宮春博 康懷興

1 引言與文獻(xiàn)綜述

在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的眾多影響因素中，人是最關(guān)鍵的因素。習(xí)近平總書記指出：“千秋基業(yè)，人才為本”，人力資本水平是人才質(zhì)量的重要體現(xiàn)，人力資本水平的高低決定了一個國家或地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的快慢。

2021年是“十四五”規(guī)劃開局之年，我國的反貧困工作取得了歷史性的偉大成就，“三農(nóng)”工作重心已由脫貧摘帽轉(zhuǎn)入全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興。與此同時，我國城鄉(xiāng)居民社會救助規(guī)模逐年增長，2010年末城鄉(xiāng)低保平均標(biāo)準(zhǔn)（每月）分別為251.2元/人、117.0元/人，截止2019年末提升至624.0元/人、444.6元/人①數(shù)據(jù)根據(jù)中國《民政事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報》、《社會服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報》整理獲得。，政府轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的擴(kuò)張對于保障貧困人口的基本經(jīng)濟(jì)福利發(fā)揮了重要的作用。

通過梳理文獻(xiàn)我們發(fā)現(xiàn)，對于政府轉(zhuǎn)移支付的減貧效應(yīng)國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了很多有益地探索，一些學(xué)者認(rèn)為政府轉(zhuǎn)移支付通過收入再分配對于減輕貧困起到了顯著的作用。比如，Skoufias和Di Maro以墨西哥的PROGRESA項(xiàng)目為例進(jìn)行了實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)有條件的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移項(xiàng)目（CCT）沒有對成年人的勞動力參與產(chǎn)生顯著的影響，但在事實(shí)上卻有效地降低了貧困程度（Skoufias 和 Di，2008［1］）。Agostini和Brown（2011）［2］將智利區(qū)縣一級的貧困發(fā)生率為研究對象，認(rèn)為現(xiàn)金轉(zhuǎn)移對減少貧困與不平等性作用顯著。近年來，國內(nèi)學(xué)者對我國社會保障制度的減貧效應(yīng)進(jìn)行了多元化的研究。從研究結(jié)果來看，學(xué)者們在政府的轉(zhuǎn)移支付項(xiàng)目對于貧困家庭的影響方面并未達(dá)成共識。有的學(xué)者從貧困脆弱性的角度出發(fā)，證實(shí)了新農(nóng)保制度可以顯著降低參保家庭的貧困脆弱性（李齊云和席華，2015［3］）。更多學(xué)者則傾向于轉(zhuǎn)移支付制度的減貧效果缺乏證據(jù)支持。朱夢冰與李實(shí)（2017）［4］通過研究發(fā)現(xiàn)由于農(nóng)村的低保瞄準(zhǔn)率很低，使得低保制度沒有真正起到兜底作用。還有研究認(rèn)為公共轉(zhuǎn)移支對于慢性貧困和暫時性貧困的脆弱性沒有任何影響（樊麗明和謝堊，2014［5］），甚至認(rèn)為農(nóng)村低保制度會引起福利依賴效應(yīng)從而提高貧困農(nóng)戶當(dāng)期的貧困脆弱性（孫伯馳和段志民，2020［6］）。

可以看出，學(xué)者們對政府轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)的悲觀估計(jì)主要集中在短期效應(yīng)上。但是，在工作實(shí)踐中貧困則往往是一個動態(tài)的過程，這意味著不應(yīng)將貧困僅僅作為一個靜態(tài)指標(biāo)來統(tǒng)計(jì)評估，而是要努力建立解決貧困的長效機(jī)制，從根本上防御脫貧人口重新返貧或產(chǎn)生新的貧困，這種長效防御機(jī)制的構(gòu)建關(guān)鍵在“人”。宏觀上，國家在消除絕對貧困后要鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接，必須重視提高人才質(zhì)量實(shí)現(xiàn)人才振興；微觀上，脫貧農(nóng)戶要防止返貧需要提升家庭人力資本水平，增強(qiáng)抵御返貧風(fēng)險的能力。因此，政府轉(zhuǎn)移支付作為政府反貧困工作的一種重要手段，我們關(guān)注的不僅是其是否“授人以魚”，更是其能否“授人以漁”?；蛘哒f，政府轉(zhuǎn)移支付的目標(biāo)并非僅限于通過現(xiàn)金補(bǔ)助改善當(dāng)期貧困，更是為了提升貧困家庭的人力資本尤其有效促進(jìn)子代人力資本的形成（劉成奎和齊興輝，2019［7］）。人力資本是西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中的一個概念，人力資本與物質(zhì)資本相對，是通過人力投資形成體現(xiàn)在勞動者身上的資本，比如勞動者的知識技能、技術(shù)水平和健康狀況等。近年來，已有學(xué)者對政府轉(zhuǎn)移支付與人力資本的形成關(guān)系展開研究。楊建芳等（2016）［8］認(rèn)為教育和健康是生成人力資本的兩個重要因素。Angeles等（2019）［9］探討了馬拉維的SCTP項(xiàng)目（Social Cash Transfer Program）對青少年心理健康的影響，實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明該項(xiàng)目顯著地改善了心理健康狀況，且在女孩的抑郁傾向改善方面效果尤為明顯。周磊等（2011）［10］則采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)對營養(yǎng)改善計(jì)劃對農(nóng)村學(xué)生身體健康的影響進(jìn)行評估，證實(shí)了該計(jì)劃對學(xué)生的身高和體重均有正向促進(jìn)作用。范子英（2020）［11］將受教育程度作為人力資本的代理變量研究財政轉(zhuǎn)移支付能否提高人力資本水平，發(fā)現(xiàn)人均轉(zhuǎn)移支付每提高1%，代際黏性將會降低0.05。

鑒于現(xiàn)有的文獻(xiàn)資料，我們認(rèn)為政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人人力資本的影響有兩個方面值得進(jìn)一步分析與探索：第一，未成年人時期是在人的整個成長周期中是非常重要且特殊的一個階段，與成年人相比未成年人處于人力資本的積累階段，其人力資本的測量指標(biāo)應(yīng)結(jié)合其成長階段來確定；第二，政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人人力資本形成的短期效應(yīng)在長期中是否持續(xù)存在。鑒于此，本文采用具有全國代表性的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），針對政府轉(zhuǎn)移支付對貧困家庭未成年人人力資本的短期形成與長期影響進(jìn)行實(shí)證分析。

相比以往的研究，本文的創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)于以下幾個方面：首先，本文在一個父子兩期模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行了拓展，將政府轉(zhuǎn)移支付與子代人力資本方程考慮在內(nèi)，從理論上說明了政府轉(zhuǎn)移支付對貧困家庭未成年人人力資本的影響機(jī)制；其次，在研究政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人非認(rèn)知能力的影響時，不同年齡段的未成年人是否受到不同的影響？對此，學(xué)術(shù)界目前尚缺乏確鑿的實(shí)證證據(jù)，本文明確了政府轉(zhuǎn)移支付對于12歲及以上未成年人的非認(rèn)知能力的提升存在顯著影響的結(jié)論；最后，本文采用最新的微觀數(shù)據(jù)，將受訪者信息與其成年后的信息進(jìn)行匹配，分析了政府轉(zhuǎn)移支付對兒童人力資本的長期效應(yīng)。本文的研究局限是，在將CFPS2018年數(shù)據(jù)與2010年數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配時，由于時間跨度比較長，樣本信息丟失比較多，可能會從一定程度上影響政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人人力資本長期效應(yīng)研究結(jié)論的可靠性。

文章其他內(nèi)容安排如下：第二部分為理論分析，第三部分是本文的數(shù)據(jù)來源與相關(guān)說明，第四部分介紹了文章實(shí)證分析部分采用的方法與變量選取，第五部分進(jìn)行實(shí)證結(jié)果分析，最后為研究結(jié)論。

2 理論分析

首先，本文考慮在一個有限的經(jīng)濟(jì)體中構(gòu)建一個父子兩期模型（Solon，1992［12］）①模型部分借鑒了Solon(1992)，經(jīng)濟(jì)體中社會成員以家庭為單位代際交疊，記i為某個社會家庭，父代為t期，子代為t+1期。假設(shè)在每一個社會家庭中，父代非常關(guān)心子代的教育，根據(jù)子代的遺傳稟賦將收入分配在消費(fèi)、儲蓄和子代的教育中，以期實(shí)現(xiàn)效用最大化：

其中Yi,t為家庭i父代的收入，Ci,t是父代的消費(fèi)，Si,t是父代的儲蓄，Ei,t是父代對子代的教育投入。當(dāng)家庭i接受到政府轉(zhuǎn)移支付時，轉(zhuǎn)移支付相當(dāng)于對父代收入的補(bǔ)充，父代收入表述進(jìn)一步拓展為：

其中Ti,t為政府對家庭i的轉(zhuǎn)移支付。子代的人力資本取決于個人的遺傳稟賦以及家庭與政府對教育的重視程度，分別以家庭教育投入、政府教育投入作為兩者對教育重視程度的代理變量，將子代人力資本表述為：

其中θ1＞0，θ2＞0，Hi,t+1為子代人力資本，Ei,t，Gi,t分別為家庭與政府的教育投入，ei,t為子代遺傳稟賦。子代的人力資本進(jìn)一步影響子代收入，將子代收入定義為：

其中，α為常數(shù)，p為人力資本回報率。

假設(shè)父代的效用函數(shù)為：

其中，儲蓄部分Si,t主要用于t+1期的消費(fèi)，因此β為貼現(xiàn)因子，為父代的利他動機(jī)系數(shù)，即子代的收入對父代產(chǎn)生的效用強(qiáng)度系數(shù)，γ值越小，父代的利他動機(jī)越強(qiáng)。聯(lián)立式（2）至式（5），可得：

根據(jù)效用函數(shù)最大化原則，函數(shù)左右兩邊分別對Ei,t求一階偏導(dǎo)數(shù)，且令導(dǎo)數(shù)等于零：

求方程可得，父代對子代教育投資的最優(yōu)水平為：

式（8）中家庭教育投資與政府轉(zhuǎn)移支付呈同方向變化關(guān)系，當(dāng)人力資本投資收益率pθ1越高，父代的利他動機(jī)越強(qiáng)（γ越?。r，父代對子代的教育投入越高，教育投入越多，越有利于提升子代的人力資本水平。

3 數(shù)據(jù)來源與說明

本文使用數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies, CFPS）。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施的一項(xiàng)全國性、大規(guī)模的社會跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。該調(diào)查自2010年正式開展訪問，追蹤調(diào)查樣本規(guī)模覆蓋全國25個省/市/自治區(qū)。該數(shù)據(jù)以2010年基線家庭成員以及今后的血緣或領(lǐng)養(yǎng)子女作為CFPS的基因成員，每兩年一次進(jìn)行跟蹤調(diào)查，目前已公布2010-2018五個年度的調(diào)查數(shù)據(jù)。訪問對象包括個人（分為成人和少兒）、家庭和社區(qū)三個層次，調(diào)查內(nèi)容涵蓋反應(yīng)社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康等情況的豐富信息。基于本文的研究目的，選取CFPS2010年少兒庫中10-15歲的未成年人樣本信息，通過個人ID與家庭樣本代碼與成人庫和家庭經(jīng)濟(jì)信息庫中的相關(guān)信息進(jìn)行合并。同時，為了追蹤受訪者在成年后的人力資本水平，本文篩選出CFPS2018年的學(xué)歷信息與2010年數(shù)據(jù)進(jìn)行了關(guān)聯(lián)。

4 研究方法與變量選取

4.1 研究方法

現(xiàn)階段，中國面向城鄉(xiāng)家庭的政府轉(zhuǎn)移支付主要包括：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、退耕還林補(bǔ)助、最低生活保障、五保戶救助、特困戶補(bǔ)助和救濟(jì)金等（解堊，2017［13］；劉成奎等，2019［7］）。政府對家庭的公共轉(zhuǎn)移支付并不是隨機(jī)決定的，受到家庭人均收入、所在地區(qū)等多種因素的影響，可能存在樣本“自選擇”問題。因此用傳統(tǒng)OLS方法估計(jì)政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人人力資本產(chǎn)生的影響可能存在選擇性偏誤。另外，除了個人、家庭和地區(qū)三個層次中可觀測的變量以外，遺漏變量也可能造成模型的內(nèi)生性問題。為了解決以上問題，本文模型構(gòu)建思路如下：

根據(jù)家庭是否得到政府轉(zhuǎn)移支付，將未成年人樣本分為實(shí)驗(yàn)組與控制組，政府轉(zhuǎn)移支付對人力資本的效應(yīng)即為實(shí)驗(yàn)組的平均處理效應(yīng)ATT，可以表示為：

ATT=E(H1i|Tran=1)-E(H0i|Tran=1)

4.2 變量選擇

本研究著眼于分析政府對貧困家庭的公共轉(zhuǎn)移支付是否對未成年人人力資本產(chǎn)生了短期與長期影響，研究需要根據(jù)受訪者所在家庭是否獲得政府轉(zhuǎn)移支付將其劃分為實(shí)驗(yàn)組與控制組。在CFPS2010年的調(diào)查中詢問了“您家是以下哪種政府確定的補(bǔ)助對象？”對低保戶、軍屬、烈屬與殘疾人員家屬分別進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)。本文借鑒劉成奎（2019）［7］的做法，將是否獲得低保補(bǔ)助金作為政府轉(zhuǎn)移支付的代理變量。篩選出低保戶家庭中10-15歲未成年人樣本作為實(shí)驗(yàn)組，數(shù)值設(shè)置為1；非低保戶中篩選出人均年收入不超過2300元的家庭，將家庭中未成年人樣本作為控制組，數(shù)值設(shè)置為0。

傾向得分匹配法需要滿足條件獨(dú)立分布假設(shè)，即在傾向得分給定的前提下未成年人人力資本與家庭是否獲得政府轉(zhuǎn)移支付是相互獨(dú)立的。為滿足該假設(shè)，本文結(jié)合主流文獻(xiàn)的做法以及數(shù)據(jù)的可得性，從個人、家庭、地區(qū)三個方面選取控制變量。個人特征選擇了未成年人的年齡與性別；家庭特征選取父親受教育年限、母親受教育年限、家庭人均收入以及家庭規(guī)模；地區(qū)控制了家庭所在省份。

人力資本的測度方面，很多文獻(xiàn)采用受教育水平或受教育年限作為測量指標(biāo)，這些指標(biāo)主要適應(yīng)于成年人，對于處在人力資本積累階段的青少年并不合適。王春超（2018）［14］。認(rèn)為未成年人人力資本由其認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力兩個部分構(gòu)成，本文借鑒了這種觀點(diǎn)。認(rèn)知能力是指人腦加工、儲存和提取信息的能力，主要體現(xiàn)為個人在理解、記憶、邏輯推理等方面的能力。衡量認(rèn)知能力可以采用IQ測試、標(biāo)準(zhǔn)化的閱讀、數(shù)學(xué)成績等方法（Heckman和Kautz，2014［15］）。在已有的研究中，有學(xué)者（劉成奎等，2019［7］；王春超等，2021［16］）選擇將學(xué)業(yè)成績（排名）作為人力資本的代理變量。本研究的受訪者大多處于義務(wù)教育階段，在素質(zhì)教育和雙減政策背景下很多學(xué)校沒有公布學(xué)生考試的具體信息從而導(dǎo)致相關(guān)變量缺失值很多。CFPS2010年數(shù)據(jù)中包括對未成年人數(shù)學(xué)和字詞認(rèn)知能力測試的兩個模塊，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和研究需要本文選擇未成年人在基準(zhǔn)測試中的數(shù)學(xué)得分與字詞得分作為其認(rèn)知能力的代理變量。非認(rèn)知能力可以視為一種非智力因素，體現(xiàn)在個體的各種行為中，比如開放度、親切感、責(zé)任感、與人交流溝通的能力等。本文結(jié)合CFPS2010中五項(xiàng)訪問數(shù)據(jù)衡量未成年人的非認(rèn)知能力水平，包括“受訪者的理解能力”、“受訪者的配合程度”、“受訪者的待人接物水平”、“受訪者回答的可信程度”與“受訪者的語言表達(dá)能力”。

為了研究政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人人力資本的長期影響，本文選取CFPS2018年中“學(xué)歷”數(shù)據(jù)作為長期人力資本的代理變量。①如果受訪者2016年填寫了學(xué)歷信息，2018年學(xué)歷信息為缺失者則以2016年學(xué)歷信息進(jìn)行填補(bǔ)。因?yàn)?010年數(shù)據(jù)中我們篩選了10-15歲的未成年人樣本，時至2018年受訪者均已成年，學(xué)歷值相對比較固定。表1分別列示了上述變量在全部樣本以及在城鄉(xiāng)、低保戶與非低保戶的分樣本中的均值情況。

表1 主要變量均值

5 實(shí)證結(jié)果與分析

5.1 共同支撐與平衡性條件檢驗(yàn)

在對實(shí)驗(yàn)組與控制組進(jìn)行匹配后，本文進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)以確保能夠有效解決樣本選擇偏誤。表2檢驗(yàn)結(jié)果顯示匹配后大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化差異小于5%，父親受教育年限、母親受教育年限以及城鄉(xiāng)變量的標(biāo)準(zhǔn)化差異也在10%以內(nèi)。同時，t檢驗(yàn)也表明，所有變量匹配后在實(shí)驗(yàn)組與控制組之間無系統(tǒng)差異。其次，本文在對樣本匹配后重新估計(jì)了Logit模型，匹配后R2為0.004，LR統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的P值為0.99，意味著數(shù)據(jù)匹配結(jié)果良好，通過了平衡性檢驗(yàn)。

另外，為了提高匹配結(jié)果的有效性，需要滿足共同支撐條件。表2中的結(jié)果顯示683個樣本中，匹配后有654個在共同支撐范圍內(nèi)，僅有較少的樣本損失，表明傾向得分?jǐn)?shù)值在實(shí)驗(yàn)組與控制組之間有足夠大的共同支撐域，共同支撐假設(shè)得以滿足。

表2 共同支撐與平衡性檢驗(yàn)

5.2 認(rèn)知能力處理效應(yīng)

在研究政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人認(rèn)知能力是否產(chǎn)生影響時，為了提高結(jié)果的穩(wěn)健性，本文運(yùn)用了不同的匹配方法和參數(shù)設(shè)定。其中，k近鄰匹配分別選擇了1:1匹配、1:5匹配、1:10匹配三種參數(shù)設(shè)定；半徑匹配中分別將半徑r設(shè)定為0.01、0.05和0.1進(jìn)行了匹配；核匹配選擇了tricube核函數(shù)。表3的結(jié)果顯示不同匹配所得到的政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人認(rèn)知能力的平均處理效應(yīng)在影響方向與顯著性上都基本一致。家庭得到政府轉(zhuǎn)移支付可以顯著提高未成年人數(shù)學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)得分水平，至少提升26.0%，但是對于字詞標(biāo)準(zhǔn)得分沒有顯著地提升或抑制作用。為了討論影響是否具有異質(zhì)性，我們對樣本按照性別進(jìn)行了分樣本回歸，結(jié)果顯示盡管政府轉(zhuǎn)移支付對于男生、女生認(rèn)知能力的影響存在差別但均不顯著，限于篇幅回歸結(jié)果沒有在文中展示。

表3 全樣本平均處理效應(yīng)

5.3 非認(rèn)知能力處理效應(yīng)

除了討論政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人認(rèn)知能力的影響以外，本文還討論了政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人非認(rèn)知能力的影響。在非認(rèn)知能力變量的處理方面，首先求出五項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)的平均值，其次為了增強(qiáng)與其他研究的可比性將平均值進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。從回歸結(jié)果來看，在與認(rèn)知能力研究一致的2300元貧困線視域下，政府轉(zhuǎn)移支付對全體樣本沒有顯著影響，在分樣本回歸中，甚至對12歲及以下未成年人的非認(rèn)知能力產(chǎn)生了反方向的影響，但是不具備顯著性。然而，在對12歲以上未成年人的分析中發(fā)現(xiàn)，政府轉(zhuǎn)移支付對其非認(rèn)知能力有顯著的影響，即貧困家庭中得到政府轉(zhuǎn)移支付顯著地提高了家中較大年齡未成年人的非認(rèn)知能力。為了對實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證，我們將家庭人均收入放寬至1.5倍，即3450元的視域下進(jìn)行分析（高鑒國等，2020［17］）①家庭人均收入略高于貧困線的群體，抵御外部沖擊能力很弱，在遇到突發(fā)性或持續(xù)性支出原因時，往往面臨生活貧困與享受不到低保待遇的雙重困境，有學(xué)者稱其為低保邊緣家庭（高鑒國等，2020）。，得到了基本一致的結(jié)論，且從回歸結(jié)果來看12歲以上未成年人的非認(rèn)知能力得到了更為顯著的影響。由此可見，政府轉(zhuǎn)移支付對未成年人非認(rèn)知能力的影響會因不同特征存在群體異質(zhì)性。青少年因存在年齡發(fā)展規(guī)律，其社會合作性、情緒穩(wěn)定性、自尊水平等方面均隨年齡變化呈現(xiàn)不同的變化趨勢（周金燕，2021［18］），12-15歲的少年一般處于初中階段，初中生因其所處生命周期，非認(rèn)知能力的可塑性較小學(xué)生更強(qiáng)可能是其受到顯著影響的主要原因，本研究結(jié)果對于政府轉(zhuǎn)移支付在未成年人不同教育階段的投入分配具有重要的指導(dǎo)意義。

表4 非認(rèn)知能力處理效應(yīng)

5.4 對長期人力資本的影響

改革開放以來，我國人力資本水平顯著提升，全國勞動力人口的平均受教育年限由1985年的6.24年上升到2018年的10.36年，②數(shù)據(jù)來自《中國人力資本報告（2020）》。但是人力資本的橫向公平性依然較弱。其中的重要原因在于人力資本在父代與子代之間的關(guān)聯(lián)性比較強(qiáng)，高高傳遞與低低傳遞的現(xiàn)象比較普遍。政府轉(zhuǎn)移支付是否能夠促進(jìn)人力資本的代際流動性，在一定程度上抵消人力資本的代際黏性？為了在這個問題上提供一些證據(jù)，本文在這一部分中利用個人的ID編碼從2018年數(shù)據(jù)庫中篩選出2010年未成年受訪者的信息進(jìn)行長期人力資本的效應(yīng)分析。由于在2010年數(shù)據(jù)庫中我們選擇的是10-15歲的未成年人樣本，時至2018年最小的受訪者已經(jīng)年滿18歲，學(xué)歷值相對比較固定，因此我們選擇受訪者學(xué)歷水平作為長期人力資本的代理變量。表5是長期人力資本的處理效應(yīng)，從實(shí)驗(yàn)結(jié)果來看轉(zhuǎn)移支付提高了全體受訪者的學(xué)歷水平但效果并不顯著，在分樣本的分析中我們看到轉(zhuǎn)移支付甚至對男生的學(xué)歷水平起到了抑制作用，但是依然不具備顯著性。值得注意地是，女生的學(xué)歷水平得到了顯著提高?？紤]到父母的陪伴有利于促進(jìn)未成年人心理健康的發(fā)展，母親的陪伴相比父親陪伴是更為重要的社會資本（鄧林園等，2018［19］），在長期中可能會對未成年人成才起到顯著影響，本文在以上分析的基礎(chǔ)上，加入“是否與母親同住”變量進(jìn)行了進(jìn)一步的檢驗(yàn)，得到了基本一致的結(jié)果，獲得低保補(bǔ)助的貧困家庭中的女孩在成年后學(xué)歷水平顯著高于來自未獲得低保補(bǔ)助的貧困家庭中的女孩。在我國，尤其在貧困家庭中“重男輕女”、“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)生育觀念依然存在，父母在資源較為缺乏的條件下傾向于將更多的資源投入到男孩的教育中。范子英（2020）［11］認(rèn)為政府通過轉(zhuǎn)移支付可以平衡性別間的受教育機(jī)會，對教育機(jī)會均等化發(fā)揮了積極的作用，女性較男性受益更多。該論點(diǎn)在本部分的實(shí)驗(yàn)結(jié)果中，從未成年人的長期人力資本效應(yīng)中也得到了一定程度的驗(yàn)證。

表5 成年后學(xué)歷處理效應(yīng)

6 研究結(jié)論與政策建議

本文基于父子兩期模型，將政府轉(zhuǎn)移支付與子代人力資本方程考慮在內(nèi)，從理論上解釋了政府對貧困家庭的轉(zhuǎn)移支付如何影響家庭中未成年人人力資本。本文認(rèn)為，政府轉(zhuǎn)移支付的目標(biāo)不僅在于解決當(dāng)期貧困，更是要提升子代人力資本增強(qiáng)貧困家庭抵御貧困的能力。為了驗(yàn)證政府轉(zhuǎn)移支付對于促進(jìn)子代人力資本的政策效果，研究以最低生活保障為例，采取中國家庭追蹤調(diào)查微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，主要得到如下結(jié)論：第一，在對未成年人認(rèn)知能力的影響中，低保政策顯著提高了貧困家庭未成年人數(shù)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)得分，對字詞標(biāo)準(zhǔn)得分沒有顯著影響；第二，低保政策對于未成年人非認(rèn)知能力的促進(jìn)作用在12歲及以上群體中較為顯著；第三，低保政策對未成年人人力資本的促進(jìn)作用將會延續(xù)到其成年以后，主要體現(xiàn)在貧困家庭中女童在其成年以后學(xué)歷水平得到了顯著提升。

基于以上研究結(jié)論，本文對低保政策設(shè)計(jì)提供幾點(diǎn)參考：一方面，以家庭為單位，將未成年人與成年人混合救助的模式不能形成對低保家庭未成年人的有效救助。在對低保補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行科學(xué)評估時，應(yīng)當(dāng)充分考慮低保家庭中未成年人的年齡、人數(shù)、健康狀況等因素，在財政支持范圍內(nèi)進(jìn)一步提高對未成年人的補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)；另一方面，合理地設(shè)定低保政策的受益條件，并建立監(jiān)督和懲罰機(jī)制。比如對有未成年子女的低保家庭，根據(jù)具體情況要求必須將不低于一定比例的補(bǔ)助金優(yōu)先用于子女的教育與健康投入，如果被其他家庭消費(fèi)占用，則要受到相應(yīng)懲罰（如退回部分補(bǔ)助金或降低補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)等），從而確保政府轉(zhuǎn)移支付對貧困家庭未成年人人力資本形成的促進(jìn)作用。