)

考慮到戶主年幼時父母受教育程度和其身心不足對教育的影響，本文將戶主年幼時父母最高受教育程度(YP)、殘疾變量(Disable)[38]作為工具變量。首先，戶主年幼時父母最高受教育程度(YP)可反映家庭因素對受教育程度的作用。人力資本存量偏低的家庭由于教育支付能力不足會導致女子教育機會少，綜合素質(zhì)不高，缺乏足夠的就業(yè)競爭力，造成收入偏低和生計動蕩，形成貧困惡性循環(huán)和代際傳遞。其次，殘疾變量(Disable)可用以捕捉由于其自身能力不足對戶主受教育程度的影響。相比正常群體，殘疾人更缺乏就業(yè)和教育機會，從而更有可能處于反復貧困狀態(tài)：

+δ6Childreni+δ7Rurali+ei

(7)

(二)非貨幣模型

教育對脫貧戶生計的影響超出了貨幣性范疇，它增加了保障可持續(xù)生計所需的基本需求的可能性(如健康、住房、飲用水、衛(wèi)生及服務)[5]，隨著教育水平的提高，脫貧戶的行為決策也發(fā)生了改變，從而降低了脫貧戶再度貧困的可能性。本文通過構建兩類非貨幣模型，分析教育通過非貨幣渠道對生計穩(wěn)定的影響。第一個假設檢驗教育是否對人們從事預防保健決策有積極的影響。第二個假設檢驗是否擁有高等教育的戶主為家庭提供了更好的衛(wèi)生條件(如沖水廁所等)。

Pij=f(Ei,yi,Xi)i=1……N

(8)

其中P是家庭i達到基本需求j的概率，E是家庭i的教育變量矢量，y是家庭i的人均收入，X是戶主i的特征向量。

基于不同教育水平于對戶主提高生活條件的可能性，方程(9)—(11)包括疾病預防(HlthPVTi)和衛(wèi)生設施(Sanitation)的因變量。本文采用logistic回歸進行估計。

HithPVTi=b0+b1Schooli+b2lnTHAIi+b3Agei+b4Femalei+b5Rurali+vli

(9)

Sanitationi=c0+c1Schooli+c2lnTHAIi+c3Agei+c4Femalei+c5Rurali+v2i

(10)

(11)

其中，HlthHPVT代表家庭是否從事疾病預防活動，即購買商業(yè)醫(yī)療保險，Sanitation捕捉家庭是否選擇更好的衛(wèi)生設施(擁有沖水廁所)。InTHAI是家庭人均年收入的對數(shù)，School是戶主受教育年限，Age是戶主的年齡，F(xiàn)emale是代表女性戶主的虛擬變量，Children即家庭擁有的15歲以下兒童數(shù)量，Rural為到中心城鎮(zhèn)便捷程度較低家庭，PRIM為具有初等教育的戶主，JHS為初中教育戶主，SHS為高中教育戶主，TER為具有高等教育戶主，CEDU為高等職業(yè)教育戶主，TRA為接受了就業(yè)指導與培訓戶主，V1i、V2i、V3i為隨機誤差項，i為戶主，i=1，2，3，……N。

健康預防和衛(wèi)生設施因變量估算如下：

(12)

其中，LHlthPVT是參與疾病預防的可能性，LSanitation代表家庭使用衛(wèi)生設施的可能性；P/(1-P)為比值比；ln[P/(1-P)]是P/(1-P)的自然對數(shù)，P值介于0到1之間，Z∈(-∞,+∞)，LogitL∈(-∞,+∞)。

四、數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計性描述

本文數(shù)據(jù)依托于國家社科重點項目及中央高校基金項目于2016-2017年間在六盤山區(qū)、秦巴山區(qū)、武陵山區(qū)、烏蒙山區(qū)、滇桂黔石漠化區(qū)、滇西邊境山區(qū)、燕山太行山區(qū)、四川藏區(qū)、羅霄山區(qū)在內(nèi)的中國九大連片特困地區(qū)27個貧困區(qū)縣134個行政村分三次進行的入戶調(diào)查。本文訪談對象聚焦于政府認定并登記在冊的已退出建檔立卡序列的脫貧戶，所有數(shù)據(jù)均以面對面訪談和問卷形式獲取，訪談時間人均1.5小時，共收回有效問卷2 660份。受訪者中，男性占77.6%，女性占22.4%。從年齡分布來看，30歲以下受訪者占比為1.9%，31～40歲受訪者占比4.2%，41～50歲受訪者占比39.2%，51～60歲受訪者占比為24.0%，61～70年齡段受訪者占比21%，71歲以上受訪者約占總人數(shù)的9.7%。變量描述及說明如表1所示。

表1 變量描述及說明

五、實證分析

(一)教育對脫貧戶可持續(xù)生計的貨幣效應

在使用工具變量前需對工具變量的有效性進行檢驗，為此使用Stata14.0軟件進行過度識別檢驗，由于Score Chi2(1)=0.0137 8小于P(P=0.970 4)，故接受原假設，認為(YP，Disable)外生，與擾動項不相關。進而考察工具變量與內(nèi)生變量的相關性，在內(nèi)生假設下，根據(jù)“弱工具變量”的判定規(guī)則，若第一階段F統(tǒng)計量>10，則不必擔心若工具變量問題。如表2所示，本文F統(tǒng)計量為24.837 9(超過10)，且F統(tǒng)計量P值為0.000(1)此檢驗的原假設為工具變量(YP，Disable)在第一階段回歸中系數(shù)均為0。。雖然2SLS是一致的，但是有偏的，故使用2SLS會帶來“顯著性水平扭曲”(Size Distortion)，且該扭曲會隨著弱工具變量而增大。若在結構方程中對內(nèi)生解釋變量的顯著性進行“名義顯著水平”(Nominal Size)為5%的Wald檢驗，假設可以接受“真實顯著性水平”(True Size)不超過15%，則可以拒絕“弱工具變量”的原假設，因為最小特征值統(tǒng)計量為34.877 3，大于對應的臨界值11.59。綜上，我們有理由相信不存在弱工具變量。

表2 弱工具變量檢驗

使用工具變量法的前提是存在內(nèi)生解釋變量，為此需進行Hausman檢驗，檢驗結果顯示Prob>Chi2=0.049 8，在5%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”原假設，即認為school為內(nèi)生變量。由于傳統(tǒng)的Hausman檢驗在異方差情形下不成立，故進行異方差穩(wěn)健的DWH檢驗，檢驗結果P值為0.048 9，(小于0.05)，故可認為School為內(nèi)生解釋變量。最后進行穩(wěn)健的內(nèi)生性檢驗，統(tǒng)計量為3.412，P值為0.051 7，接近于Wu-Hausman F檢驗結果，故可認為通過穩(wěn)健性檢驗。

估計的2SLS貨幣模型結果顯示了脫貧戶收入與其教育之間的關系，如表3所示，脫貧戶戶主的受教育年限(School)每增加1年，就可增加3.51%左右的家庭收入。年齡(Age)的增長對家庭收入提高具有顯著的積極影響，而年齡平方(Age2)則表現(xiàn)為抑制作用，反映出年齡對家庭收入影響的倒“U”形作用曲線，即在早期隨著戶主年齡增長，生計資本加速積累，有助于家庭收入的提高和生計的改善，而后期年齡增長所引致的健康人力資本加速折舊，學習能力和對新事物的接受能力逐步減弱，體現(xiàn)為就業(yè)競爭力的下降和思維觀念陳舊，從而導致家庭整體收入的縮減。與男性戶主相比，女性戶主(Female)自身客觀條件和家庭原因?qū)е略诰蜆I(yè)選擇等方面存在一定的劣勢，不利于家庭整體收入的提高；考慮到15歲以下的未成年人(Children)并不具備勞動能力，其數(shù)量的增加會導致家庭撫養(yǎng)負擔的加重和教育開銷的增加，兒童數(shù)量每增加1個單位會使得家庭人均收入降低1.1個百分點。外部環(huán)境對于家庭生計影響顯著，偏遠地區(qū)(Rural)基礎性保障缺失，產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，不利的就業(yè)環(huán)境和發(fā)展條件對家庭收入的增加具有明顯的抑制作用。方程(7)表明兩個工具變量在常規(guī)水平上具有統(tǒng)計顯著性。年幼時的父母受教育程度(YP)和自身殘疾(Disable)是脫貧戶受教育年限的重要影響因素，其中父母受教育水平與子女受教育狀況具有高度正相關關系，父母受教育程度每提高1個單位會使得子女教育年限提高5.513 7，反映出父母受教育水平對其子女人力資本的優(yōu)化積累能夠產(chǎn)生直接推動作用，這在一定程度上證實了人力資本的代際傳遞。此外，由于先天原因?qū)е碌淖陨砟芰θ毕?Disable)會使得這部分群體無法擁有正常的學習機會，在就業(yè)選擇時也面臨較大的局限性，從而更有可能陷入反復貧困狀態(tài)。

表3 教育對收入的貨幣效應

表4進一步使用綜合教育水平的分位數(shù)回歸來反映反映教育對收入的影響。本文主要選擇5個具有代表性的分位數(shù)，分別是0.10、0.25、0.50、0.75、0.90，分別對應精準脫貧家庭的最低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組和最高收入組，旨在揭示教育對脫貧戶收入增長的影響效應。由表4可知，受教育程度(School)的系數(shù)在所有收入分組都顯著為正，這說明所有收入層級的脫貧戶都受益于通過教育而獲得的人力資本，受教育程度的提高可提升脫貧戶的收入水平，從而增強其生計可持續(xù)性。具體而言，增加一年的教育可以使收入在10個分位點增加3.4%，第25個分位點增加3.47%，第50個分位點增加3.55%，第75個分位點增加3.48%，第90個分位點增加3.44%。年齡(Age)在所有收入層級顯著為正，而年齡的平方(Age2)在五個收入組均具有負向作用，且影響程度依次遞減，反映出年齡對所有脫貧戶家庭的收入的影響系數(shù)服從較明顯的倒“U”形分布，但高收入組的生計資本優(yōu)勢可部分抵消由于老齡化引起的負面效應。女性戶主(Female)對家庭收入在所有收入分位點均體現(xiàn)為消極影響，即女性戶主收入普遍低于男性戶主，且該收入差距在低收入組家庭更為明顯，可理解為由于欠發(fā)達地區(qū)女性受教育程度普遍低于男性，在就業(yè)競爭中往往處于劣勢，這與調(diào)研區(qū)實際情況高度相符。15歲以下兒童數(shù)量(Children)對家庭人均收入在所有收入層級均具有消極影響，說明未成年兒童數(shù)量的上升會顯著拉低脫貧戶家庭人均收入，相比于其他組別，兒童數(shù)量提高對高收入組家庭的收入沖擊最小，反映出生計資本存量較低家庭對由兒童數(shù)量增長引致的負面作用更為敏感。對所有收入層級的脫貧戶而言，偏遠地區(qū)(Rural)對收入水平的影響都是顯著為負的，反映出偏遠農(nóng)村地區(qū)滯后的經(jīng)濟發(fā)展水平和較高的貧困發(fā)生率對脫貧戶收入的提高具有阻礙作用，且相比高收入組，偏遠地區(qū)對于低收入家庭的負面影響更大。

表4 教育水平的收入分位數(shù)回歸

表5采用教育水平的分位數(shù)回歸來進一步探究差異化教育對不同生計水平脫貧戶收入的作用。具體來看，小學教育(PRIM)僅對最低收入組具有促進作用，這可能與勞動力市場競爭日益激烈有關。對于處在較低收入狀態(tài)(q10，q25)，生計資本積累不足的脫貧戶而言，初中教育(JHS)能夠有效提高提升其就業(yè)競爭力，從而有助于提高收入水平，并改善該部分群體生計狀況。而高中教育(SHS)和高等職業(yè)教育(CEDU)在第10分位點、第25分位點、第50分位點顯著為正，且對收入增長貢獻率分別為30.29%、22.65%、20.68%和34.67%、13.63%、14.49%，反映出高中教育和高職教育對中等收入及以下的脫貧戶家庭的增收作用明顯。高等教育(TER)的彈性系數(shù)在個分位點處均顯著為正，高等教育所帶動的人力資本快速積累，對所有收入層級脫貧戶的收入增長均具有十分重要的推動作用，在第10、25、50、75、90分位點收入的影響程度分別為48.69%、42.12%、40.27%、46.94%、45.01%。就業(yè)指導和培訓(TRA)有益于所有家庭的收入增長，針對不同收入組而言，就業(yè)培訓的增收效應表現(xiàn)為低收入組明顯高于高收入組，究其原因，對于長期處于相對低收入狀態(tài)、自身發(fā)展能力不足的脫貧戶而言，對口的就業(yè)培訓可以在較短時間增進人力資本并獲得就業(yè)機會，從而更快地提高收入，而對于高收入組家庭而言，其生計資本的流動性約束較小，在進行生計決策時擁有更廣的選擇面，因而其增收效應相對較低。

表5 教育水平的收入分位數(shù)回歸

(二)教育對可持續(xù)生計的非貨幣效應

可持續(xù)生計不僅依賴于收入的持續(xù)增長，更體現(xiàn)在生計風險的防控[39]。購買商業(yè)醫(yī)療保險等風險防范活動可以顯著降低生計脆弱性，從而有助于增強生計可持續(xù)性。表6反映了脫貧戶家庭購買商業(yè)醫(yī)療保險(HlthPVT)的影響因素，其中，戶主受教育程度對購買醫(yī)療保險具有顯著的積極影響，邊際效應表明，教育使得脫貧戶家庭健康預防活動的可能性提升3.87%。其次，購買醫(yī)療保險行為與家庭整體收入(lnTHAI)顯著相關，收入對進行健康預防活動的貢獻為13.12%，收入的提高使得脫貧戶從事風險預防活動的傾向性顯著增加。10.42%的消極邊際效應表明，相比地理位置較好家庭，偏遠地區(qū)脫貧戶從事疾病防控傾向性更低，反映出欠發(fā)達地區(qū)的脫貧戶生計脆弱性更高，一旦遭遇疾病風險沖擊，很有可能再度陷入貧困陷阱。此外，由于女性戶主對家庭成員的健康狀況更為關注和敏感，并甚少沾染社會惡習(賭博、吸毒、酗酒等)，女性(Female)對家庭健康預防活動具有積極作用，有助于家庭生計的穩(wěn)定。一般而言，隨著年齡的增長，疾病風險逐年增加，人們對于健康和保險意識逐漸增強，因此年齡(Age)對于購買商業(yè)醫(yī)療保險的影響也具有一定的積極影響，其貢獻率為0.1%。

表6 教育與疾病預防的回歸結果

衛(wèi)生設施所代表的基本生活方式在一定程度上決定了個體健康人力資本的存量。表7表明了擁有較好衛(wèi)生設施(Sanitation)的影響因素。所有階段教育均能顯著提高脫貧戶衛(wèi)生設施的偏好程度，受過高等教育的脫貧戶的邊際效應對于使用衛(wèi)生設施的貢獻最大，為12.1%，就業(yè)培訓(TRA)和高等職業(yè)教育(CEDU)次之，其邊際效應為6.32%和6.17%，中等教育和初等教育對家庭衛(wèi)生設施的貢獻率依次遞減，分別為高中教育(5.81%)、初中教育(5.12%)、小學教育(3.73%)。由此可見，中高等教育和繼續(xù)教育是使得脫貧戶選擇更好的衛(wèi)生設施的重要決定因素，反映出教育水平對于改變脫貧戶健康行為和決策的重要意義。此外，家庭整體收入(lnTHAI)能夠顯著增加脫貧戶選擇衛(wèi)生設施的可能性，其邊際效應為6.52%。隨著人力資本和社會資本的積累，年齡較大的戶主更傾向于健康的生活方式以規(guī)避潛在的疾病風險，年齡(Age)對于選擇更好衛(wèi)生設施的影響是積極的，其貢獻率為0.01%。2.11%的邊際效應表明，與男性戶主相比，女性戶主(Female)更有可能選擇較好的衛(wèi)生設施，營造健康的生活環(huán)境，以降低潛在的生計風險。由于農(nóng)村偏遠地區(qū)住房條件和基礎設施簡陋，公共服務建設發(fā)展滯后，不利的外部環(huán)境對脫貧戶家庭在衛(wèi)生設施選擇具有十分顯著的抑制作用，33.16%的消極邊際效應表明偏遠地區(qū)脫貧戶家庭衛(wèi)生設施水平較低，這在一定程度上加速了健康人力資本折舊。

表7 教育與擁有衛(wèi)生設施的回歸結果

六、結論與政策蘊含

本文在以脫貧戶為研究對象，綜合運用工具變量法、分位數(shù)回歸和邏輯回歸，從拓展生計來源和降低生計風險兩方面探討了教育水平對于保障脫貧戶可持續(xù)性生計的貨幣效應和非貨幣效應，研究表明：(1)教育對所有收入層級脫貧戶家庭增收具有十分積極的作用，其中，高等教育和就業(yè)指導培訓對所有收入水平的脫貧戶家庭的收入增長均展現(xiàn)出強勁的推動力，而小學教育、初中教育、高中教育和職業(yè)教育則更有助于中低收入水平的脫貧戶家庭的增收。(2)受教育程度、家庭收入、女性戶主以及年齡均可使得脫貧戶從事風險預防活動和使用衛(wèi)生設施的傾向性顯著增加，從而有利于改善家庭成員健康狀況，提高抵御疾病風險沖擊能力，減少生計脆弱性，保障生計持續(xù)穩(wěn)定，反映出教育水平提升對于改變脫貧戶健康行為和決策的重要意義。(3)精準脫貧家庭女性戶主、家庭未成年成員數(shù)、區(qū)位劣勢均會對家庭整體生計水平產(chǎn)生負面影響，而戶主年齡對于家庭生計的作用呈現(xiàn)倒“U”形，老齡化所引致的負面影響會隨著收入的提高而改善。

基于上述結論，本文提出幾點政策建議：

其一，重視就業(yè)培訓和繼續(xù)教育對維持生計穩(wěn)定的積極作用。隨著困難群眾由貧困人口向非貧困人口的角色轉變，其家庭生計資本存量和實際生計需求已然發(fā)生變化，這需要政府及時做出調(diào)整，積極引導脫貧戶實現(xiàn)可持續(xù)生計。具體而言，政府應根據(jù)脫貧戶個體特征、個人意愿和家庭可用生計資本的存量差異，結合當?shù)靥厣堫^產(chǎn)業(yè)、專業(yè)合作社和東西協(xié)作幫扶項目，有針對性開展就業(yè)培訓、繼續(xù)教育和技術指導，避免“政策主義”所導致的培訓寬泛性和模糊性，切實提高脫貧戶人力資本存量，提升脫貧戶就業(yè)適應性，降低就業(yè)成本和失業(yè)風險，從而實現(xiàn)脫貧增收的穩(wěn)定性和可持續(xù)性。

其二，推動職業(yè)教育由全覆蓋向全精準發(fā)展。作為脫貧戶可獲得性最高的民生教育，職業(yè)教育賦予了低收入群體謀生的技能和依靠自身實現(xiàn)可持續(xù)生計的可能性，能夠形成人力資本的快速積累，直接帶動收入水平的提升。欠發(fā)達地區(qū)應切實提高職業(yè)學校教學質(zhì)量，優(yōu)化職業(yè)教育資源配置，擴大職業(yè)教育規(guī)模，開展“技能定向扶貧”模式，充分結合區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展和脫貧群眾需要，將欠發(fā)達地區(qū)脫貧戶教育培訓與就業(yè)、創(chuàng)業(yè)緊密結合，做到“精準招生、精準培養(yǎng)、精準資助、精準就業(yè)”，助力低收入群眾擁有一技之長，使其能夠依靠自身能夠好就業(yè)、就好業(yè)，實現(xiàn)穩(wěn)定持續(xù)脫貧。

其三，健全欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村社會保障體系是降低脫貧戶生計脆弱性的重要途徑。欠發(fā)達地區(qū)脫貧戶自我發(fā)展能力和教育支付能力十分有限，寄希望于脫貧戶通過自主教育投資提高受教育程度進而全面改善自身及子女的生計狀態(tài)是不現(xiàn)實的。因此，政府應高度重視低收入脫貧戶女子的教育問題，在公共服務方面加大對脫貧戶的扶持力度，堅持教育的公益性和普惠性，避免教育資源分配的馬太效應，提升欠發(fā)達地區(qū)初中教育、高中教育供給能力和普及程度，對脫貧戶家庭實施高校招生傾斜政策，從源頭斬斷低人力資本代際傳遞。

其四，應加強欠發(fā)達地區(qū)基礎設施建設，改善家庭衛(wèi)生條件和居住環(huán)境，培養(yǎng)健康的生活方式和風險防控意識，助推欠發(fā)達地區(qū)保險制度全面推開，發(fā)揮好普惠保險的“減震器”功能，積極對接脫貧戶多元化的保險需求，防范外部風險沖擊，降低脫貧戶生計脆弱性，以保障其生計的穩(wěn)定性和持續(xù)性，鞏固脫貧成果。