家庭教育需求视角下相对贫困测度与公共教育投入防贫效果分析

/家庭教育需求视角下相对贫困测度与公共教育投入防贫效果分析【摘要】文章依据家庭教育需求引致相对贫困特征，使用CFPS2014至2018年数据，制定识别标准测度家庭教育需求视角下相对贫困发生率，并进一步分析公共教育投入对缩小家庭间教育支出差距的效果。面板门槛回归分析表明，现阶段可将家庭人均可支配收入占所在省份人均可支配收入三分之一比重的77.24％视为教育需求视角下相对贫困家庭识别标准。按照该标准，2014年、2016年和2018年发生率水平分别为19.03％、15.58％和15.59％。分组回归结果表明，公共教育投入对标准上下两组家庭的教育支出均具有挤入效果，但表现出不同的弹性。未来为提高家庭应对大额刚性支出风险的能力，优化教育财政投入结构，应建立教育需求视角下相对贫困家庭的动态识别监测机制，出台针对相对贫困家庭的专项教育救助政策，因地制宜强化市场机制提升教育财政资源配置效率。【关键词】相对贫困；家庭教育需求；公共教育投入；测度分析 一、引言 当前，我国已实现现行标准下全面消除绝对贫困伟大目标，脱贫攻坚核心由“绝对贫困”转向“相对贫困”。实践中对于相对贫困标准确定和政策制定等方面尚处于探索阶段，部分学者尝试采用相对收入、基尼系数等作为识别测度标准展开研究，却忽视了教育等刚性需求对家庭的影响。一方面，随着我国社会不断发展，民众对教育需求的增长和市场力量的加强，作为典型大额刚性支出的家庭教育支出持续增加，2018年我国家庭年教育支出占同期家庭可支配收入比重平均达到15.89％①，短期对家庭总支出存在负向冲击，教育负担所具有的潜在风险将与相对贫困的形成存在密切关系。另一方面，随着群体间收入差距的拉大以及家庭个性化、多元化教育需求的日益增强，不同家庭背景的学生在校内外享受到的教育机会和教育资源开始分化，造成新的教育不公平，加之家庭教育支出更侧重青少年群体，与医疗、住房和养老其他三类家庭大额刚性支出相比，无论是目标对象还是投资效果，其对人力资本提升的作用更加直接，教育需求公平性保障的缺失长期可能引致更严重的相对贫困问题。公共教育投入在维护社会公平，治理相对贫困过程中承担着神圣使命。但是，教育财政资源配置尚存诸多不平衡不充分之处②，公共教育投入针对教育服务在不同群体间的价格调节效果并不充分，通过落实纵向公平进而实现相对贫困治理的政策效果有待进一步验证。 基于上述背景，论文重点探讨两个问题：第一，基于家庭教育需求的视角，确定相对贫困家庭识别标准，测度相对贫困发生率；第二，探讨当前公共教育投入对弥补家庭间教育消费差距，缓解相对贫困的效果。本文的研究将有助于了解现阶段我国相对贫困状况，优化教育财政投入结构，改善相对贫困家庭的人力资本质量，为未来相对贫困治理的长效机制建立提供参考。 二、文献回顾 (一)相对贫困测度及其治理的相关研究 相对贫困是与绝对贫困对应的概念，二者在内涵界定、测度标准与治理手段等方面存在明显差异。不同于衡量食物消费货币化的绝对贫困，相对贫困体现的是“相对剥夺”，表现为收入分配和社会公共服务获得的不均等以及较低的教育、医疗、养老等社会保障水平③。 当前，学界对相对贫困的研究尚不充分，尤其体现在贫困对象识别和测度标准确定方面。国际上常见的相对贫困识别方法和测度标准仍与绝对贫困类似，更多体现货币化的收入维度特征，将其界定为低于收入中位数的某个百分比数字，即相对收入标准方法④。参考该做法，有国内研究提出以农村居民平均收入水平为基数按照特定均值系数⑤或分别以城乡居民中位数收入的一定比例⑥计算适用于我国的相对贫困标准。此外，也有学者提出可以以社会救助覆盖面作为设计国家相对贫困人口比例的参考依据，设定相对贫困人口的总体比例划定相对贫困线⑦。虽然类似测度方式便于操作，但并不能体现相对贫困与绝对贫困相比特有的需求(或支出)维度特征，可能严重低估了贫困深度。近期有学者呼吁应构建收入型与需求型并存的相对贫困识别测度体系⑧，并尝试从需求维度对我国相对贫困线设定给出方案，但并未提供具体识别标准及定量测度结果。 21世纪以来，一些学者从制度视角分析相对贫困成因与治理对策。许多研究认为，教育、卫生等基本公共服务的巨大差异构成了国民待遇的不平等，进而形成了当今中国存在的相对贫困问题。在由绝对贫困向相对贫困转变过程中，教育人力资本⑨、健康人力资本⑩和社会资本(11)正替代地方经济开发、基础设施改善等传统资本，成为减贫过程中的主要因素。我国基本公共服务的目标定位也应从现有生存型向发展型转变。为维护国民的生存权与发展权，需要建立以需求型为主导的保障制度，重视家庭教育支出、医疗支出、住房支出、照护(赡养老人)支出等对国民生存权与发展权具有重要影响的支出(12)，建立有利于相对贫困人口的公平性公共政策体系(13)，进一步强调基本公共服务均等化，缩小公共服务城乡差距。 综上所述，已有研究从收入维度识别测度我国家庭相对贫困标准，并从教育等基本公共服务供给视角探讨相对贫困治理，这为本文提供了诸多启示。但一方面，贫困问题的复杂性导致简单以收入法进行相对贫困识别容易忽略贫困深度，不能有效反映教育等家庭大额刚性支出引致相对贫困的事实，可能造成相对贫困规模的低估。另一方面，有关相对贫困治理定性研究多，定量研究少，且大多关注公共服务供给的政策支持，缺乏对于当前公共服务及政策体系在相对贫困减贫效果方面的实证支持，容易造成实际减贫机理的误判和评估效果的偏误，进而可能影响相对贫困治理对策的有效性。 (二)家庭教育支出及其与公共教育投入关系的相关研究 家庭教育支出是家庭教育需求的重要表现形式，具体指家庭付出劳动或支付货币购买教育产品和服务以满足其成员教育需求的行为(14)。作为一项重要的家庭投资决策行为，其是教育学、经济学和社会学等学科领域关注的重要问题。研究者常从三方面考察家庭教育支出：一是家庭教育支出的总体水平；二是家庭教育负担，即家庭教育支出与家庭可支配收入的比值；三是家庭教育支出结构。 已有研究表明，家庭教育支出的结构性不平等与“增长的分化”加剧了弱势群体家庭的教育累积劣势，导致群体间教育“鸿沟”不断扩大，这体现了家庭教育需求引致相对贫困的基本逻辑。加里·贝克尔(GaryS.Becker)提出的家庭教育投资模型为研究家庭教育投资提供了理论分析框架。在收入水平一定、追求效用最大化的家庭行为准则下，家庭教育需求受限于父母特征、家庭背景、家庭社会经济地位等多种因素，是一系列外部因素综合作用的结果。众多因素中，家庭收入是最突出因素。低收入家庭父母由于风险厌恶或借贷约束等原因导致家庭教育支出更少，家庭教育负担更重。家庭收入的不确定性和教育投资未来收益的不确定性对家庭教育支出有负向影响，且这种影响对贫困家庭更为明显(15)。由父母学历和职业表征的家庭社会经济地位也是影响家庭教育支出的重要因素(16)。还有研究发现，在政府主导教育资源配置的国民教育体系中，高职业权利能够在一定程度上减少家庭教育支出，且这种影响在初级教育阶段比高级教育阶段更加显著，但在市场主导资源配置的课外补习体系中影响不明显(17)。 近期研究特别关注公共教育投入和家庭教育支出的关系。多数研究指出，公共教育投入对家庭教育支出有挤出效应，即二者存在替代关系。公共教育投入增加会削弱父母对子女教育的努力程度，降低家庭教育支出，减轻家庭教育负担(18)。更细致的研究发现，公共教育投入显著降低了义务教育学杂费和课外补习费，但对私立学校学杂费和择校费的影响不显著(19)。公共教育投入对家庭教育支出的替代作用与家庭收入水平、子女性别和独生子女身份、所处教育阶段和城乡地域有关(20)。也有研究指出，公共教育投入对家庭教育支出有挤入效应，即二者存在互补关系。公共教育投入对家庭教育支出的挤入效应受城乡、家庭经济状况等影响，且主要通过非必要性教育支出实现。曹妍、杨娟认为，当教育资源总量基本得到满足时，公共教育投入对家庭教育支出有挤出效应；但当得不到满足时，则为挤入效应(21)。 综上所述，家庭教育支出及其与公共教育投入关系的相关研究为探讨公共教育投入治理相对贫困提供了思路借鉴。但现有研究还有待深化：一方面，多数研究将家庭教育支出视为结果变量，集中探讨包括收入在内的众多因素对其投资决策的影响，鲜有研究将其视为原因变量，忽视了家庭教育需求差距反作用于收入差距，进而引致相对贫困的可能性。另一方面，对家庭教育支出与公共教育投入关系的研究尚未得到一致结论，在考察公共教育投入对家庭教育支出影响时，公共教育投入对教育服务在不同家庭间的相对价格调节作用受到忽视，这种作用正是公共教育投入治理相对贫困的重要作用机制。 三、研究设计 (一)研究方法与变量选取 本文的研究对象是家庭教育需求视角下相对贫困的测度以及公共教育投入对缩小家庭间教育支出差距的效果。 由于相对贫困与绝对贫困相比在需求维度不但涉及家庭食品支出，还包括如教育、医疗和住房等家庭发展型支出，但是因为不同阶段家庭消费需求偏好和流动性约束，我国居民消费模式与西方生命周期消费理论阐述内容有所不同，家庭在某一时期针对这些方面的支出可能远远超过同时期家庭可支配收入，此类支出即为家庭大额刚性支出(22)。从家庭教育需求来看，家庭教育需求在一定程度上可以通过家庭教育支出衡量。当家庭人均可支配收入较低时，特别是针对相对贫困家庭，家庭为满足必要的教育需求，维持相关教育支出可能会挤占其他家庭大额刚性支出，如家庭同期的医疗保健支出，使得两者在处于较低水平的同时存在负相关关系，此时，家庭在满足发展型消费需求，尤其是家庭教育需求方面具有较高的脆弱性和潜在风险，相应重返绝对贫困的概率也会更高；而当家庭人均可支配收入达到一定水平后，由于家庭人力资本投资需求和居民主动性健康意识的增强，两类家庭大额刚性支出间的挤占效果可能会减弱或消失，出现并行增长关系。 基于上述假设，同时期家庭教育支出与医疗保健支出之间可能存在某一阈值或门槛，家庭在这一门槛值上下两类支出间的相关关系截然不同。那么如何识别这一门槛条件便是确定家庭教育需求视角下相对贫困家庭识别标准的必要环节。布鲁斯·汉森(BruceE.Hansen)认为针对经济因素之间的门槛效应可以采用面板门槛回归模型(ThresholdPanelModel)进行分析(23)。因此，针对家庭教育需求视角下相对贫困对象识别与发生率测度，本文基于教育生产理论和人力资本理论，使用面板门槛回归模型系统分析不同收入水平家庭同时期教育支出与医疗保健支出间的变动关系，进而确定识别标准，识别教育需求视角下相对贫困家庭，测度相对贫困发生率。 回归模型可以具体表示为： 其中，l(·)为示性函数，为门槛变量，论文使用家庭i在t年的人均可支配收入与家庭所在省份人均可支配收入三分之一的比值确定，指标取值范围介于0至1之间。选择该指标的原因在于：首先，门槛变量的选取要能够反映家庭所面临的消费需求和预算约束，以体现解释变量与被解释变量在门槛值上下不同的变动关系，故以家庭人均纯收入为基础构建门槛变量；其次，本文同时考虑了相对贫困概念所涵盖的收入及支出(或需求)两个维度特征，有理由认为，收入水平较低的家庭相比较高收入家庭在维持教育需求方面的脆弱性更强，同时为兼顾家庭为维系基本生活的其他刚性支出负担，在门槛变量构建时以各省份人均可支配收入三分之一为标准划定易陷入相对贫困的高概率人群(24)，并按该标准对回归样本进行筛选，在此基础上识别教育需求视角下的相对贫困家庭，识别过程可以视作是对收入维度相对贫困线在家庭教育需求维度下的再确定；最后，考虑到我国各省份教育、医疗等公共服务的相对价格差异较大，因此采用相对量指标，进而可以在不同省份得到差异性的相对贫困识别标准。γ便是本文所要测量的门槛值，在和两种情况下，解释变量对被解释变量应具有不同的影响。本文选择的解释变量为家庭i在过去12个月的教育支出总和，被解释变量为家庭i在过去12个月的医疗保健支出总和。选择家庭医疗保健支出作为被解释变量的原因主要是由于CFPS数据库中并没有提供家庭住房、养老这两类家庭大额刚性支出数据(25)，限于数据可得性，加之住房、养老两类支出易受宏观政策影响，衡量与测度难度较大。解释变量和被解释变量在回归时均采用对数形式。X是一系列控制变量，本文选取了户主年龄、性别、健康水平、是否吸烟、家庭婚姻状况、家庭户籍性质、家庭规模、是否参加医疗保险和居住地区等指标作为控制变量。选择上述指标作为控制变量的原因主要是基于数据可得条件下，参考晁钢令和万广圣(26)、傅崇辉等(27)家庭支出决策影响因素的相关研究，引入可能与家庭教育、医疗保健支出相关的个人及家庭特征因素，消除遗漏变量的影响。为扰动项。分别表示家庭教育支出在人均可支配收入门槛γ上下对家庭医疗保健支出的影响系数。如果存在门槛值为家庭教育需求视角下，相对贫困家庭的识别标准。进一步地，根据回归结果确定的低于该识别标准的家庭数量与样本家庭总数量之间的比值，即可测度家庭教育需求视角下相对贫困发生率。 在对家庭教育需求视角下相对贫困对象进行识别的基础上，本文基于教育服务需求价格弹性视角，考察了现阶段公共教育投入的减贫效果，采用OLS回归方法探讨公共教育投入对教育服务在不同特征群体间的相对价格调节作用。回归模型设定如下： 分析过程采用分组回归的形式，按照公式一确定的识别标准将样本家庭分为低于识别标准和高于识别标准两组。公式二中，被解释变量仍为家庭i在过去12个月教育支出总和，核心解释变量为家庭i所在省份y在t年的公共教育投入水平，分别选择人均公共财政预算教育支出和人均教育总支出指标表示。解释变量与被解释变量均采用对数形式。回归系数代表了公共教育投入对于教育需求视角下相对贫困家庭与非相对贫困家庭教育支出的不同影响。X是一系列控制变量，所含指标与公式一相同，为扰动项。 (二)研究数据 本文使用的家庭微观数据来自北京大学中国社会科学调查中心发布的中国家庭跟踪调查(CFPS)2014、2016和2018年三次调查形成的面板数据。选择该数据库的原因主要是由于该数据库中所含的家庭教育支出、家庭医疗保健支出和服务利用等方面信息较为丰富；同时，该数据库中年度数据涉及个人、家庭和社区三个不同微观层面，能够生动刻画教育、健康和社会福利的变迁情况。为保证样本代表性，数据处理过程中均使用再抽样样本。宏观数据中涉及的各省份教育总支出、公共财政预算教育支出和人口数据来自各年度《中国教育经费统计年鉴》《中国统计年鉴》，分析过程中均对支出类变量以2014年为基准进行平减，并按照家庭所处地区在微观层面赋值。 由于公式一的面板门槛回归要求样本必须是平衡面板数据，在对原始数据进行了一定处理，并删除相关变量的缺失值和不适用样本后，最终有效样本量为3693个。公式二采用非平衡面板回归，两组样本量分别为14138和5216个。 四、实证结果 (一)描述性分析 下页表1为数据描述性分析结果。从中可看出，2014-2018年家庭人均可支配收入持续增长，家庭教育支出和医疗保健支出也增长明显。两项支出指标在绝对量持续增长的同时，家庭间的消费差距也在持续拉大，并且由于家庭必要医疗支出和大病冲击影响，家庭医疗保健支出的不确定性更强，标准差更大，而家庭教育支出具有更强的刚性，支出差距更加平稳。从公共教育投入来看，人均公共财政预算教育支出在样本年间不断增加，2014-2018年人均增长约六百元，人均教育总支出表现出相同趋势，但两个指标在省份间的差距也在不断拉大，公共教育投入横向公平有待加强。此外，为验证本文使用的有效样本对于原始样本的代表性，对家庭教育支出、家庭医疗保健支出和家庭人均可支配收入三个核心变量在样本和总体间进行了均值t检验，结果显示变量均值在各年度样本与总体间不存在显著差异。 (二)家庭教育需求视角下相对贫困测度 下页表2为面板门槛模型回归结果。回归过程主要分为两步，第一步是门槛效应检验，即确定门槛的个数，进而确定模型形式，第二步是门槛的估计值检验。第一步中，本文依次在单一门槛、双重门槛和三重门槛设定下对公式一进行估计，得到的F统计量见表2最后一行。结果表明，单一门槛检验F统计量为4.72，在1％显著性水平下拒绝存在单一门槛效应，双重门槛检验F统计量为5.43，在5％显著性水平下拒绝存在无门槛效应，三重门槛检验F值为5.71，接受存在无门槛效应，因此认为该模型设定存在双重门槛。进一步的门槛95％置信区间显著性检验结果表明，单一门槛估计值为0.3812，即家庭人均可支配收入占家庭所在省份人均可支配收入三分之一的38.12％，双重门槛估计值为0.7724，即家庭人均可支配收入占家庭所在省份人均可支配收入三分之一的77.24％。第二步门槛的估计值检验中，门槛的估计值及各变量回归结果见表2。由于本文接受双重门槛设定，因此回归结果重点关注表2第3列。可知，家庭教育支出在双门槛值上下对家庭医疗保健支出的影响具有明显差异。当家庭人均可支配收入占所在省份人均可支配收入三分之一比重在77.24％以下时，两者在5％显著性水平下存在显著负向关系，家庭教育支出每增加1％，医疗保健支出会减少0.1469％，此时家庭为满足教育需求所产生的教育支出会挤占同时期家庭医疗保健支出；而当家庭人均可支配收入占所在省份人均可支配收入三分之一比重超过77.24％，或者说当家庭人均可支配收入达到该标准后，两者在1％显著性水平下存在显著正向关系，家庭教育支出每增加1％，医疗保健支出会增加0.1443％，此时两者间的挤占效果消失，转而出现并行增长特征。 因此，本文认为门槛变量应取值为0.7724，由于处于该标准以下的家庭无法满足或存在教育需求视角下的刚性支出脆弱性，为维持一定的教育投资需求会挤占用于医疗保健等其他方面的家庭刚性支出，应把家庭人均可支配收入占所在省份人均可支配收入三分之一比重低于77.24％的家庭视为家庭教育需求视角下的相对贫困识别对象。按照该标准，家庭教育需求视角下相对贫困发生率测度结果见表3。从中可以看出，尽管低于识别标准的家庭数量在样本年间持续减少，但发生率水平在由2014年的19.03％下降至2016年的15.8％后基本保持稳定，2018年该指标维持在15.59％，这说明从维持家庭发展型消费支出的角度来看，现阶段针对低收入家庭的教育保障政策效果可能在2016年后有所减弱，原因可能是由于随着教育投入4％目标的实现和财政压力的加大，教育投入的规模效应和规模红利正在消失，未来为进一步降低教育需求视角下的相对贫困发生率，提高家庭应对自身教育、健康等人力资本投资风险的能力，应更加注重教育保障政策的资源分配结构和教育调控结构，可以通过出台针对教育需求脆弱性家庭的专项救助政策，促进教育高质量发展。 表2其他变量的回归结果方面，仍以第3列为例可知，户主健康水平和是否有医疗保险两个变量对家庭医疗保健支出具有显著影响。健康水平越差，家庭的医疗保健支出越多。参与医疗保险会显著提高家庭的医疗保健支出，这可能是由于本文选取的样本包含了城市和农村样本，而其中约70％为农村样本，已有研究表明，由于医保报销门槛降低和报销比例提高，释放了农村居民就医需求，进而能够增加家庭医疗消费(28)。家庭医疗保健支出与户主其他的个体特征关系不大，年龄、性别、是否吸烟、户籍类型等变量不会对家庭医疗保健支出产生显著影响。 (三)公共教育投入与家庭教育支出 表4为根据公式二对公共教育投入与家庭教育支出关系的分析结果。通过OLS分组回归结果可以看出，公共教育投入的增长在两组样本中均会显著提高家庭教育投资水平，对两组样本中的家庭教育支出均具有挤入效果。在以人均公共财政预算教育支出为被解释变量的回归结果中，比较两组回归系数可以发现，人均公共财政预算教育支出每增长1％，对于家庭人均可支配收入占所在省份人均可支配收入三分之一比重低于77.24％家庭的家庭教育支出水平会提高0.2559％，挤入效果缺乏弹性；而对家庭人均可支配收入占所在省份人均可支配收入三分之一比重高于77.24％家庭会提高1.8659％，挤入效果富有弹性。这种差异性影响会导致公共教育支出同等增长情况下，教育需求视角下的相对贫困家庭与非相对贫困家庭间教育支出差距越拉越大，长期来看不利于不同收入水平人群教育需求差距的缩小及教育公平的实现。另外，在市场机制介入后，人均教育总支出对于低于识别标准家庭的教育支出挤入效果相比人均公共财政预算教育支出有所上升，达到0.3251％，与高于识别标准家庭间的支出弹性差距有所缩小，这说明市场与政府力量的共同作用有利于分散教育财政压力，强化教育投入配置资源实现纵向公平的精准性。 其他变量回归结果基本与预期相符，以人均公共财政预算教育支出的回归结果为例，家庭规模和婚姻状况在两组样本中均会显著提高家庭教育支出水平，这可能与家庭教育支出主要用于子女教育有关。随着户主年龄的提高，家庭的教育人力投资水平也表现出下降特征。尽管收入水平相近的情况下城市家庭教育支出水平更高，但户籍性质对家庭教育支出的影响并不显著。 五、结论与政策建议 (一)主要结论 本文依据现阶段家庭教育需求引致相对贫困特征，使用CFPS数据库2014至2018年数据，单独制定符合实际的相对贫困家庭识别指标，测度教育需求视角下相对贫困发生率，并进一步分析公共教育投入对缩小家庭间教育支出差距的效果。使用面板门槛回归的分析结果表明，现阶段可将家庭人均可支配收入占所在省份人均可支配收入三分之一比重的77.24％视为教育需求视角下相对贫困家庭识别标准，低于该标准的家庭会展现出较高的家庭大额刚性支出脆弱性，为满足必要教育需求所发生的教育支出会挤占同时期医疗保健支出，而高于该标准家庭的教育支出与医疗保健支出间存在并行增长关系。按照该标准，2014年、2016年和2018年我国家庭教育需求视角下相对贫困发生率分别为19.03％、15.58％和15.59％，变动趋势在2016年后基本稳定。OLS分组回归结果表明，人均公共财政预算教育支出和人均教育总支出两项指标的增长对标准上下