扶贫先扶智，治贫先治愚。教育是脱贫攻坚的重要手段，也是实现贫困人口和贫困地区可持续发展的重要方式。2020年是“脱贫攻坚”的收官之年，也是“后贫困”时代的开启之年，教育承担了承前启后的作用。在这样的现实背景下，从城乡差异的视角研究教育扶贫的路径和效果具有多重意义。从理论角度看，有助于理解城乡贫困状态变动的深层原因，能够系统性、全方位和多角度地审视教育扶贫的机制；从实践的角度看，有助于区分和精准评估城乡贫困变化，打通城乡教育扶贫的障碍，提升教育扶贫的科学性、有效性和针对性；从政策角度看，有助于在城乡间形成参照，也能够为“后贫困”时代的贫困治理和扶贫长效机制的建立提供政策依据。

国内外研究进展与述评

　　教育扶贫主要通过政策施加影响，所以本文重点聚焦于宏观层面开展相应的 研究。从宏观经济角度看，经济增长和收入分配共同影响贫困变化，有学者将这种机制定义为贫困——增长——不平等三角（PGI三角）。PGI三角为教育扶贫研究提供了新的思路，即教育通过经济增长和收入分配影响贫困状 态的改变，下文将对各个要素之间的联系和影响进行详细阐述。

　　（一）经济增长与收入分配同时影响贫困治理

　　在最初对贫困的研究中，很多学者从单一机制看待贫困的变动，认为存在“涓滴效应”，只要保证经济持续增长就可以自然地消除贫困。该理论的发生机制取决于两个方面：一方面，经济增长可以提供更多的就业岗位；另一方面，贫困人口可以间接从富人的消费中获得好处，从而导致贫困发生率随经济增长而下降。这一效应得到了很多学者的验证，Ahluwalia等以及Ravallion和Chen均认为经济增长实现了人均收入的提高，从而有效地减少了贫困的发生，Dollar和Kraay认为贫困人口的收入与社会平均收入存在对应关系，与经济增长“挂钩”的穷人也从中受益。但是随着研究的不断深入以及对以往研究成果的不断比对，很多学者发现经济增长并不一定导致贫困的减少，反而有可能会带来贫困程度的恶化。大多数的研究得到了较为一致的结论，即经济增长和收入差距都是影响贫困的因素，对贫困改善分别起到 正向和负向的作用。Adelman和Morris很早就指出，涓滴效应发挥作用存在特定的前提条件，经济、社会、制度等方面的原因都有导致其失灵的可能。Ravallion和Datt将衡量贫困指标的变化分解为增长和再分配两部分，并使用该方法研究了20世纪80年代巴西和印度的贫困问题，证实了这个观点。Kakwani和Pernia认为，虽然经济增长的确可以实现减贫的目的，但收入分 配在减贫中发挥着更加重要的作用。沈扬扬认为经济增长和收入差距对缓解贫困分别具有正向和负向作用。陈立中也认为，人均收入水平越高，贫困则更有可能受到收入不平等的影响，而区域内收入不平等越严重，贫困对收入不平等的反应就越迟钝。陈飞和卢建词以及江克忠和刘生龙均认为经济增长赋予了农村贫困发生率下降的动力，但一旦分配结构发生扭曲，就会阻碍经济增长带来的福利，导致减贫速度放缓。

　　（二）教育对经济增长和收入分配的影响

　　在教育和经济增长的关系方面，各位学者得到的结论相对一致。孙一平和周向利用2001-2003年省级面板数据的研究发现，农村人力资本是促进中国农 业经济增长的关键因素。钟水映等使用2000-2013年省级面板数据的研究结 果发现，人口受教育程度的提高对经济增长具有正向的影响，甚至能够抵消 人口红利逐渐消失带来的损失。但在教育和收入分配的关系方面，多位学者的研究结论存在一定分歧。Ashenfelter 和Cecilia的研究表明，学校教育能够有效地提高个人技能及其收入水平，从而降低了先天、家庭背景等因素对收入分配差距的影响。但卡诺伊等对金砖国家的研究认为，高等教育入学规模的大幅度扩张对促进收入分配平等只起到了微乎其微的作用。在针对国内的研究中，李祥云认为受教育水平的提升对于收入分配在各个地区之间存在差异，在东部地区对收入分配均等化具有显著作用，而在中西部欠发达地区则总体上扩大了居民收入的差距。许永洪等的研究发现，从整体上教育水平 的提升加剧了收入分配的不平等性，至少在短期内教育没有起到减缓收入差 距的作用。杨楠和王坤认为高等教育的入学机会公平影响了收入分配差距。胡德龙的研究也发现，只有在教育均衡发展的前提下，收入公平才有可能实现。

　　（三）研究述评

　　如上所述，从教育到经济增长和收入分配，再到贫困治理，研究者在各个环节均进行了诸多有益的研究。然而，当前对教育扶贫路径的分析多是孤立的 和分散的，没有将增长和分配纳入到统一的框架中，而且对于其中教育作用的认识仍然存在一定分歧。本文力求对上述问题做出细致的回应，这也是本文的边际贡献所在。

　　根据以上分析，本文设定的研究思路如下：首先，基于城乡差异的视角，将贫困变动按照增长和分配进行分解。然后，以教育作为起点，从增长和分配两个维度构建传导路径，将之前片段化的研究整合为一个完整的体系，系统性地审视教育扶贫的机制和效果。

数据来源和处理方法

　　（一）数据来源

　　本文使用的面板数据来自中国健康营养调查（CHNS），其中江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州参与了历次的调查，自1997年起CHNS又逐步将北京、辽宁、黑龙江、上海和重庆纳入了调查范围。经过各个属性的重新组合，本文最终使用的数据量为46921，覆盖的年份包括1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年和 2015年。该样本的分布较为合理，涵盖了东中西部地区，也体现了经济、社会、人口不同层面的发展程度，对于全国具有较高的代表性。

　　（二）贫困标准

　　对绝对贫困的界定存在国际与国内两种标准，二者各有利弊。最新的国际贫困线是世界银行于2015年公布的1.9美元/天。国际贫困线的优点是具有长期的稳定性，对贫困人口的界定不会产生巨大的波动，缺点主要体现在换算国际标准的过程与现实存在一定偏差。相比国际贫困线，国内贫困线的优点是更符合我国国情，会随着国民生活水平的提升和政策支持力度的增加不断提高，缺点是不具有连续性，部分年份国家没有公布贫困线的具体数值。

　　通过对国际、国内贫困线优缺点的对比，本文认为国内贫困线能够更加客观地反映国内贫困的现实状况，故采用国内贫困线对贫困进行界定，并在研究过程中对缺失年份的数据进行估计。对于农村贫困线，考虑到 2011年国家将其大幅度提高至2300元（2010 年不变价），因此数据的补充分为两个阶段。2011年以前以国家统计局公布的绝对贫困线作为参考，2011年后以2300元为基数，两个阶段均以农村消费价格指数作为推算依据。对于城镇贫困线，现有文献中的计算方法均不一致，目前有明确说明的城镇贫困线来自 于王有捐的研究，他利用马丁法计算出2004年城镇贫困线为2985元。本文以此年份为基准，按照城镇消费价格指数对城镇贫困线进行估算（见表 1）。本文对于全国所有地区使用了统一的贫困线来界定贫困，但差异化的贫困标准将是未来的发展趋势。我国地域辽阔，经济发展不平衡，各地的物价和消费习惯有所不同，导致贫困人口面临的实际情况存在一定差别。在2020年之后的“后贫困”时代，如果能够实现贫困线的因地而异，将更有利于开展富有针对性的扶贫行动。

　　（三）贫困变动计算与分解

　　贫困变动是指前后两期贫困人口的福利变化，反映在收入分布曲线上即贫困线以下两期面积的差值。根据图 1中函数f（·）、均值μ 以及贫困线Z在时间 t和t+1的变化，贫困总体变动一般意义上可以表示为：

　　同时，贫困变动可以按照增长效应、分配效应和贫困线变动效应进行分解。在贫困线和收入分布不变的前提下，收入均值引起的变化称为增长效应 ；在贫困线和收入均值不变的前提下，收入分布引起的变化称为分配效应；在收入分布和均值不变的前提下，贫困线变动引起的变化称为贫困线变动效应。

　　本文采用假设收入对数正态的方式计算各省份历年的贫困程度以及贫困总体变动。这种方式具有较为深入的研究基础，Adams以及Klasen和 Mosselhorn的研究均表明，经济学研究中经常采用假设收入对数正态分布的方法，这是对现实很好的描述方式。国内的研究也提供了重要的实践支撑，阮敬和詹婧的研究表明了历年CHNS各县市原始数据符合收入对数正态性假定，并利用该方式判定了国内的亲贫增长情况。除了1989年初次调查规模较小，CHNS在其他年份各省单元中均达到了较大的样本量，符合该方法的使用条件。同时，本文对分省分时间数据分别进行了 P-P图和 Q-Q图的分析，检验结果与上述结论一致。由于检验结果所占篇幅较长，本文在此不再赘述。

　　在具体操作层面，贫困变动及分解存在多种方式，包括Datt-Ravallion方法、Kakwani-Subbarao方法、SST指数分解法以及Shorrocks的分解方法。Datt-Ravallion方法分解之后有残差，无法实现完全分解。Kakwani-Subbarao方法在分解时规定了贫困线不变，具有较大的约束性，不适用贫困线频繁变动的情况。SST指数经过改进已经较为完善，可以分解为贫困发生率、平均贫困缺口比例以及贫困缺口比例的分布情况，但是与本文的研究思路之间存在一定差异。综合衡量上述方法的利弊，本文采用Shorrocks的分解方法，其原因在于：第一，该方法能够实现完全分解；第二，可以将贫困线的变动影响纳入分解范畴，第三，与本研究的思路具有较高的契合性。Shorrocks分解的基本思路如下：如果Ck表示每个元素的贡献，σ=（σ1,σ2,…σm）表示在序列中元素被移除的顺序，S（σr,σ）={σi|i>r}表示仍然留在序列中的元素，边际效应可以表示为：

　　（四）模型设定

　　增长和分配的变化取决于许多因素，包括初始的增长速度、贫困线的位置以及不平等的初始水平，而动态面板回归模型可以很好地满足这些要求，故本 文使用此方法进行研究。经过Arellano以及 Arrelano和Bond的研究，动态 面板回归模型已经发展地较为成熟。Arrelano和Bond利用蒙特卡洛模拟对动态面板回归 GMM残差序列相关的方法进行了验证，表明估计结果中只存在极其有限的、可忽略不计的样本偏差，是一种有效的估计手段。动态面板回归的基本模型为：

　　（五）变量处理

　　本文数据构建的主要步骤如下：第一，以每两个相邻时间节点作为一个时间 区间，计算各省份贫困总体变动；第二，按照增长效应、分配效应和贫困线 变动效应，对各个省份贫困总体变动进行分解；第三，以每个时间区间（如 1989—1993，以此类推）各个省份的增长效应变动和分配效应变动分别作 为因变量；第四，对每个时间区间内各省份后一时间节点的相关变量按照一定方式进行转换，得到自变量，然后与因变量组合形成面板数据。因变量的具体描述分析可见研究结果中贫困变动与分解结果部分。

　　关于自变量的处理有几点需要说明：第一，本文选取的自变量是融合了文献分析与CHNS已有数据的结果。当前鲜有文献从区域层面评估贫困增长效应变动和分配效应变动的影响因素，但无论从任何角度研究贫困现象，教育和健康都是人力资本的重要组成部分，也是脱贫的重要动力。同时，本文在分析文献时发现，人口和年龄特征、区域多样化程度、区域经济状况和交通状况均是影响贫困治理的要素。根据上述分析，结合CHNS采集的信息，本文确定了变量列表（见表 2）。第二，为了满足自变量的要求，本文采用均值的方式处理了部分变量，以实现个体信息向区域信息的转换。CHNS记录了样本 个体的受教育年限以及健康状况，同时也对个体所在地的人口密度、区域多样性、经济发展状况、交通状况进行了评估。本文在省级层面对这些信息进行了平均，以完成与因变量的对接。第三，本文采用了标准差作为各省份教育公平程度的表征。教育公平程度可以从两个角度进行测量，其一是依据主观的指标体系，其二是通过客观的计量方法。从指标体系角度进行的研究有很多，但这些研究主要依靠主观判断，数据收集较为复杂，并且相关抽样调查的可靠程度值得商榷。如果单纯从计量方法看，基尼系数、泰尔指数和标准差三种方法均可以计算教育公平程度。教育基尼系数的计算基于受教育程度和人口的分布，但由于受教育年限存在上限，因此对于近年来的数据，教育基尼系数变得越来越不敏感。泰尔指数存在类似的缺陷，当个体值与均值接近时，会迅速趋近于零，也会造成对公平的测度不敏感。同时，泰尔指数对高端和低端的敏感程度不同，容易进一步造成误差。标准差虽然同样存在缺陷，但反应相对灵敏，可以作为计算教育公平的一种权衡。本文采用了标准差的方式来表示教育公平程度，但进一步寻找更加科学和合理的方法，也 是本研究后续的工作之一。

研究结果

　　（一）贫困变动与分解结果

　　1.农村和城镇地区贫困变动的差异较大

　　贫困变动的计算结果显示，1989-2015年期间，农村与城镇贫困程度总体变 动分别为正值0.099和负值-0.098，总体上农村为非亲贫增长，城镇为亲贫 增长。如果单独审视增长效应的变动，虽然在有些年份存在一定程度的波动，但无论在农村还是城镇，增长效应变动在1989-2015年期间的累计值均为负值，表明增长效应显著改善了城乡贫困（见表 3第 5列）。在大部分年份分配效应和贫困线变动效应为正值（见表 3第 6列和第 7列），二者在一定程度上抵消了增长效应带来的福利。相比之下，贫困线变动效应的影响远大于 分配效应。值得注意的是，由于贫困线变动效应属于国家提升贫困帮扶程度的主动行为，所以如果剔除贫困线变动效应的影响，1989-2015年期间农村与城镇贫困总体变动分别为-0.086和-0.681，均为亲贫增长。城镇地区贫困变动在绝对值上远超过农村地区，表明城镇贫困的改善力度更强。

　　2.农村和城镇地区贫困变动的主导因素不同

　　农村地区的贫困变动呈现出两个明显的特点：第一，各个省份的增长效应变动趋势较为一致（见图2左上图）。1989-1997年期间增长效应较为“强劲”，尤其是 1993-1997年期间，对贫困变动的影响较大。而在2000-2015年期间，多数省份增长效应都在0刻度线附近徘徊。第二，由于贫困总体变动与分配效应变动在形态上非常相似，可以判断农村地区的分配效应占主导地位，决定了贫困总体变动的趋势（见图 2左中图和左下图）。各个省份的分配效应在 1997年前未表现出一致的规律，1997-2009年期间总体趋近于 0，2009年后又显示出增强的趋势。

　　城镇地区的贫困变动趋势和农村地区相比存在共性，但也存在明显的差异。第一，与农村地区相似，各个省份的增长效应变动表现出了较为一致的趋势（见图 2右上图）。除了 2000-2004年期间，其余时间内大部分省份增长效应变动均在 0 刻度线以下，表明增长效应在大部分时间内起到了改善贫困的作用。第二，与农村地区显著不同是，城镇地区增长效应变动占主导地位，决定了贫困总体变动的趋势，在 1997 年 后这种决定性的影响尤为明显 （见图 2右上图和右下图）。而分配效应 变动在各个省份之间没有体现出共同的规律，趋势线未表现出较为一致的形态（见图2右中图） 

　　（二）教育对增长效应变动和分配效应变动的影响

　　1.受教育水平对农村地区增长效应变动和分配效应变动均存在显著影响

　　由于农村和城镇贫困在表象、成因还有贫困识别标准上都存在较大差异，因 此本部分对农村和城镇分别进行了独立分析。农村地区增长效应变动回归结果显示，在依次引入各滞后变量后，受教育水平无论显著性还是数值自始至终均保持相对稳定（见表 4）。受教育水平系数为负值，表明受教育水平的 提升有助于改善贫困状况。

　　以受教育水平的标准差作为表征教育公平情况的变量，本文审视了受教育水 平和教育公平对分配效应的影响。农村地区分配效应变动回归结果显示，在依次引入各滞后变量后，受教育水平同样显著且保持稳定。与增长效应不同 之处在于，平均受教育水平的系数为正，表明有使分配效应增加的趋势，进而推动贫困变动数值向正向移动，对贫困改善将产生消极的影响。教育公平系数不显著，表明现阶段影响农村地区分配效应变动的因素主要是受教育水 平，教育公平对分配效应的变动没有产生实质性的影响（见表 5）。 

　　2.受教育水平与教育公平通过两条路径在城镇贫困治理中共同发挥作用

　　先后纳入增长的一阶和二阶滞后变量以及分布的一阶滞后变量后，城镇地区 增长效应变动回归结果显示，受教育水平无论显著性还是数值自始至终保持稳定（见表 6）。同农村地区类似，受教育水平系数为负值，表明受教育水平的提升有助于改善贫困状况。

　　在依次引入各滞后变量后，城镇地区分配效应变动回归结果显示，平均受教育水平同样显著、稳定且系数为正，表明具有使分配效应增加的趋势，这一点与农村地区相同。但是教育公平情况体现出了与农村地区的差异。教育公平的系数显著、稳定且为正值，与分配效应具有一致的趋势（见表 7）。回归4中教育公平程度系数不显著，可能是由于二阶分布滞后抵消了部分教育公平的作用，但整体而言教育公平情况在回归中相对稳定。由于数值越低代表公平程度越高，所以这一回归结果表明教育公平的改善有助于降低分配效应，进而能够改善贫困状况。更重要的是，与受教育水平系数相比，教育公平对分配效应变动的正向影响远大于受教育水平产生的负向影响。

　　（三）模型检验

　　为了得到准确的估计结果，本文使用不同的方法对模型进行了检验。增长效应变动和分配效应变动均由贫困总体变动同步分解得到，二者的作用机理不同，从理论层面是相互独立的。但为了避免增长效应变动和分配效应变动的 随机扰动之间仍然存在同期相关性，本文利用似无关回归进行了分析。似无关回归的基本模型如下：

　　其中，各个方程之间的随机扰动项之间存在同期相关。控制了个体效应的回归结果表明，无论是受教育水平还是教育公平程度，其系数的显著性和符号均与前文模型得到的结论一致（见表 8）。此外，农村和城镇地区的Breusch-Pagan 独立性检验的结果均不显著，P值分别为0.939和0.166，表明增长效应变动和分配效应变动之间不存在同期相关。基于上述结论，本部分检验的价值在于：一方面，检验结果表明似无关回归模型未能提高估计的效率，将增长效应变动和分配效应变动进行独立估计是可行的；另一方面，进一步验证了前文估计结果的稳健性。

结论与启示

　　当前，贫困治理的效果仍然有待巩固，贫困治理的内生动力仍然未完全形成，而源于贫困人口自身的内生动力是实现贫困治理可持续的核心内容。在 2020年这个关键的时间节点，研究教育治理贫困的机制，是一项承上启下的任务，不仅有助于打通当下制约教育扶贫效果的障碍，也是对未来相对贫困 治理的长远之谋。

　　从宏观视角看，增长效应和分配效应两条路径可以被喻为治理贫困的“任督二脉”。基于中国健康营养调查（CHNS）12个省份 1989-2015 年的数据，本文从城乡差异的视角按照上述两条路径研究了教育扶贫的路径与效果。实证结果显示：从增长效应看，受教育水平在城镇地区和农村地区均是影响增长效应变动的显著和稳定的因素，受教育水平的提升有助于贫困的改善。从分配效应看，教育在城乡之间治理贫困的效果上存在共性和差异。在共性上，受教育水平的提升增加了农村地区和城镇地区的分配效应，在一定程度上阻碍了贫困的改善；在差异上，教育公平程度的提升对农村地区分配效应变动的影响不显著，但对城镇地区却具有正向显著的影响，且效果远高于受教育水平提升引起的抑制作用。

　　根据上述结果，我们有理由认为教育的作用在城镇地区和农村地区贫困治理中实际处于两个不同的阶段。城镇地区已经形成了教育治理贫困相对完备的体系，受教育水平和教育公平通过增长效应和分配效应两条路径共同施加正向的影响。虽然受教育水平的提升在一定程度上通过分配效应抑制了贫困的 改善，但是其提升带动了经济增长，而且教育公平在分配效应中发挥的正向作用远超过受教育水平带来的负向影响。反观农村地区，若以城镇地区作为参照，教育对贫困的治理仍停留在单纯依赖受教育水平的阶段，即单纯依靠数量的阶段。根据前文得到的结论，农村地区的分配效应对于贫困改善具有主导作用，然而当前的现实是农村地区教育公平因素对分配效应没有产生显著影响，不具备改善贫困的能力。

　　由于教育关系到贫困人口的可持续发展，所以在未来贫困治理过程中，针对贫困地区和贫困人口的教育扶持政策应当承担起越来越重要的作用，既需要在一定时期内保持相对稳定，又需要有的放矢和有所突破，持续为贫困人口注入内生动力。总体而言，农村地区教育公平对贫困治理的“无效性”恰恰指明了今后教育的努力方向。农村贫困地区教育布局和发展不应局限于“有学上”，更应强调“上好学”。只有通过高质量均衡打造更加公平的农村教育发展环境，才有可能打通教育公平在分配效应路径上的障碍。具体而言，为了更大程度发挥教育在贫困治理中的作用，本文认为如下几点建议可以作为参考。

　　第一，以帮扶教育之贫作为行动原点，持续加大贫困地区教育支持力度。着重提升农村贫困地区教育水平和教育质量，继续发展农村贫困地区义务教育，建立城乡一体、均衡发展的义务教育体系，支持农村贫困地区普通高中教育建设和中等职业教育建设。使贫困地区尽可能避免劳动力大量流失的现状，使不具备外出求学和务工能力的劳动力能够生于家乡、长于家乡、学于家乡、奉献于家乡。

　　第二，以教育治理贫困作为行动目标，持续提升贫困地区人口的自我发展能力。健全职业教育学生资助制度，降低农民入学门槛，解 除 入 学 后 顾 之 忧，提升农民受教育水平。以职 业 教 育 为 切 入 点，培育贫困地区新型职业农民，将学习和农业劳动有机融为一体。通过教育手段培养有志于改善贫困现状的带头人，使他们有机会接受更高一级的教育，也让他们有能力反哺家乡。

　　第三，以供给侧改革作为保障条件，持续提升贫困地区教育公平程度。供给侧改革的时代背景和行动方案很好地契合了教育扶贫的痛点和难点，也为教育公平的高质量发展带来了希望。教育公平问题是农村贫困地区普遍的短板，但其不平等的成因各不相同，可归因于公平理念的缺失、环境的约束、责任理念的失衡等种种因素。扩大贫困地区教育高质量精准供给，直面成因，因地制宜，因人施策，有助于针对教育公平的短板发力，也有助于农村地区教育公平在贫困治理中发挥出效力 。

　　来源|《教育与经济》2020年第6期

　　作者|刘大伟（中国教科院助理研究员）