斯麗娟

（蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730000）

一、引 言

改革開放以來，我國在全國范圍內(nèi)實(shí)施了大規(guī)模的扶貧開發(fā)，農(nóng)村貧困人口由1978年的7.7億人減少到2018年末的1 660萬人，貧困發(fā)生率由1978年的97.5%下降到2018年末的1.7%。根據(jù)聯(lián)合國《千年發(fā)展目標(biāo)2015年報(bào)告》，①詳情參見：http://www.cn.undp.org/content/china/zh/home/library/mdg/mdg-report-2015/。中國對(duì)全球減貧的貢獻(xiàn)超過70%，貢獻(xiàn)率最大。然而，當(dāng)前中國減貧任務(wù)艱巨，剩余貧困人口大都自身發(fā)展能力不足，若面臨巨大負(fù)向沖擊或較大消費(fèi)波動(dòng)，已脫貧人口很可能再次陷入貧困。精確識(shí)別貧困人口有助于扶貧政策的實(shí)施，但傳統(tǒng)的按照收入衡量的貧困標(biāo)準(zhǔn)忽視了未來風(fēng)險(xiǎn)問題，無法與脫貧的長效機(jī)制相結(jié)合，導(dǎo)致扶貧資源不能有效阻斷返貧現(xiàn)象，產(chǎn)生了貧困脆弱性問題。貧困脆弱性研究是對(duì)未來貧困發(fā)生可能性的測(cè)量，能有效提高扶貧資源的針對(duì)性。而人力資本可以通過增長效應(yīng)和分配效應(yīng)減貧（馬文武和劉虔，2019）。人力資本的核心是教育，作為教育投入主要來源的家庭教育支出對(duì)于貧困脆弱性的影響卻存在不確定性。農(nóng)戶希望通過子女接受更好的教育來實(shí)現(xiàn)整個(gè)家庭的徹底脫貧，但教育支出卻可能使農(nóng)戶陷入“因教致貧”的狀態(tài)。一方面，家庭教育剛性支出對(duì)于農(nóng)村家庭是一項(xiàng)重大支出，根據(jù)2017年中國教育財(cái)政家庭調(diào)查，①調(diào)查由北京大學(xué)財(cái)政所和西南財(cái)經(jīng)大學(xué)合作實(shí)施，是對(duì)家庭的入學(xué)機(jī)會(huì)、政府補(bǔ)貼和家庭教育支出進(jìn)行的調(diào)查。全國農(nóng)村學(xué)前和中小學(xué)階段家庭平均年教育支出3 936元，這個(gè)費(fèi)用甚至高于一些貧困家庭的年收入；另一方面，按照人力資本理論，教育投入能有效促進(jìn)人力資本積累，農(nóng)戶勞動(dòng)力受教育水平的提高會(huì)降低家庭陷入貧困的概率。

關(guān)于教育與貧困的關(guān)系，早期研究主要是從人力資本的角度進(jìn)行探討。一般經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，人力資本投資可以通過教育的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)使家庭受益。從直接效應(yīng)來看，家庭對(duì)子女的人力資本投資使得子女接受了良好的教育，提高了子女的技術(shù)水平，進(jìn)而可以實(shí)現(xiàn)整個(gè)家庭經(jīng)濟(jì)收益的增加和社會(huì)地位的提高；從溢出效應(yīng)來看，教育的私人投資具有正外部性，即社會(huì)人力資本會(huì)隨著單位人力資本的改善而提高。教育帶來的人力資本增加可以提高社會(huì)生產(chǎn)率，促進(jìn)勞動(dòng)力的城鄉(xiāng)流動(dòng)，促進(jìn)整個(gè)社會(huì)的福利和經(jīng)濟(jì)增長，能在一定程度上緩解家庭貧困。

目前，關(guān)于家庭教育支出與農(nóng)戶貧困脆弱性的關(guān)系尚未得到充分驗(yàn)證。已有文獻(xiàn)大多是從教育與家庭貧困的視角進(jìn)行探討。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，無論是公共投資教育還是私人投資教育，都將提高受教育者的人力資本存量和家庭的資源稟賦，增加貧困人口的收入，對(duì)貧困人口產(chǎn)生顯著持久的正向影響（Palmer，2005）。從貧困代際傳遞理論來看，教育是分析貧困代際傳遞的核心因素，教育能通過積累人力資本促進(jìn)代際收入流動(dòng)，阻斷貧困的代際傳遞（黃瀟，2014；史志樂和張琦，2018）。而若父母收入和教育水平低導(dǎo)致農(nóng)村家庭對(duì)子女教育投入不足，子女受教育程度較低，缺乏基本的文化素質(zhì)和勞動(dòng)技能，會(huì)出現(xiàn)“貧困陷阱”，使家庭持續(xù)維持低收入狀態(tài)（Acemoglu，1997；吳愈曉，2013；趙穎，2016）。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，教育具有“因教致貧”效應(yīng)。農(nóng)村基本公共服務(wù)缺失，教育質(zhì)量較低，教育支出加重了農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，農(nóng)戶子女上學(xué)顯著增加了家庭陷入貧困的概率（張永麗和劉衛(wèi)兵，2017）。在短期內(nèi)，教育形成的人力資本價(jià)值無法具體體現(xiàn)在家庭收入等方面，教育效用的發(fā)揮具有一定的時(shí)滯性（熊波等，2017）。并且教育是長期的，其投資具有巨大的沉沒成本，有些農(nóng)村家庭不惜付出高額成本送子女外出上學(xué)，導(dǎo)致農(nóng)村家庭“因教致貧”（楊在軍，2009）。除此之外，也有學(xué)者研究家庭平均教育水平與貧困脆弱性的關(guān)系，楊文等（2012）使用CFPS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，提高勞動(dòng)力的平均教育水平可以有效降低農(nóng)村家庭貧困脆弱性，但王瑞軍和杜鳳蓮（2018）通過實(shí)證分析得出，平均受教育水平對(duì)降低牧戶家庭的脆弱性并無顯著作用。

綜上所述，已有相關(guān)研究主要集中在教育和人力資本對(duì)家庭貧困的作用等方面，這為我們的研究奠定了基礎(chǔ)，但仍存在一些不足：第一，研究視角上，已有研究大多分析教育對(duì)貧困的影響，并未考慮個(gè)人或家庭未來的風(fēng)險(xiǎn)，特別是對(duì)于教育落后的農(nóng)村地區(qū)而言，尚未有文獻(xiàn)從家庭教育支出的角度對(duì)中國農(nóng)村家庭貧困脆弱性進(jìn)行系統(tǒng)的研究。第二，研究方法上，已有研究較少區(qū)分家庭教育支出對(duì)不同貧困程度和子女處于不同教育階段家庭的作用差異。

本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下兩方面：第一，貧困脆弱性強(qiáng)調(diào)農(nóng)村家庭在未來發(fā)生貧困的可能性，與以往更多地從氣象災(zāi)害、公共轉(zhuǎn)移支付、易地扶貧搬遷、普惠金融（樊麗明和解堊，2014；楊浩等，2016；寧靜等，2018；張棟浩和尹志超，2018）等外部和宏觀因素研究貧困脆弱性的學(xué)者不同，本文從農(nóng)戶家庭特征和農(nóng)戶家庭行為的角度，實(shí)證檢驗(yàn)家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響，以期增加對(duì)農(nóng)村脆弱性家庭的關(guān)注。第二，本文認(rèn)為家庭教育支出對(duì)子女處在不同教育階段家庭貧困脆弱性的影響具有差異性。在學(xué)前教育階段，家長的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)不足；在義務(wù)教育階段，非正式教育和“家長陪讀”的隱性成本較高；在高中及以上階段，社會(huì)資助體系和保障制度不太完善且上學(xué)的機(jī)會(huì)成本較高（文宏和譚學(xué)蘭，2015）。據(jù)此本文對(duì)家庭教育支出按照子女受教育階段的不同進(jìn)行了分樣本檢驗(yàn)。

為研究家庭教育支出是否降低了貧困脆弱性，以及通過何種機(jī)制降低貧困脆弱性，首先，本文選擇2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)中家庭成員有正在上學(xué)的6至27歲子女的農(nóng)戶，使用預(yù)期的貧困脆弱性（VEP）方法測(cè)量其貧困脆弱性程度，并詳細(xì)分析不同教育階段家庭的脆弱性特征，采用FGLS和Probit估計(jì)方法從微觀層面實(shí)證檢驗(yàn)教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響；其次，引入控制組和實(shí)驗(yàn)組，用傾向得分匹配（PSM）法對(duì)全樣本、貧困與否家庭、子女處在不同教育階段家庭的教育支出對(duì)貧困脆弱性的影響進(jìn)行因果分析和異質(zhì)性分析；然后，基于社區(qū)特征的差異，通過添加社區(qū)控制變量檢驗(yàn)本文結(jié)論的一致性；最后，通過在回歸方程中加入家庭教育支出與人力資本的交互項(xiàng)以及家庭教育支出與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的交互項(xiàng)來檢驗(yàn)家庭教育支出發(fā)揮作用的機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

研究家庭教育支出對(duì)貧困脆弱性的影響需明確影響的路徑和機(jī)制，但現(xiàn)有文獻(xiàn)并沒有對(duì)家庭教育支出影響貧困脆弱性的機(jī)制進(jìn)行詳細(xì)而深入的機(jī)理分析。本文基于人力資本理論和家庭生計(jì)策略，推測(cè)家庭教育支出降低了貧困脆弱性，這種作用來源于以下機(jī)制：

一是人力資本存量機(jī)制。家庭人力資本在一定程度上反映了農(nóng)戶生產(chǎn)和創(chuàng)造價(jià)值的能力，是提高生產(chǎn)效率和增加收入的核心要素。從家庭生計(jì)策略來看，人力資產(chǎn)的數(shù)量和質(zhì)量直接決定農(nóng)戶對(duì)其他資產(chǎn)的利用情況，人力資本是最有效的減少貧困脆弱性的生計(jì)資本（陳燦平，2018）。從家庭教育投資成本收益分析來看，教育投資的個(gè)人收益體現(xiàn)為在接受教育后終身獲得的物質(zhì)性和非物質(zhì)性收入減去教育成本后的凈收益。對(duì)于教育水平偏低的農(nóng)村地區(qū)而言，農(nóng)戶教育水平較低，并未達(dá)到教育邊際效應(yīng)遞減的拐點(diǎn)，人力資本的積累不足是農(nóng)戶長期貧困的主要原因（梁凡和朱玉春，2018）。農(nóng)業(yè)收入具有不穩(wěn)定性，對(duì)農(nóng)戶家庭而言，增加家庭教育支出提高家庭人力資本存量的重要意義之一在于使子女獲得非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)，拓展子女勞動(dòng)力的就業(yè)空間。農(nóng)戶家庭子女在學(xué)校學(xué)習(xí)從事非農(nóng)工作的知識(shí)和技能，有利于他們未來在農(nóng)業(yè)部門之外找到工作，獲得更高的勞動(dòng)報(bào)酬。Imai等（2015）利用越南和印度的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶勞動(dòng)力的受教育水平增加了其非農(nóng)就業(yè)的參與，而非農(nóng)就業(yè)又能顯著降低農(nóng)戶的貧困脆弱性?？傊?，家庭教育支出不僅能提高子女個(gè)人收益，更帶來了家庭人力資本的積累和未來收入的提高，從而降低了貧困脆弱性。

二是社會(huì)資本存量機(jī)制。家庭擁有的資本包括人力資本、物質(zhì)資本和社會(huì)資本等，家庭教育支出的實(shí)質(zhì)是提升家庭的人力資本，但各個(gè)資本之間不是相互獨(dú)立的，家庭教育支出對(duì)人力資本的影響會(huì)對(duì)其他資本形成傳導(dǎo)作用。家庭勞動(dòng)力進(jìn)入主要?jiǎng)趧?dòng)力市場能進(jìn)一步作用于家庭物質(zhì)資本和社會(huì)資本積累，尤其是提高家庭的社會(huì)支持率，會(huì)使家庭獲得更多的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)支持，直接表現(xiàn)為家庭收入來源的多樣化。家庭教育支出能通過擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)間接地提高家庭的生產(chǎn)效率，增加經(jīng)濟(jì)收益。另外，負(fù)向的沖擊會(huì)降低家庭的能力投資水平，導(dǎo)致家庭的資源再配置，使個(gè)體陷入“低能力投資?脆弱性增大?低能力投資”的貧困陷阱（方迎風(fēng)，2014），社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的增強(qiáng)會(huì)抵消家庭成員受到的一部分負(fù)向沖擊的影響，在財(cái)富約束的條件下仍能增加能力投資，間接地降低貧困脆弱性。

基于以上文獻(xiàn)述評(píng)和機(jī)制分析，本文提出以下三個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：家庭教育支出能降低農(nóng)戶貧困脆弱性。農(nóng)戶不斷累加的家庭教育投入能使子女將來擁有較好的工作和較高的收入，促進(jìn)家庭的人力資本和社會(huì)資本積累，增加子女的非農(nóng)就業(yè)和家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)支持，提高家庭的收入能力，擴(kuò)大收入來源，增強(qiáng)家庭成員抗負(fù)向沖擊的能力，降低家庭陷入貧困的可能。

假設(shè)2：家庭教育支出對(duì)貧困家庭貧困脆弱性的降低效應(yīng)比非貧困家庭大。相較于非貧困家庭，貧困家庭子女的責(zé)任感更強(qiáng)，會(huì)利用有限的資源努力學(xué)習(xí)來改善家庭的貧困狀態(tài)。另外，受教育水平越高的貧困家庭在人力資本增加的同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和風(fēng)險(xiǎn)管控能力會(huì)越強(qiáng)，使得其參與風(fēng)險(xiǎn)和收益都較高的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)成為可能，從而有效擺脫貧困（Gloede等，2015）。

假設(shè)3：家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響在子女不同受教育階段有差異。由于不同教育階段的投資收益率存在差異，家庭收入情況不同導(dǎo)致農(nóng)戶接受教育的意愿和動(dòng)機(jī)不同，家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響在子女不同的受教育階段存在異質(zhì)性。學(xué)前教育會(huì)影響后續(xù)學(xué)習(xí)的吸納性，但教育是一個(gè)長期積累的過程，從短期來看學(xué)前教育支出的作用可能沒有后續(xù)教育階段明顯。義務(wù)教育有助于掌握基本的科學(xué)文化知識(shí)和能力，能提高農(nóng)戶子女的職業(yè)轉(zhuǎn)換能力，并拓展其從事非農(nóng)就業(yè)的空間，從而有效降低貧困脆弱性。高中及以上教育可以幫助家庭走出“能力貧困”的困境，從長期來看，增加高中及以上教育階段的家庭教育支出，提高受教育水平，能在未來得到更高的回報(bào)率，降低家庭陷入貧困的概率。

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義與貧困脆弱性分析

（一）數(shù)據(jù)選取。選取2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）①中國家庭追蹤調(diào)查是由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施，以2010年為基線，對(duì)所界定的所有基線家庭成員進(jìn)行永久追蹤，跟蹤調(diào)查個(gè)人、家庭、社會(huì)三個(gè)層面的信息。CFPS數(shù)據(jù)樣本覆蓋了25個(gè)省/市/自治區(qū)，該數(shù)據(jù)庫涉及本文所需要的全部信息。數(shù)據(jù)對(duì)家庭教育支出與貧困脆弱性問題進(jìn)行分析。基于研究的需要，本文關(guān)注的樣本為家庭成員中有處在上學(xué)階段并對(duì)信息進(jìn)行完整報(bào)告的農(nóng)村家庭，先將兒童、成人、家庭和社區(qū)層面的數(shù)據(jù)集進(jìn)行合并，保留學(xué)前階段、小學(xué)階段、初中階段、高中階段、大學(xué)階段、碩士及以上階段的6至27歲子女，刪除缺失和異常值，最終的樣本量為6 841個(gè)。

（二）變量定義。本文的被解釋變量為家庭貧困脆弱性水平，是一個(gè)家庭在未來陷入貧困的可能性，在下文中通過計(jì)算得出。本文主要解釋變量為家庭教育支出，數(shù)據(jù)來源于問卷中“過去12個(gè)月，直接支付的教育支出是多少元？”用edu_ex表示，并將教育支出取對(duì)數(shù)表示為lnedu_ex。

樣本農(nóng)戶的個(gè)體特征包括戶主年齡、性別、教育程度、子女上學(xué)階段、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)。家庭特征信息為家庭規(guī)模、人口撫養(yǎng)比、家庭教育支出、家庭收入、家庭存款、金融資產(chǎn)價(jià)值、家庭擁有房產(chǎn)價(jià)值、家庭擁有的生產(chǎn)性資產(chǎn)和各項(xiàng)禮金支出。社區(qū)特征信息包括該社區(qū)周圍的小學(xué)數(shù)量、社區(qū)范圍的衛(wèi)生所/醫(yī)院、社區(qū)周圍是否有污染企業(yè)及該社區(qū)是否為自然災(zāi)害頻發(fā)區(qū)。

本文分析影響貧困脆弱性的因素包括家庭人口特征、家庭收入、家庭物質(zhì)生計(jì)資本、家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)中國農(nóng)村家庭中的財(cái)務(wù)管理人是家庭主要經(jīng)濟(jì)支柱這一現(xiàn)象，使用財(cái)務(wù)管理人的特征來代表家庭人口特征，其中教育程度根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)手冊(cè)轉(zhuǎn)換為受教育的時(shí)間；②學(xué)歷與教育時(shí)間的轉(zhuǎn)換：小學(xué)以下為0，小學(xué)程度為6年，初中程度為9年，高中程度為12年，大學(xué)專科為15年，本科為16年，研究生為19年，博士為22年。家庭收入包括經(jīng)營性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和政府補(bǔ)貼等；家庭物質(zhì)生計(jì)資本包括存款、金融資產(chǎn)價(jià)值、所擁有的全部房產(chǎn)價(jià)值和是否擁有生產(chǎn)性資產(chǎn)，生產(chǎn)性資產(chǎn)以是否擁有農(nóng)業(yè)機(jī)械來表示；家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)使用家庭一年中重大事件及人情禮金支出，重大事件包括婚喪嫁娶、孩子出生及子女考學(xué)等，這能體現(xiàn)出家庭在面臨重大事件沖擊時(shí)的消費(fèi)能力，以及家庭的社會(huì)交往能力；風(fēng)險(xiǎn)沖擊可能會(huì)導(dǎo)致家庭脆弱性的提高，家庭所處地區(qū)是自然災(zāi)害頻發(fā)區(qū)設(shè)為1，否則為0。①受版面限制，變量定義及統(tǒng)計(jì)描述未列出，如有需要可向作者索要。

（三）貧困脆弱性的測(cè)量與分析。貧困是測(cè)度社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，而貧困指數(shù)僅在靜態(tài)特定時(shí)間點(diǎn)測(cè)量家庭福利，并沒有考慮影響未來家庭福利的因素。作為一種前瞻性指標(biāo)，貧困脆弱性表征了家庭未來陷入貧困的可能性，其不僅考慮現(xiàn)在的家庭特征和經(jīng)濟(jì)狀況，更將未來家庭可能面臨的各方面風(fēng)險(xiǎn)包括在其中。測(cè)量貧困脆弱性的常用方法有三種：預(yù)期的脆弱性（VEP）、低期望效用的脆弱性（VEU）和風(fēng)險(xiǎn)暴露的脆弱性（VER），本文對(duì)貧困脆弱性的測(cè)量使用預(yù)期的貧困脆弱性方法（VEP）。VEP 方法是通過t時(shí)期的家庭/個(gè)人特征計(jì)算t+1時(shí)期家庭/個(gè)人陷入貧困的概率（Chaudhuri和Suryahadi，2002）來獲得相應(yīng)的脆弱性度量。該方法將現(xiàn)有家庭/個(gè)人的特征和經(jīng)濟(jì)狀況與未來家庭/個(gè)人可觀測(cè)到的風(fēng)險(xiǎn)相聯(lián)系，測(cè)算未來家庭/個(gè)人可能陷入貧困的可能性。

VEP方法的主要思路在于，使用三階段廣義最小二乘估計(jì)（FGLS）先建立收入均值和收入波動(dòng)模型，估計(jì)人均收入對(duì)數(shù)，回歸后的殘差平方再進(jìn)行OLS回歸。

其中，C表示家庭的收入水平，Xi表示個(gè)體特征、家庭特征以及容易受風(fēng)險(xiǎn)沖擊的一些因素，由此可以看出，各類因素對(duì)家庭的暫時(shí)性和持久性收入有不同程度的影響。

在上述回歸的基礎(chǔ)上，構(gòu)建異方差結(jié)構(gòu)權(quán)重，重新對(duì)殘差平方和收入對(duì)數(shù)進(jìn)行加權(quán)回歸，獲得估計(jì)值。

假設(shè)收入對(duì)數(shù)服從正態(tài)分布，lnPoor為貧困標(biāo)準(zhǔn)的對(duì)數(shù)值，使用2美元/人·天的貧困標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算貧困脆弱性。貧困脆弱性的閾值是定義是否脆弱的標(biāo)準(zhǔn)，如果將閾值僅確定為49%，無法看出樣本家庭貧困脆弱性的內(nèi)部特點(diǎn)。根據(jù)多數(shù)研究，貧困脆弱性的閾值大多為29%和49%兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，參考周君璧和施國慶（2017）的文獻(xiàn)，本文再補(bǔ)充一個(gè)79%的閾值，則未來貧困發(fā)生的概率低于29%為不脆弱；29%?49%為低度脆弱；49%?79%為中度脆弱，79%以上為高度脆弱。

通過計(jì)算樣本組的家庭貧困脆弱性得出，按照2美元/人·天的貧困標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算，不脆弱的家庭占比為44.63%，脆弱家庭占比為55.37%，其中低度脆弱性家庭占19.69%，中度脆弱性的家庭占16.28%，高度脆弱（79%）家庭占19.40%。多數(shù)學(xué)者研究表明，雖然并非所有的家庭都是脆弱的，但貧困家庭陷入貧困脆弱性的可能性會(huì)更高。樣本家庭中都有處在上學(xué)階段的子女，但不同家庭的特征和經(jīng)濟(jì)狀況具有較大的差異，因此下文對(duì)貧困家庭子女教育階段進(jìn)行分組，進(jìn)一步分析子女處在不同教育階段農(nóng)戶的脆弱性特征。

表1顯示了子女在不同教育階段家庭脆弱性占比。樣本家庭子女中沒有研究生學(xué)歷，大學(xué)本科樣本非常少，所以將其并入高中及大專部分。從表1可以看出所有教育階段的貧困家庭脆弱性占比都在50%以上，其中低度脆弱占比最高。子女處在學(xué)前教育階段的家庭大多是脆弱的，脆弱性家庭占比達(dá)到59.49%，低度脆弱家庭比中度脆弱家庭占比高11.73%，中度脆弱家庭比高度脆弱家庭占比高2.93%。子女處在小學(xué)及初中教育階段的脆弱性家庭占比為56.15%，相較于學(xué)前教育階段，比例下降了3.34%，其中高度脆弱性比例下降得最為明顯。在高中及以上教育階段，相較于小學(xué)及初中階段，脆弱性比例進(jìn)一步下降，中度脆弱性家庭占比下降得最多，下降了9.59%，高度脆弱性家庭的占比有所上升，超過了中度脆弱性家庭的占比，高度脆弱性家庭比例比小學(xué)及初中教育階段上升了4.21%。這一現(xiàn)象的原因可能在于，義務(wù)教育階段后的受教育成本快速上升，使得部分家庭難以承受繼續(xù)求學(xué)的教育支出，進(jìn)而導(dǎo)致組內(nèi)脆弱性的提高。

表 1 貧困家庭子女教育階段分組的脆弱性

① 根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)的劃分，小學(xué)以下為托兒所、幼兒園及學(xué)前班。

② 根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)的劃分，高中及以上包括高中、中專、技校、職高、大專、大學(xué)本科，本文樣本中不包含碩士及博士。

四、實(shí)證分析

（一）實(shí)證模型設(shè)計(jì)?；诒疚牡难芯磕康?，設(shè)計(jì)實(shí)證模型如下：

其中，Vuli為在2美元/人·天的貧困標(biāo)準(zhǔn)下測(cè)量的家庭貧困脆弱性；lnedu_exi表示教育支出的對(duì)數(shù)值；β1為本文要找到的教育支出對(duì)貧困脆弱性的影響參數(shù)；Xi代表一系列控制變量。不同文獻(xiàn)對(duì)控制變量的選擇有差異，參考楊文等（2012）、周君璧和施國慶（2017）、梁凡和朱玉春（2018）的研究，本文的控制變量主要包括三個(gè)方面：一是家庭個(gè)體特征，具體包括戶主的醫(yī)療保險(xiǎn)、年齡、性別和教育程度；二是家庭的物質(zhì)資本和社會(huì)資本等生計(jì)資本特征，具體包括農(nóng)機(jī)農(nóng)械、人口撫養(yǎng)比、存款、金融產(chǎn)品價(jià)值、人情支出和房屋價(jià)值；三是家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)沖擊，具體指自然災(zāi)害。本文使用 Probit估計(jì)模型，如果 Vuli≥0.29，則定義 Vuli=1；Vuli<0.29，則定義 Vuli=0。

（二）家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響：基于全樣本的回歸。表2第（1）、（2）列報(bào)告了FGLS 的回歸結(jié)果，第（3）、（4）列報(bào)告了 Probit模型估計(jì)的回歸系數(shù)，第（5）、（6）列報(bào)告了 Probit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)，其中第1、3、5列僅控制了個(gè)體特征變量。

由表2可以看出，在第（1）、（2）列FGLS估計(jì)中，教育支出的系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著農(nóng)戶教育支出的增加對(duì)農(nóng)村家庭貧困脆弱性有負(fù)向影響。第（1）列僅控制了個(gè)體特征變量，教育支出的估計(jì)系數(shù)為?0.0060，并且在1%的顯著性水平下顯著，說明教育支出每提高10%，貧困脆弱性約降低0.0006；第（2）列控制了個(gè)體特征、家庭特征和風(fēng)險(xiǎn)沖擊后，教育支出估計(jì)值的絕對(duì)值下降了0.0003，且在1%的顯著性水平下顯著，教育支出對(duì)貧困脆弱性降低的影響要小于僅控制個(gè)體特征變量下的影響。同樣地，在Probit估計(jì)中，第（5）、（6）列教育支出的邊際效應(yīng)也顯著為負(fù)，分別為?0.0060和?0.0058，從中可以看出，在僅控制個(gè)體特征變量時(shí)，農(nóng)戶家庭教育支出每增加10%，家庭貧困脆弱性發(fā)生的概率約降低0.06%，在同時(shí)控制個(gè)人、家庭和風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，農(nóng)戶家庭教育支出每增加10%，家庭貧困脆弱性發(fā)生的概率約降低0.058%?？梢姡r(nóng)戶子女接受教育能降低農(nóng)戶家庭陷入貧困的概率與可能性。

表 2 教育支出對(duì)貧困脆弱性的影響：基于全樣本的回歸

在控制變量中，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響在FGLS和Probit估計(jì)中都不顯著。年齡和性別與農(nóng)戶貧困脆弱性在FGLS估計(jì)和Probit模型估計(jì)中都存在顯著正相關(guān)關(guān)系，家庭主要財(cái)務(wù)掌管人是男性，且年齡越大，家庭貧困脆弱性程度越高。戶主的教育程度與農(nóng)戶的貧困脆弱性負(fù)相關(guān)，戶主的教育程度越高，家庭未來陷入貧困的可能性越小，體現(xiàn)出人力資本積累對(duì)農(nóng)村脫貧致富的作用，教育的代際傳遞是子女教育的重要因素，父代擁有較高的教育水平，可以通過人力資本來實(shí)現(xiàn)對(duì)子代的文化再生產(chǎn)，父代的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)資本為子代提供了接受高等教育的機(jī)會(huì)。人口撫養(yǎng)比高的家庭，貧困脆弱性較高，家庭中小于14歲和大于65歲的人口占比較高會(huì)使家庭負(fù)擔(dān)加重，受到健康等風(fēng)險(xiǎn)沖擊的可能性也增大，家庭容易陷入貧困。這與韓鎮(zhèn)宇等（2017）的研究結(jié)果一致，傷病、教育程度低和家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)重等都是致貧的原因。存款、金融產(chǎn)品價(jià)值和房屋價(jià)值的增加都會(huì)降低農(nóng)戶貧困脆弱性。人情支出也能顯著降低農(nóng)戶貧困脆弱性，婚喪禮金和人情支出代表了農(nóng)戶社會(huì)資本的廣度，可以有效反映農(nóng)戶在遭受風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)平滑消費(fèi)的能力，人情支出的增加說明家庭交往的人數(shù)較多，親友可以在農(nóng)戶受到負(fù)向沖擊時(shí)給予幫助，降低貧困脆弱性。

（三）家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響：傾向得分匹配（PSM）法的估計(jì)結(jié)果。農(nóng)戶自己可以決定對(duì)子女教育的支出，即農(nóng)戶家庭教育支出的決策（M）往往是“自選擇”的，因此，農(nóng)戶的教育支出會(huì)受到一些不可觀測(cè)因素的影響（如農(nóng)戶對(duì)子女接受教育的意愿和動(dòng)機(jī)等）。這些不可觀測(cè)的因素很可能與農(nóng)戶的貧困脆弱性相關(guān)，從而導(dǎo)致家庭教育支出與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)。Rosenbaum和Rubin（1983）提出了PSM的方法解決樣本的“自選擇”問題，即定義實(shí)驗(yàn)組的平均處理效應(yīng)（ATT）為：

前文分析結(jié)果顯示，家庭教育支出是降低農(nóng)戶貧困脆弱性的重要原因，但這可能存在自選擇導(dǎo)致的偏差問題。本文使用PSM方法，引入實(shí)驗(yàn)組和控制組，以進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭教育支出與農(nóng)戶貧困脆弱性之間的因果關(guān)聯(lián)，實(shí)驗(yàn)組為正常有教育支出的家庭，控制組為教育支出為0的家庭。此外，貧困脆弱性的測(cè)量結(jié)果顯示，子女處在不同教育階段的貧困家庭的脆弱性程度不同，家庭是否貧困、子女受教育階段不同等因素可能會(huì)對(duì)上述結(jié)果產(chǎn)生影響，因此，以貧困與否和子女受教育階段作為子樣本劃分依據(jù)進(jìn)行分樣本檢驗(yàn)。下面使用近鄰匹配、核匹配以及局部線性匹配方法進(jìn)一步估計(jì)全樣本、非貧困家庭、貧困家庭、學(xué)前教育階段家庭、義務(wù)教育階段家庭、高中及以上家庭的教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的平均處理效應(yīng)，表3報(bào)告了平均處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

表 3 教育支出對(duì)貧困脆弱性的影響：傾向得分匹配（PSM）法的估計(jì)結(jié)果

在全樣本下，雖然不同的匹配方法得到的結(jié)果有量的些許差異，但相差不大，家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性影響的平均處理效應(yīng)在匹配后均為負(fù)數(shù)。除局部線性匹配外，其余兩種匹配方法均通過了統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著推斷。這說明與家庭教育支出為0的農(nóng)戶相比，家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的降低有顯著的正向促進(jìn)作用。以近鄰匹配為例，平均處理效應(yīng)為?0.0075，且在1%的水平上顯著，說明家庭教育支出使得農(nóng)戶貧困脆弱性下降了0.0075。

在非貧困和貧困家庭的分樣本方面：三種匹配方法的平均處理效應(yīng)在參數(shù)估計(jì)值與估計(jì)方向上大致相同，僅估計(jì)值的絕對(duì)量有所不同。無論是非貧困家庭還是貧困家庭，家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響均為負(fù)數(shù)，家庭教育支出的增加均能降低農(nóng)戶貧困脆弱性。就三種匹配方法下平均處理效應(yīng)的平均值而言，家庭教育支出對(duì)貧困家庭脆弱性降低的效應(yīng)要大于對(duì)非貧困家庭的效應(yīng)。以核匹配為例，非貧困家庭樣本平均處理效應(yīng)的估計(jì)值為?0.0013，而貧困家庭樣本平均處理效應(yīng)的估計(jì)值為?0.0188，這可能是由于貧困家庭陷入貧困脆弱性的可能性更高，教育程度和收入也相對(duì)較低，家庭教育支出的增加即人力資本投資能有效提高家庭未來收入能力，在一定程度上對(duì)貧困脆弱性的降低效應(yīng)更大。

在子女受教育階段不同的家庭分樣本方面，從表3的實(shí)證結(jié)果可以看出，在學(xué)前教育階段樣本中，三種匹配方法下家庭教育支出的平均處理效應(yīng)都為負(fù)，但僅近鄰匹配的估計(jì)值通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，這體現(xiàn)了農(nóng)戶子女學(xué)前教育支出對(duì)貧困脆弱性的降低作用。由表3可知，平均而言，學(xué)前階段的估計(jì)值比全樣本的估計(jì)值低。這與學(xué)前教育投入的投資回報(bào)率是教育生涯中最高的研究結(jié)論不一致（Heckman，2000）。原因可能在于本文使用的是截面數(shù)據(jù)，農(nóng)戶家庭是早期教育費(fèi)用的主要承擔(dān)者，學(xué)前教育費(fèi)用的增加會(huì)加劇家庭短期的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從短期效應(yīng)來看，學(xué)前教育階段對(duì)貧困脆弱性的降低作用不如義務(wù)教育和高中及以上教育階段明顯。由表1也可以看出，相比有小學(xué)及初中階段子女和高中及以上階段子女的貧困家庭，有學(xué)前階段子女的貧困家庭高度脆弱家庭的占比更高。在義務(wù)教育階段樣本中，除近鄰匹配不顯著外，家庭教育支出的平均處理效應(yīng)都顯著為負(fù)，義務(wù)教育階段家庭教育支出能顯著降低貧困脆弱性，且估計(jì)的絕對(duì)值要大于全樣本、學(xué)前樣本和高中及以上樣本的估計(jì)絕對(duì)值，說明義務(wù)教育階段家庭教育支出對(duì)貧困脆弱性的降低作用最大。2008年全國范圍內(nèi)推廣的農(nóng)村義務(wù)教育費(fèi)用減免政策提高了中小學(xué)的公用經(jīng)費(fèi)保障，降低了農(nóng)村家庭子女的入學(xué)成本，政府公共支出對(duì)義務(wù)教育的投入能夠在一定程度上替代家庭教育支出，弱化家庭人力資本投入的約束條件，緩解家庭負(fù)擔(dān)。高中及以上階段樣本中，在三種匹配方法下，教育支出的平均處理效應(yīng)估計(jì)值系數(shù)都為負(fù)，家庭教育支出的增加降低了貧困脆弱性。子女高中及以上階段教育支出是準(zhǔn)公共產(chǎn)品（魏麗莉和張晶，2018），需要個(gè)人和家庭承擔(dān)一部分費(fèi)用，同時(shí)現(xiàn)階段高等教育費(fèi)用給家庭帶來了一定的教育支出負(fù)擔(dān)，且這種教育支出是剛性的，會(huì)降低家庭平滑消費(fèi)的能力，使農(nóng)戶出現(xiàn)暫時(shí)性支付困難，帶來所謂的“因教致貧”現(xiàn)象。但這只是個(gè)別和短期現(xiàn)象，從長遠(yuǎn)看，家庭子女受教育水平的提高能增加家庭未來的人力資本存量，會(huì)對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的降低產(chǎn)生重要的積極影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)：增加社區(qū)控制變量。為解決遺漏變量帶來的估計(jì)偏誤的影響，穩(wěn)健性檢驗(yàn)主要考慮在回歸中加入更多的社區(qū)控制變量，將不同社區(qū)因素加以控制，以檢驗(yàn)估計(jì)的穩(wěn)定性。教育支出作為一項(xiàng)重要的家庭投資和消費(fèi)活動(dòng)，會(huì)受到同社區(qū)內(nèi)其他家庭教育支出活動(dòng)的影響，可能存在鄰里效應(yīng)（余麗甜和詹宇波，2018）。居住在同一社區(qū)的居民對(duì)教育的重視程度會(huì)逐漸趨同，教育偏好和教育支出水平也會(huì)逐漸趨同。在挑選樣本時(shí)，本文用戶籍進(jìn)行篩選，選擇了農(nóng)村家庭樣本。農(nóng)村是一種天然社區(qū)，不同的社區(qū)設(shè)施不盡相同，因此可以使用更多的控制變量以控制社區(qū)異質(zhì)性問題。本文選取了社區(qū)小學(xué)數(shù)量、衛(wèi)生所數(shù)量和污染企業(yè)數(shù)量作為控制變量，實(shí)證結(jié)果如表4所示，第（1）列為FGLS的估計(jì)結(jié)果，第（2）列為Probit模型估計(jì)的系數(shù)值，第（3）列為Probit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)?？梢钥闯觯谔砑恿松鐓^(qū)控制變量后，F(xiàn)GLS估計(jì)的教育支出系數(shù)仍顯著為負(fù)，Probit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)仍顯著為負(fù)，家庭教育支出對(duì)降低農(nóng)戶貧困脆弱性有顯著作用，說明社區(qū)周邊設(shè)施的差異并不影響估計(jì)結(jié)果，估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

（五）機(jī)制檢驗(yàn)。理論分析表明，家庭教育支出可以提高子女受教育水平，增加子女非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)，使得家庭勞動(dòng)力得以進(jìn)入主要?jiǎng)趧?dòng)力市場，促進(jìn)家庭人力資本積累和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)支持，最終帶來農(nóng)戶收入的增加和貧困脆弱性的下降。家庭教育支出越多，對(duì)貧困脆弱性的影響越大，這種影響不僅體現(xiàn)在家庭未來收入的增加，還體現(xiàn)在對(duì)家庭人力資本和社會(huì)資本的有利影響上。

1. 增加農(nóng)戶人力資本存量。教育人力資本作為一種資源稟賦會(huì)顯著降低家庭風(fēng)險(xiǎn)暴露的可能，降低家庭陷入貧困的概率（Imai等，2010；Povel等，2015）。我們?cè)诨貧w方程中加入人力資本與家庭教育支出的交互項(xiàng)，其中人力資本是子女受教育年限，以檢驗(yàn)農(nóng)戶人力資本的增加是否是家庭教育支出影響貧困脆弱性的機(jī)制。全樣本的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表5的第（1）列和第（2）列所示，第（1）列報(bào)告了FGLS的回歸結(jié)果，第二列報(bào)告了二元Probit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)?？梢钥闯?，教育支出和人力資本的交互項(xiàng)系數(shù)在第（1）列和第（2）列中都顯著為負(fù)，說明家庭教育支出顯著提高了農(nóng)戶的人力資本積累，從而導(dǎo)致農(nóng)戶貧困脆弱性的降低。在農(nóng)村家庭中，人力資本存量的增加是家庭教育支出發(fā)揮作用的重要渠道。

2. 增強(qiáng)農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。農(nóng)戶脆弱性程度的高低取決于農(nóng)戶家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，而農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)支持的增強(qiáng)會(huì)提高其抵御風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力。為了檢驗(yàn)農(nóng)戶家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的增強(qiáng)是否是家庭教育支出對(duì)貧困脆弱性發(fā)揮作用的機(jī)制，在回歸方程中加入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與家庭教育支出的交互項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果如表5的第（3）列和第（4）列所示，在全樣本中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與家庭教育支出的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。這說明，農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的增強(qiáng)是家庭教育支出影響貧困脆弱性的機(jī)制，家庭教育支出顯著擴(kuò)大了農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，使得貧困脆弱性下降。

表 5 家庭教育支出對(duì)貧困脆弱性的影響：機(jī)制檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

教育發(fā)展?fàn)顩r滯后，勞動(dòng)者素質(zhì)不能適應(yīng)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展要求，是導(dǎo)致農(nóng)戶長期貧困和脆弱的重要因素之一，教育脫貧是提高農(nóng)戶抗風(fēng)險(xiǎn)能力的重要手段。本文基于2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，使用預(yù)期的貧困脆弱性（VEP）方法測(cè)量農(nóng)戶的貧困脆弱性，采用FGLS和Probit模型實(shí)證檢驗(yàn)了家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響，并使用傾向得分匹配（PSM）方法進(jìn)行檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）在全樣本中，脆弱性農(nóng)戶占比為55.73%，其中低度和高度脆弱家庭比例較高；分子女不同受教育階段來看，在所有的教育階段，貧困農(nóng)戶大都是脆弱的，低度和中度脆弱家庭的比例高于高度脆弱家庭，但在高中及以上階段，高度脆弱家庭比例有所上升，高于中度脆弱家庭。（2）在控制個(gè)體特征、家庭特征及風(fēng)險(xiǎn)沖擊后，農(nóng)戶家庭教育支出和貧困脆弱性存在負(fù)相關(guān)，家庭教育支出每提高10%，貧困脆弱性約降低0.00057，農(nóng)戶貧困脆弱性發(fā)生的概率約降低0.058%。（3）研究發(fā)現(xiàn)，全樣本中家庭教育支出對(duì)貧困脆弱性的平均處理效應(yīng)為負(fù)，說明家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性存在有效的降低作用；分家庭貧困與否的樣本來看，家庭教育支出對(duì)貧困家庭脆弱性降低的作用要大于對(duì)非貧困家庭的作用；分子女不同受教育階段的樣本來看，在所有的教育階段，家庭教育支出均能顯著降低農(nóng)戶的貧困脆弱性，且義務(wù)教育階段降低程度最大，高中及以上階段次之，學(xué)前階段最低。（4）為了控制遺漏變量對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文添加了更多的社區(qū)控制變量來減小不同社區(qū)的影響，結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（5）機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)村家庭中，家庭教育支出會(huì)顯著增加農(nóng)戶的人力資本，還會(huì)對(duì)農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)大產(chǎn)生影響，最終導(dǎo)致長期收入能力的提升和貧困脆弱性的下降。

對(duì)于自然環(huán)境和生產(chǎn)環(huán)境都較差的農(nóng)戶來說，增加教育投資，接受良好的教育是提高人力資本積累、增加個(gè)人和家庭收入的重要途徑。本文的研究發(fā)現(xiàn)了家庭教育支出與農(nóng)戶貧困脆弱性之間的聯(lián)系，這對(duì)于改善農(nóng)村地區(qū)教育發(fā)展落后、農(nóng)戶教育投入不足和建立健全穩(wěn)定脫貧的長效機(jī)制有一定的積極意義?？傮w來說，要降低農(nóng)戶貧困脆弱性，實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定長期脫貧，需要農(nóng)戶、政府和社會(huì)等多方面的努力。首先，要增強(qiáng)農(nóng)戶的受教育意識(shí)，鄉(xiāng)村學(xué)校應(yīng)講述成功家庭的教育實(shí)例，大力宣傳家庭教育理念，同時(shí)建立學(xué)校與家庭的溝通制度，加強(qiáng)學(xué)校與家長的交流；其次，政府應(yīng)該加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的教育資源投入，在原有政策的基礎(chǔ)上，通過轉(zhuǎn)移支付等手段，給予農(nóng)村地區(qū)更大的扶持力度，為教育發(fā)展提供良好的物質(zhì)條件，減輕貧困家庭的負(fù)擔(dān)；再次，義務(wù)教育階段家庭教育支出對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性降低的作用最大，應(yīng)繼續(xù)加大政府對(duì)農(nóng)村義務(wù)教育的投入，實(shí)現(xiàn)義務(wù)教育資源向農(nóng)村地區(qū)的傾斜，并建設(shè)一支高水平的農(nóng)村教師隊(duì)伍；最后，高中及以上教育支出能有效降低農(nóng)戶貧困脆弱性，可以考慮將農(nóng)村貧困地區(qū)的高中教育納入義務(wù)教育，同時(shí)提升中職和高職教育的辦學(xué)水平和質(zhì)量，加大投入力度。另外，還可以完善貧困生資助體系，擴(kuò)大農(nóng)戶家庭多子女同時(shí)就學(xué)的資助范圍，完善勞動(dòng)力就業(yè)市場和勞動(dòng)保障制度，給予農(nóng)戶家庭子女更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。