陳 虹，李玉恒

（1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)文學(xué)院，安徽 蚌埠 233000；2.中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所，北京 100101）

0 引言

發(fā)展義務(wù)教育是國(guó)家對(duì)人力資本的基礎(chǔ)性投資，但是目前農(nóng)村義務(wù)教育的投入仍然不足，難以充分滿足農(nóng)村子代在個(gè)人成長(zhǎng)方面的教育需求。現(xiàn)階段，農(nóng)村存在較高的防貧壓力和返貧風(fēng)險(xiǎn)。由于農(nóng)村收入水平相對(duì)較低的人群規(guī)模較大，再加上教育發(fā)展相對(duì)落后，這使得農(nóng)村家庭不僅面臨相對(duì)貧困問(wèn)題，而且要承擔(dān)相對(duì)貧困代際傳遞的風(fēng)險(xiǎn)。提升農(nóng)村義務(wù)教育質(zhì)量離不開(kāi)國(guó)家的財(cái)政支持，國(guó)家通過(guò)義務(wù)教育財(cái)政支出可以使農(nóng)村相對(duì)貧困家庭的子女接受良好的教育，以及獲取更高的人力資本提供物質(zhì)保障，從而讓農(nóng)村子代獲得擺脫相對(duì)貧困的動(dòng)力。然而，義務(wù)教育財(cái)政支出作為國(guó)家人力資本投資的重要方式，長(zhǎng)期以來(lái)受到多方面因素的制約，使其難以在阻斷農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞方面充分發(fā)揮作用。義務(wù)教育財(cái)政支出雖然可以降低代內(nèi)的貧困風(fēng)險(xiǎn)，但是能否有效阻斷相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生？對(duì)處于不同經(jīng)濟(jì)狀況的農(nóng)村家庭而言，義務(wù)教育財(cái)政支出是否能夠發(fā)揮不同的作用？義務(wù)教育財(cái)政支出是否存在地區(qū)差異？義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響機(jī)制如何？關(guān)于以上問(wèn)題的研究對(duì)實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

已有研究主要存在兩種觀點(diǎn)。一部分學(xué)者基于經(jīng)濟(jì)效益的角度，將教育財(cái)政支出視為政府在全國(guó)范圍內(nèi)進(jìn)行資源分配的工具，并認(rèn)為教育財(cái)政支出可以提高人力資本和代際收入，進(jìn)而可以阻斷絕對(duì)貧困的代際傳遞[1—5]。如王昉和燕洪（2022）[6]進(jìn)一步指出，教育財(cái)政支出可以為提升貧困家庭子女的教育人力資本提供必要的物質(zhì)條件，促使其獲取擺脫絕對(duì)貧困代際傳遞的勞動(dòng)技能和經(jīng)濟(jì)收入。另一部分學(xué)者基于社會(huì)公平的角度，認(rèn)為在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，城市虹吸效應(yīng)導(dǎo)致農(nóng)村義務(wù)教育的優(yōu)質(zhì)資源流失，農(nóng)村絕對(duì)貧困家庭的子女也會(huì)因此喪失接受優(yōu)質(zhì)教育的平臺(tái)，而教育財(cái)政支出可以彌補(bǔ)貧困家庭子女在資源稟賦方面的劣勢(shì)，促使其獲取更多的教育機(jī)會(huì)[7—10]。該部分學(xué)者中，安雪慧（2014）[11]、李實(shí)和楊一心（2022）[12]進(jìn)一步指出，教育財(cái)政支出可以保障落后地區(qū)貧困家庭子女的教育機(jī)會(huì)公平，增加貧困家庭子女接受教育的機(jī)會(huì)，有助于貧困家庭的人力資本得到持續(xù)積累。

已有研究為本文深入分析義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響效應(yīng)奠定了基礎(chǔ)，但是仍然有以下問(wèn)題亟待解決。首先，已有文獻(xiàn)側(cè)重研究教育財(cái)政支出對(duì)絕對(duì)貧困代際傳遞的影響，而對(duì)相對(duì)貧困代際傳遞的研究較少；其次，已有文獻(xiàn)側(cè)重研究教育財(cái)政支出在全國(guó)范圍內(nèi)阻斷貧困代際傳遞的作用，而對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困代際傳遞及其異質(zhì)性的研究較少；最后，已有文獻(xiàn)雖然從經(jīng)濟(jì)和公平兩種角度揭示了教育財(cái)政支出對(duì)抑制貧困代際傳遞的積極影響，但是缺少教育財(cái)政支出對(duì)貧困代際傳遞影響的機(jī)制分析。針對(duì)已有研究存在的不足，本文做了如下工作：第一，采用全國(guó)大規(guī)模實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，使樣本更具代表性；第二，為準(zhǔn)確檢驗(yàn)義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響效應(yīng)，本文引入工具變量以克服內(nèi)生性的影響；第三，對(duì)不同經(jīng)濟(jì)狀況和不同地區(qū)的農(nóng)村家庭進(jìn)行異質(zhì)性分析，全面分析義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響在分樣本回歸中的差異性；第四，深入研究義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響機(jī)制，并揭示內(nèi)在的作用機(jī)理。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS），其中，義務(wù)教育財(cái)政支出及其工具變量的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于教育部和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的官方網(wǎng)站。CGSS是我國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目，該項(xiàng)調(diào)查由中國(guó)人民大學(xué)組織實(shí)施，覆蓋除港澳臺(tái)以外的所有省份。調(diào)查內(nèi)容涵蓋本文所需要的個(gè)人特征、家庭背景，以及父母資源稟賦等多方面的信息，可以為研究義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響提供充足的數(shù)據(jù)。為有效檢驗(yàn)義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響效應(yīng)，本文根據(jù)CGSS 問(wèn)卷調(diào)查時(shí)間，選擇2013 年、2015 年、2018 年共三期的調(diào)查數(shù)據(jù)。鑒于CGSS 數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，而非跟蹤調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，所以本文將這三期數(shù)據(jù)組合為混合截面數(shù)據(jù)。這三期CGSS 數(shù)據(jù)的樣本量分別為11438 個(gè)、10968 個(gè)和12787個(gè)，根據(jù)實(shí)證分析的需要，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選和整理。具體的數(shù)據(jù)處理過(guò)程包括：選擇16~60歲的農(nóng)業(yè)戶籍人口，并剔除在讀階段的個(gè)體；由于原始數(shù)據(jù)中存在少量的缺失值和異常值，所以對(duì)其進(jìn)行刪除處理。通過(guò)保留信息完整的樣本，最終獲得有效樣本量共計(jì)11508個(gè)。

1.2 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

本文的核心解釋變量是義務(wù)教育財(cái)政支出。為更加準(zhǔn)確地估計(jì)義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響，將義務(wù)教育財(cái)政支出這一核心解釋變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，并在后文的內(nèi)生性討論中，選擇各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為義務(wù)教育財(cái)政支出的工具變量進(jìn)行實(shí)證分析。理論上，通過(guò)義務(wù)教育財(cái)政撥款，中小學(xué)可以為提升教育質(zhì)量獲取必要的人力和物力，而其教育質(zhì)量的提升能夠?yàn)閭€(gè)人獲取更高的教育人力資本創(chuàng)造條件，這有助于農(nóng)村家庭的子代獲取抵御貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力，降低發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞的可能性。本文在實(shí)證檢驗(yàn)義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響效應(yīng)之前，先通過(guò)統(tǒng)計(jì)分析對(duì)樣本中不同受教育程度群體的相對(duì)貧困狀況進(jìn)行比較。結(jié)果表明，在小學(xué)及以下的受教育群體中，發(fā)生農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的比例達(dá)到35.22%，而在初中和高中及以上的受教育群體中，發(fā)生農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的比例分別為22.43%和14.62%，這說(shuō)明在受教育程度越高的群體中，發(fā)生農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的比例越低。

被解釋變量為是否發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞，用以衡量農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞。本文將相對(duì)貧困的客觀標(biāo)準(zhǔn)與受訪者對(duì)自身及其父代社會(huì)階層的主觀感受相結(jié)合，從而對(duì)是否發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞的判斷標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行設(shè)定，該判斷標(biāo)準(zhǔn)主要包括個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況、父代階層、代際階層流動(dòng)三個(gè)層面。首先，在個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況層面，參考已有文獻(xiàn)的做法，將農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)的40%作為相對(duì)貧困線[13,14]。當(dāng)受訪者收入低于相對(duì)貧困線時(shí)，便將其認(rèn)定為相對(duì)貧困，反之則不是。其次，在父代階層方面，以受訪者對(duì)自身與成年以前家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的主觀評(píng)價(jià)為參考[15]。若受訪者本人處于相對(duì)貧困線以下，并且14歲時(shí)父代處于較低的社會(huì)階層，則認(rèn)為受訪者的相對(duì)貧困源自父代。然后，在代際流動(dòng)層面，將代際階層流動(dòng)性作為判斷是否發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞的另一項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)。通過(guò)對(duì)比受訪者與父代的社會(huì)階層，判斷代際階層是向上流動(dòng)，還是向下流動(dòng)，或是不變。若向上流動(dòng)則說(shuō)明子代的代際流動(dòng)性較好，向下流動(dòng)則說(shuō)明子代的階層地位在下降。最后，當(dāng)受訪者同時(shí)滿足自身處于相對(duì)貧困、父代處于較低階層，以及代際階層不變或者向下流動(dòng)這三個(gè)條件時(shí)，則將其認(rèn)定為發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞，反之則認(rèn)為沒(méi)有發(fā)生。如下頁(yè)表1所示，發(fā)生農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞賦值為1，否為0。在已有樣本中發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞的比例為25.23%。

表1 主要變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)

控制變量包含五個(gè)方面，分別是人口學(xué)特征、家庭特征、父母資源稟賦特征、時(shí)間特征，以及地區(qū)特征。如表1所示，人口學(xué)特征變量包括受訪者的年齡、性別、民族、政治面貌、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況。家庭特征包括家庭人口規(guī)模和家庭經(jīng)濟(jì)狀況。父母的資源稟賦可能對(duì)子代的相對(duì)貧困代際傳遞產(chǎn)生影響，特別是子代在青少年時(shí)期，父母資源稟賦需要重點(diǎn)控制，因?yàn)閭€(gè)人成長(zhǎng)可能會(huì)受到資源集聚效應(yīng)的影響。其中父母資源稟賦特征主要包括父母受教育程度、受訪者14歲時(shí)父母就業(yè)狀況，以及受訪者14歲時(shí)父母職務(wù)級(jí)別。本文所使用的數(shù)據(jù)是由多個(gè)年份組成的混合截面數(shù)據(jù)，需要控制時(shí)間效應(yīng)的影響。由于不同地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，因此需要在模型中控制地區(qū)效應(yīng)。

1.3 計(jì)量模型

家庭總收入是義務(wù)教育財(cái)政支出阻斷農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的重要傳導(dǎo)機(jī)制。家庭總收入取決于成員個(gè)人收入。義務(wù)教育財(cái)政支出既可以為農(nóng)村相對(duì)貧困家庭的子代在未來(lái)就業(yè)和收入方面積累人力資本，又可以減輕目前農(nóng)村父母在子代教育方面的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。一方面，農(nóng)村義務(wù)教育在財(cái)政支持下，不僅能夠持續(xù)滿足農(nóng)村相對(duì)貧困家庭子女接受基礎(chǔ)教育的需求，也能為其接受更高層次的教育提供平臺(tái)，這就為其未來(lái)就業(yè)和獲取更高的個(gè)人收入積累了必要的人力資本；另一方面，在義務(wù)教育財(cái)政支出的保障下，可以為農(nóng)村相對(duì)貧困家庭的子代在接受義務(wù)教育時(shí)提供教育補(bǔ)貼，這為農(nóng)村相對(duì)貧困家庭的子代完成學(xué)業(yè)提供了保障，同時(shí)也降低了農(nóng)村相對(duì)貧困家庭在子代教育方面的支出，減輕了農(nóng)村父母的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)?？傊?，義務(wù)教育財(cái)政支出能夠從增加子代收入和降低父母經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)兩個(gè)方面促進(jìn)家庭總收入的提升，進(jìn)而有助于阻斷農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞。

由于本文關(guān)注的被解釋變量屬于二分類(lèi)變量，并且所使用樣本量較大，因此可以假定其符合正態(tài)分布。為此，本文選擇Probit 模型作為基準(zhǔn)回歸的計(jì)量模型較為合理?；鶞?zhǔn)回歸模型設(shè)置如下：

在公式（1）中，Z*表示是否發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞，這是本文所關(guān)注的被解釋變量；X*為本文所關(guān)注的核心解釋變量即義務(wù)教育財(cái)政支出；Cn是控制變量，涵蓋人口學(xué)特征、家庭特征、父母資源稟賦特征、時(shí)間特征，以及地區(qū)特征五種控制變量；α為常數(shù)項(xiàng)；μ1和μ2為待估參數(shù)；εn為隨機(jī)誤差項(xiàng)。使用最大似然估計(jì)對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，為消除數(shù)據(jù)的非正態(tài)性，對(duì)義務(wù)教育財(cái)政支出進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。在計(jì)量回歸分析中，本文主要研究義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響這一單向因果關(guān)系。然而，農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞多發(fā)生在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，并制約當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政收入，進(jìn)而影響到地區(qū)義務(wù)教育財(cái)政支出水平。所以，義務(wù)教育財(cái)政支出與農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞兩者之間存在雙向因果關(guān)系，需要進(jìn)一步解決內(nèi)生性問(wèn)題。本文引入各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為工具變量，以克服內(nèi)生性的影響。由于各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度可以反映當(dāng)?shù)貙?duì)科學(xué)與教育事業(yè)的支持力度，故各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度與義務(wù)教育財(cái)政支出相關(guān)，符合工具變量的相關(guān)性條件。由于各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度并不能直接影響農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞，除了通過(guò)內(nèi)生解釋變量對(duì)被解釋變量進(jìn)行影響外，別無(wú)其他渠道，故本文的工具變量具有外生性，符合排他性條件。若內(nèi)生性檢驗(yàn)不通過(guò)，則使用Probit 模型的回歸結(jié)果；若通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)，則使用IVProbit 模型的回歸結(jié)果。IVProbit模型如下：

在公式（2）和公式（3）中，F(xiàn)[·]為示性函數(shù)，當(dāng)βV+δnCn+πn大于0 時(shí)取值為1，反之取值為0。V是本文引入的工具變量，πn與φn為隨機(jī)誤差項(xiàng)，并且滿足Cov(πn，φn)≠0。

本文通過(guò)構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行影響機(jī)制分析。參考趙建國(guó)和周德水（2021）[16]對(duì)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟，本文分三步對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，檢驗(yàn)義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響效應(yīng)；其次，檢驗(yàn)義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)中介變量的影響；最后，檢驗(yàn)義務(wù)教育財(cái)政支出與中介變量對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響。具體模型設(shè)置如下：

在公式（4）和公式（5）中，Jn是本文引入的中介變量家庭總收入，ωn與σn為隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟，首先，檢驗(yàn)公式（1）中的μ1的顯著性水平；其次，若選擇的中介變量Jn具有合理性，則公式（4）中的L1和Mn均顯著；最后，檢驗(yàn)公式（5）中A1和A2的系數(shù)是否顯著。倘若各個(gè)檢驗(yàn)步驟的結(jié)果均滿足條件，則認(rèn)為中介變量Jn具有合理性，故存在中介效應(yīng)。

2 實(shí)證結(jié)果分析

2.1 義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的回歸結(jié)果

下頁(yè)表2 是義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞影響的回歸結(jié)果。在不同的回歸模型中，Model（1）和Model（2）分別為Probit 模型和IVProbit 模型的計(jì)量回歸結(jié)果，并且均在控制人口學(xué)特征變量、家庭特征變量、時(shí)間變量，以及地區(qū)變量的情況下進(jìn)行估計(jì)。如表2中Model（1）所示，義務(wù)教育財(cái)政支出的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，表明義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞具有顯著的負(fù)向影響。Model（2）的內(nèi)生性檢驗(yàn)（Wald Test）的P值為0.0004，在1%的水平上拒絕外生性假設(shè)，說(shuō)明存在內(nèi)生性問(wèn)題。如果不解決內(nèi)生性，則將導(dǎo)致計(jì)量結(jié)果為有偏估計(jì)。為克服內(nèi)生性的影響，本文采用工具變量法，引入“各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度”作為義務(wù)教育財(cái)政支出這一內(nèi)生變量的工具變量，并選擇IVprobit模型進(jìn)行分析。根據(jù)AR檢驗(yàn)的結(jié)果，Model（2）的P 值為0.0004，在1%的水平上顯著，表明不存在弱工具變量的問(wèn)題。通過(guò)Model（2）發(fā)現(xiàn)，即便在解決內(nèi)生性問(wèn)題后，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞仍然在1%的顯著性水平上產(chǎn)生負(fù)向影響，這說(shuō)明義務(wù)教育財(cái)政支出可以抑制農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞。

本文檢驗(yàn)了義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞影響的平均邊際效應(yīng)。義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞影響的平均邊際效應(yīng)為-0.0100，并在1%的水平上顯著，這說(shuō)明義務(wù)教育財(cái)政支出每增加一個(gè)單位，農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生概率可以降低1%。導(dǎo)致上述結(jié)果的原因在于，義務(wù)教育財(cái)政支出可以為阻斷貧困代際傳遞輸送必要的人力資本。義務(wù)教育作為國(guó)民教育的基礎(chǔ)，可以保障農(nóng)村家庭子女的教育起點(diǎn)公平，又因其具有公共產(chǎn)品屬性和較高的社會(huì)回報(bào)率，也使其成為政府進(jìn)行人力資本投資的重要方式[17—19]。義務(wù)教育作為國(guó)民教育的基礎(chǔ)，所涉及的群體比高等教育更加廣泛，以至于政府為義務(wù)教育進(jìn)行財(cái)政撥款時(shí)更加注重公平性，這有助于保障農(nóng)村家庭子女在基礎(chǔ)教育階段平等地享有受教育的機(jī)會(huì)。盡管與城市相比，農(nóng)村中小學(xué)教育的發(fā)展相對(duì)落后，但是通過(guò)義務(wù)教育財(cái)政支出可以保障農(nóng)村學(xué)生擁有更加公平的教育起點(diǎn)。特別是對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困家庭的子女而言，義務(wù)教育財(cái)政支出可以為其接受較高質(zhì)量的基礎(chǔ)教育奠定物質(zhì)基礎(chǔ)，并為其獲取更高的教育人力資本創(chuàng)造先決條件，進(jìn)而激發(fā)農(nóng)村子代阻斷相對(duì)貧困代際傳遞的內(nèi)生動(dòng)力。

2.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)以上實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文主要采用更換計(jì)量模型的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。選用2SLS 模型進(jìn)行檢驗(yàn)，仍以各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為義務(wù)教育財(cái)政支出的工具變量，并通過(guò)依次添加控制變量的方式再次進(jìn)行計(jì)量回歸。如表3 所示，在Model（1）中對(duì)人口學(xué)特征、家庭特征、時(shí)間特征和地區(qū)特征這四類(lèi)控制變量進(jìn)行控制，解釋變量的系數(shù)值為-0.0550，并在1%的水平上顯著。Model（2）在Model（1）的基礎(chǔ)上添加父母資源稟賦特征這一類(lèi)控制變量，解釋變量的系數(shù)值為-0.0530，并且依然在1%的水平上顯著。以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文核心解釋變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平均未發(fā)生明顯變化。因此，上述實(shí)證結(jié)果均表現(xiàn)出較好的穩(wěn)健性。

表3 義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞影響的2SLS模型回歸結(jié)果

3 進(jìn)一步分析

3.1 異質(zhì)性分析

表4 是義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)不同經(jīng)濟(jì)狀況家庭農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的回歸結(jié)果。根據(jù)CGSS 問(wèn)卷中關(guān)于“您家的家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地屬于哪一檔”這一問(wèn)題，將問(wèn)卷中遠(yuǎn)低于平均水平、低于平均水平的農(nóng)村家庭合并為較低收入的農(nóng)村家庭；將平均水平的農(nóng)村家庭劃分為中等收入的農(nóng)村家庭；將遠(yuǎn)高于平均水平、高于平均水平的農(nóng)村家庭合并為較高收入的農(nóng)村家庭，并檢驗(yàn)這三類(lèi)農(nóng)村家庭的差異性。Model（1）、Model（2）和Model（3）分別為以上三類(lèi)家庭的分樣本回歸結(jié)果。結(jié)果表明，對(duì)于較低和中等收入的農(nóng)村家庭而言，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞影響的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，并分別在1%和5%的水平上顯著，說(shuō)明義務(wù)教育財(cái)政支出有助于較低和中等收入家庭擺脫相對(duì)貧困代際傳遞的影響。對(duì)于較高收入的家庭而言，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞影響的系數(shù)符號(hào)雖然為負(fù)，但是并不顯著，說(shuō)明義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)收入較高的家庭而言，并不能產(chǎn)生有效的影響。義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響之所以存在家庭差異，原因在于較低和中等收入水平的農(nóng)村家庭存在經(jīng)濟(jì)脆弱性，也因此存在更高的相對(duì)貧困代際傳遞風(fēng)險(xiǎn)，而較高收入的農(nóng)村家庭由于其經(jīng)濟(jì)韌性更強(qiáng)，因此發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞的風(fēng)險(xiǎn)較低?？傊x務(wù)教育財(cái)政支出更有助于阻斷較低和中等收入農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困代際傳遞。

表4 以經(jīng)濟(jì)狀況為子樣本的異質(zhì)性分析

表5 是義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)不同地區(qū)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的回歸結(jié)果。按照區(qū)域位置，將樣本劃分為西部地區(qū)、中部地區(qū)、東部地區(qū)三組。Model（1）、Model（2）、Model（3）依次為以上三組地區(qū)的分樣本回歸結(jié)果。結(jié)果表明，各地區(qū)的義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響系數(shù)均為負(fù)，其中只有東部地區(qū)在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明義務(wù)教育財(cái)政支出有助于阻止東部地區(qū)的農(nóng)村居民發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞。對(duì)西部地區(qū)和中部地區(qū)而言，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞影響的系數(shù)符號(hào)雖然為負(fù)，但是不顯著，說(shuō)明義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)中西部地區(qū)的農(nóng)村居民而言，并不能產(chǎn)生有效的影響。導(dǎo)致上述結(jié)果的原因在于，中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，對(duì)農(nóng)村義務(wù)教育的財(cái)政投入相對(duì)較少，以至于難以通過(guò)義務(wù)教育財(cái)政支出阻止農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生，而東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，東部地區(qū)各省份的財(cái)政基礎(chǔ)較為雄厚，可以有效支撐農(nóng)村義務(wù)教育的快速發(fā)展，進(jìn)而可以降低農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的風(fēng)險(xiǎn)。因此，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響具有明顯的地區(qū)差異，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，可以有效降低農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生概率，但是在相對(duì)落后的中西部地區(qū)，以現(xiàn)有的義務(wù)教育財(cái)政支出水平來(lái)看，難以發(fā)揮應(yīng)有的作用。

表5 以地區(qū)為子樣本的異質(zhì)性分析

3.2 機(jī)制分析

義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響存在家庭收入累積效應(yīng)。本文主要從經(jīng)濟(jì)收入層面探究義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響機(jī)制。一方面，義務(wù)教育財(cái)政支出能夠增加農(nóng)村家庭的總收入。如表6所示，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)家庭總收入存在正向促進(jìn)作用，并在1%的水平上顯著，表明義務(wù)教育財(cái)政支出可以增加農(nóng)村家庭的總收入。學(xué)校的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、優(yōu)秀師資的引進(jìn)，以及困難學(xué)生的補(bǔ)貼均離不開(kāi)教育財(cái)政支出，其中義務(wù)教育財(cái)政支出作為基礎(chǔ)性的教育財(cái)政支出，為農(nóng)村子女接受公平的教育提供了機(jī)會(huì)與物質(zhì)保障。在國(guó)家義務(wù)教育財(cái)政的支持下，可以有效保障農(nóng)村家庭的子代接受基礎(chǔ)教育，并為其提供接受更高層次教育的平臺(tái)，這也為其提升人力資本和獲取有更高收入的就業(yè)機(jī)會(huì)奠定了基礎(chǔ)。另一方面，義務(wù)教育財(cái)政支出能夠增加農(nóng)村家庭總收入，進(jìn)而阻止相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生。如下頁(yè)表7 所示，在Model（2）中加入家庭總收入這一中介變量后，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響系數(shù)為-0.0850，對(duì)比Model（1）中的影響系數(shù)-0.1270，有所下降，這說(shuō)明中介變量弱化了義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的直接影響。因此，綜合表6 和表7 的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，提升農(nóng)村家庭總收入是義務(wù)教育財(cái)政支出阻止農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞發(fā)生的重要渠道。

表6 義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)中介變量的影響（OLS估計(jì)結(jié)果）

表7 義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的負(fù)向影響機(jī)制（Probit模型估計(jì)結(jié)果）

4 結(jié)論與建議

本文基于中國(guó)人民大學(xué)2013—2018年的大規(guī)模實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響。通過(guò)使用工具變量法解決計(jì)量模型中存在的內(nèi)生性問(wèn)題，并運(yùn)用IVProbit模型和中介效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)量回歸分析。研究發(fā)現(xiàn)：第一，義務(wù)教育財(cái)政支出可以有效降低農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生概率。通過(guò)義務(wù)教育財(cái)政支出可以有效阻止農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生。第二，義務(wù)教育財(cái)政支出有助于較低收入和中等收入的農(nóng)村家庭免受相對(duì)貧困代際傳遞的影響。與較高收入的農(nóng)村家庭相比，義務(wù)教育財(cái)政支出能更有效地阻止中低收入水平的農(nóng)村家庭發(fā)生相對(duì)貧困代際傳遞。第三，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的影響存在明顯的地區(qū)差異。受區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，義務(wù)教育財(cái)政支出可以顯著降低東部地區(qū)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生概率，但是中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，義務(wù)教育財(cái)政支出難以發(fā)揮顯著作用。第四，義務(wù)教育財(cái)政支出具有家庭收入累積效應(yīng)。義務(wù)教育財(cái)政支出通過(guò)提高家庭總收入進(jìn)而間接阻止農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞的發(fā)生。

為了充分發(fā)揮義務(wù)教育財(cái)政支出的阻貧作用，提高農(nóng)村家庭子代的人力資本存量，本文提出以下建議：一是提升地區(qū)教育財(cái)政支出水平。義務(wù)教育財(cái)政資金的充足與否不僅受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約，同時(shí)也受到當(dāng)?shù)卣逃?cái)政支出偏好的影響。從短期內(nèi)分析，對(duì)于中西部地區(qū)的各省份而言，在無(wú)法在短時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速趕超的情況下，義務(wù)教育財(cái)政資金的充足性需要通過(guò)提升教育財(cái)政支出水平才能實(shí)現(xiàn)。需要深度挖掘義務(wù)教育的邊際價(jià)值，提升當(dāng)?shù)卣畬?duì)義務(wù)教育的重視程度，合理增加義務(wù)教育財(cái)政支出占GDP的比重。二是持續(xù)優(yōu)化義務(wù)教育財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)。根據(jù)本文研究結(jié)論，在阻止農(nóng)村相對(duì)貧困代際傳遞方面，義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)中低收入的農(nóng)村家庭更為有效，但是難以對(duì)中西部地區(qū)的農(nóng)村居民產(chǎn)生顯著影響。因此，需要優(yōu)化義務(wù)教育財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，將有限的教育財(cái)政資源向中低收入水平和中西部地區(qū)的農(nóng)村家庭傾斜。三是完善義務(wù)教育財(cái)政支出的績(jī)效評(píng)價(jià)體系。為了充分發(fā)揮義務(wù)教育財(cái)政支出的阻貧作用，需要系統(tǒng)性地完善現(xiàn)有財(cái)政支出的績(jī)效評(píng)價(jià)體系，全面考核現(xiàn)有農(nóng)村義務(wù)教育財(cái)政支出的績(jī)效，促進(jìn)財(cái)政教育支出的合理性和公平性。