趙志強

（廈門大學 教育研究院，福建 廈門 361005）

2023 年6 月13 日，國務(wù)院出臺的《關(guān)于構(gòu)建優(yōu)質(zhì)均衡的基本公共教育服務(wù)體系的意見》（下稱《意見》）中，特別強調(diào)了以普惠性和優(yōu)質(zhì)均衡為基礎(chǔ)，全面提高教育服務(wù)水平，縮小城鄉(xiāng)教育發(fā)展差距。教育資源均衡對于實現(xiàn)教育公平至關(guān)重要，以公平為基礎(chǔ)的教育事業(yè)才能得到良好發(fā)展，公平有助于提高效率、維護教育事業(yè)的正常秩序。然而，城鄉(xiāng)教育差距一直是我國實現(xiàn)教育公平的主要挑戰(zhàn)。“十九大”明確指出，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。因此，推動城鄉(xiāng)教育一體化，致力于確保每個孩子都能獲得公平而高質(zhì)量的教育，是當前教育事業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵策略，也是促進城鄉(xiāng)差距縮小和實現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展的現(xiàn)實基礎(chǔ)。家庭教育投資是個人或家庭為提高個體的教育水平或知識技能而投入的人力、財力和物力資源，其水平的高低往往決定了個體接受更優(yōu)質(zhì)教育的機會，對個體收入水平的提升、勞動力市場結(jié)構(gòu)的改善、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化以及國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展具有重要影響。

隨著經(jīng)濟社會的不斷演進，我國正經(jīng)歷由物質(zhì)資本為基礎(chǔ)的工業(yè)化階段向人力資本為核心的科技創(chuàng)新階段的轉(zhuǎn)變。在這一過程中，人力資本的重要性逐漸凸顯，并成為影響家庭經(jīng)濟收入代際流動和社會收入分配格局的關(guān)鍵因素。當下，我國面臨的現(xiàn)實問題是如何確保教育發(fā)展的紅利能夠惠及整個家庭，尤其是農(nóng)村家庭。這需要家庭增加對教育的投入、提高人力資本水平，并利用教育的溢出效應來縮小教育發(fā)展差距。不管是古代的“學而優(yōu)則仕”，還是現(xiàn)代的“教育改變命運”，這些思想均體現(xiàn)著教育問題始終被人們所重視，提高家庭教育投資水平對于阻斷貧困代際傳遞[1]、推進鄉(xiāng)村振興[2]、深化精準扶貧政策[3]等方面發(fā)揮著更為重要的作用。因此，本研究需要通過專業(yè)分析，客觀評估城鄉(xiāng)家庭教育投資的實際發(fā)展情況，這是探索教育體制問題、打破體制機制障礙的前提條件，也是推動教育均衡和教育公平實現(xiàn)的重要保障。

一、文獻梳理與回顧

（一）家庭經(jīng)濟收入與家庭教育投資的關(guān)系

家庭教育決策主要從微觀教育決策行為以及教育不平等機制入手。Breen 代表性地提出了個體是否接受教育取決于其家庭經(jīng)濟收入的理性判斷，家庭經(jīng)濟收入越高的群體擁有資源越多，教育的相對成本較低，以求學而獲得回報的機率就更大[4]。諸多學者也基本延續(xù)了此觀點，教育投資的差異可能源于家庭經(jīng)濟收入不均等宏觀因素。早在21 世紀初期，劉精明就將家庭資源分為內(nèi)生性和外生性兩種，并認為宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性因素主要影響外生性家庭資源，該類家庭資源對子女教育的影響隨宏觀經(jīng)濟條件的變化而改變[5]。Zeira指出家庭經(jīng)濟收入不平等限制了低收入群體獲取教育機會的可能[6]。Croix 等人則發(fā)現(xiàn)鼓勵生育政策導致多孩家庭人均收入較低，限制了本該多元的教育投資，阻礙了人力資本的積累[7]。而對于大多數(shù)家庭來講，能夠有效獲取經(jīng)濟回報的途徑仍然是教育，教育歸根結(jié)底是提高受教育者的人力資本，進而在經(jīng)濟社會中形成具備競爭優(yōu)勢的能力。經(jīng)濟學界普遍認為，人力資本在獲得經(jīng)濟回報中發(fā)揮著重要的作用，舒爾茨提出人力資本是通過投資實現(xiàn)的，即通過教育進行提升，人力資本可以促使經(jīng)濟增長來增加個人收入。從城鄉(xiāng)層面來看，教育水平提升能夠顯著促進農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入，但由于城鄉(xiāng)收入、教育意識等方面的差距，我國農(nóng)村家庭教育投資仍處于較低層次。有研究指出，城鎮(zhèn)地區(qū)相對于農(nóng)村地區(qū)具有更好的經(jīng)濟發(fā)展條件和就業(yè)機會，城鎮(zhèn)家庭更有能力支持子女的教育投資，城鎮(zhèn)家庭教育支出占人均收入的比例約為農(nóng)村家庭的2 倍[8]，城鄉(xiāng)家庭教育投資差距會進一步制約經(jīng)濟的可持續(xù)增長。近些年來，政府嘗試通過提供教育補貼、改善基礎(chǔ)設(shè)施等方式來減輕農(nóng)村家庭的負擔，同時社會各界也參與到教育投資中，為農(nóng)村教育發(fā)展提供了資金和資源支持[9]。

（二）銀行儲蓄率與家庭教育投資的關(guān)系

關(guān)于銀行儲蓄率和家庭教育投資的關(guān)系較少有學者進行研究，更多是從整體層面或房價視角展開分析。家庭教育投資是理性的家庭經(jīng)濟行為，是否投資、投資多少以及如何投資需要在銀行儲蓄約束下服從家庭效用最大化原則進行決策。有學者認為，居民預防性儲蓄動機異質(zhì)性與教育投資存在密切關(guān)聯(lián)[10]，是通過生命周期理論下引入教育投資構(gòu)建新模型，得出預防性儲蓄動機的提升會促進教育投資的增加[11]。也有學者利用CFPS 數(shù)據(jù)從家庭內(nèi)部和區(qū)（縣）兩方面得出儲蓄率的高低是影響家庭教育投資的突出影響因素[12]。本研究認為，銀行儲蓄率高意味著家庭有更多的可支配收入，可以用于教育投資。高儲蓄率可為家庭提供更多的資金，使他們能夠更容易地支付子女的教育費用，如學費、書籍、補習班等。當然，銀行儲蓄率也可能反映家庭對未來的規(guī)劃和教育意識，家庭可能更加重視子女的教育，并有意識地為此儲蓄和投資。那么，我國家庭銀行儲蓄率發(fā)生了哪些變化呢？1992—2003 年期間城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭銀行儲蓄率呈現(xiàn)明顯上升趨勢，2004—2012 年出現(xiàn)明顯下降趨勢，2013—2021 年開始又出現(xiàn)回暖趨勢。有學者分析當時的房價情況發(fā)現(xiàn)，2003—2015 年間房地產(chǎn)成為支撐我國經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)，致使家庭居住支出壓力加大。而結(jié)合相關(guān)研究表明，房價的上升會導致居民預期儲蓄率的提高，國外學者曾對中國6000 個年輕家庭的調(diào)查分析得出房價的上漲導致了儲蓄率的上升，二者存在非線性關(guān)系[13]，也有學者用Bewley 模型分析2002—2007 年的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)證實房價和儲蓄率有著正向關(guān)系[14]。2016 年12 月，中央經(jīng)濟工作會議首次提出“房主不炒”的核心主張，“十九大”的再次重申有效遏制了房價的非理性上漲[15]，使得教育投資在整個家庭經(jīng)濟收入中的比例有所提升。結(jié)合這一現(xiàn)象，本研究認為銀行儲蓄率與家庭教育投資存在一定關(guān)系。

綜合上述分析，已有研究針對家庭經(jīng)濟收入與教育投資、教育投資和經(jīng)濟回報等議題進行了探討。但研究的成果相對較少且運用的方法較為簡單，分析數(shù)據(jù)主要集中在2015 年之前，而針對2016 年后國家調(diào)控房價、增加居民收入等舉措后，家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率如何影響教育投資更是鮮有。同時，多數(shù)學者主要聚焦整體層面，而未涉及到城鄉(xiāng)家庭的教育差異。為此，本研究運用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型分析城鄉(xiāng)家庭在經(jīng)濟收入、銀行儲蓄和教育投資之間的影響機制和作用機理，并提供有價值的對策建議。

二、研究對象與模型

（一）研究對象

本研究以全國城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭為單位，主要從家庭經(jīng)濟收入、家庭銀行儲蓄率和家庭教育投資三個變量來分析研究，借助動態(tài)分析方法得出家庭經(jīng)濟收入、家庭銀行儲蓄率和教育投資三者關(guān)系以及城鄉(xiāng)家庭教育投資的影響差異。家庭經(jīng)濟收入是影響家庭教育投資的關(guān)鍵因素。根據(jù)Philip 等人的觀點，貧窮是影響教育投資的重要因素，貧窮家庭的子女輟學率更高[16]。Eric 也認為在影響子女學習成績方面，貧窮的影響比父母受教育程度更大，一旦家庭經(jīng)濟收入水平提高，兒子和女兒的教育機會和經(jīng)濟回報將更加平等[17]。在此，家庭經(jīng)濟收入用家庭人均可支配收入來表示，人均可支配收入可以充分顯示家庭的實際經(jīng)濟收入情況。其中，城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入和農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入從《中國統(tǒng)計年鑒》中獲取1992—2021 年的相關(guān)數(shù)據(jù)，并對缺失數(shù)據(jù)用插值擬合補全。

經(jīng)濟學界認為，理解銀行儲蓄需要重點注重其對經(jīng)濟增長和金融市場的影響，儲蓄可以提供資金供給，用于投資和經(jīng)濟活動，從而促進經(jīng)濟增長。因此，家庭或個人的銀行儲蓄可以為教育提供資金來源，支持教育事業(yè)的長遠發(fā)展。而在教育學界，銀行儲蓄通常被視為一種財務(wù)規(guī)劃和風險管理的手段，用于未來教育支出的準備，家長或教育機構(gòu)可能會將一部分資金存入銀行儲蓄賬戶，以便在需要時支付教育費用或提供教育資源。在此沿用楊玲玲[18]等人的觀點進行分析，用銀行儲蓄率來表示家庭銀行儲蓄率，它對于國民經(jīng)濟比例和結(jié)構(gòu)的調(diào)整有著重要作用。其中，城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率和農(nóng)村家庭銀行儲蓄率從中國人民銀行官網(wǎng)獲取1992—2021 年的數(shù)據(jù)。

家庭教育投資可以被理解為父母為孩子的成長和發(fā)展提供的一系列教育資源、活動和機會[19]。這種投資的目的是為了確保子女能夠接受教育并獲得良好的教育。過去的研究主要通過子女的直接教育成果來衡量家庭教育投資，例如教育年限、輟學率[20]，以及課外課程投資、學習設(shè)備支出和考試及資料費等部分。深層次來講，教育投資具有長期性，是一種對自身人力資本進行投資的專項消費，通俗而言，就是為了獲取知識和能力，受教育者及其家庭在教育方面的各種貨幣支出，具有多樣性、復雜性特征。鑒于此，本研究借助蔡文伯[21]等人的方法，采用城鄉(xiāng)居民文教娛樂支出代替城鄉(xiāng)家庭教育投資。其中，城鎮(zhèn)家庭教育投資和農(nóng)村家庭投資從《中國統(tǒng)計年鑒》中獲取了1992—2021 年的數(shù)據(jù)。

（二）實證模型

本研究的核心在于探究三者之間的具體影響和作用機理，采用的工具主要是VAR 模型。該模型可以分析變量與變量之間的相互作用，但是，其研究的重點是滯后作用，而忽略了變量的當期作用。而本研究中認為家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率對家庭教育投資存在當期作用，家庭經(jīng)濟收入對銀行儲蓄率也存在當期作用，而家庭教育投資對二者不存在當期作用，要探究其當期作用必須對向量自回歸模型（VAR 模型）加以調(diào)整和約束。因此，選用家庭經(jīng)濟收入、銀行儲蓄率和家庭教育投資作為Y 也即因變量，采用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR 模型），其模型形式如下：

該模型是一個n元p階的SVAR 模型，其中Yt是n維內(nèi)生變量向量；A是n×n維系數(shù)矩陣，其對角線均為1；Φ是n×n維第i階滯后內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣，ε1i,ε2i,…,εmi是結(jié)構(gòu)式殘差。如果A可逆，則等式兩邊乘以A-1得到VAR 模型：

可以看出，VAR 模型反映不出各個變量當期的相關(guān)關(guān)系，而且殘差項μi=A-1εi是原殘差項εi的線性組合，是一種復合后的擾動項，其無法反映函數(shù)的經(jīng)濟含義。采用SVAR 模型，通過對系數(shù)矩陣A中采納數(shù)加約束，得到三個變量之間當期的相關(guān)關(guān)系，同時結(jié)構(gòu)化沖擊εi′=A′μi容易被識別，使得脈沖響應函數(shù)的時間路徑得以準確反映。

三、實證分析過程

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

由于家庭經(jīng)濟收入和家庭教育投資的數(shù)據(jù)較大，在此采取對數(shù)化處理方式，以消除數(shù)據(jù)量級造成的誤差，從而使研究結(jié)論更為準確。在構(gòu)建SVAR 模型前需要驗證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，確保滿足SVAR 構(gòu)造條件，通過采取單位根檢驗方法，得到平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表1。其中，銀行儲蓄率原序列ADF 統(tǒng)計值為-1.664，大于10%臨界值，說明其原序列不平穩(wěn)，對其進行一階差分處理，再進行ADF檢驗，得到ADF檢驗值為-4.402，遠小于1%臨界值，其一階差分序列平穩(wěn)。同理，對其他變量分析，會發(fā)現(xiàn)處理城鎮(zhèn)家庭教育投資數(shù)據(jù)原序列平穩(wěn)，銀行儲蓄率、農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入和城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入都是一階差分平穩(wěn)，而農(nóng)村家庭教育投資二階差分平穩(wěn)，所有研究變量不存在同階單整情況，其協(xié)整關(guān)系并不明顯。在下文中將運用處理后的平穩(wěn)數(shù)據(jù)集進行實證分析，以保證結(jié)果的穩(wěn)定性和科學性。

表1 平穩(wěn)性檢驗

（二）模型適切性檢驗

在進行SVAR 模型分析之前，對模型的適切性進行檢驗也是至關(guān)重要的。學界常用的測度方法是利用AR 根圖進行分析。AR 根圖是通過繪制自回歸（AR）模型的特征根（或稱為單位根）的位置來判斷模型的適切性，如果所有變量的根的倒數(shù)位于單位圓內(nèi)，即落在單位圓的內(nèi)部，那么可以得出VAR 模型是適切的結(jié)論。具體如圖1所示，所有變量的根的倒數(shù)都位于單位圓內(nèi)部，這意味著VAR 模型是適切的。基于VAR 模型的適切性，我們可以進一步利用SVAR 模型來研究家庭經(jīng)濟收入對教育投資的城鄉(xiāng)差異。

圖1 適切性檢驗

（三）最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗

上述變量經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗和穩(wěn)定性檢驗后，符合構(gòu)建SVAR 模型的條件。接下來，我們需要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，以便進行后續(xù)的分析和推斷。為了選擇最合適的滯后階數(shù)，我們可以使用一些常見的信息準則，如似然比準則（LR）、最終預測誤差準則（FPE）、赤池信息準則（AIC）和施瓦茲信息準則（SC）等，表2 中列出了不同滯后階數(shù)下的各準則的估計結(jié)果。在滯后一階時，SC 準則和SBIC 準則通過；滯后二階時，LR 準則、FPE 準則和HQIC 準則均通過；在滯后四階時，AIC 準則通過。因此，依據(jù)各準則的估計結(jié)果，我們可以相對確定SVAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為二階。隨后，我們可以基于該階數(shù)幫助揭示變量之間的因果關(guān)系。

表2 滯后階數(shù)估計結(jié)果

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

根據(jù)前期的一系列推理和驗證，說明有條件建構(gòu)符合本研究的SVAR 模型，以保證實證分析結(jié)果盡可能可靠，具有較強的說服力。在此，呈現(xiàn)了1992—2021 年我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭各變量格蘭杰因果關(guān)系的估計結(jié)果，了解各變量之間的基本邏輯關(guān)系，具體如表3 和表4 所示。

表3 城鎮(zhèn)家庭的SVAR 估計結(jié)果

表4 農(nóng)村家庭的SVAR 估計結(jié)果

通過表3 的估計結(jié)果，可以解讀各變量對于城鎮(zhèn)家庭教育投資的影響程度。滯后一期城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入和滯后一期城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率分別在1%和10%的顯著水平下構(gòu)成城鎮(zhèn)家庭教育投資的格蘭杰原因，且前者的系數(shù)更高。因此，城鎮(zhèn)家庭教育投資的提升可以用城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率來解釋，城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率的增加會促使家庭教育投資的增加。滯后二期城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率在10%的顯著水平下構(gòu)成城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入的格蘭杰原因，滯后二期城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入在10%的顯著水平下構(gòu)成城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率的格蘭杰原因，表明城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入和城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率存在雙向因果關(guān)系。

表4 呈現(xiàn)了農(nóng)村家庭各變量的格蘭杰因果關(guān)系估計結(jié)果。滯后一期農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入在10%的顯著水平下構(gòu)成農(nóng)村家庭教育投資的格蘭杰原因，系數(shù)為1.047，因此農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入的增加會促使農(nóng)村家庭教育投資的增加。其他變量對農(nóng)村家庭教育投資不存在因果關(guān)系。滯后二期農(nóng)村家庭銀行儲蓄率在1%的顯著水平下構(gòu)成農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入的格蘭杰原因。這一結(jié)論與城鎮(zhèn)家庭相反，表明農(nóng)村家庭銀行儲蓄率的提升會降低農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入。此外，各變量對農(nóng)村家庭銀行儲蓄率無因果關(guān)系，需要作進一步驗證。

（五）脈沖響應檢驗

為了更加直觀、準確的探究城鄉(xiāng)家庭經(jīng)濟收入、銀行儲蓄率與家庭教育投資的具體作用，遂在SVAR 模型基礎(chǔ)上加入脈沖響應分析函數(shù)分析。同時，由于本研究所搜集的數(shù)據(jù)集跨度達到30 年，在此選擇滯后期為30，即家庭教育投資系統(tǒng)當期及30 年后的穩(wěn)定性變化情況，其城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭教育投資脈沖響應結(jié)果如圖2和圖3 所示。

圖2 城鎮(zhèn)家庭脈沖響應

圖3 農(nóng)村家庭脈沖響應

從圖2 可以看出，城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率對于城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率一開始起到正向作用，但是其作用程度在減小，隨后波動性變化；城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率對于城鎮(zhèn)家庭教育投資起到正向作用，但是從第2 年開始出現(xiàn)上升，隨后下降，第6 年區(qū)域穩(wěn)定，驗證了其對于城鎮(zhèn)家庭教育投資的正向作用，但是存在滯后效應；城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率對于城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入有明顯作用，并且保持正向作用；城鎮(zhèn)家庭教育投資對家庭銀行儲蓄率在第2 年起到正向作用，其作用先增大后減小，到20 年作用基本為0，說明城鎮(zhèn)家庭教育投資對于儲蓄的正向作用是滯后的；城鎮(zhèn)家庭教育投資對于城鎮(zhèn)家庭教育投資有著正向作用，第3 年開始出現(xiàn)下降趨勢，第5 年趨于穩(wěn)定的正向作用；城鎮(zhèn)家庭教育投資對城鎮(zhèn)經(jīng)濟收入有著顯著正向作用，但是從第2 年才發(fā)揮作用，這說明城鎮(zhèn)家庭教育投資帶來的經(jīng)濟效益是滯后的；城鎮(zhèn)經(jīng)濟收入對于城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率有著負向作用，但是負向作用在減弱，城鎮(zhèn)經(jīng)濟收入對于城鎮(zhèn)家庭教育投資有著正向作用，并且呈現(xiàn)逐步擴大趨勢；城鎮(zhèn)經(jīng)濟收入對于城鎮(zhèn)經(jīng)濟收入有著正向作用，從第2 年發(fā)揮作用。此外，從圖3 中可知，農(nóng)村家庭銀行儲蓄率、農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入和農(nóng)村家庭教育投資并無明顯波動，說明三者之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)較小。之所以出現(xiàn)這種現(xiàn)象，可能是因為農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟和金融情況相對穩(wěn)定，家庭通常采取謹慎的金融規(guī)劃，以應對不同的生活需求，其中教育投資往往是他們優(yōu)先考慮的方面之一。

（六）結(jié)論穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證上述研究結(jié)論是否穩(wěn)健，本研究分別運用縮小研究周期和替換研究變量的方式，基于普通VAR 模型并構(gòu)建SVAR 模型進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，將研究周期由30 年調(diào)整至25 年（1997—2021），所得實證結(jié)果仍與圖2 和圖3 的變動趨勢基本一致。同時，將家庭經(jīng)濟收入替換為居民消費水平之后，與原結(jié)論相比并無較大出入。綜上所述，本研究結(jié)論不因周期調(diào)整和變量替換而發(fā)生改變，具有較強的穩(wěn)健性。

四、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

相關(guān)學者普遍認識到教育投資對教育公平[22]、貧困脆弱性[23]以及經(jīng)濟發(fā)展[24]等領(lǐng)域的核心作用，但較多處于宏觀層面的解讀和剖析，較少涉及到中微觀層面的家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率因素，將其細化為城鄉(xiāng)兩類群體進行比較的研究更是鮮有。通過結(jié)合已有研究成果，搜集1992—2021 年我國城鄉(xiāng)家庭經(jīng)濟收入、銀行儲蓄率和家庭教育投資共三個變量的數(shù)據(jù)，運用SVAR 模型對其影響進行測度，得出如下研究結(jié)論：

1.城鎮(zhèn)家庭情況

滯后一期城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入是家庭教育投資的格蘭杰原因，系數(shù)值為0.696；滯后一期城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率是城鎮(zhèn)家庭教育投資的格蘭杰原因，系數(shù)值較小僅為0.006，說明城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率的提升對教育投資有著顯著的正向影響。這可以從家庭資源約束和家庭投資決策的角度進行解釋。隨著城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率的提高，家庭可以更容易地承擔教育費用，例如支付學費、購買教育資源等，進而提高了家庭的教育投資水平[25]。同時，滯后二期城鎮(zhèn)家庭銀行儲蓄率是城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟收入的格蘭杰原因，系數(shù)為0.007，表明家庭的儲蓄行為與經(jīng)濟收入之間存在密切關(guān)系。當家庭的儲蓄率提高時，家庭有更多的資金積累，這可以用于應對未來的經(jīng)濟沖擊和滿足教育支出的需求，高儲蓄率意味著家庭有更多的經(jīng)濟準備，家庭經(jīng)濟收入也會相應地增加。當然，家庭銀行儲蓄率并非直接決定家庭經(jīng)濟收入的大小，而更傾向于家庭儲蓄占家庭經(jīng)濟收入的比重。

2.農(nóng)村家庭情況

滯后一期農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入是農(nóng)村家庭教育投資的格蘭杰原因，且系數(shù)值較大為1.047，而農(nóng)村家庭銀行儲蓄率對家庭教育投資沒有通過顯著性檢驗，說明農(nóng)村家庭經(jīng)濟收入的提升對教育投資有著明顯的正向影響。可以猜測，如果農(nóng)村家庭的經(jīng)濟收入水平越高，家庭對教育的投資也會越多，以提高子女的教育質(zhì)量和機會，而農(nóng)村家庭較難受到房價、物價等影響，家庭經(jīng)濟收入與教育投資的影響更大、更直接，且投資的成效更好[26]。此外，滯后二期家庭銀行儲蓄率是家庭經(jīng)濟收入的格蘭杰原因，但系數(shù)為-0.008。這可能是因為農(nóng)村家庭依然面臨著許多經(jīng)濟困難和支出壓力，如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、生活開支等，較高的儲蓄率可能會減少支撐家庭經(jīng)濟收入的可支配資金，從而對家庭經(jīng)濟收入產(chǎn)生負向影響[27]。

（二）對策建議

Rangel認為只有在后向型物品（經(jīng)濟收入等）有保障的前提下才會進行前向型物品（如家庭教育等）的投資[28]。為此，需要以提升家庭經(jīng)濟收入和銀行儲蓄率為前提，努力縮小城鄉(xiāng)家庭教育投資差異。

首先，提高農(nóng)村家庭教育投資補貼比例是實現(xiàn)城鄉(xiāng)教育均等化的直接手段。農(nóng)民自身收入和儲蓄能力有限，限制了他們對家庭教育投資的力度，同樣額度的家庭教育支出對于農(nóng)村而言的比例較高。因此，地方政府應繼續(xù)加大對農(nóng)村家庭教育財政支出比例，通過提供教育補貼、獎勵措施等方式，降低農(nóng)村家庭教育投資的經(jīng)濟負擔。同時，積極貫徹《意見》的主要內(nèi)容，推進城鄉(xiāng)教育一體化為重點，健全城鄉(xiāng)學校幫扶激勵機制，從而縮小城鄉(xiāng)家庭教育水平的差距。

其次，完善社會保障是促進城鄉(xiāng)教育均等化的關(guān)鍵舉措。社會保障制度的建設(shè)對于家庭提供教育資助和保障具有重要意義。如果家庭教育支出過高，將導致一些家庭難以負擔子女的教育費用，從而影響了教育均等化。通過建立健全的社會保障制度，能夠提供相對平等的教育機會，特別是對于農(nóng)村地區(qū)和弱勢群體的孩子，使他們能夠進入城市或更好的學校接受教育。此外，社會保障制度的完善也有助于促進教育資源均衡分配，確保農(nóng)村學校獲得足夠的資金和教育設(shè)施，提高其教育質(zhì)量。

第三，提高城鄉(xiāng)居民經(jīng)濟收入是促進家庭教育投資的重要因素。城鄉(xiāng)家庭經(jīng)濟收入的提高與當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān)。地方政府可以加強對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化，推動一批新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高城鄉(xiāng)居民的就業(yè)機會和收入水平。同時，針對農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、落后的問題，應積極鼓勵企業(yè)發(fā)掘鄉(xiāng)村特色，推動鄉(xiāng)村地區(qū)的城鎮(zhèn)化趨勢，進而增加農(nóng)村家庭可支配收入，提高家庭教育投資水平。

第四，構(gòu)建完善的農(nóng)村職業(yè)教育和成人教育體系是實現(xiàn)農(nóng)村家庭教育投資增加的關(guān)鍵途徑。通過教育手段提高農(nóng)村居民的技能水平和綜合素質(zhì)，不僅能夠在就業(yè)市場獲得就業(yè)競爭力，幫助實現(xiàn)經(jīng)濟收入的增長，而且也能提升其對教育事業(yè)的重視程度和投資意愿。地方政府應積極指導農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門統(tǒng)籌用好職業(yè)教育和成人教育資源，提供更多優(yōu)質(zhì)的培訓機會和學習條件，繼續(xù)組織開展農(nóng)墾職業(yè)經(jīng)理人培訓，為農(nóng)民增收、推進鄉(xiāng)村振興提供人才支撐。

最后，提供教育儲蓄產(chǎn)品能有效減輕地方政府的教育財政壓力。上述一系列舉措包括提高補貼、社會保障、增加收入等均會對地方政府造成不小的財政壓力，而如何有效減緩財政壓力，拓寬教育投資渠道，就可以從教育儲蓄下手。具體來講，地方政府可以嘗試通過金融機構(gòu)提供教育儲蓄產(chǎn)品，旨在幫助家庭規(guī)劃和積累資金，以支付子女的教育費用，包括教育儲蓄賬戶、教育儲蓄保險、教育儲蓄債券等多種形式。此舉不僅能直接促進家庭經(jīng)濟的穩(wěn)定和增長，也能支持教育事業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。