解雨巷 ， 解 堊 ， 曲一申

（山東大學 經濟學院，山東 濟南 250199）

一、引言和文獻綜述

改革開放后，中國的扶貧工作取得的成就令人稱羨，但不必諱言的是，社會中仍有一部分低收入群體出現了貧困代際傳遞現象。如果貧困代際傳遞持續(xù)存在，這部分群體就會難以共享發(fā)展成果并影響社會公平。中國政府高度重視貧困人口的代際傳遞問題，習近平總書記指出：“阻止貧困現象代際傳遞，是功在當代、利在千秋的大事?！眰鹘y的貧困代際傳遞研究大多是從靜態(tài)視角展開，忽視了個體未來的福利特征。隨著反貧困理論的發(fā)展，貧困治理尤其是貧困脆弱性問題成為公共政策制定者關注的重點。因此，從微觀和宏觀相結合的視角解讀貧困脆弱性代際傳遞，把握其與財政政策之間的關系，不僅有利于揭示貧困的發(fā)生和傳遞機制，而且有利于制定預防貧困及阻斷長期貧困的公共財政政策，從而保證精準扶貧、精準脫貧工作的順利進行。

代際間貧困傳遞的經濟學文獻通常側重于對父母及其后代的代際收入彈性、收入流動性估計（Becker和Tomes，1979；Solon，1992、2004）。Mayer和Lopoo（2008）利用PSID數據測算了美國代際收入彈性（Intergenerational Income Elasticity，IGE），并比較了不同地區(qū)之間代際收入的流動差異。國內學者基于微觀數據的分析表明中國存在較明顯的收入代際傳遞現象（王海港，2005；方鳴和應瑞瑤，2010；張立冬，2013；盧盛峰和潘星宇，2016；谷曉然和劉維娜，2016）。貧困脆弱性是一種事前測度，具有前瞻性特點，它克服了傳統貧困的靜態(tài)性、事后性的不足。貧困脆弱性的測度方法包括期望貧困的脆弱性（VEP）、期望效用的脆弱性（VEU）和風險暴露的脆弱性（VER），學界普遍使用Chaudhuri等（2002）提出的VEP方法（Dutta等，2011）?；谄谕毨У拇嗳跣裕╒EP）方法，鄒薇和方迎風（2011）利用中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）數據測算了中國農戶的貧困脆弱性，聶榮和張志國（2014）研究了1993-2011年中國農村家庭貧困脆弱性的動態(tài)特征。

現存文獻強調了財政教育政策在影響貧困代際傳遞中的重要作用。比如，Alkire和Santos（2014）認為，教育不平等會導致一個國家或地區(qū)進入持續(xù)性貧困狀態(tài)且易陷入貧困代際傳遞，實施均衡的教育政策可以減輕教育不平等程度進而影響代際收入流動性。Ihori等（2017）研究發(fā)現父代對子代的人力資本投資，并不能自動實現最優(yōu)水平，需要財政教育政策的干預。國內學者認為財政教育政策在提高代際收入流動性方面有著不可替代的作用（周波和蘇佳，2012；李力行和周廣肅，2015；徐俊武和易祥瑞，2014；楊娟等，2015；郭熙保和周強，2017；宋旭光和何宗樾，2018；潘星宇和盧盛峰，2018）。影響貧困脆弱性的因素則包括地區(qū)發(fā)展不均衡（Gloede等，2015）、人力資本較低（Imai等，2013）、公共轉移支付瞄準偏誤（Celidoni，2013；樊麗明和解堊，2014）等。

從已有文獻可以看出，國內外學者對財政政策與貧困代際傳遞、財政政策與貧困脆弱性進行了分析，但缺乏阻斷貧困脆弱性代際傳遞的財政政策研究。基于此，本文立足于父子兩代的未來貧困，對財政教育政策是否能阻斷長期貧困進行了分析，以期為扶貧攻堅提供新的研究視角。本文的主要貢獻在于：（1）建立了加入財政教育政策變量后的兩期世代交疊模型，發(fā)現財政教育支出增加對子代未來收入存在積極影響，豐富了世代交疊理論。（2）從前瞻性視角出發(fā)，考查了貧困脆弱性代際傳遞的分布特征、動態(tài)特征。（3）結合微觀層面父子配對數據及宏觀層面省級財政教育支出數據，實證評估了財政教育政策阻斷貧困脆弱性代際傳遞的效應，探討財政教育政策是否能緩解長期貧困。

本文其他內容如下：第二部分為理論分析與實證設計，第三部分為數據來源和描述性分析，第四部分利用Beta回歸分析財政教育政策對貧困脆弱性的影響，第五部分為門檻效應和分位數回歸的穩(wěn)健性檢驗，最后為結論和政策性建議。

二、理論分析與實證設計

（一）理論分析

首先，本文構建一個父子兩期模型，父代為t-1期，子代為t期。家庭決策目標是父代收入分配于消費、儲蓄以及對子代的教育投入，以期實現效用最大化。其中，父代的收入表述如下：

其中， Ci,t-1為 父代的消費， Ei,t-1為 父代對子代的教育投入， Si,t-1為父代的儲蓄。

子代的人力資本為：

其中，θ＞0 Ei,t-1為父代對子代的教育投入，Gi,t-1為財政教育政策支出，eit表示子代的稟賦。

子代的收入為：

其中，p 為教育回報率，μ為常數。

假設父代的效用函數為Cobb-Douglas形式：

其中， 0＜α＜1，α表示父代在當期投資與未來期收入之間的選擇偏好系數。聯立式（1）至式（4），效用方程為：

父代對子代投資的最大化效用條件為：

于是可得父代對子代投資的教育投入的最優(yōu)水平為：

式（7）中，當教育的收益回報率 pθ越高時，父代對子代的教育投入也越高；父代收入越高，其對子女的教育投入也越多。由于 0＜α＜1， 那么 [1-α/1-α(1-θ)]Gi,t-1＞0，表明財政教育支出可以彌補低收入父代對子代教育投入的不足。為分析政府財政教育支出與后代收入的關系，將式（2）代入式（3）得到：

其中，

即財政教育支出投入的增加會促進子代未來收入的提高，從而阻斷貧困的代際傳遞。

（二）實證設計

1. 基于Chaudhuri等（2002）脆弱性估計方法

測量貧困脆弱性的三階段最小二乘基本方程為：

其中，VULht代表第h個家庭在t時期的脆弱性，指家庭未來期收入（Yh,t+1）低于某個門檻值（即貧困線 poor）的概率。利用Chaudhuri等（2002）的估計步驟，第一步首先估計收入方程，即存在下式：

其中， Yh,t代 表個體h在t時期的收入， Xh,t為個體或家庭特征變量，在本文中分別納入個體年齡、年齡平方、教育、職業(yè)、婚姻、醫(yī)療保險等變量，對子代貧困脆弱值、父代貧困脆弱值分別進行計算。假設分布為對數正態(tài)分布，貧困脆弱性可以表示為：

2.Beta回歸模型

Beta回歸模型是由Ferrari和Cribari-Neto （2004）提出的，Smithson和Verkuilen（2006）、Rocha和Simas（2011）又進一步擴展并發(fā)展了Beta回歸模型。Beta回歸模型是專門用于分析被解釋變量為連續(xù)型變量且嚴格位于（0，1）的模型，可將混合分布的參數建模為回歸參數函數。

令Beta分布為：μ=α/(α+β)φ=(α+β) 。此時密度函數為：

均值和方差分別為：

Beta分布具有不同的概率分布形式，對擬合貧困脆弱值的各種可能分布形式有比較大的靈活性。在Beta回歸模型中，要求被解釋變量在（0，1）內取值，子代的貧困脆弱值滿足此條件，因此Beta回歸模型適用于本文貧困脆弱值的統計建模。

與線性模型不同，Beta回歸模型的系數僅表示自變量對因變量影響的方向及是否顯著，但是并不能得到影響效應的大小。本文在實證分析中使用平均半彈性（ASE）來度量效應大小，ASE表示x變化1%時對y的影響。對不同條件均值函數的AIC進行計算，得到logit（-8345.29），probit（-8320.96），clog-log（-8352.37），loglog（-8316.19），根據AIC最小準則，選擇clog-log形式的均值函數。

3. 實證策略

利用Beta回歸模型對子代、父代的貧困脆弱值進行統計建模：

其中， ys和 yf分別表示根據子代、父代的收入計算得到的子代貧困脆弱值和父代貧困脆弱值，β1為 父代的貧困脆弱值對子代的貧困脆弱值的彈性系數。在本文的控制變量 zx中引入子代工作狀況、性別、婚姻狀況、家庭勞動人數、城鄉(xiāng)等因素。

為分析政府財政教育政策對貧困代際傳遞的影響，將式（14）進一步擴展為：

其中G為財政教育支出。引入財政教育支出與父代收入的交互項，對式（15）進行再擴展：

其中 lnYf為父代的收入對數值。

三、數據來源和描述性分析

（一）數據來源

本文使用中國健康和營養(yǎng)調查數據（China Health and Nutrition Survey，CHNS）的9次調查數據（1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年、2015年），本文對父代和子代相關信息進行配對以期研究貧困脆弱性代際傳遞的分布特征及動態(tài)趨勢。省級層面的財政教育支出數據來源于《中國教育經費統計年鑒》、《中國教育統計年鑒》及《中國統計年鑒》。

1. 收入變量。參考盧盛峰和潘星宇（2016）的做法，分別取1991年至2015年子代、父代的多年收入均值進行回歸，使得代際彈性系數的估計更準確。選取子代和父代年齡在16歲到60歲的男性作為研究對象，剔除在學階段的個體，剔除收入為0的個體?？紤]到異常值的存在，對子代、父代的收入分別進行縮尾處理。

2. 財政教育支出。以預算內生均教育經費作為衡量財政教育政策的代理變量，為區(qū)分城鄉(xiāng)教育投入水平，分別計算城鎮(zhèn)和農村各級各類生均教育經費支出，缺失的數據按照統一增長比例補齊。由于財政教育支出為省級層面變量，可能導致殘差在省內部存在相關性，因而參照標準的處理方法，將穩(wěn)健標準誤聚類到省一級?？紤]到人力資本積累階段存在時間不匹配問題，對財政教育政策的代理變量生均教育經費進行滯后一期處理，以捕捉財政教育政策的長期影響。

3. 個人特征變量。本文控制其他有可能影響子代貧困脆弱值的變量，包括子代年齡、性別、婚姻狀態(tài)、工作狀況、職業(yè)層次①調查問卷中，01高級專業(yè)/技術工作者（醫(yī)生、教授、律師、建筑師、工程師等）、03管理者/行政官員/經理（廠長、政府官員、處長、司局長、行政干部及村干部等）、08軍官與警官歸類為腦力勞動職業(yè)（higher）；02一般專業(yè)/技術工作者（助產士、護士、教師、編輯、攝影師等）、04辦公室一般工作人員（秘書、辦事員）、06技術工人（領班、車間班長、工藝工人等）、07非技術工人（普通工人、伐木工等）、09士兵與警察、10司機、12運動員、演員、演奏員歸類為中度體力勞動職業(yè)（middle）；05農民、漁民、獵人、13其他或者由于“正在找工作”、“殘疾”、其他原因以及回答不知道什么原因等4類“被迫性”失業(yè)類型視為非固定職業(yè)，這一職業(yè)地位從事重體力勞動或者被動失業(yè)狀態(tài)，并且收入存在不確定性（lower）。、有無參加醫(yī)療保險、教育程度、家庭規(guī)模、居住地等變量。按照國際貧困線的標準為人均2美元，利用CHNS數據庫提供的不同地區(qū)城鄉(xiāng)生活成本調整，并結合匯率通過購買力平價（PPP）折算處理到2015年，得到以人民幣衡量的新貧困線為2790元。描述性分析如表1所示。

表1 描述性分析

（二）貧困脆弱性測度

基于VEP估計方法，分別對配對樣本的子代、父代的貧困脆弱值進行估計，結果如圖1所示。圖1中子代、父代的貧困脆弱性從1991年到2015年整體呈下降的趨勢；農村的貧困脆弱性始終高于城市的貧困脆弱性，農村更容易陷入貧困脆弱性；貧困脆弱性初期下降較快，后期趨于穩(wěn)定，呈現“厚尾”的趨勢并維持在較低的貧困脆弱率水平。

圖1 貧困脆弱率

根據樣本數據調查情況采用ArcGIS10.2繪制專題地圖，以呈現子代、父代的貧困脆弱性地理分布（見圖2和圖3）。

圖2和圖3顯示：經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)伴隨著更低的貧困脆弱性。如北京、上海、江蘇，其貧困脆弱性較低，而經濟發(fā)展水平較低的省份如貴州、廣西等地具有較高的貧困脆弱性，說明貧困脆弱性存在地區(qū)異質性特征。其原因可能在于，經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)其對教育的財政支出也較高，這些地區(qū)的高人力資本積累減弱了貧困脆弱性。

圖2 子代貧困脆弱性的空間分布

圖3 父代貧困脆弱性的空間分布

為分析貧困脆弱性代際傳遞動態(tài)趨勢，我們將樣本分為1991-1997年、2000-2006年、2009-2015年三個時間區(qū)間，兩代人的貧困狀況將形成三種狀態(tài)組合，這三組分別為父代與子代同樣陷入貧困脆弱為貧困脆弱性代際傳遞組，父代陷入貧困脆弱而子代非貧困脆弱則為逃離貧困脆弱組，父代非貧困脆弱而子代陷入貧困脆弱則為落入貧困脆弱組?；诖耍嬎愠鋈N狀態(tài)的概率，這一概率可以較為準確地反映脆弱性代際流動的情況，如表2所示。

表2 配對樣本的貧困代際脆弱傳遞（%）

貧困脆弱性代際傳遞概率在三個階段均有所下降，陷入貧困脆弱的概率也呈現下降趨勢，而脫離貧困脆弱的概率則有較大幅度的上升。下文將進一步通過實證分析論證財政教育政策對阻斷代際間貧困脆弱性傳遞的效應。

四、實證分析

（一）財政教育政策對阻斷代際間貧困脆弱性傳遞的影響

首先，對貧困脆弱性的代際傳遞進行基準回歸分析。在基準回歸基礎上，將財政教育支出、財政教育支出與父代收入的交互項逐步加入回歸模型來實證檢驗財政教育政策對貧困脆弱性代際傳遞的阻斷效果。為穩(wěn)健起見，將標準誤聚類到省級層面。

表3顯示，父代的貧困脆弱性對子代的貧困脆弱性影響極為顯著，父代脆弱值較高時其子代脆弱值也較高，即來自貧困家庭的子代未來將有很大概率陷入貧困；反之，父代脆弱值較低時其子代脆弱值也較低，來自背景良好家庭的子代未來獲得高收入的可能性也較高，貧困脆弱性存在代際傳遞現象?？赡艿脑蛟谟诩彝ケ尘傲己玫母复休^高的收入，保證其子代擁有更好的教育機會和生活條件，其子代具有未來保持較高收入的可能，而貧困家庭子代教育機會的獲得處于劣勢，貧困家庭的子代未來仍難以逃離貧困，而陷入貧困代際傳遞的陷阱中。性別變量系數顯著為負，說明女性更容易陷入貧困脆弱性，這可能是由于一部分家庭更傾向于對男孩投資。家庭規(guī)模增大會使得子代貧困脆弱性增加，一方面，可能是大家庭中撫養(yǎng)人口占比較高所致，如Pezzin和Schone（1999）、Bhaumik等（2006）認為有老年人和兒童的家庭中家庭成員賺取收入的能力較弱，家庭的總勞動供給降低，進而會對收入有負向影響；另一方面，家庭規(guī)模的增大可能會導致父代對子代的人力資本投資減少，這將為子代收入帶來負面影響，進而會增大子代陷入貧困和其貧困脆弱性的概率。子代有工作狀態(tài)會顯著降低子代陷入貧困脆弱性的概率。城市地區(qū)的子代陷入貧困脆弱性的概率要明顯小于農村地區(qū)的子代。

表3 全樣本回歸結果

在表3（1）欄的基礎上分別加入小學階段的財政教育支出和初中階段的財政教育支出得到（2）、（3）、（4）、（5）欄的結果，父代貧困脆弱性對子代的影響系數從（1）欄中的0.1791分別降為（2）欄中的0.1024和（4）欄中的0.1042，說明財政教育支出的增加可以減弱貧困脆弱性的代際傳遞。這可能是因為貧困家庭的子代獲得更多的財政支持后，其可能選擇在完成義務教育后繼續(xù)讀書，由此降低其未來陷入貧困脆弱的可能性。這說明財政教育政策投資是阻斷貧困代際傳遞的重要途徑。引入父親收入與教育支出的交互項，交互項的系數顯著為負，說明財政教育支出的增加在一定程度上可以彌補父代對子代的教育投入不足，進而降低貧困脆弱性的代際傳遞。

（二）異質性分析

本部分將探討不同地區(qū)、父代教育水平不同情況下財政教育支出對子代的影響。將生均教育經費分別對應城市樣本的小學、初中階段①城鎮(zhèn)小學（初中）生均教育經費=[全國小學（初中）生均教育經費×全國小學（初中）在校人數-農村小學（初中）生均教育經費×農村小學（初中）在校人數]/[全國小學（初中）在校人數-農村小學（初中）在校人數]。及農村樣本的小學、初中階段，分組回歸結果參見表4。表4顯示，城鄉(xiāng)父代的貧困脆弱性均顯著影響了子代的貧困脆弱性，其中農村家庭的貧困脆弱性代際傳遞系數高于城市家庭的代際傳遞系數，說明農村家庭貧困脆弱性代際傳遞效應較城市家庭更強。這可能是因為農村家庭的子代在教育機會的獲得和就業(yè)選擇中處于明顯的弱勢地位，其更容易繼承父代的不利因素，故其收入與父代收入的關聯性更強。農村家庭女孩更容易陷入貧困脆弱性，因此在制定相應的財政教育政策時，應更多地向農村女孩傾斜，從而彌補農村家庭父代對女孩教育投入的不足。財政教育支出增加能降低子代陷入貧困脆弱性的概率，其對農村家庭子代的貧困脆弱性的降低效果更大，說明財政教育支出對農村家庭的子代產生了更加積極的影響。比較小學階段和初中階段的教育支出增加對貧困脆弱性的影響，發(fā)現小學階段教育支出增加對貧困脆弱性代際傳遞的改善效果更強。財政教育支出通過影響父代收入，間接影響其對子代人力資本的投資，從而影響子代的收入水平，這一效果對于城市家庭更顯著，這可能與制度性因素和城鄉(xiāng)經濟發(fā)展水平差距有關，城鄉(xiāng)財政教育支出經費投入在城鄉(xiāng)間存在很大差距，城市家庭擁有更多的優(yōu)勢教育資源使得子代貧困脆弱性降低。

基于父代的受教育水平劃分為高學歷家庭樣本和低學歷家庭樣本，父代為小學畢業(yè)及以下和初中畢業(yè)的家庭為低學歷家庭，父代為高中畢業(yè)、大學畢業(yè)及以上的家庭為高學歷家庭。分樣本估計結果參見表5。

表5中高學歷家庭和低學歷家庭背景的貧困脆弱性代際傳遞系數分別為0.0551、0.1982，說明低學歷家庭比高學歷家庭有著更為嚴重的貧困脆弱性代際傳遞現象，反映了貧困存在自加強的趨勢，低學歷家庭更容易陷入貧困代際傳遞狀態(tài)，階層固化現象有所凸顯。低學歷家庭中的女孩更容易陷入貧困脆弱，反映了在低學歷家庭的教育決策中，女孩受教育機會比高學歷家庭要少。其他控制變量如有工作、已婚、居住地為城市均對貧困脆弱性起到了降低作用。加入財政教育支出的回歸結果顯示，財政教育支出的增加對子代貧困脆弱性的降低起著非常顯著的作用，其中對低學歷家庭子代貧困的降低作用更大。引入財政教育支出與父代收入交互項，發(fā)現此交互項對低學歷家庭影響顯著為負，說明財政教育政策可以通過間接影響低學歷家庭父代收入的方式影響其對子代的教育投入，從而提高子代教育機會的獲得水平，促進其人力資本的積累，進而影響貧困脆弱性的代際傳遞。財政教育支出增加對高學歷家庭的影響不顯著，可能的原因是高學歷家庭在進行教育投資時通常受到較少的預算約束，教育投入已經達到了較高的水平，財政政策對其子代的補償作用效果較小。為財政支出效益計，財政教育投入應有所側重，更多地投向家庭教育背景較差的子代。

表5 對不同階層的影響

五、穩(wěn)健性分析

（一）門檻效應檢驗

為驗證不同的財政教育支出水平下貧困脆弱性的代際傳遞是否存在差異，本文以財政教育支出作為門檻變量，父代收入作為門檻協變量，將教育支出分為低水平支出和高水平支出。通過模擬得出小學階段和初中階段的門檻值分別為5.302和6.360，結果參見表6。

表6 不同財政教育支出水平下的貧困脆弱性

表6的回歸結果表明，財政教育支出水平較低的地區(qū)相對于財政教育支出水平較高的地區(qū)貧困代際傳遞系數大，說明在較低教育支出水平的地區(qū)，子代未來有更大概率陷入貧困脆弱性，貧困存在自加強的趨勢，以致陷入貧困代際傳遞的困境。而財政教育水平較高的地區(qū)，代際傳遞系數小，說明財政教育支出增加可以促進代際流動，降低其子代未來陷入貧困的概率，進而阻斷貧困脆弱性的代際傳遞，弱化貧困的自加強趨勢。其他控制變量的結果與上文基本一致。

（二）分位數回歸

以父代貧困脆弱值劃分父代階層，本文借助分位數回歸方法驗證財政教育政策對不同階層子代的貧困脆弱性是否有降低作用，具體回歸結果參見圖4。

圖4 貧困脆弱代際傳遞

父代脆弱值處于兩端時，其代際傳遞系數較低，子代更有可能保持在當前階層。即當父代脆弱性較高時，貧困傳遞效果較強，其子代更傾向于陷入貧困脆弱，說明低階層存在持續(xù)貧困及代際貧困現象。加入財政教育政策后，曲線向下移動，說明財政教育支出的增加可以顯著降低貧困脆弱性在代際間的傳遞，財政教育支出的增加，對減弱高脆弱值家庭貧困代際傳遞的效果強于對低脆弱值家庭的效果，即對于貧困家庭而言，財政教育政策通過影響父代收入進而減弱子代貧困脆弱性的作用效果非常顯著，財政教育政策更多地影響貧困家庭。貧困家庭能從教育政策中獲益更多，意味著財政教育支出的增加有助于減輕不平等程度和阻斷貧困代際傳遞。相對于初中階段，小學階段的財政教育支出對貧困代際傳遞的減弱作用更明顯。這說明前文分析是比較穩(wěn)健的。

六、結論及政策建議

“寒門出貴子”“窮不過三代”反映了人們對破解貧困代際傳遞實現良性、縱向階層流動的希冀。傳統的貧困測度更多的具有靜態(tài)性和事后性，反貧困實踐中應關注體現前瞻性的貧困脆弱性代際傳遞問題，以便對貧困進行有效預防。本文首先建立了加入財政教育政策變量的兩期世代交疊模型，然后基于中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）的調查數據，使用三階段最小二乘法對子代、父代的貧困脆弱性進行測算，并通過Beta回歸探討財政教育政策對代際間的貧困脆弱性傳遞的長期影響。結果表明，子代、父代的貧困脆弱性在1991年到2015年均呈現下降趨勢；農村地區(qū)的貧困脆弱性始終高于城市的貧困脆弱性；東部地區(qū)人群陷入貧困脆弱性的概率低于中西部地區(qū)人群；貧困脆弱性具有顯著的代際傳遞特征，子代的性別、工作狀態(tài)、婚姻狀況等變量會影響貧困脆弱性；財政教育支出的增加會顯著降低子代的貧困脆弱性，從而阻斷貧困的代際傳遞。父代教育水平較低的子代能從財政教育政策中獲益更多，財政投資于小學階段的減貧效果大于其對初中階段的減貧效果，分位數回歸和門檻回歸的結果也驗證了上述結論。

結論的相應政策含義為：第一，在當前的反貧困背景下，靶向父代、子代貧困脆弱性人群是精準扶貧和精準脫貧的重要一環(huán)，制定貧困脆弱性群體的識別標準，剖析貧困脆弱性代際傳遞模式及成因，是有效預防貧困首要解決的問題。第二，貧困脆弱性家庭能從財政教育政策中獲益更多的結論說明，在推進教育公共服務均等化過程中，財政支出應適當向貧困脆弱性人群傾斜。財政投資于小學階段的減貧效果大于其對初中階段的減貧效果說明，財政支出在義務教育階段中應實行差異化的支出政策，更多地投向小學階段。第三，針對影響貧困脆弱性的特定因素，扶貧進程中對這些因素設定相應受益條件，比如參加某種工作作為受益條件，抑或限定扶貧款（項目）優(yōu)先用于某一用途的行為。當然，平衡地區(qū)、城鄉(xiāng)資源也是減貧的題中應有之意。