陈洋庚，黄 丹

(江西农业大学 人文与公共管理学院，江西 南昌 330045)

治贫先治愚，扶贫先扶志，扶贫必扶智。习近平总书记指出，“要把发展教育扶贫作为治本之计，确保贫困人口子女都能接受良好的基础教育，切断贫困代际传递。”[1]教育可以“提高贫困人口的人力资本水平、充分调动他们的主观能动性，从而激发他们的脱贫意愿，增强贫困群体的可持续发展能力。”[2]显然，教育作为一种重要的人力资本投资方式，在助力农村脱贫攻坚过程中发挥着重要作用，教育扶贫已经成为阻断贫困代际传递的重要途径。鉴于农村地区贫困的复杂性和特殊性，教育对农村地区反贫困的作用方向及作用的力度依然是一个悬而未决的问题。

本文利用对A县1347个建档立卡和非建档立卡户的问卷调查数据，从个体和家庭特征两层面探究户主受教育水平等因素对家庭贫困的影响以及家庭子女上学与家庭贫困的复杂关系，从微观层面定量刻画影响教育与贫困关系的复杂机理，着重探讨个体特征和家庭特征在教育反贫困影响中的作用方向和教育对贫困的作用过程，以期更好地为农村地区的脱贫攻坚服务。

一、文献综述

教育对贫困的影响是一个复杂的体系。国内外大多数学者的研究证明，教育有助于贫困的减缓。受教育水平对农户的贫困状况存在显著的影响，“劳动力受教育水平的提高可以有效降低农户陷入贫困的概率。”[3]然而，近年来部分研究指出，教育与减贫并不是简单的正向作用。综合当前的代表性研究结果，可以概括出三种：教育反贫论、教育致贫论和无影响论。

(一)教育对贫困减缓的作用机理

教育对贫困减缓减缓的作用主要有四个关注点。一是关注公共教育投资对贫困缓解的影响。刘航等(2017)利用世界银行61个发展中国家2000-2016年的面板数据，考察公共教育投资对缓解人口贫困的影响。实证研究发现，“公共教育投资对消除贫困有显著的作用，且比人均GDP增长、城市化等的作用更为突出。”[4]二是关注父辈受教育程度对子辈权力获得的影响。赵曦(2015) 等利用2013的CHFS数据分析权力代际传递的影响因素，发现“子女权力可获得性与父母的受教育程度和职业情况的权力资本有关，父母的受教育水平、职业地位等因素会显著影响权力的获得，从而起到教育反贫困的功能；且接受高教育水平的个体陷入贫困的概率较低，相反的，低教育水平的个体陷入贫困的概率较高。”[5]三是教育有利于提升劳动者的人力资本水平。Cristina(2017)等学者认为“教育是通过人力资本投资实现经济可持续发展的根本因素之一。它在确保经济和社会进步，从而改善收入分配方面发挥着非常重要的作用，从而使人们摆脱贫困。”[6]丁士军(2016)等采用 Alkier和Foster的多维贫困测量方法分析了恩施市农户的多维贫困情况，发现“贫困农户受“能力贫困”的因素影响相对较大，贫困农村劳动力的受教育水平整体偏低，男性和女性劳动力之间受教育水平存在较大差距。低下的受教育水平是阻碍农村贫困家庭脱贫致富的重要限制因素，开发性扶贫模式比保障式扶贫模式更具根本性的优势。”[7]此外，教育对思想观念的影响也是减缓贫困的重要作用路径。祝建华(2016)认为，“教育能够影响劳动者的思想观念，转变他们的文化和价值体系，摒弃一些陋习和低俗思想，对于营造全社会积极向上的环境有重要作用，从而实现更为广泛和有意义的减贫。”[8]

(二)教育对贫困加深的作用机理

教育致贫的研究大体有相同的观点：教育成本投入本身成为陷入贫困的原因，教育投入的回报率低且付出了提前就业的机会成本。实际上，自2004年“新华视点”第一次正式提出“因教致贫”的概念以来，教育致贫就成为学者关注的热点。文宏 (2015) 的研究表明，“‘因教致贫’的现象主要发生在高中及以上的教育阶段，即非义务教育阶段，因为农村家庭相对贫困，抗风险能力较差，在教育的各个环节都会出现脆弱性因子，导致很多农村家庭并没有因教育改变命运。”[9]邹薇(2017)等利用CHNS数据，通过测算教育投资收益率和工作经验对工资收入波动的影响，发现“城乡均存在‘教育投资陷阱’”[10]，揭示了教育贫困“不降反升”的原因。

(三)教育对于增加收入和消除贫困并没有显著的影响

Wedgwood (2007) 以坦桑尼亚为研究样本，发现“教育投资在消除农村贫困方面并没有显著效果。”[11]高艳云、王曦璟(2016)认为“地区经济发展水平对发挥教育改善收入贫困效应有重要影响，对于多维贫困的改善效应则不明显。要发挥教育改善贫困的效应，必须注重精准扶贫与发展地区经济相结合；但仅仅发展经济，不一定能保证教育对多维贫困的改善效应，减轻多维贫困需要更加重视公共产品供给和民生保证。”[12]

基于文献梳理以可以发现，国外学者对教育的反贫困方面的研究侧重于教育与经济变动的关系，而我国学者关注此领域相对较晚。在教育致贫方面，国外学者研究较少，可能是因为西方发达国家的教育覆盖率高，且社会保障制度、助学信贷制度等比较健全，“因教致贫”现象较少。更进一步，国内研究对教育反贫困的研究侧重于影响方向，对教育对减缓贫困的作用机理的定量研究文献较少，而基于某一个县的大样本的定量研究成果几乎阙如，这不利于克服不可观测变量的混杂效应。基于此，本文基于A县的大样本调研数据，在分析教育的反贫困影响方向的基础上，结合微观个体与家庭数据对教育反贫困的作用机理进行更深入的定量刻画。

二、数据、变量与方法

(一)数据来源

数据来源于2019年3月对F市A县贫困退出评估的入户调查问卷，A县辖4镇2办2个园区，面积641平方公里，人口74万。按照“点面兼顾，关注死角”“聚焦短板，分层抽样”“统分结合，因地制宜”原则抽取调查样本行政村25个，其中，贫困村18个，非贫困村7个。实地问卷调查1347户，其中建档立卡脱贫户问卷817份，非建档立卡户问卷530份，问卷回收率100%，问卷有效率100%。建档立卡户问卷涉及农户基本信息、两不愁三保障、扶贫政策、家庭收入登记、家庭增收来源、驻村帮扶、脱贫认可度等信息；非建档立卡户问卷主要涉及农户家庭基本信息、收入信息、两不愁三保障、扶贫政策的认可度等信息。本研究主要涉及家庭成员基本信息、收入信息和教育信息，样本户主基本特征见表1。

表1 样本户主基本特征

(二)变量设置

参考相关研究成果中贫困发生率的影响因素，选取以“是否为建档立卡户”作为衡量贫困发生率的因变量 Y，选取户主性别、户主年龄、户主文化程度、劳动力健康状况均值，劳动力工作年限、家庭子女上学人数、人口负担比、劳动力数量这8个因素作为影响贫困发生率的自变量 X。变量的赋值、平均值及标准差详见表2。

表2 变量赋值及样本描述性统计

劳动力人口健康状况均值=(家庭患大病人数+残疾人数+患慢性病人数)/家庭总人数，值越大表示越不健康

家庭需抚养人数指15周岁以下人数60周岁以上人数

(三)计量模型选择

在本文中，因变量“是否为建档户(即家庭贫困状况)”是一个二分变量，所以采用二元选择模型即 Logistic 回归模型进行分析。设是否为建档户的影响因素有 8 项X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8。记P=P(Y=1/X1，X2 ，X3，…，X8)表示在 8 项影响因素的作用下发生家庭贫困状况的概率。函数如下：

是否为贫困户：

Y=F(户主性别、户主年龄、户主文化程度、劳动力健康状况均值，劳动力工作年限、子女上学人数、人口负担比、劳动力数量) +随机扰动项，

经过Logit转换后得

(1)

根据式(1) 得到：

(2)

模型具体建构如下:

(3)

其中P为贫困发生的概率(即属于建档立卡户的概率)，P=1时，表明是建档立卡户，即家庭处于贫困状态，InP/(1-P)为贫困发生的机会比率对数，a0为常数项;β1，β2，…，βn为待估计参数，即自变量的回归系数;X1，X2，…，X8为解释变量( 具体含义见表2) ;σ为模型的残差。

三、实证结果

运用SPSS17.0统计软件，基于二元logistic模型，采用进入法对样本数据进行回归处理，结果显示Hosmer and Lemeshow Test的Sig.值为0.326，大于0.05，此外，Nagelkerke R方为0.128，表明模型总体上适配较良好(表3)。影响家庭贫困状况的因素分析即户主不同受教育水在教育反贫困影响中的作用和家庭子女上学与贫困等关系的具体结果如下：

(一)个体特征效应

1.户主性别和户主年龄对家庭贫困的影响未通过显著性检验。从样本结构来看，60岁以上老人占比超过64%。因此，在退出竞争性劳动力市场之后，户主性别对家庭经济收入的影响大大弱化。农村社会在经历市场经济的影响之后，农业劳动收入在家庭收入中的比重大大降低，超过60岁的老人已经逐步退出正规就业市场，青壮年劳动力的务工收入成为家庭经济收入的主要来源。而按中国传统文化，除非老人去世或分家，户主一般不会调整为年青人。因此，户主的性别和年龄对家庭是否贫困没有显著的影响。

2.户主文化程度总体上通过了显著性检验，且户主不同文化程度在教育反贫困作用中的影响是有区别的。户主文化程度在高中、初中小学以下时，其系数为正，表明户主文化程度较低时对家庭摆脱贫困状态的作用很小，而当户主接受过职校中专以上教育程度其系数为-2.316，显著性为0.815，Exp(B)即发生比[P/(1- P)]值为0.794，表明接受较高水平教育才会显著影响教育反贫困的作用。这和王玺玮学者在对湖北省13个市州的面板数据进行教育反贫困调查的研究中发现“当平均受教育年限低于11.98(即在高中以下) 时，教育的减贫效果尚未达到最优，延长受教育年限可以进一步降低贫困”[13]的结论有相通之处，即初中及以下的文化程度意味着以接受初等教育为主和较低的人力资本积累，不利于贫困减缓；但较高文化程度则对家庭处于贫困状态具有明显的负向影响文化程度越高意味着人力资本积累较高，从而利于减缓贫困。

(二)家庭特征特征效应

家庭特征中，劳动力健康状况均值和人口负担比及子女上学人数这三个因素对被解释变量贫困发生率影响显著。

1.劳动力健康状况均值在模型中通过了显著性检验，在1%显著性水平下显著，且回归系数均为正。由于前文已界定劳动力健康状况均值越大，表示劳动力健康状况越差，而这里显示正相关，即表明劳动力健康状况越差，家庭越有陷入贫困状态的可能。而劳动力健康状况不佳则限制了家庭经济支柱和压缩了收入来源，进而直接影响人力资本教育投资，造成教育反贫困功能的弱化，从而恶化家庭贫困状态。

2.子女上学人数在模型中通过了显著性检验，在5%显著性水平下显著，且系数为正，表明子女上学越多，家庭越有可能陷入贫困状态。虽然子女上学有义务教育政策各种补助和部分高等教育补助，但是在高等教育其他方面费用和抚养子女的生活费开支对缺乏劳动力或劳动力健康状况较差的家庭来说任然是巨大的负担压力，也越有可能加剧贫困。黄巨臣(2017)认为，“我国面向农村贫困学子的三大专项招生计划有利于帮助贫困学子获得高等教育的机会，但这项政策有待于加强立法保障和贫困的事先预防等方面，并借助人力资本理论、生命周期理论与社会风险管理理论的反贫困思想来构建有关高等教育的“教育扶贫为主，多种扶贫形式并举”的扶贫体系。”[14]

其中，劳动力健康状况均值的回归系数远大于家庭子女上学人数，表明在现在越来越完善多样化的国家义务教育政策和各种补助政策支持下，家庭子女上学人数对贫困发生率的影响不及劳动力健康状况的影响显著，即子女上学与否对家庭处于贫困状态的作用相对较弱。而劳动力健康状况均值极大关系到家庭的劳动力是否健康强壮和工作期间“耐打磨折腾”。若劳动力健康状况较差，则家庭劳动力人数将减少，从而降低了家庭收入，也由于劳动力健康状况较差，导致劳动力单薄。而这也意味着家庭可能存在多人患有大病或慢性病或残疾的情况，可能存在较大的医药开销，从而抑制了家庭人力资本投资和建议投资。换句话说，“由于健康状况不佳或劳动力单薄影响了潜在的劳动力为家庭做贡献从而导致收入来源减缩，抑制了其他投资，尤其是人力资本方面的教育投资。”[15]特别是在一些落后偏远农村地区，受短见效应、狭隘偏见观念及拮据现实经济条件的的影响，其“在劳动力健康状况较差情况下，进行人力资本投资尤其是教育投资的意愿会大幅度降低。”[16]

3.人口负担比通过了显著性检验，在1%的显著性水平下显著且系数为负，表明人口负担比越小，家庭越有可能降低贫困状态。这可能是人口负担比越小意味着家庭所需要赡养的人口越小或劳动力人数越多，从而家庭生活成本不会很有压力，也意味着家庭有更多的资金储蓄去进行人力资本投资，或负担子女上学接受更优质更高等的教育机会增大，从而通过劳动力自身人力资本投资如职业技能培训和支持提高子女教育程度来摆脱贫困，即间接作用于教育反贫困的功能。

表3 模型回归分析结果

四、研究结论与政策建议

(一)研究结论

通过建立二元Logistic模型，基于A县建档户和非建档户进行调研所得的1347个样本数据，从微观层面实证分析家庭户主文化程度、劳动力健康状况等个体因素和家庭因素在教育对贫困影响中的作用和家庭子女上学与贫困的关系。

结果表明：子女上学人数与家庭陷入贫困状态正相关；户主文化程度、劳动力健康状况均值、人口负担比与家庭陷入贫困状态负相关。而户主性别、户主年龄、劳动力工作年限、劳动力人数对家庭陷入贫困状态的影响不显著。劳动力人数原预期负相关，但是实证发现影响不显著，说明单从劳动力人数判断家庭贫困状况不可靠，需要进一步结合劳动力健康状况、人口负担比、劳动力文化程度、职业岗位等因素来分析其对家庭贫困的影响和深入探讨教育的脱贫效应与这些因素的关系。

(二)政策建议

大力改善农村家庭劳动力受教育程度不仅有利于贫困家庭有效增收和脱贫致富，还能够为打赢脱贫攻坚战，实现与乡村振兴的有效衔接打下坚实的基础。因此，结合上述结论，本文提出以下几点建议：

1.加大对农村贫困家庭户主和劳动力开展职业技能培训帮扶教育的力度，提升户主和其他家庭成员的文化水平。户主文化程度和劳动力文化程度均会作用于教育反贫困的内在机理，从而提升子女受教育水平，阻止贫困代际传递。家庭成员受教育程度对家庭经济状况有显著影响，尤其是户主受教育程度越高家庭经济状况越好，其他家庭成员如户主配偶和劳动年龄子女接受教育程度越高，家庭经济状况也相对越好。可见，家庭成员受教育程度具有内生性，而贫困家庭由于经济状况的限制，家庭成员接受教育和人力资本投资就会受限，由于“家庭成员接受教育的程度较低，使得贫困家庭脱贫的机会和能力降低，贫困家庭由于成员低教育程度导致贫困的代际传递。”[17]因此，应加强对户主和劳动力的教育投资和扶持力度，打破农村贫困与教育水平低的内生性循环和贫困代际传递。

2.推动农村文化教育尤其是高中及以上教育的普及，完善贫困农村地区家庭高等教育投资成本分担与补偿系统，“提高家庭对子女的高等教育投资意愿。”[18]实证研究发现家庭对子女完成义务教育没有太大压力，但是贫困户特别是劳动力薄弱、健康状况较差且人口负担比重的家庭，对子女接受高中以上教育的学费和生活费还是表示明显担忧。虽然国家致力于贫困农村地区家庭教育投资并给予了诸多补助政策，但我国一些贫困农村地区的家庭教育投资，特别是面对高等教育投资时，仍无法摆脱“左右为难”的处境。因此，从风险成本控制上来说，至少在高等教育这一部分，有待建立家庭教育的成本分担与补偿系统，实现多种教育成本支出由家长、政府部门、纳税者及社会公益组织共同分担。对于较落后贫困农村的学生个体的民间资助可考虑提升到行政决策的高度。相关研究也表明，“如果国家有能力把教育补助政策扩展到九年制义务教育之后的非义务教育阶段，那么我国贫困农村家庭将不遗余力地支持子女的教育投资。”[19-20]可见普及贫困地区农村高中及以上教育即非义务教育势在必行，普及高中教育一方面能使贫困家庭在对子女进行的高中教育投资上的压力大大减缓，另一方面也使贫困农村地区家庭的风险成本顾虑降低，有投资高等教育的意愿，从而更多的青少年有希望进入高校学习，提高自己的文化水平和职业技能。

3.完善医保扶贫制度和推动健康中国建设，使因病致贫现象得到根治。制订前瞻性的反贫政策应着眼于建立健康风险防范机制，包括“提高农村医疗保障水平和重大疾病救助力度，增加农村公共服务的投入，促进其均衡化发展。”[21]劳动力健康状况和人口负担比同家庭贫困状态存在负相关。而这两个方面都涉及更复杂的个体和家庭特征因素。劳动力健康状况与家庭人口数和健康情况即家庭遗传病、个人生活方式习惯营养水平以及从事的职业等有关。人口负担比则涉及到家庭所抚养的人数与劳动力的比值，这和家庭规模和家庭各年龄段人数及健康状况有关。这两方面都间接作用于教育反贫困的内在机理。劳动力健康状况越差意味着家庭劳动力获取收入的潜能下降，甚至家庭患大重病人数可能导致巨大的医药成本负担，会使家庭经济水平受限，压制其他方面如对劳动力自身和子女教育的人力资本的投资，从而制约了教育的反贫困功能。人口负担比也和子女健康状况及上学人数，抚养的老年人人数健康状况密切相关，而这些又会间接影响到人力资本的投资意愿，压制教育的反贫困作用。因此要加强完善医保扶贫，使因病致贫现象得以根治，并加强家庭的健康教育使个体和家庭注重健康意识和增强身体及心理健康素质，从而提高潜在劳动力的潜能和使家庭有更充足的精力和能力进行人力资本教育的投资。