政府轉(zhuǎn)移支付對農(nóng)村青少年教育投資的影響研究*

李軍林 張黎陽 邵 巖

一、引言

改革開放以來的40多年里，特別是黨的十八大以來，中國的減貧事業(yè)取得了顯著成就。以習近平同志為核心的黨中央把脫貧攻堅擺在治國理政的突出位置，立足中國國情，精準實施了發(fā)展生產(chǎn)、易地搬遷、生態(tài)補償、發(fā)展教育、社會保障兜底等相關(guān)政策，探索出了一條中國特色減貧道路。經(jīng)過8 年的持續(xù)奮斗，中國832個貧困縣全部摘帽，現(xiàn)行標準下近1億農(nóng)村貧困人口全部脫貧，提前10年實現(xiàn)了聯(lián)合國2030年可持續(xù)發(fā)展議程減貧目標，消除了絕對貧困和區(qū)域性整體貧困。

但是，中國發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)還不穩(wěn)固，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大。中共中央、國務院2020年12月印發(fā)的《關(guān)于實現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的意見》指出，脫貧攻堅目標任務完成后設(shè)立5年過渡期，到2025年，脫貧攻堅成果鞏固拓展，鄉(xiāng)村振興全面推進，脫貧地區(qū)經(jīng)濟活力和發(fā)展后勁明顯增強。這要求我們要加強對農(nóng)村和偏遠家庭貧困狀況動態(tài)變化的關(guān)注，增強脫貧家庭自我發(fā)展能力。

農(nóng)村和偏遠地區(qū)的貧困家庭通常受教育水平較低，自我發(fā)展能力薄弱，缺乏生存技能，脫貧后返貧概率高，并且貧困的代際傳遞現(xiàn)象普遍。因而，要鞏固拓展脫貧攻堅成果、降低返貧率，就要著眼于打破貧困的代際傳遞、提高貧困家庭子女的受教育水平和人力資本積累。段義德（2020）基于CHIP 2013年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，教育對收入的代際傳遞有顯著影響，子女的受教育程度每增加一年，代際貧困傳遞下去的概率就降低15%。王志章和楊珂凡（2020）通過對云南省某鎮(zhèn)的案例研究同樣發(fā)現(xiàn)，教育能夠阻隔偏遠少數(shù)民族地區(qū)貧困的代際傳遞。

政府的轉(zhuǎn)移支付是解決中國貧困問題的重要制度措施。國內(nèi)外關(guān)于研究中國政府補助實施效果的文獻多集中在政府補助對父代的貧困、消費、勞動供給等變量（肖萌和李飛躍，2017；韓克慶和郭瑜，2012；劉璐嬋，2018）的研究方面。本文認為，政府補助可以通過提高貧困家庭對少兒的教育支出來打破貧困的代際傳遞，降低返貧率，鞏固拓展脫貧攻堅成果。但是，已有研究很少研究政府補助對少兒的影響。因此，本文將家庭對少兒的教育投資作為研究重點，來探究中國的政府補助對農(nóng)村家庭少兒教育投資的影響。

二、文獻綜述

國內(nèi)外學者對中國政府轉(zhuǎn)移支付的減貧效果進行了大量實證研究，其中許多研究表明，政府的轉(zhuǎn)移支付具有積極的減貧效果。肖建華和李雅麗（2021）基于2014—2018 年中國家庭追蹤調(diào)查面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，財政轉(zhuǎn)移支付對長期貧困狀態(tài)家庭的減貧效應顯著。王立勇和許明（2019）使用CFPS2010—2016 年數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)精準扶貧政策對農(nóng)村貧困居民具有明顯的減貧效果。張楠等（2021）利用CHFS2017 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國政府的轉(zhuǎn)移支付有效減少了農(nóng)村地區(qū)的相對貧困。鄺希聰（2021）使用382 個國家貧困縣2010—2015 年調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，政府的財政支持對貧困地區(qū)的人均收入具有正向促進作用。

也有學者利用中國的數(shù)據(jù)得出了關(guān)于中國政府轉(zhuǎn)移支付減貧效果的不同結(jié)論。張鵬和徐志剛（2020）基于CFPS2010—2016 年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公共轉(zhuǎn)移支付無法降低中國城鎮(zhèn)地區(qū)的多維貧困。Golan et al.（2017）利用2007—2009 年CHIP 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村低保減貧效果不理想，并且瞄準效率較低。徐超和李林木（2017）使用CFPS2012年調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國的城市低保和農(nóng)村低保對家庭的貧困脆弱性并未產(chǎn)生明顯的改善效果，并且會提高家庭未來陷入貧困的可能性。

除直接研究政府補助對家庭貧困狀況的影響外，許多學者還研究了各類政府補助對家庭消費支出的影響。梁曉敏和汪三貴（2015）利用2010 年貧困監(jiān)測數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，低保補貼增加了農(nóng)戶的食品、醫(yī)療和轉(zhuǎn)移性支出，并且降低了生產(chǎn)性支出。冉凈斐和賈小玫（2004）通過模型推導和實證研究發(fā)現(xiàn)，社會保障體系的健全可以增加農(nóng)民對消費品的有效需求。吳敏（2020）基于CFPS2010—2012 年面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國的城鄉(xiāng)低保對受助家庭的家庭總消費具有顯著的正向影響，受助家庭的人均低保補助每增加1%，人均家庭總支出就會提高0.159%，并且總支出的增加主要體現(xiàn)在消費性支出和福利性支出上。梁土坤（2019）使用2016 年城鄉(xiāng)低收入家庭調(diào)查微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，反貧困政策顯著提高了低收入家庭的消費能力。

雖然有很多文獻已經(jīng)對政府轉(zhuǎn)移支付如何影響家庭貧困和消費狀況進行了研究，但較少有文獻涉及政府補助對家庭教育投資的影響。據(jù)我們所掌握的文獻情況，這方面的研究有以下三篇：楊穗和高琴（2019）利用CHIP2013 年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中東部的城市低保家庭會優(yōu)先將收入用于教育，西部的城市低保家庭和農(nóng)村低保家庭會將收入優(yōu)先用于醫(yī)療保健。Gao et al.（2009）基于CHIP2012 年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國城市低保提高了城市家庭包括教育和醫(yī)療在內(nèi)的人力資本投資。都陽和Park（2007）使用2001年和2005年勞動力市場調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國的城市低保增加了貧困群體的食品支出和教育支出。這三篇文獻雖然涉及政府補助對家庭教育支出的影響，但是考慮的是對整個家庭教育支出的影響，沒有深入挖掘?qū)ι賰航逃顿Y的影響，也沒有對其中的影響機制進行進一步的分析。并且這三篇文獻主要關(guān)注的是城市家庭，對中國農(nóng)村地區(qū)研究不足。

本文主要從四個方面對已有研究進行了補充：第一，聚焦于貧困問題更為嚴重的農(nóng)村地區(qū)，探究農(nóng)村地區(qū)政府補助對少兒教育投資的影響。第二，將家庭對單個少兒的教育支出作為研究對象，而已有研究所用的教育支出包含對于成人的教育支出。本文的研究設(shè)計能夠更加有針對性地探究政府補助對于農(nóng)村家庭少兒教育投資的影響。第三，通過分區(qū)域、分年齡段等多種方式探究政府補助對于農(nóng)村家庭少兒教育投資影響的異質(zhì)性。第四，通過以多種教育投資行為、父母對子女教育的期望和關(guān)心程度為因變量，更深入地探究政府補助對于農(nóng)村家庭少兒教育投資的影響機制。

三、實證研究

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2012年、2014年、2016年和2018年四個年份的面板數(shù)據(jù)來探究政府補助對子女教育投資的影響。CFPS（China Family Panel Studies）是由北京大學中國社會科學調(diào)查中心（ISSS）實施的一項大型跟蹤調(diào)查研究項目，它涵蓋了個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，包括少兒、成人、家庭、社區(qū)四類問卷，對于研究中國的社會、經(jīng)濟、文化、教育、醫(yī)療、健康等問題具有重要的幫助。這項調(diào)查從2010 年開始在全國范圍內(nèi)正式進行，此后基本按照兩年一次的頻率對原有樣本進行一次追蹤調(diào)查。總體樣本規(guī)模為16000戶家庭，這些家庭來自全國25 個省級行政區(qū)，能夠很好地代表全國的總體情況。

2.變量描述

貧困問題和青少年教育問題在農(nóng)村地區(qū)更為嚴重。通過對CFPS2012—2018 年數(shù)據(jù)計算可得，農(nóng)村地區(qū)領(lǐng)取政府補助的家庭占比為69.08%，高于城鎮(zhèn)地區(qū)領(lǐng)取政府補助的家庭比例33.20%。因此，本文將研究限定為農(nóng)村地區(qū)，實證研究部分所用的數(shù)據(jù)均僅包含農(nóng)村樣本。

本文所用的面板數(shù)據(jù)以2012—2018 年CFPS 少兒庫數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將CFPS成人庫中的父母年齡和受教育程度變量、CFPS 家庭庫中的家庭收入和家庭人口規(guī)模變量和縣級統(tǒng)計年鑒中的縣級財政收入和人口變量與CFPS 少兒庫進行匹配后得到。

本文所用因變量為家庭對子女的教育總支出①的對數(shù)，自變量為家庭是否獲得政府補助②。基于相關(guān)文獻，本文采用的控制變量包括孩子年齡、性別、父親年齡、母親年齡、父親受教育程度、母親受教育程度、家庭人均年收入、家庭孩子數(shù)目、縣級人均財政收入以及年份虛擬變量（見表1）。

表1 變量介紹

由表2 可知，2012—2018 年約有69%的少兒所在家庭獲得了政府補助。家庭為少兒支付的教育總支出平均值為1752.70元。樣本中少兒的平均年齡為7.34歲，男孩占比約為53%。父親的平均年齡為35.92 歲，略高于母親的平均年齡33.85 歲，父親平均受教育程度也略高于母親0.27 個等級。每個家庭平均有1.98名子女。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.基準回歸

在2012—2018年的樣本數(shù)據(jù)中，共有少兒觀測值19194個。本文所用回歸對樣本數(shù)據(jù)進行了如下剔除：（1）因變量家庭對子女的教育總支出的對數(shù)為缺失值或異常值的觀測值4 個（0.02%）；（2）自變量是否獲得政府補助為缺失值或異常值的觀測值1837 個（9.57%）；（3）個體層面的控制變量（孩子年齡、孩子性別）為缺失值或異常值的觀測值72 個（0.37%）；（4）父母層面的控制變量（父親年齡、母親年齡、父親受教育程度、母親受教育程度）為缺失值或異常值的觀測值5626 個（29.31%）③；（5）家庭層面的控制變量（孩子數(shù)目、家庭人均年收入）為缺失值或異常值的觀測值36 個（0.18%）；（6）地區(qū)層面的控制變量（縣級人均財政收入）為缺失值或異常值的觀測值2089 個（10.88%）。最終進入基準回歸的少兒樣本為9530個。

在回歸之前，我們先進行了豪斯曼檢驗來確定是使用固定效應模型還是隨機效應模型。豪斯曼檢驗的p 值為0.0000，拒絕遺漏變量與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，故本文采用固定效應模型來研究家庭是否獲得政府補助對子女教育總支出帶來的影響。具體的回歸模型設(shè)定如下：

其中，i=1，2，3，…N，t=1，2。因變量yit表示家庭對該子女的教育總支出的對數(shù)。μit代表隨時間變化的截距，dibaoit代表兩個時間點的自變量情況，ControlAit代表個體因時而異的控制變量組，υit代表個體未被觀測到的異質(zhì)性，被視為服從正態(tài)分布的隨機變量，εit表示個體隨時間而改變的隨機誤差，β1、β2代表解釋變量對因變量的影響。基準回歸結(jié)果如表3 所示。回歸1—回歸3 的核心自變量系數(shù)均在1%水平顯著為正，說明獲得政府補助對少兒的教育總支出有顯著的正向影響。在同等條件下，獲得政府補助可以使得家庭對少兒的教育總支出增加約30%。

表3 是否獲得政府補助對子女教育總支出的影響

四、異質(zhì)性分析

以下通過分區(qū)域、分年齡段、分家庭結(jié)構(gòu)進行異質(zhì)性分析。

1.分區(qū)域

中國的區(qū)域發(fā)展差異較為明顯，東、中、西部三大經(jīng)濟地帶之間的經(jīng)濟發(fā)展水平不均衡，獲得政府補助對少兒教育投資的影響在區(qū)域之間可能會有差異。因此，我們將全部樣本按三大經(jīng)濟地帶范圍分為東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)，分別進行檢驗，結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，對于東部地區(qū)和中部地區(qū)，獲得政府補助對子女的教育總支出有顯著的正向影響，并且分別在10%和1%的顯著性水平上顯著。東部地區(qū)家庭和中部地區(qū)家庭獲得政府補助后，少兒的教育總支出分別增加45.2%和40.5%。而在西部地區(qū)，家庭獲得政府補助對少兒的教育總支出沒有顯著影響。究其原因可能是由于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平低，政府補助對受助家庭支出的影響主要是表現(xiàn)在對基本消費品上，教育支出的收入彈性較小。相反，中部地區(qū)和東部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展水平高，更加重視對少兒的教育投資，因而教育支出的收入彈性較大。楊穗和高琴（2019）的研究可以佐證上述分析，該研究發(fā)現(xiàn)，中東部地區(qū)的城市低保家庭會優(yōu)先將收入用于教育，西部地區(qū)的城市低保家庭和農(nóng)村低保家庭會將收入優(yōu)先用于醫(yī)療保健。

表4 分區(qū)域回歸

2.分年齡段

在少兒成長的不同年齡階段，家庭所需要進行的教育投資的種類和數(shù)額存在差異。我們將全部樣本分為0—6 歲、7—11 歲、12—16 歲三部分進行檢驗，結(jié)果如表5所示。我們發(fā)現(xiàn)，獲得政府補助對少兒教育總支出的影響隨著少兒年齡的上升先增加后減少。獲得政府補助使得家庭對0—6 歲少兒（學前教育階段）的教育總支出增加28.5%，對7—11 歲少兒（小學教育階段）的教育總支出增加56.7%，上述兩項結(jié)果分別在10%和1%水平上顯著。而獲得政府補助對于12—16歲少兒（中學教育階段）的教育總支出沒有顯著影響。這說明農(nóng)村家庭對于學前教育和小學教育階段少兒的教育支出收入彈性大于對于中學教育階段少兒的教育支出收入彈性。趙靜（2014）的研究可以佐證上述原因，趙靜利用2002—2009 年中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家庭對于義務教育階段少兒的教育支出收入彈性大于對于高中（中專）教育階段少兒的教育支出收入彈性。

表5 分年齡段回歸

3.分家庭結(jié)構(gòu)

家庭結(jié)構(gòu)是影響少兒教育投資的重要因素，獨生子女相對于非獨生子女可能會享受到更多的教育投資④。因此，我們將全部樣本分為一孩家庭、兩孩家庭和三孩及以上家庭三部分，分別進行檢驗，結(jié)果如表6 所示。結(jié)果顯示，獲得政府補助對一孩家庭少兒的教育總支出在5%水平上具有顯著的正向影響，使得一孩家庭少兒的教育總支出增加約52%。獲得政府補助對兩孩及兩孩以上家庭少兒的教育總支出影響不明顯。這可能是由于非獨生子女家庭孩子數(shù)量多，每個少兒分配到的教育資源較少，稀釋了政府補助對于少兒教育投資的影響。這與已有研究發(fā)現(xiàn)孩子數(shù)量與家庭對每個少兒的教育投資呈負相關(guān)關(guān)系的結(jié)論是吻合的（Becker &Lewis，1973）。

表6 分家庭結(jié)構(gòu)回歸

五、穩(wěn)健性檢驗

1.不同回歸方法

本部分重新用隨機效應模型和混合橫截面模型對政府補助與少兒教育總支出之間的關(guān)系進行檢驗，結(jié)果如表7所示。我們發(fā)現(xiàn)，四項回歸的核心自變量均至少在5%顯著性水平上顯著為正。這表明獲得政府補助顯著提高了少兒的教育總支出，基準回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 隨機效應模型與混合橫截面模型

2.內(nèi)生性問題討論

在上文的基準回歸中，我們發(fā)現(xiàn)獲得政府補助的家庭對少兒的教育支出更多，這可能是因為家庭或地區(qū)層面的某些不可觀測因素同時影響了家庭獲得政府補助的概率和對子女的教育支出金額，即存在遺漏變量問題。通過控制個體層面的固定效應能夠排除不因時而變的因素的影響，但是那些因時而變的不可觀測因素的影響仍然不能被排除，遺漏變量問題并沒有得到完全的解決。這部分，我們通過工具變量回歸來更好地解決遺漏變量問題。

本部分所用的工具變量是樣本中縣級層面除本家庭以外的其他家庭獲得政府補助的比例⑤。這關(guān)系到個體i所屬的家庭是否在t期有資格獲得政府補助，因而該工具變量與核心解釋變量具有相關(guān)性；同時，每個縣當年的政府補助獲得比例是外生決定的，與t期不可觀測的家庭或地區(qū)層面因素是不相關(guān)的，因而工具變量的外生性也滿足。表8 四項回歸核心自變量系數(shù)均至少在10%水平顯著為正，表明家庭獲得政府補助對少兒的教育總支出有顯著的正向影響。

表8 以子女教育總支出的對數(shù)為因變量的工具變量回歸

3.剔除部分高收入樣本

高收入群體經(jīng)濟條件比較優(yōu)越，對子女教育進行投資的能力和意識都明顯高于中低收入家庭，這部分高收入樣本很難在實驗組中找到與其在其他各方面條件相匹配的對象。因此，在本部分，我們分別剔除2012—2018 年人均家庭收入最高的1%、5%、10%觀測值，重新來進行檢驗。表9 的三項回歸結(jié)果表明，獲得政府補助對于少兒的教育總支出具有顯著的正向影響，并且均至少在5%的顯著性水平上顯著。

表9 剔除部分高收入樣本

六、機制檢驗和拓展分析

1.教育期望

在本部分，我們進一步探究政府補助對于少兒教育總支出的影響機制。在CFPS2012—2018年問卷中，設(shè)置有“您希望孩子的受教育程度”問題，回答為1—8之間的整數(shù)，分別表示不必念書、小學、初中、高中、大專、大學本科、碩士、博士。我們以該變量為因變量，以家庭是否獲得政府補助為自變量來進行回歸，結(jié)果如表10 所示。結(jié)果顯示，回歸1—回歸2 是有序logit 回歸，回歸3—回歸4 是有序probit回歸。四項回歸的核心自變量均至少在10%水平上顯著為正。這表明家庭獲得政府補助顯著提高了家庭對少兒受教育程度的期望。這可以解釋獲得政府補助為何能夠增加對少兒的教育總支出。

表10 政府補助對希望孩子受教育程度的影響

2.對子女教育的關(guān)心程度

在CFPS2012—2018 年少兒庫問卷中，設(shè)置有“父母關(guān)心子女教育的程度”指標，該問題的回答為1—5之間的數(shù)字，1、2、3、4、5分別表示十分不同意、不同意、中立、同意、十分同意。該問題是訪員根據(jù)受訪者家中具備的教育相關(guān)物品來打分的。我們以該變量為因變量，以家庭是否獲得政府補助為自變量來進行回歸，結(jié)果如表11所示。回歸1—回歸4 均采用固定效應模型。結(jié)果顯示，四項回歸的核心自變量在1%顯著性水平上顯著為正。這表明家庭獲得政府補助顯著提高了父母對孩子教育關(guān)心的程度。這同樣可以解釋家庭獲得政府補助為何能夠增加家庭對子女的教育總支出。

表11 政府補助對父母關(guān)心孩子教育的影響

3.教育投資行為

我們進一步探究獲得政府補助對少兒各項教育投資行為的影響。表12的三項回歸結(jié)果表明，獲得政府補助在至少10%的水平上對是否參加課外輔導班、是否支付書本用具費、是否支付學雜費具有顯著的正向影響。根據(jù)回歸結(jié)果，獲得政府補助使得少兒上課外輔導班、家庭為少兒支付書本用具費、家庭為少兒支付學雜費的勝率⑥分別提高1.456倍、1.384倍、1.371倍。

4.教育支出占家庭年收入比重

前面的部分探究了獲得政府補助對少兒教育支出絕對值的影響。在本部分，我們想進一步研究獲得政府補助是否會提高教育支出的相對份額。我們將因變量更換為對少兒的教育總支出占家庭年收入的比重來進行回歸，結(jié)果如表13所示。結(jié)果顯示，四項回歸的核心自變量至少在10%水平上顯著為正。這表明家庭獲得政府補助不僅會提高家庭對少兒的教育總支出絕對值，還會提高少兒教育支出在家庭年收入中的相對份額。根據(jù)回歸1 結(jié)果，同等條件下，獲得政府補助可以使得少兒教育支出占家庭年收入的比重提升0.6%。這可能是因為高收入和高學歷家庭的教育支出比重要高于低收入和低學歷家庭⑦。家庭獲得轉(zhuǎn)移支付后，收入增加，因而會提高對少兒教育支出的相對份額。

表13 政府補助對少兒教育支出占家庭收入比重的影響

七、結(jié)論及對策

本文通過CFPS2012—2018 年四個年份的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證分析，研究了政府補助對中國農(nóng)村地區(qū)少兒教育投資的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府補助會促進農(nóng)村家庭對子女的教育投資，提高少兒的教育總支出絕對值和少兒教育支出占家庭年收入的比重。在控制了孩子年齡、孩子性別、父母年齡、父母受教育程度、家庭孩子數(shù)目、家庭人均年收入和縣級人均財政收入等控制變量后，本文發(fā)現(xiàn)獲得政府補助可以使得家庭對少兒的教育總支出絕對值提高約30%，使得少兒教育總支出占家庭年收入比重提高約0.6%。此外，本文發(fā)現(xiàn)政府補助對少兒教育總支出的促進作用在中東部農(nóng)村家庭、農(nóng)村獨生子女家庭、農(nóng)村低齡兒童家庭比較明顯。進一步的探究表明，政府補助對少兒教育總支出的正向影響可能是由于政府補助提高了家庭對少兒未來受教育程度的期望和對子女教育的關(guān)心程度，并且鼓勵了農(nóng)村家庭為少兒支付學雜費、書本用具費、課外輔導費等多項教育投資行為。

提高農(nóng)村青少年的人力資本積累是打破貧困代際傳遞的重要舉措。本文的研究結(jié)論表明，政府補助鼓勵了農(nóng)村家庭增加對少兒的教育投資，這有助于提高農(nóng)村青少年的人力資本積累，增強其未來脫離貧困的能力，從而打破農(nóng)村地區(qū)的貧困代際傳遞、降低返貧率。這對于實現(xiàn)十九屆五中全會公報中提出的“十四五”時期經(jīng)濟社會發(fā)展主要目標、提升全民族受教育程度、增強城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展協(xié)調(diào)性、鞏固拓展脫貧攻堅成果、全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要幫助。

我們建議，第一，進一步完善農(nóng)村和偏遠地區(qū)的政府補助體系。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付有利于鼓勵農(nóng)村家庭增加對少兒的教育投資。這說明政府轉(zhuǎn)移支付對農(nóng)村家庭帶來了長效、可持續(xù)的減貧效果，不僅有助于緩解當期貧困，還可以幫助打破代際貧困傳遞。因此，應擴大農(nóng)村地區(qū)政府補助的覆蓋范圍，增加財政對于農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的資金投入，使得政府轉(zhuǎn)移支付惠及更多農(nóng)村人口，從而提高農(nóng)村地區(qū)青少年的人力資本積累，充分發(fā)揮政府轉(zhuǎn)移支付體系對于阻隔貧困代際傳遞的重要作用。第二，提高政府轉(zhuǎn)移支付的瞄準效率。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付對教育投資的促進作用在農(nóng)村低齡兒童家庭和農(nóng)村獨生子女家庭表現(xiàn)得更為明顯。為提高政府轉(zhuǎn)移支付的邊際使用效率，政府應增加對于低齡兒童家庭、獨生子女家庭的轉(zhuǎn)移支付特別是教育相關(guān)補貼。第三，加強對于非獨生子女家庭的教育幫扶。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付對于非獨生子女家庭對少兒的教育投資沒有明顯影響，這可能是因為非獨生子女家庭孩子數(shù)量較多，從而稀釋了政府轉(zhuǎn)移支付對教育投資的影響。因此，政府應關(guān)注非獨生子女家庭少兒的教育投資和人力資本積累狀況，為非獨生子女家庭提供更多針對性的教育幫扶措施。第四，加強在西部地區(qū)的教育扶貧宣傳工作。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付在西部農(nóng)村地區(qū)對于青少年教育投資的刺激作用不明顯，這不利于西部農(nóng)村地區(qū)的減貧工作開展，有可能會造成返貧率較高和貧困代際傳遞比率較高的后果。因此，應鼓勵西部農(nóng)村家庭重視青少年教育投資和人力資本積累，提高對于少兒教育的關(guān)心程度，增加對子女教育的物質(zhì)投入和時間投入，通過投資子女教育來打破貧困的代際傳遞，幫助家庭持續(xù)穩(wěn)定脫貧，降低返貧的可能性。

注釋

①劉保中（2020）在研究中國家庭子女教育投資狀況時也使用了相同的指標。②肖建華、李雅麗（2021）在研究財政轉(zhuǎn)移支付對農(nóng)村家庭的減貧效應時也使用了CFPS 數(shù)據(jù)庫中相同的指標。③缺失主要原因為成人庫中未找到相應少兒的父母。④參見李哲：《假期教育消費利多弊也大》，《經(jīng)濟日報》2016年1月20日。⑤王小龍和何振（2018）、賈男和馬俊龍（2015）、周欽等（2015）的研究中同樣使用了地區(qū)層面平均獲得政府補助的比例作為工具變量。⑥因變量取1 的概率/因變量取0的概率。⑦魏易（2018）的研究證實了這個現(xiàn)象的存在。