家庭教育支出是否有利于农户未来减贫

/家庭教育支出是否有利于农户未来减贫？——基于贫困脆弱性的实证分析【摘要】采用2018年CFPS微观数据和OLS模型实证分析家庭教育支出对农户贫困脆弱性的影响效应与影响机制，并且采用工具变量回归模型进行了稳健性检验。研究结果表明：家庭教育支出能显著降低农户贫困脆弱性，但对于不同类型农户家庭贫困脆弱性的影响存在异质性。相对于子女为义务教育阶段学龄成员的家庭，子女为高中/中专/技校/职高及其以上学习阶段的家庭，其教育支出降低贫困脆弱性的作用更为明显。家庭教育支出对农户贫困脆弱性的影响存在区域差异。从支出规模来看，中、西部地区农户家庭教育支出降低贫困脆弱性的效果显著，而东部地区不显著。从支出结构来看，西部地区家庭校内教育支出和校外教育支出都有利于显著降低贫困脆弱性，中部地区降低贫困脆弱性的效应主要来自校内教育支出。机制分析发现，人力资本积累、家庭成员自我效能感提升、劳动力就业转移都是农户家庭教育支出影响贫困脆弱性的重要渠道。【关键词】家庭教育支出；校内教育支出；校外教育支出；贫困脆弱性；农户家庭 一、引言与综述 随着教育财政体制机制改革的逐步推进，我国公共教育财政投入稳步增长，与此同时，家庭教育投入占教育投入总经费的比重也不断攀升。据2017年中国教育财政家庭调查统计①，2016年下学期和2017年上学期，我国基础教育阶段家庭教育支出总体规模约190426亿，占2016年GDP比重的2.48%，相当于财政性教育经费总量的60%，其中，农村学前和中小学教育阶段每生每年人均家庭教育支出为3936元(已经超过了当年国家贫困线标准3146元)，占家庭总消费支出的比重达到10.6%，农村学前、小学、初中、高中阶段该比例分别为8.4%、7.5%、13.6%、30.9%。那么，如此庞大的家庭教育支出如何影响农户未来贫困呢？由于长期以来我国普遍缺乏对私人教育投入的统计，业界与学界对家庭教育支出与贫困的关系研究还相对缺乏。同时，已有教育反贫困相关研究较多从事后角度探讨教育相关因素对当期贫困的影响，忽视了远期效果。对于前瞻性地预判教育支出相关因素对家户未来福利变化及致贫可能性的影响等关注不够。贫困脆弱性作为对未来陷入贫困可能性的一种事前预测，为我们研究家户未来贫困及其防治提供了一个新的视角和可能。基于贫困脆弱性视角，深入探讨家庭教育支出对农户未来贫困的影响效应及其途径，对于后扶贫时代从教育层面有效提升农村地区贫困防范的针对性，建立健全稳定脱贫长效机制，具有重要的现实价值与政策意义。 教育与贫困的关系一直是学界关注的焦点。教育作为人力资本的核心，长久以来被视为提升内生发展动力和减少贫困不可或缺的重要因素。现有研究大部分围绕受教育水平或受教育类型与贫困关系展开。受教育水平方面的研究颇为丰硕，基本形成了“家庭成员受教育水平增加有利于显著减少贫困”的共识性结论(李晓嘉，2015；苏静等，2019)[1-2]。受教育水平增加可以通过促进家庭人力资本与社会资本积累(李玲等，2019)[3]、提高家庭决策的合理性与可行性(谭颖和李小瑛，2018)[4]、拓展就业空间和提高就业质量(肖小勇等，2019)[5]、增加贫困家庭成员进入更高层次职业领域的机会(柳建平和刘卫兵，2018)[6]、促进贫困阶层向高阶层流动(赵红霞和王文凤，2019)[7]等途径，进而减少贫困。教育类型方面的研究相对薄弱。沈华和刘梅(2019)研究认为义务教育的脱贫效应最大，高中教育成为消除多维贫困的转折点[8]。李强谊等(2019)进一步比较了职业高中教育和普通高中教育的减贫效应，研究认为前者缩小农村收入差距的作用更加明显[9]。谷媛媛和邱斌(2019)分析了中国留学教育影响生源国贫困的内在逻辑机制[10]，研究发现，发展中国留学教育可以通过促进人力资本积累、吸引外商投资以及技术溢出等渠道对生源国产生显著的减贫效应。 关于教育投入与贫困关系研究主要集中在公共财政教育投入方面。国内外大部分研究充分肯定了公共财政教育投入消减贫困的积极效应(Tridico，2010；张俊良等，2019)[11-12]，也充分强调了财政教育支出在阻断贫困代际传递中的重要作用(周波和苏佳，2012；解雨巷等，2019)[13-14]。但公共教育资源配置不公以及投入结构不合理，也将导致其在缓解贫困深度上的作用有限(Jiao&Wang，2014；林迪珊等，2016)[15-16]。因此，仅仅增加财政教育投入“量”的供给难以充分发挥其对于脱贫的作用，关键在于“质”的提升(Wedgwood，2007)[17]。由于数据可得性等原因，作为教育投资主要来源之一的家庭教育支出与贫困关系研究还比较薄弱，家庭教育支出如何影响农户贫困脆弱性还未能得到充分验证。近年来，有学者研究发现，家庭教育支出可以通过人力资本和社会资本积累效应(Woessmann，2016；斯丽娟，2019)、邻里效应(余丽甜和詹宇波，2018)等途径来降低家庭未来陷入贫困的风险[18-20]。也有学者研究指出，家庭教育支出增加了家庭经济负担，也挤出了投资以及改善家庭福利的其他必要性支出，而短期内教育的人力资本投资无法直接转变为增收效应(张永丽和刘卫兵，2017)[21]；加之部分农村家庭教育投资决策的盲目性，进一步增大了教育投资回报的不确定性(黄斌等，2014；刘阳阳和王瑞，2017)[2223]，进而可能使农户家庭陷入“因教致贫”困境(鲁子箫和王娜，2017)[24]。 由此可见，关于农户家庭教育支出与贫困脆弱性研究还有待完善和深入。已有相关研究更多的是关注家庭教育支出总量对当前贫困的影响，也少有涉及家庭教育支出结构及其与贫困脆弱性关系的探讨。这将有可能低估了家庭教育支出的长期减贫效果，继而误导相关政策制定与实施。本文采用2018年CFPS微观调查数据实证考察家庭教育支出对农户贫困脆弱性的影响，相较于以往研究，本文的贡献在于：①基于“规模”和“结构”的双重视角，探讨了家庭正规学校教育资源和校外市场教育资源的购买与支付情况对农户贫困脆弱性的影响及其差异；②分析了家庭教育支出影响农户贫困脆弱性的人力资本积累机制、自我效能提升机制和劳动力就业转移机制，为家庭教育支出通过“扶智”和“扶志”等途径影响贫困脆弱性的具体过程提供了新的经验证据；③分析了不同类型和不同区域家庭的教育支出对贫困脆弱性影响的异质性，从多角度挖掘了家庭教育支出及其成分对贫困脆弱性影响的差异性。 二、数据、模型与变量 (一)数据来源 本文使用的数据来源于2018年中国家庭追踪调查(CFPS)。CFPS项目于2007-2009年在北京、上海、广东三地进行了前期预调查，2010年开始在全国25个省(市、自治区)正式实施基线调查，此后每两年追踪调查一次(其中，村居情况每4年追踪调查一次)，旨在通过追踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。本文使用了2018年CFPS家庭问卷、成人问卷和少儿问卷中的相关变量。2018年CFPS目前还没有公布村庄问卷数据，我们采用2014年村居数据进行替代。由于村居变量我们仅采用了村庄区位特征、村庄人口密度、村庄是否为民族聚居区三个变量，这些变量随年度变化的可能性非常小，因此不会影响本文主要结论。根据研究需要，我们对上述样本进行了匹配，并剔除了城市样本、没有孩子上学的样本以及主要信息缺失的农村家庭样本，最终获得有子女上学的有效农村家庭样本4223户，其中，东部地区1329户，中部地区1184户，西部地区1710户。共涉及20299名农村个体，具有较好的代表性。 (二)模型设定 为了全面考察家庭教育支出对农户家庭贫困脆弱性的影响，构建如下实证模型： VPi=0+1lnedutoti+2Xi+ei(1) VPi=α0+α1lneduschi+α2lnedumaki+α3Xi+ei(2) 式(1)是家庭教育支出规模对农户贫困脆弱性影响的计量方程；式(2)是家庭教育支出结构对农户贫困脆弱性影响的计量方程。其中，VP表示2美元标准下的家庭贫困脆弱性，lnedutot、lnedusch、lnedumak分别表示家庭教育总支出与校内教育支出、校外教育支出变量的对数。X表示系列控制变量。 (三)变量说明 被解释变量：本文被解释变量为贫困脆弱性，对非贫困家庭而言，它表征的是未来陷入贫困的可能性；对贫困家庭而言，它表征的是未来持续性贫困的可能性。贫困脆弱性采用农户家庭未来人均纯收入低于贫困线的概率来衡量。 解释变量：本文核心解释变量为家庭教育支出。与以往研究不同，本文家庭教育支出同时采用规模变量(即总量)和结构变量来衡量，支出结构方面主要考虑两个部分：一是由学杂费、书本及文具费、上学交通费、食宿费等组成的校内教育支出部分，主要用来考察农户家庭对正规学校教育资源的购买与支付情况；二是由家教费、课外辅导、艺体培训等组成的校外教育支出部分，主要用来考察农户家庭对校外教育资源的购买与支付情况。为了控制其他因素对农户贫困脆弱性的影响，我们从家庭特征、村庄特征和省域地区等层面选定系列控制变量。为了剔除极端值的影响，运用winsorize方法按照上下1%对主要变量进行了缩尾处理。主要指标变量的定义与设置如表1所示。 三、贫困脆弱性测度 贫困脆弱性测度方法主要有三种：预期贫困脆弱性测度(VEP)、期望效应脆弱性测度(VEU)和风险暴露脆弱性测度(VER)。VEP定义下的预期贫困脆弱性测量理论认为，家庭贫困脆弱性的大小主要与家庭未来福利水平的分布特征相关联，通过当期家庭/个人特征变量来计算下一期家庭/个人陷入贫困的概率(Chaudhruietal.，2002)[25]。并且VEP能够采用截面数据进行估计，故本文采用VEP方法测度农户家庭贫困脆弱性，其基本方程为： VPt=Pr(Yt+1≤poor)(3) 其中，VPt代表农户t时期的贫困脆弱性，其含义是指未来农户家庭人均纯收入(Yt+1)的低于贫困线(poor)的概率。一般而言，低收入群体的收入状态更符合对数正态分布，因此一般选择农户家庭人均纯收入的自然对数(lnYt)来衡量农户收入。 依据假设，lnYt可以表示为一组可观测变量(Xt)及误差项(et)的函数，即： lnYt=Xtβ+et(4) 计算中，可观测变量Xt我们主要纳入了家庭、村庄以及地区三个层面控制变量。根据VEP理论，农户收入的波动项et主要来源于冲击，因此可得到如下方程： 在贫困线和贫困脆弱性阈值确定中，我们参照斯丽娟(2019)的研究，采用世界银行每人每天2美元贫困标准计算贫困线，同时，采用29%贫困阈值标准。即农户未来贫困发生的概率大于或者等于29%时，定义该家庭为贫困脆弱家庭，小于29%定义为非贫困脆弱家庭。 四、实证分析 本文首先实证分析家庭教育支出规模与结构对贫困脆弱性的影响，然后分组检验不同区域和不同类型家庭教育支出对农户贫困脆弱性的影响效应及其异质性，最后进行机制分析。由于家庭教育支出和贫困脆弱性之间还可能存在反向因果、遗漏变量导致的内生性问题，使得估计结果存在有偏和非一致性。为此，我们在OLS回归的基础上均同步采用工具变量(IV)法进行两阶段最小二乘估计(2SLS)。有效的工具变量需要满足两个基本条件：一是与内生变量家庭教育支出具有相关性(即相关性)；二是与贫困脆弱性不直接相关(即外生性)。我们选取“排除家庭本身的村庄户均教育总支出、户均校内教育支出和户均校外教育支出”分别作为家庭教育总支出以及家庭校内和校外教育支出的工具变量。一方面，该变量在一定程度上反映了家庭所在地区的教育资源将影响家庭教育支出，与家庭教育支出相关；另一方面，排除家庭本身的村庄户均教育支出及其成分与家庭不可观测的偏好、能力、传统等变量无关，具有很强的外生性，从微观个体层面上来讲与家庭贫困脆弱性不直接相关(杨克文等，2019；杨汝岱等，2011)[26-27]。为了检验上述工具变量的有效性，我们采用Cragg-Donald方法进行了弱工具变量检验。发现三个工具变量下Wald检验的F统计量均远远高于10%统计水平上的Stock-Yogo弱工具变量的阀值(16.38)，故拒绝“弱工具变量”的原假设。同时，Hansen-J统计量表明，三个工具变量均与方程误差项不相关，符合外生性条件②。 (一)基准回归分析 表2报告了家庭教育支出对农户贫困脆弱性影响的基准回归结果。其中，第(1)、(2)列报告了仅控制家庭综合特征变量的回归结果；第(3)、(4)列报告了加入户主特征变量、村庄特征变量和地区控制变量后的回归结果；第(5)～(8)列报告了工具变量回归进行稳健性估计的结果。从第(1)、(3)列估计结果可知，家庭教育总支出对农户贫困脆弱性的影响系数均为负，且都在1%的水平上显著。表明家庭教育支出能够显著降低农户家庭贫困脆弱性，有利于农户未来减贫。第(5)、(7)列工具变量模型家庭教育总支出变量的系数符号及显著性与第(1)、(3)列保持一致，表明家庭教育总支出对贫困脆弱性的总体影响结果稳健。比较普通OLS回归和工具变量法结果可以发现，考虑了内生性以后的家庭教育总支出系数估计值高于没有考虑内生性时系数的估计值，并且模型拟合的R[2]值明显增大，说明简单OLS回归可能低估了家庭教育总支出对贫困脆弱性的影响。表2第(2)、(4)列给出了家庭教育支出结构对贫困脆弱性影响的估计结果。从中可知，校内教育支出和校外教育支出的系数均为负，且都在1%的水平上显著。表明校内教育支出和校外教育支出都有利于显著降低农户贫困脆弱性。工具变量回归第(6)、(8)列校内教育支出变量、校外教育支出的估计系数也分别在5%和1%的水平上负向显著，验证了第(2)、(4)列回归结果的稳健性。从控制变量来看，普通OLS估计和工具变量回归结果均显示，大部分家庭特征变量显著影响农户贫困脆弱性。成人教育水平增加、家庭总资产增加和劳动力外出务工都将有利于显著降低农户家庭贫困脆弱性。而家庭不健康成员比例增加和家庭人口规模增加都将显著增大农户贫困脆弱性。家庭成员医疗保险和家庭拥有土地对农户贫困脆弱性的影响还有待进一步验证。从户主特征来看，户主年龄的一次项、二次项系数分别为负向、正向显著，表明在其他条件不变的情况下，随着户主年龄的增长，农户家庭贫困脆弱性将先下降后上升，表现为"U"形特征。相对于户主工作性质为自雇的农户家庭，他雇户主的家庭更加有利于降低贫困脆弱性。户主婚姻对贫困脆弱性的影响还有待进一步验证。 (二)区域差异分析 不同区域经济社会发展水平不同。那么，家庭教育支出对农户贫困脆弱性的影响是否也存在区域差异呢？为了弄清楚这个问题，我们按照传统的东部、中部、西部区域划分，进一步探讨东、中、西三个不同区域家庭教育支出对农户贫困脆弱性的影响及其异质性。基于稳健性检验需要，我们同样计算了OLS模型和工具变量模型回归结果，如表3、表4所示。表3第(1)～(3)列分别给出了东、中、西部地区农户家庭教育支出规模对贫困脆弱性影响的估计结果。从中可知，教育总支出变量的估计系数均为负，但仅中部和西部地区显著，并且西部地区系数估计的绝对值要明显大于中部。表明中、西部地区家庭教育总支出均能够显著降低农户贫困脆弱性，与全国的趋势保持一致，并且相对而言，西部地区家庭教育支出降低贫困脆弱性的作用要大于中部地区。而东部地区家庭教育总支出对贫困脆弱性的影响不显著。表4对应第(1)～(3)列工具变量检验中家庭教育总支出的系数符号及显著性与此保持一致。说明控制了内生性的情况下上述结果依然稳健。为什么会出现这样的情况呢？家庭教育支出一定程度上反映了父母或者其他家庭成员对子女教育的重视程度以及投资情况，对子女教育的重视也包括对子女的欣赏、对子女意见和建议的重视与接纳。受到良好教育的子女能够利用他们所掌握的文化知识对家庭其他成员产生正外部性影响。比如促使家庭成员提振摆脱贫困的信心与动力，增强反贫困自我效能感(下文将进行验证)；帮助家庭成员优化生产决策与投资组合，规避一定的风险，提高家庭生产效率；进而降低贫困脆弱性。在教育发展水平普遍落后的西部地区，农户家庭教育支出的这种正外部性影响效应应该更为明显。表3第(4)～(6)列进一步给出了东、中、西部地区农户家庭校内教育支出与校外教育支出对贫困脆弱性影响的估计结果。其中，校内教育支出的估计系数仅中部、西部地区负向显著，校外教育支出的估计系数仅东部、西部地区负向显著。表4对应第(4)～(6)列稳健性检验结果显示，系数估计符号方向均与表3保持一致，但仅中部地区校内教育支出以及西部地区校内和校外教育支出系数显著，表明教育支出结构对农户贫困脆弱性的影响存在显著的区域差异。西部地区家庭校内和校外教育支出将有利于显著降低农户贫困脆弱性，中部地区家庭校内教育支出将有利于显著降低农户贫困脆弱性。这意味着中部地区家庭教育支出降低贫困脆弱性的作用主要来源于校内教育支出。也再次验证了西部地区家庭教育支出降低贫困脆弱性的作用要大于中部地区。 (三)分组回归分析 为了进一步检验不同类型家庭的教育支出对农户贫困脆弱性影响是否存在异质性，我们以九年义务教育为节点重新选择样本后进行分组回归。将子女目前为义务教育阶段学龄成员的家庭分为一组(以下简称Ⅰ类家庭)，子女为高中/中专/技校/职高及其以上阶段成员的家庭分为一组(以下简称Ⅱ类家庭)，分组回归结果如表5所示。为了同步检验估计结果的稳健性，我们同时给出了OLS模型[第(1)～(4)列]和工具变量回归模型[第(5)～(8)列]的估计结果。 表5第(1)、(3)、(5)、(7)列报告了I类家庭样本的回归结果，第(2)、(4)、(6)、(8)列报告了Ⅱ类家庭样本的回归结果。从教育支出规模来看，第(1)、(2)列教育总支出的估计系数分别在1%、10%的水平上负向显著，第(5)、(6)列的估计系数也均在5%的水平上负向显著。表明对于I类家庭和Ⅱ类家庭而言，家庭教育支出规模对贫困脆弱性的影响并没有表现出显著差异，都有利于显著降低农户贫困脆弱性。从教育支出结构来看，第(3)、(4)列校内教育支出和校外教育支出的估计系数均负向显著，但对应工具变量回归估计第(7)列的估计系数不显著，第(8)列的估计系数显著。表明校内和校外教育支出对不同类型农户家庭贫困脆弱性的影响存在异质性。对于I类家庭而言，校内教育支出和校外教育支出降低家庭贫困脆弱性的作用不稳健，对于Ⅱ类家庭而言，校内教育支出和校外教育支出均显著促进了家庭贫困脆弱性降低。表明对于子女为义务教育学龄成员的家庭而言，子女为高中/中专/技校/职高及其以上学习阶段的家庭，其校内和校外教育支出降低贫困脆弱性的效果更为明显。可能的原因是，相对于义务教育阶段的学龄成员，高中及其以上阶段学龄成员学习能力更强，知识更加丰富，文化水平更高，包括对反贫困相关知识和行为的掌握和鉴别。家庭对此类学龄成员的教育支出将产生更大的正外部性，因而降低贫困脆弱性的效应也更大。 (四)机制分析 上述分析表明，家庭教育支出能够不同程度降低农户家庭未来陷入贫困的概率与风险。那么，家庭教育支出到底是通过何种机制抑或途径来影响农户未来贫困呢？为了弄清楚这个问题，我们进一步进行机制分析。根据相关理论与研究，教育投资主要通过促进家庭人力资本积累(李玲等，2019；斯丽娟，2019)、提升家庭成员反贫困自我效能感和增强家庭内生脱贫动力(张俊良等，2019)、促进家庭劳动力就业转移(谭颖等，2018；柳建平等，2018)等“扶智”与“扶志”途径来实现可持续脱贫目标。为此，我们在上文分析的基础上，分别将家庭人力资本与教育支出的交互项、家庭成员自我效能感与教育支出的交互项以及家庭劳动力就业转移与教育支出的交互项引入模型，来检验上述两类家庭的教育支出影响贫困脆弱性的机制。家庭人力资本我们采用家庭成人人均受教育年限来衡量。家庭成员自我效能感测度方面，CFPS2018问卷中设置了“您对自己未来信心程度”这一选项，1～5分分别表示从“没有信心”到“很有信心”。我们采用家庭成员对自己未来信心程度打分的平均值来衡量。家庭劳动力就业转移情况采用家庭成员外出务工比例来衡量。全样本机制检验结果如表6所示。 表6第(1)、(2)、(3)列分别给出了人力资本积累机制、自我效能提升机制、劳动力就业转移机制的检验结果。可知，三个交叉项的系数均为负向显著，且教育总支出的估计系数也依然负向显著。说明家庭教育支出不仅显著增加了农户家庭人力资本积累，也显著提升了家庭成员反贫困的自我效能感，并促进了家庭劳动力就业转移，从而有效降低了家庭未来陷入贫困的概率。对于农户家庭而言，人力资本积累、反贫困自我效能感提升、劳动力就业转移都是家庭教育支出发挥反贫困作用的重要渠道。意味着教育“扶智”与教育“扶志”都发挥了积极的反贫困效应。 那么，不同类型家庭其教育支出降低农户贫困脆弱性的渠道是否也存在差异呢？我们依然按照上文样本分组方法，分别将子女目前为义务教育阶段学龄成员的家庭(即Ⅰ类家庭)和为高中/中专/技校/职高及其以上阶段成员的家庭分为一组(即Ⅱ类家庭)，考察两种不同类型家庭的教育支出影响贫困脆弱性的机制是否存在差异。结果如表7所示。表7第(1)～(3)列、(4)～(6)列分别报告了Ⅰ类家庭、Ⅱ类家庭的教育支出影响贫困脆弱性的机制分析结果。从中可知，I类家庭人力资本与教育支出的交叉项、就业转移与教育支出的交叉项的估计系数负向显著，自我效能感与教育支出的交叉项的估计系数不显著。Ⅱ类家庭三个交叉项的估计系数均负向显著。表明两类家庭教育支出发挥反贫困作用的渠道存在一定差异。I类家庭其教育支出主要通过人力资本积累和劳动力就业转移渠道来降低贫困脆弱性，家庭教育支出通过自我效能提升渠道发挥作用的机制不显著。家庭教育支出的增加和对子女教育的重视，一定程度上也有可能迫使家庭成员多渠道积极寻求就业，增加收入，进而降低贫困脆弱性。而对Ⅱ类家庭而言，人力资本积累、家庭成员自我效能感提升、劳动力就业转移都是其家庭教育支出发挥反贫困作用的重要机制。Ⅱ类家庭机制检验与全样本机制研究结果一致。此外，工具变量稳健性检验也较好支持了机制分析结果③。 五、结论与启示 采用CFPS2018微观数据和OLS模型实证分析了家庭教育支出对农户家庭贫困脆弱性的影响效应与影响机制，并且同步采用工具变量法进行了稳健性检验。研究结果表明：(1)家庭教育支出,包括校内教育支出与校外教育支出都能够显著降低农户家庭贫困脆弱性，有利于农户未来减贫。(2)家庭教育支出对不同类型农户贫困脆弱性的影响存在异质性。相对于子女为义务教育阶段学龄成员的家庭(I类家庭)而言，子女为高中/中专/技校/职高及其以上学习阶段成员的家庭(Ⅱ类家庭)，其校内教育支出和校外教育支出降低贫困脆弱性的作用更为明显。(3)家庭教育支出对农户贫困脆弱性的影响存在区域差异。从支出的规模