熊波+吴欣茹+卢盛峰

摘要：现阶段，我国居民消费占最终消费比重逐年下降。而作为农业大国，如果能刺激农村居民消费、将潜力消费转换为实际消费，将极有利于提高我国整体消费能力。我国农村以人力资本为核心特征，优化培育人力资本能够对农村居民消费具有长远影响。然而，教育的影响具有时滞性，并受到多种因素的影响，能否切实提高农村居民消费能力仍值得商榷。本文运用中国健康与营养调查（CHNS）微观住户数据，采用双重差分（DID）模型对农村居民消费受农村义务教育政策冲击所产生的效果进行经验研究。研究发现：农村义务教育费用减免政策对农村居民消费具有负向效应，主要表现在对低收入家庭消费的抑制作用上。这种负向效应更多地是由于农村低收入家庭增加了子女入学支出，在收入既定的条件下减少了消费支出。这说明要想提高农村居民的消费水平，绝非仅仅依靠减免农村义务教育费用一项政策可以改变的。

关键词：义务教育费用减免；农村居民消费；CHNS数据；DID模型

中图分类号：F306文献标识码：A

文章编号：1000176X（2017）08009008

“十三五”是我国实现2020年全面建成小康社会奋斗目标的决胜时期。目前我国内需始终不足。这种不足在消费上主要表现为两个方面：一方面，以支出法计算的最终消费在我国GDP总量的份额已经从2000年的633%下降到2015年的516%；另一方面，居民消费占消费的比重也从2000年的474%下降到2014年360%。居民消费需求的下降使得我国内需不足，无法及时跟进经济发展的速度，经济结构无法得到及时的调整与转变，长此以往，社会生产生活将无法健康积极地发展。因此，如何促进居民消费增长对于保证我国经济的健康持续发展非常重要。

我国是农业大国，截至2016年，农村人口占全国总人口的427%，乡村常住人口较2015年增长了1 378万。因此，考虑到如果能充分调动广大农村居民这一潜在的消费主力军，刺激这近半数居民的有效需求，扩大农村居民内需，提高农村居民消费量，将有助于改善我国内需不足的经济现状，进而转变经济结构，提高消费能力，引导经济健康持续地发展。然而，从目前来看，我国农村居民消费水平始终偏低，不仅如此，农村消费量占总消费量的比重近年来还呈现逐渐下降的趋势，从2000年的332%下降到2015年的222%。同时，城乡居民消费差距逐渐扩大，城镇居民消费是农村居民消费近三倍。因此，如何改善当前农村居民消费偏低的现象，如何采取措施将农村巨大的潜力消费转换为实际消费，切实提高农民消费对经济增长贡献率的作用，就成为一个很重要的问题。

2015年11月，中央提出的“供给侧改革”，其重点在于推进劳动力、资本、创新、政府四条主线同步增长。目前，我国农村经济发展仍然以劳动力、土地等初级生产要素为主要投入资源，而技术、高素质人才等高级生产要素并未占主要地位，这会导致农村发展结构不合理、资源消耗过多等问题，不利于农业现代化的发展。尤其是，农村以人力资本为其核心特征，对人力资本培育的种种限制会阻碍农村经济的内在增长潜力，抑制农村居民潜在消费需求。因此，教育作为一种能够直接有效地优化劳动力配置、提升人力资本质量的重要公共服务，能有效地改善农村生产结构、增加农村收入、促进农民消费。

然而，义务教育的作用具有时滞性，这期间各级政府之间的专项转移支付力度不够、政策设立不规范、与教育政策相关的配套措施不健全等因素都可能带来农村居民让子女接受教育的机会成本上升，农村家庭负担加重，反而导致农村居民消费的降低。因此，义务教育能否收到切实提高农村居民消费的预期效果仍值得商榷。

2005年底，国务院常务会议决定将农村义务教育全面纳入公共财政保障范畴，建立农村义务教育经费保障机制。并从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生的学杂费，并给予贫困家庭学生教科书及补助寄宿生生活费。2007年政策扩大到中部和东部地区，并于2008年全国范围内推行农村义务教育费用减免政策，与此同时，相应地提高了农村义务教育阶段对中小学的公用经费保障水平，对校舍维修给予了一定的资金，对中小学教师的工资保障机制也进行了进一步的完善。为了探究我国义务教育改革是否真正收到了预期效果，本文就2008年农村义务教育学杂费减免对农村家庭消费带来的政策冲击效果进行经验研究，探讨其对农村居民消费的影响。

一、文献综述和研究假设

凯恩斯[1]提出了绝对收入假说，指出消费是由收入所决定的，消费与收入呈正相关并具有边际递减的趋势。Freidman[2]提出了持久收入理论，将收入分为暂时性收入与持久性收入，居民对消费的支出取决于持久性收入，稳定的持久性收入带来稳定的消费，否则只会带来储蓄的增加。Modigliani[3]在凯恩斯的基础上，提出了生命周期假设消费函数，他认为消费者一生的消费等于一生的收入，理性的消费者在安排消费时不仅会考虑当前收入，还会考虑未来预期的收入情况、初始资产及年龄大小等因素。此外还有缓冲存货模型、交迭世代模型等消费理论。总而言之，對消费假说的基本理论一方面以收入、储蓄及国民经济发展状况等外在因素展开，一方面以消费者自身预期、年龄、代际传递等内在因素展开，各个不同因素从不同侧面相结合解释了居民消费的现象。

现阶段对我国消费现象的研究大都是从西方消费理论的角度出发，结合我国实际情况进行分析。主要分为三类：第一类是从收入的角度出发。王金安[4]选取了1994—2011年我国省级面板数据，对居民消费需求的影响因素进行了分析，指出当下可支配收入依然是影响居民消费的关键因素。王宋涛[5]构建了多变量消费函数，对1996—2010年我国城乡居民消费率进行分解，表明居民收入比重下降是居民消费率下降的主要因素。第二类是从预防性储蓄的角度出发，认为居民对收入变动的过分敏感会提高居民的预防性储蓄，从而降低即期消费支出。Chamon和Prasad [6]从预防性储蓄的角度解释了我国城乡居民低消费的原因。张幼松和苏东水[7]将随机收入与实际利率引入到消费者效用函数模型中，并对年度数据进行分析，显示我国城镇居民预防性储蓄强度存在结构性变化，这种结构性变化需要城镇居民社会保障制度的完善。陈乐一等[8]也对不同收入等级的城镇居民进行了分析，指出我国居民消费降低是由于流动性约束较紧、经济转轨时期的不确定性增强所决定的。这种低消费和内需不足还会反过来导致居民消费水平和消费增长率的下降。第三类是立足于当前我国经济转轨时期，经济、社会、政治制度不稳定带来的居民消费外在不确定性。王曦和陆荣[9]指出我国居民消费现状整体具有显著的预防性储蓄、对当前收入过度敏感等特征，这种现状本身是由于我国目前处于转型期间，“摸着石头过河”的改革制度手段导致居民无法准确预测未来预期收入，这种具有外生的不确定性抑制了居民的消费。孙凤和王玉华[10]也指出我国正处于转型时期，社会背景并不稳定，直接运用西方消费理论来解释居民的消费行为可能会带来一些问题。

此外，消费习惯、地域文化传统、人口结构和男女性别等也是居民消费的重要影响因素，这在农村居民消费中尤为敏感。Modigliani和Cao[11]运用生命周期理论解释年龄结构对居民低消费现象的影响，认为当前的低消费是源于传统风俗、道德、风险承担偏好的文化差异，我国近年来所颁布的控制人口增长以及计划生育政策都对储蓄率带来了显著的影响。邢志平[12]也指出这种人口结构的变动带来了居民消费率的下降。Wei 和 Zhang[13]还从性别出發，指出男女比例失调对居民消费的抑制作用。

我国农村经济具有消费性与生产性相统一的特点，农民的生产生活多与土地相联结，其消费资料不仅包含了对自身及家庭生存所需，还包含了土地劳作所需的必要成本支出，具有双重的经济功能。因此，对我国农村家庭居民消费，不能仅仅从储蓄与消费的二元层次考虑。

我国十分重视对三农问题的研究，尤其是对农村居民消费的研究。主要从预防性储蓄、信贷缺失以及其他不确定性因素，如住房、医疗等几个方面出发。胡日东等[14]拓展了LA/AIDS模型，分析了城乡收入差距对城乡居民消费结构具有显著影响。张琮玥[15]研究农户信贷对农村居民消费的影响，指出信贷作为国家反哺农业的一种手段，在促进农村居民消费上具有十分重要的影响。另外，骆祚炎[16]发现住房支出占总支出的比重对居民消费的增长有负面影响。杨水根和雷楚晶[17]研究医疗保健支出对城乡居民消费的影响，实证分析发现医疗保健支出与消费支出显著正相关。同时，对于农村居民消费与城镇居民消费对比的研究也较多。汪伟和郭新强[18]通过两期消费决策模型，发现我国中低收入者比高收入者具有更高的储蓄率，并且收入不平等程度越高、消费习惯越强，经济中的总储蓄率就越高，证明了改革开放以来农村居民的储蓄倾向在平均意义上高于城镇居民，农村居民的消费低于城镇居民。根据目前这种消费结构演变趋势，城乡居民消费结构将在较长时期内延续这种差异。

目前，随着我国经济的发展，农村居民消费需求正在逐步从基本保障需求转向为了自我实现、为了个人发展更高需求的过渡阶段。满足这种更高层次需求的发展可以有效降低对未来收入的不确定性，提高对未来收入的预期，进而提高居民的边际消费倾向。教育作为一种能够满足高层次自我实现需求的有效途径，对满足农村居民消费需求起到了十分重要的作用。然而教育的收益只有在长期才能得以体现，为农村居民提供教育服务政策能否切实收到预期效果，需要长期实践经验的总结。基于此，本文提出以下假设：

假设1：义务教育费用减免政策能够切实提升农村居民消费能力。

我国早期的教育费用主要由受教育者个人部分承担，学杂费的增加会显著加剧农民对教育的被动投资负担，义务教育费用减免政策降低了教育的价格，能使农村家庭受教育者的入学机会成本降低，提升农村居民消费水平。不仅如此，农村居民通过让子女接受教育，人力资本价值得到增值，也能提升家庭对未来收入的预期水平，从而促进农村家庭的即期消费水平。基于此，本文提出以下假设：

假设2：义务教育费用减免政策降低了农村居民消费能力。

教育是一项长期的服务，教育制度的变革，需要期间其他的政策变动与配套措施及时跟进，否则不仅会导致教育政策无法使农村居民消费能力得到提升，反而会制约居民的消费能力[19]。另外，教育作为一项公共服务，其效用体现具有一定的时滞性，在短期内，人力资本价值不仅无法得以在家庭收入等方面具体体现，而且仍需要一定的支出投入，这就可能会出现农村家庭子女接受教育所支付的费用反而会挤出居民家庭消费的现象。杨汝岱和陈斌开[20]利用CHIP数据研究高等教育和居民消费，发现高等教育支出对居民消费有明显的挤出效应。

教育的效用实现具有异质性，接受教育所获得的效用不仅仅取决于教育本身所需要的成本和教育能给受教育者带来的现实收益，还取决于不同家庭对教育这项服务的不同预期效果。因此，在研究教育政策冲击时，仅凭宏观数据难以对这种现象进行准确描述，而微观数据能更加细致地描述各个家户的具体特征，如户主年龄、信息等情况，将这些特征统筹考虑在内，才能更好地研究教育政策对农村居民消费的作用。本文采用中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）微观住户数据，分时期、分收入群体对义务教育政策进行评估，更细致地描述教育政策对农村居民家庭消费的影响，为相关政策制定提供微观证据。

二、模型设定及数据来源

农村义务教育费用减免作为一项在全国范围内的改革，自2006年起自西向东分地区逐步推广，这为本文运用双重差分（Difference-In-Differences，DID）模型来观察义务教育费用对农村居民消费产生的影响提供了基础。模型的基本思路是：农村义务教育费用减免一方面制造了同一个地区农民的消费情况在改革前后的差异；另一方面制造了在同一时间改革地区和非改革地区之间的差异。这种双重差异能够有效控制其他同一时间段内的政策影响，也能控制改革与非改革地区的事前差异，进而得到政策变化所带来的影响。

本文选取2000—2011年贵州、广西、河南、湖北、湖南、江苏、辽宁、山东和黑龙江九个省份的CHNS微观住户数据，涵盖了东、中、西三大地区。CHNS微观住户数据具有多阶段分层、整体随机抽样等特征，它按照各省份县市的收入，将其划分为低、中、高三个等级，再根据一定的权重样本在每个省份随机抽取四个县市，每个县市根据相对收入水平随机抽取三个农村地区，以代表该县三个收入等级水平，这样既保证了样本的代表性，也保证了样本的随机性。接着本文对数据进行匹配，将不同县市农村家庭的居民消费量与农村家户居民的具体特征相匹配，剔除了60个异常值，共得到11 352个观测值。

在样本县市中，贵州、广西、江苏和辽宁四个省份全部农村家户，湖南的沅江市和沅陵县于2006年全面推行义务教育费用减免政策，将其作为实验组，其他非改革地区作为对照组。其中实验组涉及东中西三个地区，与对照组样本特征接近。这样的数据结构允许我们将义务教育费用减免政策作为一项“准自然实验”来进行分析。

基于此，本文建立如下双重差分模型：

lnexpit=β0+β1didit+β2Xit+ui+γt+εit（1）

其中，lnexp为农村家庭人均消费的对数，hhexpense_cpi为农村家庭消费；下标i为地区，t为时间。考虑到物价变动对居民消费行为的影响，我们将被解释变量农村家庭消费以2011年的CPI指数平减处理，再除以家庭人口规模，得到农村家庭人均消费，为避免出现伪回归现象，对农村家庭人均消费进行了对数处理；ui为地区固定效應，控制实验组和对照组之间不随时间变化的差异；γt为年份固定效应，控制改革年份前后样本的共同变动趋势；didit为政策改革，也是我们主要关注的解释变量。实验组在改革后，受到政策冲击而发生改变，即解释变量didit=1，在改革前则didit=0；而对照组在改革前后都没有受到政策冲击的影响，相应解释变量didit=0。β1为实验组在经过政策变动前后所产生的差异与对照组在政策变动前后所产生的差异的区别，体现了义务教育费用减免政策对居民消费带来的变动效应；Xit为可能存在的影响农村居民消费的控制变量。为了能够尽可能排除其他影响消费因素的干扰，并考虑到数据的可得性，本文选取了农村居民人均收入（hhinc_cpi）、农村户主年龄（age）及年龄的平方项（age2）作为控制变量。收入是决定消费水平高低的最基本因素，而农村家庭的消费与投资具有一致性，因而本文对农村居民总收入扣除了一系列生产投资成本支出之后，选取农村家庭净收入作为控制变量，为了与被解释变量保持一致性，也以2011年CPI指数进行了平减、以农村家庭人口规模（hhsize）进行了均值化，再进行对数处理，得到了农村家庭人均净收入（lninc）。

义务教育通常以家户为单位，而且我国农村家庭具有传统典型的宗族家长制色彩，农村居民家庭消费决策在很大程度上取决于该家庭户主的决策偏好，因此，为了结果更贴合实际，本文将农村各家庭户主的具体特征纳入控制范围中。根据生命周期理论，人们对消费支出的安排是一个较长期的过程，在不同年龄阶段的边际消费倾向是不同的。起初随着年龄的增长，边际消费倾向会上升，而增长到一定阶段开始逐渐下降，呈现出倒U型趋势。笔者假设户主年龄的系数应该为正、年龄的平方项系数为负；另外，农村家庭主要以户主作为主要收入来源，而户主本人的收入来源是否稳定也是农村居民家庭消费的预算约束依据之一，因此，本文还选取了户主目前是否有工作（job）等虚拟变量进一步补充户主个体特征。各变量描述性统计结果如表1所示。

由表2可知，估计（1）给出的是没有任何控制变量的回归结果，结果显示核心变量系数为负，证明义务教育费用减免政策对农村居民消费呈现负向效应，验证了假设2。从定量上看，这种政策变动使得农村居民家庭人均消费量显著降低了0194个单位。估计（2）是加入了控制变量农村居民家庭人均净收入的估计结果，可以发现我们所关注的政策影响的估计值变动了39%，但核心变量依然显著。进一步考虑户主特征，我们添加了户主的年龄、年龄的平方项和户主目前的工作情况，估计（3）在控制了农村家户信息等具体特征后，义务教育费用减免政策的变动使得农村居民家庭人均消费降低了0149个单位，这种政策变动的系数显著。其中，控制变量农村居民家庭人均净收入每增长1个单位，农村居民家庭人均消费增长0419个百分点。年龄及年龄平方项的系数均显著满足假设前提，也符合Modigliani[3]的生命周期理论。

基本回归模型显示我国义务教育政策对农村居民消费具有显著的负向效应，这种负向效应可以从两个方面解释：一方面，义务教育所获得的收益可能以非货币性收益的形式表现出来，这种非货币性收益的形式更偏向于是一种基于生命周期之内的投资，而非单纯的消费行为；另一方面，我国农村居民消费主要还是以生产资料基本消费为主，提高农村家庭中未成年人接受义务教育的比重，一定程度上会对生产资料基本消费带来挤出效应，从而降低农村居民的实际消费。

2义务教育政策后不同时期对农村居民消费的影响

由于义务教育对农村居民消费的影响具有一定的时滞性，在一定时期内义务教育的作用并不能直接体现在家庭消费决策上。进一步地，教育具有连贯性，在接受义务教育后，为了实现教育所带来的价值最大化，部分家庭还需要接着付出高等教育所带来的成本，这部分成本可能会挤出农村家庭居民消费。本文假设短期内政策效果对农村居民消费的影响要弱于长期内的政策效果。为了进一步验证这种义务教育政策对农村居民消费影响在改革后不同时期内的变化趋势，我们将改革当年及之前的数据分别与2009年和2011年的数据进行实证检验。检验结果如表3所示，其中估计（1）、估计（3）和估计（5）为义务教育政策三年后对农村居民消费的影响，估计（2）、估计（4）和估计（6）为义务教育政策五年后对农村家庭消费的影响。先对2009年与2011年数据回归结果比较可以发现，在短期内义务教育费用减免政策对农村居民消费影响的确要弱于在中长期内对其产生的影响，这种影响体现在对消费的抑制作用上，义务教育政策颁布之后的短期内，即到2009年，这种政策变动给农村家庭消费带来了0125个单位的减少；而从中长期来看，义务教育减免政策颁布后到2011年，这种政策变动对农村居民消费的变化已经从0125升至0148个单位。义务教育费用减免对居民消费的减少随着时间的推移而有所增长，并且其显著性也随着时间推移而有所上升，这个结果与我们的预期大体一致。

对于这种现象可以从三个方面来解释：首先，教育是一个长期的过程，尤其是仅包含小学和初中的九年制义务教育，未成年人在这段时期内并没有完全提升个人的人力资本，更没有实现人力资本给家庭收入等方面带来的实际增长，因此，仅仅依靠义务教育并不能有效提升所有家庭的消费需求[21]。相反，在接受了义务教育之后，未成年人还有可能进一步接受高等教育，而我国高等教育的减免费用较少，学费、住宿费等各项支出较高，这种高水平支出的负担可能会成为农村部分居民家庭所不能承受之重，接受高等教育的高成本有可能导致其家庭的现期消费减少。其次，尽管该政策减免了义务教育学杂费用，但农民的教育机会成本依然很高，相较于在外打工或在家务农的辍学子女能够给家庭带来的直接即时收益而言，在校读书的农村学生无法在一定时期内直接增加家庭收入，从而也无法增加家庭的消费量[22]。因此，农村居民家庭增加教育支出在长期内势必会相应地减少其消费支出。最后，即使义务教育减免了学杂费，但在接受义务教育服务的这九年内，相应配套政策措施的不完善依然可能导致农民的教育负担并没有减轻，进而进一步降低了农村家庭的消费。

3义务教育政策对不同收入层次农村居民消费的影响

义务教育费用减免政策降低了农村家庭子女受教育的门槛，这种边际效应可能对于农村低收入家庭更具有吸引力。一方面，教育政策提高了他们选择送子女入学的积极性，他们愿意为了实现家庭人力资本价值提升而放弃短时期收益，增加子女教育支出；另一方面，这种人力资本价值的提升对他们短时期内家庭收入预期的影响不是很大，增加受教育者的比重会使他们选择降低即时消费。因此，笔者假设，义务教育費用减免政策的实施对低收入群体的效果较为显著，而对高收入群体的效果显著性较弱，无法确定对于中等收入家庭的影响变动方向。

我们对样本中的收入群体按照高、中、低组进行分类，然后对样本的家庭人均收入由低到高依次排序，将收入最低的1/3观测值定义为低收入组、收入中等1/3的观测值定义为中收入组、收入最高的1/3观测值定义为高收入组，分组后分别对不同收入群体所受到的政策冲击效果进行回归分析。回归结果如表4所示。

由表4可知，一方面，义务教育费用减免政策对低收入家庭消费的影响显著，这种政策冲击使得低收入家庭消费显著降低了0150个单位。而对于中高收入群体的消费影响不显著，这也验证了我们之前的假设。另一方面，从影响效果来看，尽管不够显著，但还是可以看出义务教育政策对消费的抑制作用随着收入的增加逐渐减小。中等收入的农村家庭受到义务教育费用减免政策的冲击影响已经较为微弱，而高收入家庭对这种政策效果的影响转为正向效应。这可能是因为相较于低收入家庭来说，义务教育的学杂费用减免既可以激励中高收入家庭选择让子女接受教育，又不会降低他们的基本生产生活所需消费量，中高收入家庭对教育的边际成本逐渐降低，而他们选择让子女受教育决策可能性的提升，又能提高他们对未来家庭人力资本增值的期望，从而提高他们对未来家庭收入的预期，进而增加了农村家庭的即期消费量。

4研究样本的合理性

虽然中央政策规定，2006年起义务教育费用减免政策自西部全省范围内推广，可以被视为外生。但同年，东中部部分省份的县市也在党中央的号召下，主动实行了义务教育改革政策的试点工作，这就使得样本实验组中的部分农村试点的选取具有一定的内生性。以湖南省为例，湖南省在挑选试点县市时，是以贫困程度为参考标准，选取了20个国家级贫困县和18个省级贫困县率先推行义务教育学杂费减免政策，在样本实验组中的沅江市和沅陵县便在国家级贫困县名单之中。这种有选择性地进行试点安排就会使得部分农村样本数据不再是随机选择，其特征可能不具有代表性，将这些试点县市囊括入实验组中，比较这部分试点县市与非试点县市的差异便可能无法反映义务教育费用减免政策的真实效果。因此，为了避免这种样本选择带来的偏差，我们根据当年度各个省市公布的相应义务教育费用减免政策的相关文件，依据文件中选择各省市农村试点的标准剔除了文件中具有特征性的农村样本数据，包含样本中先于全省改革的沅江市和沅陵县等共448个农村观测值，对样本观测值再次回归，由回归结果可知，政策冲击使得农村居民家庭消费降低了0138个单位，与主模型回归结果相似，而其他各个变量的回归结果不论是系数还是显著性，也都与原样本的回归结果变化相近。

（四）反事实检验

为了进一步验证农村家庭消费的变动是否真正源于义务教育费用减免政策的实施，而并非其他外部因素，本文对农村义务教育费用减免政策与城镇家庭的人均消费之间构建了双重差分模型检验。我们有理由认为，农村义务教育费用减免政策不会对城镇居民的消费产生影响。如果回归结果显示城镇家庭人均消费也受到了政策冲击的影响，就有理由怀疑我们所发现的义务教育政策与农村家庭消费的因果关系实际上只是另一些未观测到的共时性变量的冲击。

表5给出了义务教育政策对城镇居民家庭消费的影响。由表5可知，不论是长期还是短期，城镇居民样本受到政策冲击所估计的结果与农村样本的估计结果都表现出了非常明显的差异，其核心变量的结果均不显著。这也再一次验证了我们的推论，农村居民消费减少并非是受到某种城镇与农村居民共时性变量的影响效果所致。

四、结论及研究展望

本文以2000—2011年的CHNS微观住户数据作为样本，利用义务教育费用减免政策在不同地区分层推进所引起的准自然实验，考察该政策对农村居民消费的冲击效果。经过实证研究我们发现，这种政策冲击给农村居民家庭的消费带来了0149个单位的降低。接着，我们将时间划分为五年内的长期和三年内的短期，分别对在长短期中的政策冲击效果进行检验，发现义务教育费用减免政策在短期内对农村居民消费的抑制作用要弱于长期内对农村居民消费的抑制作用。接着，我们还对不同收入层次的农村居民家庭的影响效果进行了进一步分解，结果发现义务教育费用减免政策仅对低收入农村家庭具有显著的抑制效应，而对中、高收入的农村家庭的影响较弱，并且这种教育政策所带来的消费抑制性会随着农村居民家庭收入的提高而降低。最后，我们进行了稳健性检验，从不同的角度证明了这种政策冲击对农村居民消费所带来抑制作用的相关性与显著性。一方面，样本的合理性检验排除了由于部分试点在省市进行选取时具有的特殊性，避免了模型回归中所具有的内生影响；另一方面，反事实检验证实了农村居民消费能力的下降并非是由于在某个时间段内，受到某种城镇居民和农村居民所拥有的共时性因素带来的影响效应。

然而本文还存在着一定的不足。本文仅选取了改革前后五年的数据，而九年制义务教育的结束并不完全是农村家庭子女接受教育的终点，随后依然有部分学生会继续接受长期的高等教育，这些家庭不仅还需要承受高等教育所带来的高支出负担，而且其受教育子女也无法即时实现人力资本对自己家庭收入等方面的直接回报。因此，我们无法进一步证明教育政策对农村居民消费带来的影响如何。我们无法确定这种抑制效应在一个更长时期内是继续得以维持，或是随着受教育者的教育完成、人力资本实现了可量化的增值，进而使得农村居民消费能力得到了提升。总而言之，义务教育费用减免政策对农村居民消费的影响还需要更长时期的面板数据、放在更加长远的角度进行实证分析。

正如伊斯特利的发现，在很多发展中国家，政府仅仅通过行政手段普及义务教育并不能对居民产生投资激励，从而影响经济增长，尤其是对于低收入家庭而言，增加子女教育支出可能仅仅意味着这些家庭不得不减少了在其他方面的消费。这很好地解释了义务教育减免政策对我国农村居民家庭消费的抑制作用。因此，义务教育费用减免政策需要相应配套的改进措施，相关政策无法及时跟进也会降低义务教育费用减免政策回报率。而农村家庭由于无法在短期内实现教育所带来的直接收益，对政策效果的预期就会降低，相应地会降低对未来收入的预期、增加家庭预防性储蓄，减少家庭消费，进而使得政策不仅无法达到所预期的效果甚至达到所预期的反效果。

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（责任编辑：刘艳）