劉德弟，薛增鑫

（浙江農(nóng)林大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.浙江省鄉(xiāng)村振興研究院，杭州 311300）

一、引 言

2020年，我國如期完成了新時代脫貧攻堅的任務(wù)目標(biāo)，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下的貧困人口和貧困地區(qū)全部脫貧，創(chuàng)造了“中國減貧奇跡”。在新時期脫貧攻堅戰(zhàn)中，農(nóng)村居民最低生活保障制度（以下簡稱“農(nóng)村低?！保┍Ｕ狭素毨丝诘幕窘?jīng)濟(jì)福利，發(fā)揮著巨大的減貧效果。2007年，國務(wù)院出臺《關(guān)于在全國建立農(nóng)村最低生活保障制度的通知》政策文件，明確在全國建立農(nóng)村低保制度。截至2019年底，全國保障城鄉(xiāng)低保對象達(dá)4333.5萬人，農(nóng)村低保年人均標(biāo)準(zhǔn)達(dá)到5247元，同比增長10.4%①民政部：2019年全國保障城鄉(xiāng)低保對象4333.5萬人，https：//www.sohu.com/a/365524713_114731。。

長期以來，眾多學(xué)者針對農(nóng)村低保的減貧效應(yīng)進(jìn)行了大量研究，基本形成了“農(nóng)村低保能夠減少貧困并緩解收入不平等”的共識性結(jié)論（解堊，2017[1]；張鵬、徐志剛，2020[2]）。農(nóng)村低保除了達(dá)到政策預(yù)期目標(biāo)之外，還對農(nóng)村貧困家庭產(chǎn)生了間接的影響，即發(fā)揮著溢出效應(yīng)（王亞華、舒全峰，2021）[3]。在這一類研究中，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)低保在降低貧困群體犯罪概率、帶動親友間私人轉(zhuǎn)移支付、提高受助者政治信任等方面發(fā)揮出了積極作用（杜建軍等，2020[4]；朱炯，2018[5]；韓華為、陳彬莉，2019[6]）。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少探討了農(nóng)村低保在教育方面的溢出效應(yīng)。教育作為人力資本生產(chǎn)和積累的重要途徑，其帶來的經(jīng)濟(jì)功能和人的培養(yǎng)功能使得教育具有反貧困功能，因此教育長久以來被視為提升內(nèi)生發(fā)展動力和減少貧困不可或缺的因素（左停、劉文婧，2020）[7]。農(nóng)村低保對貧困兒童人力資本的溢出效應(yīng)，將有助于鞏固拓展脫貧攻堅成果，擺脫貧困的代際傳遞，從而減少未來貧困。

農(nóng)村低保增加貧困家庭收入的同時，能否促進(jìn)貧困兒童人力資本積累取決于家庭內(nèi)部如何使用低保補助金（Barrientos&DeJong，2006）[8]541?？赡艿那闆r是由于貧困家庭的有限理性，接受低保補助的貧困家庭可能將更多的補助金用于基本生活消費，而非兒童教育人力資本的投資，那么農(nóng)村低保將對貧困家庭子代人力資本無顯著影響。抑或是農(nóng)村低保不僅存在短期減貧效應(yīng)，而且通過增加家庭教育投入，進(jìn)一步顯著提升了兒童人力資本的積累，那么農(nóng)村低保將對貧困兒童人力資本同樣具有正向影響。但毋庸置疑的是，低保補助金的獲得放松了家庭收入約束，為父母增加教育投資提供了可能。因此，本文從農(nóng)村低保的溢出效應(yīng)出發(fā)，考察農(nóng)村低保在減少當(dāng)期貧困的同時，能否產(chǎn)生出溢出效應(yīng)，從而對貧困家庭教育投入產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響貧困家庭子女的人力資本積累？

值得注意的是，在現(xiàn)有農(nóng)村低保對貧困家庭教育支出的影響研究中，所得的實證結(jié)果并不一致。Huawei，et al.（2016）[9]基于2010 年中西部五省的數(shù)據(jù)，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村低保收入并不能明顯改變貧困家庭的教育支出。而楊穗和高琴（2019）[10]利用2013年中國家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭獲得低保補助后，能夠顯著促進(jìn)該家庭的教育投資。存在這一分歧的原因可能有兩個：第一，楊穗和高琴研究使用的是CHIP這一全國范圍內(nèi)的家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，而Huawei則是基于我國中部地區(qū)某一區(qū)域內(nèi)的數(shù)據(jù)，涵蓋地區(qū)不同導(dǎo)致研究結(jié)論有所差異；第二，上述研究均使用了一年的橫截面數(shù)據(jù)，其研究只是得到了基于相關(guān)性的實驗結(jié)果，并沒有產(chǎn)生農(nóng)村低保和家庭教育支出之間真正的因果關(guān)系，所以研究結(jié)論各不相同。

這些研究雖然為評估低保政策效果提供了寶貴的貢獻(xiàn)，但他們只關(guān)注了受助家庭的教育支出，無法反映出兒童人力資本積累的實際情況。盡管改善貧困兒童人力資本作為一項長期有效的反貧困措施，但僅有少量文獻(xiàn)考察了低保對農(nóng)村兒童人力資本的影響。例如，He，et al.（2021）[11]54基于中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2010和2014年的數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型和傾向得分匹配法研究發(fā)現(xiàn)，低保顯著提高了農(nóng)村兒童在數(shù)學(xué)、語文考試中的標(biāo)準(zhǔn)化成績，但該研究的對照組樣本并未剔除非貧困兒童，這就使得估計出的低保效應(yīng)存在較大偏差。其中，與本文研究最為貼合的是劉成奎和齊興輝（2019）[12]77的研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，低保政策能夠顯著提升兒童的人力資本，并且這一提升作用主要通過增加家庭教育物質(zhì)、改善家庭教養(yǎng)方式的影響渠道，來促進(jìn)兒童人力資本的積累。但是，該研究僅使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012年的截面數(shù)據(jù)和傾向得分匹配法，無法很好地克服由樣本選擇和不可觀測因素帶來內(nèi)生性問題，這就削弱了結(jié)果的可靠性。本文在此基礎(chǔ)上，利用中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2012年和2014年兩個年度構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)，運用傾向得分—固定效應(yīng)模型，更為嚴(yán)格地評估了低保對農(nóng)村貧困兒童認(rèn)知能力的影響。進(jìn)一步的，本文使用中介效應(yīng)因果步驟法，分別檢驗了家庭教育物質(zhì)投入和時間投入在低保影響農(nóng)村貧困兒童人力資本積累過程中的中介作用，進(jìn)而更為深入的理解低保對農(nóng)村貧困兒童人力資本的影響機制。此外，現(xiàn)有研究尚缺乏對不同特征農(nóng)村貧困兒童群體人力資本積累影響差異的具體區(qū)分，本文結(jié)合農(nóng)村地區(qū)特征，從不同父母受教育程度和地區(qū)角度分析了低保政策的實施效果。

二、理論基礎(chǔ)

本文參照He et al.（2021）[11]60的做法，基于家庭人力資本投資模型，分析農(nóng)村貧困家庭在獲得低保補助后是否會增加家庭教育投入，從而提高兒童認(rèn)知能力。首先，按照父母是否健在，將家庭的經(jīng)濟(jì)狀況分為兩個時期。在第一時期中，假設(shè)父母收入為M，家庭儲蓄為H，此時父母會決定兒童是否接受良好的教育。當(dāng)父母去世時，家庭儲蓄H也成為兒童的遺產(chǎn)，此時為家庭經(jīng)濟(jì)狀況的第二時期。因此，父母的效用取決于父母的消費和兒童未來的消費，且效用函數(shù)為對數(shù)形式：

（1）式中，x是父母的消費，x′為兒童未來的消費，這兩部分消費不包括兒童的教育投入。其次，我們假設(shè)受教育程度高的勞動者工資為Ie，而受教育程度較低的勞動者工資為IL。設(shè)W為勞動者通過接受教育而獲得的能力，exp（W）代表家庭教育投入的成本。如果受教育程度更高勞動者的工資效用收益大于因教育投資而損失的效用，那么父母將會對孩子的教育進(jìn)行投資：

讓e=1代表父母決定讓兒童接受更高的教育，如果不是，則e=0。父母效用最大化問題（2）的約束線為：

對于富裕家庭來說，父母收入豐厚，往往家庭有較多的儲蓄H，這時父母有多余的資金用于兒童教育投資。無論教育投入exp（W）為多少，富裕家庭的e始終為1。與富裕家庭截然不同的是，貧困家庭因家庭收入有限，只能將大部分資金用來滿足日?；旧?，因此我們假設(shè)貧困家庭的儲蓄H=0，此時，貧困家庭的父母則會考慮是否要對兒童進(jìn)行教育投資，e在0或1之間變化。如果父母決定不對兒童進(jìn)行教育投資，那么效用就變成U(e= 0) =lnM+ lnIL。相反地，如果父母給予兒童良好的教育投資，那么效用就變?yōu)閁(e= 1) =ln[M-exp(W)]+ lnIe。將U(e= 0) =U(e= 1)，我們可以得到關(guān)于W的均衡條件：

當(dāng)exp（W）≤exp（W*）時，貧困家庭將會考慮投資兒童的教育。更重要的是，對于貧困家庭來說，子女教育投資的均衡點為并且該均衡點隨著家庭收入的增加而增加。因此，旨在通過轉(zhuǎn)移支付給予貧困家庭現(xiàn)金救助的反貧困項目（低保），都有潛力緩解因家庭收入造成的教育投入不足問題，從而提高貧困兒童的認(rèn)知能力。

三、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選用的數(shù)據(jù)來自中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（Chinese Family Panel Studies，CFPS）。該數(shù)據(jù)為北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心在全國范圍內(nèi)實施的追蹤調(diào)查，每兩年進(jìn)行一次。調(diào)查內(nèi)容包括社會經(jīng)濟(jì)、家庭狀況、個人特征以及學(xué)校信息等多個領(lǐng)域，并且采用內(nèi)隱分層和人口規(guī)模成比例的系統(tǒng)概率抽樣方法，這為本文提供了較好的研究基礎(chǔ)。由于CFPS2016 和2018 年的調(diào)查并未區(qū)分低保與其他類型政府轉(zhuǎn)移支付收入，為準(zhǔn)確衡量低保對農(nóng)村貧困兒童人力資本的影響，故本文選取2012年和2014年兩期數(shù)據(jù)合成的面板數(shù)據(jù)，將領(lǐng)取五保戶補助、農(nóng)業(yè)補助、特困戶補助等其他類型政府轉(zhuǎn)移支付的家庭排除在外。

為區(qū)分樣本是否為貧困家庭，本文參照劉成奎和齊興輝（2019）[12]79的做法，選擇用世界銀行劃定的國際貧困線來度量農(nóng)村家庭貧困程度。該國際貧困線有兩條，分別為深度貧困1.9美元/天和輕度貧困3.1美元/天，與中國現(xiàn)行官方貧困標(biāo)準(zhǔn)基本一致。本文主要聚焦農(nóng)村貧困家庭，因此本文采用1.9美元/天來識別深度貧困家庭，3.1美元/天識別輕度貧困家庭，并刪除非貧困家庭。同時，CFPS少兒問卷只針對10歲以上兒童進(jìn)行了認(rèn)知能力測試與評估，故本文以10～15歲的農(nóng)村兒童作為研究對象，將成人問卷、少兒問卷、家庭經(jīng)濟(jì)問卷和共用模塊信息匹配，剔除重要變量缺失的樣本后，共得到深度貧困有效樣本量627個，輕度貧困樣本898個。

（二）變量選取

1.被解釋變量：認(rèn)知能力?，F(xiàn)有研究大多采用受教育程度和受教育年限來測度成年個體的人力資本水平（張書赫等，2020）[13]。然而，由于兒童正處于人力資本積累的重要階段，直接使用這一指標(biāo)并不能科學(xué)反映出兒童個體的人力資本水平。CFPS調(diào)查的一個特色內(nèi)容是為所有10歲以上樣本設(shè)計了一套認(rèn)知能力測試題，內(nèi)容不僅涉及受訪者識字水平和數(shù)學(xué)計算水平，而且測試了受訪者長短期記憶能力和算術(shù)推斷能力，利用這些認(rèn)知測試數(shù)據(jù)可以很好地反映出受訪者人力資本水平。值得注意的是，CFPS每兩年在兩套測試題中輪換使用一次①2012年認(rèn)知測試題由記憶題與數(shù)列題組成，記憶測試取值范圍為0～20分，數(shù)列測試取值范圍為0～15分，測試總得分的取值范圍為0～35分，2014年包括識字測試和數(shù)學(xué)測試兩部分，識字測試取值范圍在0～10分之間，數(shù)學(xué)測試值范圍在0～15分之間，總分的取值范圍在0～25分之間，數(shù)值越高代表兒童的認(rèn)知能力越好（周密等，2019）［14］。，說明2012年和2014年對兒童認(rèn)知能力的測度問題有所差異。為了便于對兩年數(shù)據(jù)中的認(rèn)知能力測度指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)一，本文在每年截面數(shù)據(jù)中選取兒童認(rèn)知能力測試得分的百分位數(shù)值作為衡量指標(biāo)（張皓辰、秦雪征，2019）[15]。一個樣本所對應(yīng)認(rèn)知能力測試得分的百分位數(shù)值是指等于和小于這個數(shù)值的樣本量占總樣本量的百分比，百分位數(shù)值越大說明該樣本的認(rèn)知能力比同年其他樣本相對更好。

2.核心解釋變量：是否獲得最低生活保障補助。近年來，我國政府不斷擴大公共轉(zhuǎn)移支付政策覆蓋范圍和補助標(biāo)準(zhǔn)，尤其是在完善農(nóng)村居民最低生活保障制度方面，截至2018年底，我國共有3519.1萬農(nóng)村貧困居民獲得最低生活保障補助金，政府支出財政性農(nóng)村最低生活保障金總額為一千多億元（蒲曉紅、徐咪，2021）[16]，全國農(nóng)村最低生活保障制度的補助標(biāo)準(zhǔn)達(dá)到了每人4301元/年。農(nóng)村最低生活保障制度確保貧困家庭基本經(jīng)濟(jì)福利的作用日益增強，發(fā)揮出了較大的減貧效果（樊麗明、解堊，2014）[17]。因此，本文以農(nóng)村居民最低生活保障制度作為公共轉(zhuǎn)移支付的代理變量。具體地，以CFPS家庭問卷中“過去12個月，您家有沒有收到低保補助？”這一問題作為樣本家庭是否獲得最低生活保障補助的重要標(biāo)準(zhǔn)。如果樣本家庭獲得了低保補助，該變量賦值為1，如果未獲得則賦值為0。

3.控制變量。本文選取的控制變量包括兒童個人特征、家庭特征和學(xué)校特征。兒童個人特征包括：年齡、自我教育期望、智力水平。子女年齡越小，其未來的不確定性越大，父母可能并未對其形成明確的教育期望（葉靜怡等，2017）[18]，而隨著子女年齡的增加，父母會逐漸明確對子女的教育期望，并決定是否增加教育投資；兒童智力水平在其人力資本發(fā)展過程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，智力水平越高，其學(xué)業(yè)表現(xiàn)和認(rèn)知能力越好（Blanchard，2015）[19]；自我教育期望越高的兒童，往往學(xué)習(xí)動機更強，會更加自覺地在學(xué)習(xí)中投入更多時間和精力（張慶華等，2020）[20]。

家庭特征包括：家庭成員健康、家長是否輔導(dǎo)兒童作業(yè)、家長對兒童的教育期望、父母主動與兒童溝通交流、孩子是否參加輔導(dǎo)班、家庭代際數(shù)、家庭教育支出對數(shù)和家庭規(guī)模。家庭作為兒童成長的第一所學(xué)校，家庭教育支出能夠顯著促進(jìn)兒童認(rèn)知能力的提高（Attanasio，et al.，2017）[21]234。父母主動與兒童溝通交流反映了家庭內(nèi)的親子關(guān)系，相關(guān)研究表明，親子之間良好的溝通交流可以營造一個良好的家庭教育氛圍，從而更加有利于兒童認(rèn)知能力的發(fā)展（丁亞東，2018）[22]。父母是否輔導(dǎo)兒童作業(yè)衡量了父母的教育參與程度，父母可以通過自身的教育參與培養(yǎng)兒童良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣（李忠路、邱澤奇，2016）[23]。父母對兒童的教育期望越高，表明家長更加關(guān)注兒童的學(xué)習(xí)，會為兒童提供更好、更多的教育機會，從而提高兒童認(rèn)知能力（楊建坤，2020）[24]。另外，根據(jù)布萊克提出的“資源稀缺理論”，家庭人數(shù)的增多會減少分配到兒童的教育投資數(shù)量，不利于兒童認(rèn)知能力的提升。

除家庭特征外，學(xué)校環(huán)境也會影響兒童人力資本的積累。一般來說，班級人數(shù)越少，學(xué)生能夠更多與老師進(jìn)行一對一的有效互動，進(jìn)而對學(xué)生認(rèn)知能力產(chǎn)生影響；班級作為兒童在校最重要的組織單位和學(xué)習(xí)共同體，重點班級較非重點班級有著更高學(xué)業(yè)水平和良好的學(xué)習(xí)氛圍，重點班級兒童能夠通過同輩群體習(xí)得良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣和人生價值觀，從而提高其認(rèn)知能力。

（三）描述性統(tǒng)計

本文根據(jù)農(nóng)村貧困家庭是否獲得低保補助報告了樣本的描述性統(tǒng)計，如表1所示。其中，農(nóng)村貧困家庭獲得低保補助的比例僅為33.81%，說明當(dāng)前農(nóng)村低保政策的覆蓋率較低。值得注意的是，本文被解釋變量農(nóng)村兒童認(rèn)知能力得分的百分位數(shù)值，在獲得低保補助子樣本中的均值大于未獲得低保補助子樣本均值，該結(jié)論表明，獲得低保補助的貧困兒童認(rèn)知能力較未獲得低保補助兒童的認(rèn)知能力更好。這與前文的理論分析相一致，低保為農(nóng)村貧困家庭提供了額外收入，使得受收入約束的貧困兒童認(rèn)知能力得以提升。但這僅僅是描述性統(tǒng)計上的反映，還需采用更加科學(xué)準(zhǔn)確的方法加以證明，于是本研究將采用傾向得分—固定效應(yīng)模型實證檢驗農(nóng)村低保對貧困兒童認(rèn)知能力的影響。

表1 描述性統(tǒng)計

（四）模型選擇

在公共轉(zhuǎn)移支付對貧困兒童人力資本的影響研究中，農(nóng)村貧困家庭低保補助的獲取并不是隨機分配的結(jié)果，而是至少需要通過戶籍狀況、家庭收入和家庭財產(chǎn)三個基本條件認(rèn)定，它們與樣本的個人特征、家庭特征密不可分。若簡單地以獲得低保子樣本兒童認(rèn)知能力的均值，與未獲得低保補助子樣本的兒童均值分析比較，將會導(dǎo)致樣本選擇偏差和低保家庭判斷標(biāo)準(zhǔn)所帶來的內(nèi)生性問題。為克服上述問題，本文采用傾向得分匹配基礎(chǔ)上的固定效應(yīng)模型予以緩解。這種方法的優(yōu)點是：第一，通過傾向得分匹配（PSM）為實驗組獲得傾向得分相近的樣本作為控制組，使得兩組樣本僅僅在是否獲得低保補助存在差異，從而在一定程度上克服了由樣本選擇帶來的偏差；第二，采用固定效應(yīng)模型對匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析，可以消除不隨時間變化的不可觀測因素，如兒童非顯性天賦等遺漏變量造成的估計偏誤?；灸Ｐ驮O(shè)定如下：

其中：Yirt代表兒童i在r省t時點的認(rèn)知能力；DiBaoirt為個體i在r省t時是否獲得農(nóng)村低保補助，Nirt是其他控制變量，包括兒童年齡、自我教育期望、智力水平、孩子是否參加輔導(dǎo)班、家庭成員健康、家庭教育支出對數(shù)、家庭規(guī)模和班級人數(shù)等一系列控制變量的向量集。βt為第i期獨有的截距項，系數(shù)β1、βk、θ是待估參數(shù)，μi表示個體異質(zhì)性的截距項，δr是省份固定效應(yīng)，εirt是隨機擾動項，包含了其他因個體、地區(qū)和時間不同而不同的不可觀測因素。

傾向得分匹配的具體步驟如下：首先，將獲得農(nóng)村低保補助的貧困兒童作為實驗組，未獲得農(nóng)村低保補助的貧困兒童作為控制組，運用Logit模型估計每個貧困兒童獲得低保補助的傾向得分值。其次，依據(jù)傾向得分值為獲得低保補助的兒童匹配與其得分相近的未獲得低保補助的兒童，作為其反事實結(jié)果。在匹配方法選擇上，本文采用半徑匹配法（r=0.01）對樣本進(jìn)行匹配，并對傾向得分匹配結(jié)果做了共同支撐假設(shè)和平衡性假設(shè)的檢驗，同時采用最近鄰匹配和核匹配法作為穩(wěn)健性檢驗。

四、實證結(jié)果

（一）傾向匹配平衡性檢驗

為保證匹配結(jié)果的可靠性，必須對匹配方法進(jìn)行共同支撐假設(shè)和平衡性假設(shè)的檢驗。共同支撐假設(shè)要求實驗組和控制組的傾向得分必須有足夠的重合區(qū)域，確保實驗組和控制組有相似的樣本，而平衡性假設(shè)則要求協(xié)變量在匹配后的控制組和實驗組中不存在系統(tǒng)差異。圖1、圖2是采用半徑匹配法（r=0.01）進(jìn)行共同支撐域檢驗的結(jié)果。從圖1可以直觀看出，經(jīng)傾向得分匹配后，獲得農(nóng)村低保的樣本與未獲得低保的樣本可觀測特征的差異都向“0”集中，說明匹配后的控制組與實驗組之間的可觀測特征差異逐漸縮小，匹配效果較好。圖2反映了傾向得分的共同取值范圍，從圖2可以看出大多數(shù)觀測值均在共同取值范圍內(nèi)，故在進(jìn)行傾向得分匹配時，僅會損失較少的樣本量。

圖1 匹配前后的標(biāo)準(zhǔn)偏差變化

圖2 傾向得分的共同取值范圍

表2匯報了各協(xié)變量的平衡性檢驗結(jié)果。如表2所示，經(jīng)PSM匹配之后，實驗組與控制組各協(xié)變量的差異不再顯著。將匹配前的實驗組與控制組兒童相比，可以發(fā)現(xiàn)，實驗組父母與兒童溝通交流較少，且實驗組家庭教育支出更低，家庭成員健康水平較差，人口數(shù)和代際數(shù)更多。由此可以推測出，實驗組樣本主要來自經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后的貧困地區(qū)，他們往往收入水平較低，人力資本積累不足，這也符合實施低保政策的初衷?；谄ヅ浣Y(jié)果構(gòu)建控制組后，各個協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均有大幅度下降，并且實驗組和控制組協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，t檢驗也表明兩組樣本已不存在顯著差異，表明基于匹配結(jié)果構(gòu)建的控制組與實驗組在各類協(xié)變量方面非常相似，傾向得分能夠較好地平衡兩組協(xié)變量的差異。在是否獲得低保補助僅取決于這些協(xié)變量的假設(shè)條件下，上述分組近似等價于通過隨機指派構(gòu)建的反事實框架，使得結(jié)果更為可靠。

表2 平衡性檢驗結(jié)果

（二）傾向得分匹配—固定效應(yīng)模型

通過共同支撐假設(shè)和平衡性假設(shè)的檢驗后，本文進(jìn)一步基于匹配后的樣本進(jìn)行固定效應(yīng)模型回歸，表3是運用固定效應(yīng)回歸的估計結(jié)果。在深度貧困兒童和輕度貧困兒童樣本中，本文首先針對未采用傾向得分匹配法的樣本進(jìn)行固定效應(yīng)回歸，可以看出農(nóng)村低保均會顯著提高貧困兒童的認(rèn)知能力。具體來說，在1.9美元深度貧困標(biāo)準(zhǔn)下，此時低保補助對深度貧困兒童認(rèn)知能力的影響在1%水平上顯著，系數(shù)為0.3177，說明深度貧困的農(nóng)村家庭獲得低保補助金會顯著提高兒童的認(rèn)知能力。而在3.1 美元輕度貧困標(biāo)準(zhǔn)下，此時低保補助會使得輕度貧困兒童的認(rèn)知能力提高17.40 個百分點，且在10%的顯著水平上，說明低保補助同樣會顯著提高輕度貧困兒童的認(rèn)知能力。對比不同貧困程度樣本可以發(fā)現(xiàn)，與輕度貧困兒童相比，農(nóng)村低保對深度貧困兒童認(rèn)知能力的促進(jìn)作用更加顯著，多增加14.37個百分點。這也說明在政策具體實施過程中，要嚴(yán)格審查農(nóng)村低保資格，提高低保瞄準(zhǔn)效率，尤其要優(yōu)先深度貧困家庭，這樣才能更好地發(fā)揮出低保的政策效果。

其次，本文利用半徑匹配（r=0.01）、核匹配（k：epan；bw：0.06）和最近鄰匹配（1∶13）三種不同的匹配方法分別對深度貧困和輕度貧困樣本進(jìn)行重新匹配，然后對不同匹配結(jié)果的樣本進(jìn)行重新估計。本文首先進(jìn)行半徑匹配，表3結(jié)果顯示，農(nóng)村低保對深度貧困和輕度貧困兒童的認(rèn)知能力均有顯著正向影響，且對深度貧困兒童認(rèn)知能力的促進(jìn)作用更加明顯。具體來看，農(nóng)村低保使得深度貧困兒童的認(rèn)知能力提高了39.03%，并在1%統(tǒng)計水平上顯著，而且低保對深度貧困兒童認(rèn)知能力的提升作用較輕度貧困兒童多增加了21.69%。與前文固定效應(yīng)回歸相比較，農(nóng)村低保對深度貧困兒童認(rèn)知能力的正向影響有所增加。同時，采用核匹配和最近鄰匹配作為穩(wěn)健性檢驗，從表3可以看出，采用半徑匹配和核匹配的回歸系數(shù)雖有所下降，但均在10%統(tǒng)計水平上顯著。因此可以認(rèn)為，農(nóng)村低保對貧困兒童認(rèn)知能力具有正向影響這一結(jié)論不會隨匹配方法的改變而發(fā)生變化，本文的研究結(jié)論比較可靠。

表3 傾向得分固定效應(yīng)回歸結(jié)果

綜上所述，無論是深度貧困還是輕度貧困家庭，農(nóng)村低保對貧困兒童的認(rèn)知能力都具有顯著正向影響，這與劉成奎和齊興輝（2019）[12]88研究結(jié)論相似。原因可能是，一方面農(nóng)村低保改善了貧困家庭的收入，促使父母主動增加家庭教育投資，從而提高貧困兒童認(rèn)知能力，另一方面，農(nóng)村低保在放松貧困家庭收入約束線的同時，增加了父母的閑暇時間，使得父母有更多的時間指導(dǎo)兒童學(xué)業(yè)，從而提高兒童的認(rèn)知能力。

（三）異質(zhì)性分析

為繼續(xù)研究農(nóng)村低保對不同群體間貧困兒童認(rèn)知能力的影響，本文將分父母受教育程度和地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析。表3 是農(nóng)村低保在不同分組中對深度貧困和輕度貧困兒童認(rèn)知能力影響的估計結(jié)果。

Attanasio，et al.（2017）[21]251研究發(fā)現(xiàn)，父母受教育程度和家庭教育支出能夠顯著促進(jìn)兒童認(rèn)知能力的提高，這是因為受教育程度高的父母更加重視子女的教育，他們往往會對子女進(jìn)行更加有效的人力資本投資。因此，農(nóng)村低保對貧困兒童認(rèn)知能力的影響會因父母受教育程度不同而有所差異。本文按照父母是否接受初中以上教育，相應(yīng)地將總樣本劃分為初中以上和初中以下兩個子樣本，分別進(jìn)行固定效應(yīng)回歸。結(jié)果顯示，農(nóng)村低保在初中以上分組樣本中對深度貧困和輕度貧困兒童認(rèn)知能力均有顯著促進(jìn)作用，其中對深度貧困兒童認(rèn)知能力的提升作用更加明顯。然而在初中以下分組樣本中，農(nóng)村低保對貧困兒童認(rèn)知能力無顯著影響。存在差異的原因可能是，受教育程度高的父母在獲得低保補助后，會優(yōu)先選擇兒童的教育投資，從而更為顯著地影響貧困兒童的認(rèn)知能力。

表4 異質(zhì)性分組回歸結(jié)果

前文將地區(qū)作為一個控制變量來分析農(nóng)村低保對貧困兒童認(rèn)知能力的影響，而不同地區(qū)兒童認(rèn)知能力存在著巨大差異。相較于東、中部地區(qū)，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，兒童認(rèn)知能力的發(fā)展面臨很多不利影響，如教育基礎(chǔ)設(shè)施落后、父母對兒童教育的重視程度較低、家庭收入不足等。將東、中部和西部地區(qū)子樣本分別回歸有助于我們更加深刻的理解農(nóng)村低保對貧困兒童認(rèn)知能力的影響。從表3可以看出，無論是深度貧困還是輕度貧困兒童，農(nóng)村低保都能夠顯著促進(jìn)西部地區(qū)兒童認(rèn)知能力的增加，同樣對西部深度貧困兒童的促進(jìn)作用大于西部輕度貧困兒童。而對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東、中部地區(qū)兒童的影響并不顯著著，這表明在西部劣勢環(huán)境中成長起來的貧困兒童，可以通過獲得低保補助來提高其認(rèn)知能力。這一結(jié)論與低保政策設(shè)計的初衷相符，即通過轉(zhuǎn)移支付為西部貧困家庭提供額外收入，促使父母對兒童人力資本進(jìn)行投資，從而改善中西部兒童人力資本的區(qū)域差異。

五、影響路徑分析

在上文估計結(jié)果中，我們可以得出農(nóng)村低保會顯著提高貧困兒童認(rèn)知能力這一結(jié)論，那么低保是通過哪種渠道來影響農(nóng)村貧困兒童的認(rèn)知能力呢？通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村低保對貧困兒童認(rèn)知能力的影響渠道主要有兩種。第一，農(nóng)村貧困家庭獲得低保補助將增加對兒童的教育物質(zhì)投入；第二，農(nóng)村貧困家庭獲得低保補助將增加對兒童的輔導(dǎo)時間。本文參照溫忠麟等提出的中介效應(yīng)因果步驟法（溫忠麟、葉寶娟，2014）[25]，對以上兩條影響路徑進(jìn)行檢驗。

家庭收入作為影響兒童成長的重要環(huán)境因素之一，直接影響著兒童人力資本的積累。家庭收入水平越高，兒童的認(rèn)知水平和學(xué)業(yè)表現(xiàn)往往更好（劉秀麗，2012）[26]。低保通過轉(zhuǎn)移支付為農(nóng)村貧困家庭提供了一份額外收入，但能否促進(jìn)兒童認(rèn)知能力的提高取決于家庭內(nèi)部如何使用這部分資金（Bar?rientos&DeJong，2006）[8]541。一般來說，貧困家庭只有滿足基本生活所需后，才會用于兒童教育投資。本文根據(jù)CFPS少兒問卷中“過去一年不含學(xué)校發(fā)放的教材費、參考書費和課外書費”來衡量家庭的教育物質(zhì)投入（劉成奎、齊興輝，2019）[12]87。除家庭教育物質(zhì)投入外，家庭照料時間也會顯著影響兒童的認(rèn)知能力（萬凌霄、馬鈴，2020）[27]。低保補助金的獲得緩解了貧困家庭經(jīng)濟(jì)壓力，使得父母有更多的閑暇時間來輔導(dǎo)兒童學(xué)業(yè)，進(jìn)而對兒童的認(rèn)知能力產(chǎn)生正向影響。結(jié)合CFPS2012年和2014年數(shù)據(jù)，依據(jù)“每周輔導(dǎo)作業(yè)時長（時）”衡量父母對兒童教育的時間投入。

結(jié)果如表5 所示。由表5 可知，是否獲得低保對課外教材支出對數(shù)的估計系數(shù)在10%水平上顯著。在控制了中介變量后，是否獲得低保對貧困兒童認(rèn)知能力的影響在5%水平上顯著，同時課外教材支出對數(shù)對貧困兒童認(rèn)知能力的影響在1%水平上顯著，此結(jié)果意味著課外教材支出對數(shù)在低保影響兒童認(rèn)知能力的中介作用成立，并且農(nóng)村低保通過課外教材支出對數(shù)對貧困兒童認(rèn)知能力影響的中介效應(yīng)為：0.6066×0.1653=0.1003，占總效應(yīng)的比重為31.57%。然而，是否獲得低保對另一中介變量家長輔導(dǎo)時間的影響并不顯著，說明低保補助金并沒有改變貧困家庭父母的時間配置偏好，這可能的原因是，農(nóng)村貧困家庭父母雖然獲得了低保補助，但是他們?yōu)楂@得更多收入，爭取早日脫貧，不得不承擔(dān)起更加繁重的農(nóng)業(yè)勞動，從而擠壓了輔導(dǎo)兒童學(xué)業(yè)的時間，因此低保對家長輔導(dǎo)時間的影響并不顯著。由此可見，相對于家庭教育時間投入（家長輔導(dǎo)時間），家庭教育物質(zhì)投入（課外教材支出）是農(nóng)村低保改善貧困兒童認(rèn)知能力的影響路徑。

表5 低保對農(nóng)村貧困兒童認(rèn)知能力的影響路徑

六、結(jié)論及政策

本文在已有研究的基礎(chǔ)上，以農(nóng)村居民最低生活保障為例，借助CFPS2012年和2014兩年的面板數(shù)據(jù)，采用傾向得分固定效應(yīng)模型，嘗試探究低保在減少當(dāng)期貧困的同時，是否會對貧困兒童認(rèn)知能力產(chǎn)生溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）低保補助顯著促進(jìn)了農(nóng)村貧困兒童認(rèn)知能力的提升，尤其是對深度貧困兒童認(rèn)知能力的提升作用更加顯著；（2）農(nóng)村低保在促進(jìn)貧困兒童認(rèn)知能力上存在明顯的異質(zhì)性，相較于父母受教育程度較低和東、中部地區(qū)的貧困家庭，農(nóng)村低保對兒童認(rèn)知能力的促進(jìn)作用在父母受教育程度較高和西部地區(qū)的貧困家庭中更為明顯；（3）農(nóng)村低保補助通過增加家庭教育物質(zhì)投入（課外教材支出），進(jìn)而提高了貧困兒童的認(rèn)知能力。

為更好發(fā)揮最低生活保障這類公共轉(zhuǎn)移支付對貧困兒童人力資本的促進(jìn)作用，結(jié)合前文研究結(jié)論，提出以下建議：第一，適當(dāng)提高低保補助標(biāo)準(zhǔn)和覆蓋范圍。要科學(xué)評估低保的補助標(biāo)準(zhǔn)，在財政支持的范圍內(nèi)，適當(dāng)提高補助金額，使得低保既能滿足貧困家庭基本生活所需，又可以促進(jìn)家庭子代人力資本的積累。第二，合理設(shè)置低保受益條件。為充分發(fā)揮低保對兒童人力資本的促進(jìn)作用，可以設(shè)置一定的受益條件。例如，限制獲得貧困補助金的家庭必須拿出一定比例的補助用于兒童的教育投資，而不被家庭其他消費所占用，以此增加低保對兒童人力資本的促進(jìn)作用。第三，提高低保的瞄準(zhǔn)效率。低保作為打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的最后一道防線，要加強低保對象資格審查工作，做到精準(zhǔn)識別，防止出現(xiàn)“錯?！薄奥┍！钡葐栴}，將資金真正用于需要幫扶的家庭。