華 靜，馬靈琴

(1.寧夏大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，寧夏 銀川 750021；2.寧夏大學(xué) 農(nóng)學(xué)院，寧夏 銀川 750021)

2020年底，我國(guó)消除了區(qū)域性整體貧困，農(nóng)村貧困地區(qū)的義務(wù)教育有了充分保障。然而，貧困的根源之一，也就是人力資本投資不足問(wèn)題沒(méi)有得到根本解決。人力資本投資是反貧困的有效途徑，教育是提高人力資本水平最基本的手段，所以也可以把人力資本投資視為教育投資。隨著女性地位的上升，家庭決策權(quán)由以前的男性擁有逐漸變?yōu)榉蚱揠p方共同擁有或者女性擁有。作為養(yǎng)育和投資孩子的主體之一，相比于男性，女性對(duì)子女的衣食住行以及教育更為關(guān)心，也更加關(guān)注孩子的教育投資，女性投資子代人力資本的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)[1]。因此，本文研究農(nóng)村女性家庭地位提升是否對(duì)兒童早期人力資本投資產(chǎn)生影響？如果有影響，是正向影響還是負(fù)向影響？對(duì)于這些問(wèn)題的回答有重要的理論和實(shí)踐意義。本文的研究思路是從理論上構(gòu)建人力資本代際傳遞模型，運(yùn)用2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建Tobit回歸模型剖析女性家庭地位對(duì)農(nóng)村兒童早期人力資本投資的影響，以期為以后開(kāi)展長(zhǎng)期的婦女扶貧救濟(jì)工作以及加大農(nóng)村兒童早期人力資本投資等方面提供政策參考。

一、文獻(xiàn)綜述

(一) 關(guān)于女性家庭地位的研究

改革開(kāi)放以后，女性的社會(huì)地位和家庭地位得到了顯著提升[2]，但相較于男性仍有很大差距[3]，農(nóng)村婦女的家庭地位亟待提高[4]。隨著時(shí)代的發(fā)展，在當(dāng)前的農(nóng)村社會(huì)中，越來(lái)越多的返鄉(xiāng)婦女借助打工經(jīng)歷和在城市習(xí)得的從業(yè)技能提升了自己的家庭地位[5]。

影響女性家庭地位的因素大致可以分為5個(gè)方面。(1)經(jīng)濟(jì)收入。個(gè)體的經(jīng)濟(jì)收入決定其在家庭里的地位，女性收入越高，家庭地位越高，越容易掌握家庭決策權(quán)[6]。(2)教育水平。教育對(duì)女性家庭地位的提高有著重要影響[7]，婦女的教育水平?jīng)Q定了其在家庭里的地位，女性學(xué)歷越高，其在家庭中的話語(yǔ)權(quán)越大[8]。(3)女性獨(dú)立意識(shí)。女性的性別平等意識(shí)已經(jīng)成為改變其家庭地位的重要因素之一[9]。隨著社會(huì)的進(jìn)步，越來(lái)越多年輕女性的獨(dú)立意識(shí)增強(qiáng)，掌握了家庭資源的支配權(quán)[10]。(4)子女性別。在農(nóng)村，傳統(tǒng)的重男輕女思想依然根深蒂固，生兒子的女性家庭地位一般高于生女兒的女性[11]。(5)生育政策。生育政策對(duì)女性家庭地位的提高有著明顯的影響[12]。生育率下降也會(huì)提高女性家庭地位對(duì)技能溢價(jià)的影響[13]。

(二)關(guān)于兒童人力資本投資的研究

關(guān)于兒童人力資本投資的研究大致可以分為兩個(gè)層面。從宏觀層面來(lái)看，學(xué)校教育是影響兒童人力資本投資的一個(gè)重要因素[14]，政府投資有助于從源頭上促進(jìn)貧困地區(qū)兒童人力資本發(fā)展[15]。從微觀層面來(lái)看，家庭收入[16]、父母的陪伴[17-18]、期望孩子受教育程度[19]、家庭環(huán)境[20]等對(duì)兒童人力資本投資都有或多或少的影響，父母教育水平也逐漸成為影響兒童人力資本投資的重要因素[21-22]。毋庸置疑，家庭因素對(duì)兒童人力資本投資產(chǎn)生的影響是最大的[23]。

(三)關(guān)于女性家庭地位與兒童人力資本投資關(guān)系的研究

張邦從兒童健康人力資本視角出發(fā)，采用中國(guó)微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)分析了母親就業(yè)情況與兒童健康之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)母親的就業(yè)狀況和兒童健康之間呈反向關(guān)系，即母親不工作則孩子的健康狀況更好[24]。徐瑋以家庭支出決策作為切入點(diǎn)，論述子女的教育和健康人力資本對(duì)貧困的影響，結(jié)果表明女性的家庭地位對(duì)子女的教育和健康人力資本是有影響的[25]。李新榮等構(gòu)建了人力資本代際傳遞模型，研究發(fā)現(xiàn)婦女家庭地位的提升對(duì)其子代人力資本投資有很大影響[1]。

綜上所述，學(xué)者們對(duì)女性家庭地位和兒童人力資本投資的研究成果頗豐，為我們研究女性家庭地位對(duì)農(nóng)村兒童人力資本投資的影響提供了理論支撐，但已有研究仍存在以下不足：(1)關(guān)于女性家庭地位、兒童人力資本投資的研究多從單方面探討，很少將二者結(jié)合起來(lái)研究。(2)已有文獻(xiàn)僅將家庭決策權(quán)作為女性家庭地位的衡量指標(biāo)，缺乏對(duì)其他指標(biāo)的考慮。(3)已有文獻(xiàn)在研究?jī)和肆Y本時(shí)，涵蓋了整個(gè)教育階段，針對(duì)兒童早期教育的研究較少。

本文在已有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行深化，選取6～15歲的農(nóng)村兒童作為研究對(duì)象，剖析農(nóng)村女性家庭地位提升對(duì)兒童早期人力資本投資的影響，以期為兒童人力資本投資提供一些政策建議，有效防止規(guī)模性返貧，并促進(jìn)開(kāi)展長(zhǎng)期婦女扶貧救濟(jì)項(xiàng)目。

二、女性家庭地位對(duì)兒童早期人力資本投資影響的理論模型

首先建立含有人力資本折舊的人力資本代際傳遞的兩期模型。在第1期，個(gè)體通過(guò)勞動(dòng)L進(jìn)行生產(chǎn)，生產(chǎn)出的產(chǎn)品為F(L)，主要用于這一期的家庭消費(fèi)以及對(duì)子女的人力資本投資I。

C1+I=F(L)

(1)

在第2期，個(gè)體繼續(xù)通過(guò)勞動(dòng)L進(jìn)行生產(chǎn)，但是隨著年齡的上升，個(gè)體的勞動(dòng)生產(chǎn)效率會(huì)下降，因此，引入?yún)?shù)0<λ<1，該期所用的消費(fèi)等價(jià)于第1期的投資回報(bào)與第2期的實(shí)際產(chǎn)出之和。

C2=λF(L)+Ir

(2)

其中r表示投資回報(bào)率，λ值越小，表明個(gè)體的生產(chǎn)效率越低。個(gè)體的總目標(biāo)函數(shù)是凹函數(shù)：U(C1，C2)=U(C1)+βU(C2)

一階導(dǎo):U′(F(L)-I*-βrU(λF(L)+I*r)=0

如果I=I(β，λ，r)，首先，對(duì)λ進(jìn)行求導(dǎo)數(shù)：

U″(F(L)-I*)(dI*)/dλ+βrU″(λF(L)+I*r)(F(L)+r(dk*)/dλ)=0
dk*/dλ=-βrU″(λF(L)+I*r)F(L)U″/(F(L)-I*)+βr2U″(λF(L)+I*r)<0

當(dāng)λ值減小，I*將增大。一般勞動(dòng)市場(chǎng)中，農(nóng)村女性的勞動(dòng)生產(chǎn)率隨著年齡的增長(zhǎng)而下降。

據(jù)此，提出假設(shè)1：農(nóng)村女性家庭地位越高，對(duì)兒童早期人力資本的投資也越高。

其次，對(duì)r求導(dǎo)數(shù)：

U″(F(L-I*))(dI*)/dλ+βU′(λF(L)+I*r)+βrU″(λF(L)+I*r)(I*+r(dI*)/dλ)=0

dk*/dr=-βU′(λF(L)+I*r)+βrU″(λF(L)+I*r)I*)/

(U″(F(L)-I*)+βr2U″(λF(L)+I*r))<0

當(dāng)r值增加，根據(jù)財(cái)富效應(yīng)，相同的投資帶來(lái)更多的回報(bào)，個(gè)體將增加第1期消費(fèi)，減少投資；根據(jù)替代效應(yīng)，當(dāng)前的投資可以換取更多未來(lái)的消費(fèi)，個(gè)體將減少第1期消費(fèi)，增加投資及第2期的消費(fèi)。如果替代效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，那么r值增加時(shí)，個(gè)體增加投資；反之，個(gè)體減少投資。在勞動(dòng)力市場(chǎng)，個(gè)體的勞動(dòng)生產(chǎn)力是有限的，意味著其獲得的投資收益有限；孩子數(shù)量越多，每個(gè)孩子獲得的人力資本投資越少；反之，孩子數(shù)量越少，每個(gè)孩子獲得的人力資本投資也就越多。

據(jù)此，提出假設(shè)2：女性家庭地位的提高對(duì)多子女家庭兒童早期人力資本投資的影響更大。

三、女性家庭地位對(duì)兒童早期人力資本投資影響的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所選用的數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)旨在通過(guò)追蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。本文對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行分析，通過(guò)Stata軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，只保留了農(nóng)村地區(qū)的數(shù)據(jù)，將女性年齡的取值范圍規(guī)定為26～55歲，將兒童的年齡范圍規(guī)定為6～15歲，刪除了不在研究范圍內(nèi)的數(shù)據(jù)和早期人力資本投資為0的樣本，最終保留了1 237個(gè)有效樣本。

(二)變量說(shuō)明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為兒童早期人力資本投資，采用“兒童教育總支出占家庭總支出的比重”來(lái)衡量家庭對(duì)子女教育的重視程度?！皟和逃傊С觥眮?lái)自對(duì)問(wèn)卷中“過(guò)去12個(gè)月，包括交給學(xué)校、參加補(bǔ)習(xí)班費(fèi)、請(qǐng)家教及其他費(fèi)用，您家為孩子支付的教育總支出約為多少錢？”的回答，教育總支出占家庭總支出的比重越大，說(shuō)明家庭越重視孩子的教育。

2.解釋變量

本文的解釋變量為“女性家庭地位”，根據(jù)對(duì)“是否從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)”“是否是農(nóng)業(yè)活動(dòng)管賬人”“是否外出打工”以及“是否負(fù)責(zé)采購(gòu)食品”的回答來(lái)衡量女性的家庭地位，將女性回答“是”賦值為“1”，回答“否”賦值為“0”。數(shù)值越大，表示女性在家庭中的地位越高。

3.控制變量

考慮到兒童早期人力資本投資還受其他因素的影響，為了盡可能地體現(xiàn)異質(zhì)性特征，本文參考相關(guān)文獻(xiàn)選取了孩子特征、母親特征以及家庭特征變量等作為控制變量。孩子特征包括：孩子正在上初中還是小學(xué)、上幾年級(jí)、是否上公立學(xué)校、是否上重點(diǎn)學(xué)校、是否上重點(diǎn)班、是否參加輔導(dǎo)班、是否參加學(xué)校輔導(dǎo)、是否請(qǐng)家教；母親個(gè)人特征包括：年齡、健康狀況、智力水平、個(gè)人最高學(xué)歷、打工收入；家庭特征包括：家庭成員數(shù)、全部家庭純收入、家庭總支出、希望孩子受教育程度、是否考慮把孩子送到國(guó)外念書、是否為孩子教育存錢、是否同意父母應(yīng)該關(guān)心孩子教育、是否同意父母應(yīng)該主動(dòng)與孩子溝通。

(三)變量賦值

相關(guān)變量賦值情況詳見(jiàn)表1。

表1 變量定義及賦值

(四)模型設(shè)定與實(shí)證

1.基準(zhǔn)模型設(shè)定

本文的被解釋變量為兒童早期人力資本投資，取0～1之間的連續(xù)觀測(cè)值，且存在義務(wù)教育支出占比為1的情況，屬于受限因變量。本文利用D’Agostino’s K-squared test進(jìn)行了正態(tài)分布檢驗(yàn)，p值為0，拒絕了原假設(shè)，數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布的要求，無(wú)法使用簡(jiǎn)單線性回歸的方法來(lái)建模。因此，文章采用Tobit模型來(lái)進(jìn)行回歸結(jié)果的分析。

基準(zhǔn)方程如下:

YEdu=α0+α1XStatus+βXi+μi

其中被解釋變量YEdu表示家庭教育總支出占家庭總支出的比重，解釋變量XStatus表示女性家庭地位，Xi是控制變量，包括兒童特征、母親特征和家庭特征，μi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.回歸結(jié)果分析

表2為Tobit回歸模型擬合結(jié)果，通過(guò)分析可知，女性從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)和是農(nóng)業(yè)活動(dòng)管賬人會(huì)對(duì)兒童早期人力資本投資產(chǎn)生負(fù)向影響。這可能因?yàn)榕詮氖罗r(nóng)業(yè)活動(dòng)的主要收入大都用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，導(dǎo)致其忽略了孩子早期人力資本投資。女性是否外出打工與兒童早期人力資本投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，如果女性外出打工，則家庭對(duì)兒童人力資本的投資減少。這可能因?yàn)榕酝獬龃蚬?，沒(méi)有時(shí)間照顧和陪伴孩子，家庭對(duì)孩子的人力資本投資就相應(yīng)減少了。女性負(fù)責(zé)采購(gòu)食品對(duì)兒童早期人力資本投資有著顯著的正向影響，即家庭中負(fù)責(zé)采購(gòu)食品的人如果是母親，那么家庭對(duì)兒童早期人力資本投資較高，可能因?yàn)榕栽诓少?gòu)食品時(shí)會(huì)更加注重營(yíng)養(yǎng)，孩子的身體素質(zhì)得到提高。前4項(xiàng)的回歸系數(shù)有正有負(fù)，但是綜合衡量指標(biāo)顯示女性家庭地位越高，家庭對(duì)兒童早期人力資本投資也越高，假設(shè)1得到證實(shí)。

表2 回歸分析結(jié)果匯總(N=1 237)

3.異質(zhì)性分析

(1)孩子數(shù)量的異質(zhì)性分析

本部分以孩子數(shù)量為主要控制變量，對(duì)獨(dú)生子女家庭、多子女家庭兩個(gè)子樣本分別回歸。如表3所示，在獨(dú)生子女家庭中，回歸系數(shù)值為0.025；在多子女家庭中，回歸系數(shù)值為0.037，且在5%的水平上顯著。這是因?yàn)樵讵?dú)生子女家庭中，父母對(duì)孩子的投資是穩(wěn)定的，無(wú)論女性家庭地位高低，家庭都會(huì)對(duì)孩子進(jìn)行人力資本投資。而在多子女家庭中，受孩子數(shù)量的影響，家庭在對(duì)孩子進(jìn)行人力資本投資時(shí)會(huì)進(jìn)行選擇，比如會(huì)更多地對(duì)男孩或者未來(lái)可能更有出息的孩子進(jìn)行投資。女性家庭地位提升，會(huì)對(duì)孩子人力資本投資產(chǎn)生顯著的正向影響，家庭在對(duì)孩子進(jìn)行人力資本投資時(shí)會(huì)更公平。因此，表3 的結(jié)果與假設(shè)2相一致，女性家庭地位的提高對(duì)多子女家庭兒童早期人力資本投資的影響更大。

表3 獨(dú)生子女和多子女家庭子樣本回歸結(jié)果

(2)孩子性別的異質(zhì)性分析

本部分以孩子性別為主要控制變量，對(duì)獨(dú)生子女家庭和多子女家庭兩個(gè)子樣本分別回歸。如表4所示，在獨(dú)生子女家庭中，男孩的回歸系數(shù)值為0.029，女孩的回歸系數(shù)值為0.040，女性家庭地位的提高對(duì)男孩或者女孩的人力資本投資影響不顯著。這是因?yàn)樵讵?dú)生子女家庭中，父母對(duì)孩子的投資是沒(méi)有性別差異的，無(wú)論女性家庭地位高低，家庭都會(huì)對(duì)孩子進(jìn)行人力資本投資。在多子女家庭中，男孩數(shù)量占多數(shù)的回歸系數(shù)值為0.058，女孩數(shù)量占多數(shù)的回歸系數(shù)為0.035，在5%的水平上顯著。這可能因?yàn)槭苤啬休p女思想影響，在多子女家庭中，大多數(shù)家庭偏向于對(duì)男孩進(jìn)行人力資本投資，而母親則更偏向于對(duì)女孩進(jìn)行人力資本投資，因此，女性家庭地位的提高對(duì)多子女家庭女孩的人力資本投資有正向影響。

表4 孩子性別子樣本回歸結(jié)果

(3)地區(qū)異質(zhì)性分析

本部分以地區(qū)虛擬變量為主要控制變量，以“兒童教育支出占家庭總支出的比重”為被解釋變量，對(duì)東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)3個(gè)子樣本分別回歸。如表5所示，東部地區(qū)女性家庭地位的回歸系數(shù)值為0.029；中部地區(qū)女性家庭地位的回歸系數(shù)值為0.032，在10%的水平上顯著；西部地區(qū)女性家庭地位的回歸系數(shù)值為0.060，在5%的水平上顯著。西部地區(qū)的女性家庭地位對(duì)兒童早期人力資本投資的影響最為顯著。其原因可能與東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，東部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，女性家庭地位提高與否不會(huì)顯著影響對(duì)孩子的人力資本投資；西部農(nóng)村地區(qū)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后的地區(qū)，思想也相對(duì)保守，女性家庭地位的提高對(duì)孩子人力資本投資有一定的促進(jìn)作用，女性家庭地位越高，對(duì)孩子人力資本投資越多。因此，女性家庭地位的提高對(duì)兒童人力資本投資的影響有地區(qū)差異，具體表現(xiàn)為西部地區(qū)>中部地區(qū)>東部地區(qū)。

表5 東、中、西部地區(qū)子樣本回歸結(jié)果

(4)家庭收入的異質(zhì)性分析

本部分以家庭收入為主要控制變量，以“兒童教育支出占家庭總支出的比重”為被解釋變量，將家庭年收入劃分為10 000元以下、10 000～30 000元、30 001～60 000元、60 001～100 000萬(wàn)元、100 001～ 150 000元以及150 000元以上，對(duì)6個(gè)子樣本分別回歸。如表6所示，家庭年收入為10 000元 以下的回歸系數(shù)值為0.643，在1%的水平上顯著，說(shuō)明女性家庭地位的提高對(duì)兒童早期人力資本投資有顯著的正向影響。家庭年收入為10 000～30 000元和家庭年收入為30 001～ 60 000元的回歸系數(shù)值分別為0.099和0.072，在10%和5%的水平上顯著。家庭年收入為60 000元以上的回歸系數(shù)不顯著，說(shuō)明家庭收入越高，女性家庭地位的提高對(duì)兒童早期人力資本的影響越不顯著。但是，以60 000元為分界點(diǎn)，家庭年收入為60 001～10 000元的回歸系數(shù)值最小，100 001～150 000元 次之，150 000元 以上回歸系數(shù)值最大，這說(shuō)明家庭年收入達(dá)到一定值后，女性家庭地位提高對(duì)兒童早期人力資本投資的影響也是顯著的?？偟膩?lái)說(shuō)，收入越低的家庭，女性家庭地位的提高對(duì)兒童早期人力資本投資的影響越大；收入高的家庭，女性家庭地位的提高對(duì)兒童早期人力資本投資的影響不顯著；但當(dāng)家庭年收入達(dá)到一定值后，女性家庭地位的提高對(duì)兒童早期人力資本投資的影響會(huì)變大。

表6 家庭年收入子樣本回歸結(jié)果

四、結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建 Tobit 模型對(duì)農(nóng)村女性家庭地位與兒童早期人力資本投資的關(guān)系做了實(shí)證檢驗(yàn)，通過(guò)分析可知，農(nóng)村女性家庭地位對(duì)兒童早期人力資本投資有著顯著的正向影響。文章得出以下結(jié)論：(1)農(nóng)村女性家庭地位的提高有助于提高兒童早期人力資本投資水平，除了女性家庭地位這一關(guān)鍵變量，家庭特征、兒童特征等都對(duì)兒童早期人力資本投資有著或多或少的影響。(2)農(nóng)村女性家庭地位的提高，對(duì)多子女家庭兒童人力資本投資影響更顯著。同時(shí)，在多子女家庭中，農(nóng)村女性家庭地位的提升對(duì)女孩人力資本投資的影響要比男孩顯著。(3)由于各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和思想觀念的差異，農(nóng)村女性家庭地位的提高對(duì)兒童早期人力資本投資的影響存在地區(qū)差異，其影響大小為西部地區(qū)>中部地區(qū)>東部地區(qū)。(4)農(nóng)村女性家庭地位的提高對(duì)低收入家庭兒童早期人力資本投資的影響更大。

因此，提出以下政策建議：(1)提高農(nóng)村女性家庭地位。提高女性家庭地位不僅對(duì)營(yíng)造和諧的家庭氛圍、形成良好的家風(fēng)以及提高家庭成員素質(zhì)有著重要的作用，而且能夠?qū)和缙谌肆Y本投資產(chǎn)生影響，進(jìn)而預(yù)防農(nóng)村家庭返貧。(2)提高農(nóng)村兒童早期人力資本投資質(zhì)量。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的不斷發(fā)展，許多家庭更加重視孩子的質(zhì)量而非數(shù)量。女性家庭地位的提高會(huì)使家庭更注重對(duì)女孩的教育投資，這在一定程度上可以改變部分農(nóng)村地區(qū)存在的重男輕女現(xiàn)象。隨著雙減政策的實(shí)施，國(guó)家和政府大力提倡教育教學(xué)要提質(zhì)而非提量，因此，注重提高農(nóng)村兒童早期人力資本投資的質(zhì)量是解決農(nóng)村兒童人力資本投資較少問(wèn)題的關(guān)鍵。(3)重視中、西部農(nóng)村的發(fā)展。相對(duì)于東部地區(qū)而言，中、西部農(nóng)村受發(fā)展歷史和自然條件的限制，長(zhǎng)期處于相對(duì)落后狀態(tài)，女性家庭地位較低，兒童早期人力資本投資水平相對(duì)來(lái)說(shuō)也較低。因此，要重視中、西部農(nóng)村的發(fā)展，提高中西部農(nóng)村女性家庭地位，縮小地域差距，實(shí)現(xiàn)地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。(4)提高農(nóng)村低收入家庭的女性家庭地位。低收入家庭的家庭收入有限，對(duì)子女的人力資本投資較少，這不利于兒童未來(lái)發(fā)展。政府應(yīng)該關(guān)注和提高農(nóng)村低收入家庭女性的家庭地位，從而提高低收入家庭兒童早期人力資本投資水平，縮小貧富差距。