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        義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響效應研究

        2023-12-15 14:36:42李玉恒
        統(tǒng)計與決策 2023年22期
        關鍵詞:代際財政支出變量

        陳 虹,李玉恒

        (1.安徽財經(jīng)大學文學院,安徽 蚌埠 233000;2.中國科學院地理科學與資源研究所,北京 100101)

        0 引言

        發(fā)展義務教育是國家對人力資本的基礎性投資,但是目前農(nóng)村義務教育的投入仍然不足,難以充分滿足農(nóng)村子代在個人成長方面的教育需求。現(xiàn)階段,農(nóng)村存在較高的防貧壓力和返貧風險。由于農(nóng)村收入水平相對較低的人群規(guī)模較大,再加上教育發(fā)展相對落后,這使得農(nóng)村家庭不僅面臨相對貧困問題,而且要承擔相對貧困代際傳遞的風險。提升農(nóng)村義務教育質(zhì)量離不開國家的財政支持,國家通過義務教育財政支出可以使農(nóng)村相對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貧困的動力。然而,義務教育財政支出作為國家人力資本投資的重要方式,長期以來受到多方面因素的制約,使其難以在阻斷農(nóng)村相對貧困代際傳遞方面充分發(fā)揮作用。義務教育財政支出雖然可以降低代內(nèi)的貧困風險,但是能否有效阻斷相對貧困代際傳遞的發(fā)生?對處于不同經(jīng)濟狀況的農(nóng)村家庭而言,義務教育財政支出是否能夠發(fā)揮不同的作用?義務教育財政支出是否存在地區(qū)差異?義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響機制如何?關于以上問題的研究對實現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

        已有研究主要存在兩種觀點。一部分學者基于經(jīng)濟效益的角度,將教育財政支出視為政府在全國范圍內(nèi)進行資源分配的工具,并認為教育財政支出可以提高人力資本和代際收入,進而可以阻斷絕對貧困的代際傳遞[1—5]。如王昉和燕洪(2022)[6]進一步指出,教育財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貧困代際傳遞的勞動技能和經(jīng)濟收入。另一部分學者基于社會公平的角度,認為在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下,城市虹吸效應導致農(nóng)村義務教育的優(yōu)質(zhì)資源流失,農(nóng)村絕對貧困家庭的子女也會因此喪失接受優(yōu)質(zhì)教育的平臺,而教育財政支出可以彌補貧困家庭子女在資源稟賦方面的劣勢,促使其獲取更多的教育機會[7—10]。該部分學者中,安雪慧(2014)[11]、李實和楊一心(2022)[12]進一步指出,教育財政支出可以保障落后地區(qū)貧困家庭子女的教育機會公平,增加貧困家庭子女接受教育的機會,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教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響效應奠定了基礎,但是仍然有以下問題亟待解決。首先,已有文獻側(cè)重研究教育財政支出對絕對貧困代際傳遞的影響,而對相對貧困代際傳遞的研究較少;其次,已有文獻側(cè)重研究教育財政支出在全國范圍內(nèi)阻斷貧困代際傳遞的作用,而對農(nóng)村家庭相對貧困代際傳遞及其異質(zhì)性的研究較少;最后,已有文獻雖然從經(jīng)濟和公平兩種角度揭示了教育財政支出對抑制貧困代際傳遞的積極影響,但是缺少教育財政支出對貧困代際傳遞影響的機制分析。針對已有研究存在的不足,本文做了如下工作:第一,采用全國大規(guī)模實地調(diào)查數(shù)據(jù),使樣本更具代表性;第二,為準確檢驗義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響效應,本文引入工具變量以克服內(nèi)生性的影響;第三,對不同經(jīng)濟狀況和不同地區(qū)的農(nóng)村家庭進行異質(zhì)性分析,全面分析義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響在分樣本回歸中的差異性;第四,深入研究義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響機制,并揭示內(nèi)在的作用機理。

        1 研究設計

        1.1 數(shù)據(jù)來源與說明

        本文采用的數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS),其中,義務教育財政支出及其工具變量的相關數(shù)據(jù)來源于教育部和國家統(tǒng)計局的官方網(wǎng)站。CGSS是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學術(shù)調(diào)查項目,該項調(diào)查由中國人民大學組織實施,覆蓋除港澳臺以外的所有省份。調(diào)查內(nèi)容涵蓋本文所需要的個人特征、家庭背景,以及父母資源稟賦等多方面的信息,可以為研究義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響提供充足的數(shù)據(jù)。為有效檢驗義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響效應,本文根據(jù)CGSS 問卷調(diào)查時間,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、10968 個和12787個,根據(jù)實證分析的需要,本文對原始數(shù)據(jù)進行篩選和整理。具體的數(shù)據(jù)處理過程包括: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,所以對其進行刪除處理。通過保留信息完整的樣本,最終獲得有效樣本量共計11508個。

        1.2 變量定義與描述性統(tǒng)計

        本文的核心解釋變量是義務教育財政支出。為更加準確地估計義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響,將義務教育財政支出這一核心解釋變量進行對數(shù)化處理,并在后文的內(nèi)生性討論中,選擇各地區(qū)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費投入強度作為義務教育財政支出的工具變量進行實證分析。理論上,通過義務教育財政撥款,中小學可以為提升教育質(zhì)量獲取必要的人力和物力,而其教育質(zhì)量的提升能夠為個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險的能力,降低發(fā)生相對貧困代際傳遞的可能性。本文在實證檢驗義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響效應之前,先通過統(tǒng)計分析對樣本中不同受教育程度群體的相對貧困狀況進行比較。結(jié)果表明,在小學及以下的受教育群體中,發(fā)生農(nóng)村相對貧困代際傳遞的比例達到35.22%,而在初中和高中及以上的受教育群體中,發(fā)生農(nóng)村相對貧困代際傳遞的比例分別為22.43%和14.62%,這說明在受教育程度越高的群體中,發(fā)生農(nóng)村相對貧困代際傳遞的比例越低。

        被解釋變量為是否發(fā)生相對貧困代際傳遞,用以衡量農(nóng)村相對貧困代際傳遞。本文將相對貧困的客觀標準與受訪者對自身及其父代社會階層的主觀感受相結(jié)合,從而對是否發(fā)生相對貧困代際傳遞的判斷標準進行設定,該判斷標準主要包括個人經(jīng)濟狀況、父代階層、代際階層流動三個層面。首先,在個人經(jīng)濟狀況層面,參考已有文獻的做法,將農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)的40%作為相對貧困線[13,14]。當受訪者收入低于相對貧困線時,便將其認定為相對貧困,反之則不是。其次,在父代階層方面,以受訪者對自身與成年以前家庭社會經(jīng)濟地位的主觀評價為參考[15]。若受訪者本人處于相對貧困線以下,并且14歲時父代處于較低的社會階層,則認為受訪者的相對貧困源自父代。然后,在代際流動層面,將代際階層流動性作為判斷是否發(fā)生相對貧困代際傳遞的另一項標準。通過對比受訪者與父代的社會階層,判斷代際階層是向上流動,還是向下流動,或是不變。若向上流動則說明子代的代際流動性較好,向下流動則說明子代的階層地位在下降。最后,當受訪者同時滿足自身處于相對貧困、父代處于較低階層,以及代際階層不變或者向下流動這三個條件時,則將其認定為發(fā)生相對貧困代際傳遞,反之則認為沒有發(fā)生。如下頁表1所示,發(fā)生農(nóng)村相對貧困代際傳遞賦值為1,否為0。在已有樣本中發(fā)生相對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

        控制變量包含五個方面,分別是人口學特征、家庭特征、父母資源稟賦特征、時間特征,以及地區(qū)特征。如表1所示,人口學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)濟狀況。父母的資源稟賦可能對子代的相對貧困代際傳遞產(chǎn)生影響,特別是子代在青少年時期,父母資源稟賦需要重點控制,因為個人成長可能會受到資源集聚效應的影響。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歲時父母就業(yè)狀況,以及受訪者14歲時父母職務級別。本文所使用的數(shù)據(jù)是由多個年份組成的混合截面數(shù)據(jù),需要控制時間效應的影響。由于不同地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異,因此需要在模型中控制地區(qū)效應。

        1.3 計量模型

        家庭總收入是義務教育財政支出阻斷農(nóng)村相對貧困代際傳遞的重要傳導機制。家庭總收入取決于成員個人收入。義務教育財政支出既可以為農(nóng)村相對貧困家庭的子代在未來就業(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)濟負擔。一方面,農(nóng)村義務教育在財政支持下,不僅能夠持續(xù)滿足農(nóng)村相對貧困家庭子女接受基礎教育的需求,也能為其接受更高層次的教育提供平臺,這就為其未來就業(yè)和獲取更高的個人收入積累了必要的人力資本;另一方面,在義務教育財政支出的保障下,可以為農(nóng)村相對貧困家庭的子代在接受義務教育時提供教育補貼,這為農(nóng)村相對貧困家庭的子代完成學業(yè)提供了保障,同時也降低了農(nóng)村相對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)濟負擔??傊?,義務教育財政支出能夠從增加子代收入和降低父母經(jīng)濟負擔兩個方面促進家庭總收入的提升,進而有助于阻斷農(nóng)村相對貧困代際傳遞。

        由于本文關注的被解釋變量屬于二分類變量,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 模型作為基準回歸的計量模型較為合理?;鶞驶貧w模型設置如下:

        在公式(1)中,Z*表示是否發(fā)生相對貧困代際傳遞,這是本文所關注的被解釋變量;X*為本文所關注的核心解釋變量即義務教育財政支出;Cn是控制變量,涵蓋人口學特征、家庭特征、父母資源稟賦特征、時間特征,以及地區(qū)特征五種控制變量;α為常數(shù)項;μ1和μ2為待估參數(shù);εn為隨機誤差項。使用最大似然估計對上述模型進行估計,為消除數(shù)據(jù)的非正態(tài)性,對義務教育財政支出進行對數(shù)化處理。在計量回歸分析中,本文主要研究義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響這一單向因果關系。然而,農(nóng)村相對貧困代際傳遞多發(fā)生在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū),并制約當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平和財政收入,進而影響到地區(qū)義務教育財政支出水平。所以,義務教育財政支出與農(nóng)村相對貧困代際傳遞兩者之間存在雙向因果關系,需要進一步解決內(nèi)生性問題。本文引入各地區(qū)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費投入強度作為工具變量,以克服內(nèi)生性的影響。由于各地區(qū)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費投入強度可以反映當?shù)貙茖W與教育事業(yè)的支持力度,故各地區(qū)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費投入強度與義務教育財政支出相關,符合工具變量的相關性條件。由于各地區(qū)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費投入強度并不能直接影響農(nóng)村相對貧困代際傳遞,除了通過內(nèi)生解釋變量對被解釋變量進行影響外,別無其他渠道,故本文的工具變量具有外生性,符合排他性條件。若內(nèi)生性檢驗不通過,則使用Probit 模型的回歸結(jié)果;若通過內(nèi)生性檢驗,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βV+δnCn+πn大于0 時取值為1,反之取值為0。V是本文引入的工具變量,πn與φn為隨機誤差項,并且滿足Cov(πn,φn)≠0。

        本文通過構(gòu)建中介效應模型進行影響機制分析。參考趙建國和周德水(2021)[16]對中介效應的檢驗步驟,本文分三步對中介效應進行檢驗。首先,檢驗義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響效應;其次,檢驗義務教育財政支出對中介變量的影響;最后,檢驗義務教育財政支出與中介變量對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響。具體模型設置如下:

        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為隨機誤差項。根據(jù)中介效應的檢驗步驟,首先,檢驗公式(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,檢驗公式(5)中A1和A2的系數(shù)是否顯著。倘若各個檢驗步驟的結(jié)果均滿足條件,則認為中介變量Jn具有合理性,故存在中介效應。

        2 實證結(jié)果分析

        2.1 義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的回歸結(jié)果

        下頁表2 是義務教育財政支出對農(nóng)村相對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 模型的計量回歸結(jié)果,并且均在控制人口學特征變量、家庭特征變量、時間變量,以及地區(qū)變量的情況下進行估計。如表2中Model(1)所示,義務教育財政支出的系數(shù)符號為負,且在1%的水平上顯著,表明義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞具有顯著的負向影響。Model(2)的內(nèi)生性檢驗(Wald Test)的P值為0.0004,在1%的水平上拒絕外生性假設,說明存在內(nèi)生性問題。如果不解決內(nèi)生性,則將導致計量結(jié)果為有偏估計。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)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費投入強度”作為義務教育財政支出這一內(nèi)生變量的工具變量,并選擇IVprobit模型進行分析。根據(jù)AR檢驗的結(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題。通過Model(2)發(fā)現(xiàn),即便在解決內(nèi)生性問題后,義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞仍然在1%的顯著性水平上產(chǎn)生負向影響,這說明義務教育財政支出可以抑制農(nóng)村相對貧困代際傳遞。

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

        2.2 穩(wěn)健性檢驗

        為檢驗以上實證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文主要采用更換計量模型的方式進行穩(wěn)健性檢驗。選用2SLS 模型進行檢驗,仍以各地區(qū)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費投入強度作為義務教育財政支出的工具變量,并通過依次添加控制變量的方式再次進行計量回歸。如表3 所示,在Model(1)中對人口學特征、家庭特征、時間特征和地區(qū)特征這四類控制變量進行控制,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)的基礎上添加父母資源稟賦特征這一類控制變量,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)健性檢驗結(jié)果表明,本文核心解釋變量的系數(shù)符號和顯著性水平均未發(fā)生明顯變化。因此,上述實證結(jié)果均表現(xiàn)出較好的穩(wěn)健性。

        表3 義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞影響的2SLS模型回歸結(jié)果

        3 進一步分析

        3.1 異質(zhì)性分析

        表4 是義務教育財政支出對不同經(jīng)濟狀況家庭農(nóng)村相對貧困代際傳遞的回歸結(jié)果。根據(jù)CGSS 問卷中關于“您家的家庭經(jīng)濟狀況在所在地屬于哪一檔”這一問題,將問卷中遠低于平均水平、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,并檢驗這三類農(nóng)村家庭的差異性。Model(1)、Model(2)和Model(3)分別為以上三類家庭的分樣本回歸結(jié)果。結(jié)果表明,對于較低和中等收入的農(nóng)村家庭而言,義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞影響的系數(shù)符號為負,并分別在1%和5%的水平上顯著,說明義務教育財政支出有助于較低和中等收入家庭擺脫相對貧困代際傳遞的影響。對于較高收入的家庭而言,義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞影響的系數(shù)符號雖然為負,但是并不顯著,說明義務教育財政支出對收入較高的家庭而言,并不能產(chǎn)生有效的影響。義務教育財政支出對農(nóng)村相對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)濟脆弱性,也因此存在更高的相對貧困代際傳遞風險,而較高收入的農(nóng)村家庭由于其經(jīng)濟韌性更強,因此發(fā)生相對貧困代際傳遞的風險較低??傊?,義務教育財政支出更有助于阻斷較低和中等收入農(nóng)村家庭的相對貧困代際傳遞。

        表4 以經(jīng)濟狀況為子樣本的異質(zhì)性分析

        表5 是義務教育財政支出對不同地區(qū)農(nóng)村相對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)的義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響系數(shù)均為負,其中只有東部地區(qū)在1%的顯著性水平上顯著,說明義務教育財政支出有助于阻止東部地區(qū)的農(nóng)村居民發(fā)生相對貧困代際傳遞。對西部地區(qū)和中部地區(qū)而言,義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞影響的系數(shù)符號雖然為負,但是不顯著,說明義務教育財政支出對中西部地區(qū)的農(nóng)村居民而言,并不能產(chǎn)生有效的影響。導致上述結(jié)果的原因在于,中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后,對農(nóng)村義務教育的財政投入相對較少,以至于難以通過義務教育財政支出阻止農(nóng)村相對貧困代際傳遞的發(fā)生,而東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達,東部地區(qū)各省份的財政基礎較為雄厚,可以有效支撐農(nóng)村義務教育的快速發(fā)展,進而可以降低農(nóng)村相對貧困代際傳遞的風險。因此,義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的影響具有明顯的地區(qū)差異,在經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū),可以有效降低農(nóng)村相對貧困代際傳遞的發(fā)生概率,但是在相對落后的中西部地區(qū),以現(xiàn)有的義務教育財政支出水平來看,難以發(fā)揮應有的作用。

        表5 以地區(qū)為子樣本的異質(zhì)性分析

        3.2 機制分析

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

        表6 義務教育財政支出對中介變量的影響(OLS估計結(jié)果)

        表7 義務教育財政支出對農(nóng)村相對貧困代際傳遞的負向影響機制(Probit模型估計結(jié)果)

        4 結(jié)論與建議

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

        為了充分發(fā)揮義務教育財政支出的阻貧作用,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)教育財政支出水平。義務教育財政資金的充足與否不僅受到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的制約,同時也受到當?shù)卣逃斦С銎玫挠绊憽亩唐趦?nèi)分析,對于中西部地區(qū)的各省份而言,在無法在短時間內(nèi)實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟快速趕超的情況下,義務教育財政資金的充足性需要通過提升教育財政支出水平才能實現(xiàn)。需要深度挖掘義務教育的邊際價值,提升當?shù)卣畬αx務教育的重視程度,合理增加義務教育財政支出占GDP的比重。二是持續(xù)優(yōu)化義務教育財政支出的結(jié)構(gòu)。根據(jù)本文研究結(jié)論,在阻止農(nóng)村相對貧困代際傳遞方面,義務教育財政支出對中低收入的農(nóng)村家庭更為有效,但是難以對中西部地區(qū)的農(nóng)村居民產(chǎn)生顯著影響。因此,需要優(yōu)化義務教育財政支出結(jié)構(gòu),將有限的教育財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。三是完善義務教育財政支出的績效評價體系。為了充分發(fā)揮義務教育財政支出的阻貧作用,需要系統(tǒng)性地完善現(xiàn)有財政支出的績效評價體系,全面考核現(xiàn)有農(nóng)村義務教育財政支出的績效,促進財政教育支出的合理性和公平性。

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