家庭教育支出是否有利于農戶未來減貧

/家庭教育支出是否有利于農戶未來減貧？——基于貧困脆弱性的實證分析【摘要】采用2018年CFPS微觀數據和OLS模型實證分析家庭教育支出對農戶貧困脆弱性的影響效應與影響機制，并且采用工具變量回歸模型進行了穩健性檢驗。研究結果表明：家庭教育支出能顯著降低農戶貧困脆弱性，但對于不同類型農戶家庭貧困脆弱性的影響存在異質性。相對于子女為義務教育階段學齡成員的家庭，子女為高中/中專/技校/職高及其以上學習階段的家庭，其教育支出降低貧困脆弱性的作用更為明顯。家庭教育支出對農戶貧困脆弱性的影響存在區域差異。從支出規模來看，中、西部地區農戶家庭教育支出降低貧困脆弱性的效果顯著，而東部地區不顯著。從支出結構來看，西部地區家庭校內教育支出和校外教育支出都有利于顯著降低貧困脆弱性，中部地區降低貧困脆弱性的效應主要來自校內教育支出。機制分析發現，人力資本積累、家庭成員自我效能感提升、勞動力就業轉移都是農戶家庭教育支出影響貧困脆弱性的重要渠道?！娟P鍵詞】家庭教育支出；校內教育支出；校外教育支出；貧困脆弱性；農戶家庭 一、引言與綜述 隨著教育財政體制機制改革的逐步推進，我國公共教育財政投入穩步增長，與此同時，家庭教育投入占教育投入總經費的比重也不斷攀升。據2017年中國教育財政家庭調查統計①，2016年下學期和2017年上學期，我國基礎教育階段家庭教育支出總體規模約190426億，占2016年GDP比重的2.48%，相當于財政性教育經費總量的60%，其中，農村學前和中小學教育階段每生每年人均家庭教育支出為3936元(已經超過了當年國家貧困線標準3146元)，占家庭總消費支出的比重達到10.6%，農村學前、小學、初中、高中階段該比例分別為8.4%、7.5%、13.6%、30.9%。那么，如此龐大的家庭教育支出如何影響農戶未來貧困呢？由于長期以來我國普遍缺乏對私人教育投入的統計，業界與學界對家庭教育支出與貧困的關系研究還相對缺乏。同時，已有教育反貧困相關研究較多從事后角度探討教育相關因素對當期貧困的影響，忽視了遠期效果。對于前瞻性地預判教育支出相關因素對家戶未來福利變化及致貧可能性的影響等關注不夠。貧困脆弱性作為對未來陷入貧困可能性的一種事前預測，為我們研究家戶未來貧困及其防治提供了一個新的視角和可能?；谪毨Т嗳跣砸暯?，深入探討家庭教育支出對農戶未來貧困的影響效應及其途徑，對于后扶貧時代從教育層面有效提升農村地區貧困防范的針對性，建立健全穩定脫貧長效機制，具有重要的現實價值與政策意義。 教育與貧困的關系一直是學界關注的焦點。教育作為人力資本的核心，長久以來被視為提升內生發展動力和減少貧困不可或缺的重要因素?，F有研究大部分圍繞受教育水平或受教育類型與貧困關系展開。受教育水平方面的研究頗為豐碩，基本形成了“家庭成員受教育水平增加有利于顯著減少貧困”的共識性結論(李曉嘉，2015；蘇靜等，2019)[1-2]。受教育水平增加可以通過促進家庭人力資本與社會資本積累(李玲等，2019)[3]、提高家庭決策的合理性與可行性(譚穎和李小瑛，2018)[4]、拓展就業空間和提高就業質量(肖小勇等，2019)[5]、增加貧困家庭成員進入更高層次職業領域的機會(柳建平和劉衛兵，2018)[6]、促進貧困階層向高階層流動(趙紅霞和王文鳳，2019)[7]等途徑，進而減少貧困。教育類型方面的研究相對薄弱。沈華和劉梅(2019)研究認為義務教育的脫貧效應最大，高中教育成為消除多維貧困的轉折點[8]。李強誼等(2019)進一步比較了職業高中教育和普通高中教育的減貧效應，研究認為前者縮小農村收入差距的作用更加明顯[9]。谷媛媛和邱斌(2019)分析了中國留學教育影響生源國貧困的內在邏輯機制[10]，研究發現，發展中國留學教育可以通過促進人力資本積累、吸引外商投資以及技術溢出等渠道對生源國產生顯著的減貧效應。 關于教育投入與貧困關系研究主要集中在公共財政教育投入方面。國內外大部分研究充分肯定了公共財政教育投入消減貧困的積極效應(Tridico，2010；張俊良等，2019)[11-12]，也充分強調了財政教育支出在阻斷貧困代際傳遞中的重要作用(周波和蘇佳，2012；解雨巷等，2019)[13-14]。但公共教育資源配置不公以及投入結構不合理，也將導致其在緩解貧困深度上的作用有限(Jiao&Wang，2014；林迪珊等，2016)[15-16]。因此，僅僅增加財政教育投入“量”的供給難以充分發揮其對于脫貧的作用，關鍵在于“質”的提升(Wedgwood，2007)[17]。由于數據可得性等原因，作為教育投資主要來源之一的家庭教育支出與貧困關系研究還比較薄弱，家庭教育支出如何影響農戶貧困脆弱性還未能得到充分驗證。近年來，有學者研究發現，家庭教育支出可以通過人力資本和社會資本積累效應(Woessmann，2016；斯麗娟，2019)、鄰里效應(余麗甜和詹宇波，2018)等途徑來降低家庭未來陷入貧困的風險[18-20]。也有學者研究指出，家庭教育支出增加了家庭經濟負擔，也擠出了投資以及改善家庭福利的其他必要性支出，而短期內教育的人力資本投資無法直接轉變為增收效應(張永麗和劉衛兵，2017)[21]；加之部分農村家庭教育投資決策的盲目性，進一步增大了教育投資回報的不確定性(黃斌等，2014；劉陽陽和王瑞，2017)[2223]，進而可能使農戶家庭陷入“因教致貧”困境(魯子簫和王娜，2017)[24]。 由此可見，關于農戶家庭教育支出與貧困脆弱性研究還有待完善和深入。已有相關研究更多的是關注家庭教育支出總量對當前貧困的影響，也少有涉及家庭教育支出結構及其與貧困脆弱性關系的探討。這將有可能低估了家庭教育支出的長期減貧效果，繼而誤導相關政策制定與實施。本文采用2018年CFPS微觀調查數據實證考察家庭教育支出對農戶貧困脆弱性的影響，相較于以往研究，本文的貢獻在于：①基于“規模”和“結構”的雙重視角，探討了家庭正規學校教育資源和校外市場教育資源的購買與支付情況對農戶貧困脆弱性的影響及其差異；②分析了家庭教育支出影響農戶貧困脆弱性的人力資本積累機制、自我效能提升機制和勞動力就業轉移機制，為家庭教育支出通過“扶智”和“扶志”等途徑影響貧困脆弱性的具體過程提供了新的經驗證據；③分析了不同類型和不同區域家庭的教育支出對貧困脆弱性影響的異質性，從多角度挖掘了家庭教育支出及其成分對貧困脆弱性影響的差異性。 二、數據、模型與變量 (一)數據來源 本文使用的數據來源于2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)。CFPS項目于2007-2009年在北京、上海、廣東三地進行了前期預調查，2010年開始在全國25個省(市、自治區)正式實施基線調查，此后每兩年追蹤調查一次(其中，村居情況每4年追蹤調查一次)，旨在通過追蹤收集個體、家庭、社區三個層次的數據，反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷。本文使用了2018年CFPS家庭問卷、成人問卷和少兒問卷中的相關變量。2018年CFPS目前還沒有公布村莊問卷數據，我們采用2014年村居數據進行替代。由于村居變量我們僅采用了村莊區位特征、村莊人口密度、村莊是否為民族聚居區三個變量，這些變量隨年度變化的可能性非常小，因此不會影響本文主要結論。根據研究需要，我們對上述樣本進行了匹配，并剔除了城市樣本、沒有孩子上學的樣本以及主要信息缺失的農村家庭樣本，最終獲得有子女上學的有效農村家庭樣本4223戶，其中，東部地區1329戶，中部地區1184戶，西部地區1710戶。共涉及20299名農村個體，具有較好的代表性。 (二)模型設定 為了全面考察家庭教育支出對農戶家庭貧困脆弱性的影響，構建如下實證模型： VPi=0+1lnedutoti+2Xi+ei(1) VPi=α0+α1lneduschi+α2lnedumaki+α3Xi+ei(2) 式(1)是家庭教育支出規模對農戶貧困脆弱性影響的計量方程；式(2)是家庭教育支出結構對農戶貧困脆弱性影響的計量方程。其中，VP表示2美元標準下的家庭貧困脆弱性，lnedutot、lnedusch、lnedumak分別表示家庭教育總支出與校內教育支出、校外教育支出變量的對數。X表示系列控制變量。 (三)變量說明 被解釋變量：本文被解釋變量為貧困脆弱性，對非貧困家庭而言，它表征的是未來陷入貧困的可能性；對貧困家庭而言，它表征的是未來持續性貧困的可能性。貧困脆弱性采用農戶家庭未來人均純收入低于貧困線的概率來衡量。 解釋變量：本文核心解釋變量為家庭教育支出。與以往研究不同，本文家庭教育支出同時采用規模變量(即總量)和結構變量來衡量，支出結構方面主要考慮兩個部分：一是由學雜費、書本及文具費、上學交通費、食宿費等組成的校內教育支出部分，主要用來考察農戶家庭對正規學校教育資源的購買與支付情況；二是由家教費、課外輔導、藝體培訓等組成的校外教育支出部分，主要用來考察農戶家庭對校外教育資源的購買與支付情況。為了控制其他因素對農戶貧困脆弱性的影響，我們從家庭特征、村莊特征和省域地區等層面選定系列控制變量。為了剔除極端值的影響，運用winsorize方法按照上下1%對主要變量進行了縮尾處理。主要指標變量的定義與設置如表1所示。 三、貧困脆弱性測度 貧困脆弱性測度方法主要有三種：預期貧困脆弱性測度(VEP)、期望效應脆弱性測度(VEU)和風險暴露脆弱性測度(VER)。VEP定義下的預期貧困脆弱性測量理論認為，家庭貧困脆弱性的大小主要與家庭未來福利水平的分布特征相關聯，通過當期家庭/個人特征變量來計算下一期家庭/個人陷入貧困的概率(Chaudhruietal.，2002)[25]。并且VEP能夠采用截面數據進行估計，故本文采用VEP方法測度農戶家庭貧困脆弱性，其基本方程為： VPt=Pr(Yt+1≤poor)(3) 其中，VPt代表農戶t時期的貧困脆弱性，其含義是指未來農戶家庭人均純收入(Yt+1)的低于貧困線(poor)的概率。一般而言，低收入群體的收入狀態更符合對數正態分布，因此一般選擇農戶家庭人均純收入的自然對數(lnYt)來衡量農戶收入。 依據假設，lnYt可以表示為一組可觀測變量(Xt)及誤差項(et)的函數，即： lnYt=Xtβ+et(4) 計算中，可觀測變量Xt我們主要納入了家庭、村莊以及地區三個層面控制變量。根據VEP理論，農戶收入的波動項et主要來源于沖擊，因此可得到如下方程： 在貧困線和貧困脆弱性閾值確定中，我們參照斯麗娟(2019)的研究，采用世界銀行每人每天2美元貧困標準計算貧困線，同時，采用29%貧困閾值標準。即農戶未來貧困發生的概率大于或者等于29%時，定義該家庭為貧困脆弱家庭，小于29%定義為非貧困脆弱家庭。 四、實證分析 本文首先實證分析家庭教育支出規模與結構對貧困脆弱性的影響，然后分組檢驗不同區域和不同類型家庭教育支出對農戶貧困脆弱性的影響效應及其異質性，最后進行機制分析。由于家庭教育支出和貧困脆弱性之間還可能存在反向因果、遺漏變量導致的內生性問題，使得估計結果存在有偏和非一致性。為此，我們在OLS回歸的基礎上均同步采用工具變量(IV)法進行兩階段最小二乘估計(2SLS)。有效的工具變量需要滿足兩個基本條件：一是與內生變量家庭教育支出具有相關性(即相關性)；二是與貧困脆弱性不直接相關(即外生性)。我們選取“排除家庭本身的村莊戶均教育總支出、戶均校內教育支出和戶均校外教育支出”分別作為家庭教育總支出以及家庭校內和校外教育支出的工具變量。一方面，該變量在一定程度上反映了家庭所在地區的教育資源將影響家庭教育支出，與家庭教育支出相關；另一方面，排除家庭本身的村莊戶均教育支出及其成分與家庭不可觀測的偏好、能力、傳統等變量無關，具有很強的外生性，從微觀個體層面上來講與家庭貧困脆弱性不直接相關(楊克文等，2019；楊汝岱等，2011)[26-27]。為了檢驗上述工具變量的有效性，我們采用Cragg-Donald方法進行了弱工具變量檢驗。發現三個工具變量下Wald檢驗的F統計量均遠遠高于10%統計水平上的Stock-Yogo弱工具變量的閥值(16.38)，故拒絕“弱工具變量”的原假設。同時，Hansen-J統計量表明，三個工具變量均與方程誤差項不相關，符合外生性條件②。 (一)基準回歸分析 表2報告了家庭教育支出對農戶貧困脆弱性影響的基準回歸結果。其中，第(1)、(2)列報告了僅控制家庭綜合特征變量的回歸結果；第(3)、(4)列報告了加入戶主特征變量、村莊特征變量和地區控制變量后的回歸結果；第(5)～(8)列報告了工具變量回歸進行穩健性估計的結果。從第(1)、(3)列估計結果可知，家庭教育總支出對農戶貧困脆弱性的影響系數均為負，且都在1%的水平上顯著。表明家庭教育支出能夠顯著降低農戶家庭貧困脆弱性，有利于農戶未來減貧。第(5)、(7)列工具變量模型家庭教育總支出變量的系數符號及顯著性與第(1)、(3)列保持一致，表明家庭教育總支出對貧困脆弱性的總體影響結果穩健。比較普通OLS回歸和工具變量法結果可以發現，考慮了內生性以后的家庭教育總支出系數估計值高于沒有考慮內生性時系數的估計值，并且模型擬合的R[2]值明顯增大，說明簡單OLS回歸可能低估了家庭教育總支出對貧困脆弱性的影響。表2第(2)、(4)列給出了家庭教育支出結構對貧困脆弱性影響的估計結果。從中可知，校內教育支出和校外教育支出的系數均為負，且都在1%的水平上顯著。表明校內教育支出和校外教育支出都有利于顯著降低農戶貧困脆弱性。工具變量回歸第(6)、(8)列校內教育支出變量、校外教育支出的估計系數也分別在5%和1%的水平上負向顯著，驗證了第(2)、(4)列回歸結果的穩健性。從控制變量來看，普通OLS估計和工具變量回歸結果均顯示，大部分家庭特征變量顯著影響農戶貧困脆弱性。成人教育水平增加、家庭總資產增加和勞動力外出務工都將有利于顯著降低農戶家庭貧困脆弱性。而家庭不健康成員比例增加和家庭人口規模增加都將顯著增大農戶貧困脆弱性。家庭成員醫療保險和家庭擁有土地對農戶貧困脆弱性的影響還有待進一步驗證。從戶主特征來看，戶主年齡的一次項、二次項系數分別為負向、正向顯著，表明在其他條件不變的情況下，隨著戶主年齡的增長，農戶家庭貧困脆弱性將先下降后上升，表現為"U"形特征。相對于戶主工作性質為自雇的農戶家庭，他雇戶主的家庭更加有利于降低貧困脆弱性。戶主婚姻對貧困脆弱性的影響還有待進一步驗證。 (二)區域差異分析 不同區域經濟社會發展水平不同。那么，家庭教育支出對農戶貧困脆弱性的影響是否也存在區域差異呢？為了弄清楚這個問題，我們按照傳統的東部、中部、西部區域劃分，進一步探討東、中、西三個不同區域家庭教育支出對農戶貧困脆弱性的影響及其異質性。基于穩健性檢驗需要，我們同樣計算了OLS模型和工具變量模型回歸結果，如表3、表4所示。表3第(1)～(3)列分別給出了東、中、西部地區農戶家庭教育支出規模對貧困脆弱性影響的估計結果。從中可知，教育總支出變量的估計系數均為負，但僅中部和西部地區顯著，并且西部地區系數估計的絕對值要明顯大于中部。表明中、西部地區家庭教育總支出均能夠顯著降低農戶貧困脆弱性，與全國的趨勢保持一致，并且相對而言，西部地區家庭教育支出降低貧困脆弱性的作用要大于中部地區。而東部地區家庭教育總支出對貧困脆弱性的影響不顯著。表4對應第(1)～(3)列工具變量檢驗中家庭教育總支出的系數符號及顯著性與此保持一致。說明控制了內生性的情況下上述結果依然穩健。為什么會出現這樣的情況呢？家庭教育支出一定程度上反映了父母或者其他家庭成員對子女教育的重視程度以及投資情況，對子女教育的重視也包括對子女的欣賞、對子女意見和建議的重視與接納。受到良好教育的子女能夠利用他們所掌握的文化知識對家庭其他成員產生正外部性影響。比如促使家庭成員提振擺脫貧困的信心與動力，增強反貧困自我效能感(下文將進行驗證)；幫助家庭成員優化生產決策與投資組合，規避一定的風險，提高家庭生產效率；進而降低貧困脆弱性。在教育發展水平普遍落后的西部地區，農戶家庭教育支出的這種正外部性影響效應應該更為明顯。表3第(4)～(6)列進一步給出了東、中、西部地區農戶家庭校內教育支出與校外教育支出對貧困脆弱性影響的估計結果。其中，校內教育支出的估計系數僅中部、西部地區負向顯著，校外教育支出的估計系數僅東部、西部地區負向顯著。表4對應第(4)～(6)列穩健性檢驗結果顯示，系數估計符號方向均與表3保持一致，但僅中部地區校內教育支出以及西部地區校內和校外教育支出系數顯著，表明教育支出結構對農戶貧困脆弱性的影響存在顯著的區域差異。西部地區家庭校內和校外教育支出將有利于顯著降低農戶貧困脆弱性，中部地區家庭校內教育支出將有利于顯著降低農戶貧困脆弱性。這意味著中部地區家庭教育支出降低貧困脆弱性的作用主要來源于校內教育支出。也再次驗證了西部地區家庭教育支出降低貧困脆弱性的作用要大于中部地區。 (三)分組回歸分析 為了進一步檢驗不同類型家庭的教育支出對農戶貧困脆弱性影響是否存在異質性，我們以九年義務教育為節點重新選擇樣本后進行分組回歸。將子女目前為義務教育階段學齡成員的家庭分為一組(以下簡稱Ⅰ類家庭)，子女為高中/中專/技校/職高及其以上階段成員的家庭分為一組(以下簡稱Ⅱ類家庭)，分組回歸結果如表5所示。為了同步檢驗估計結果的穩健性，我們同時給出了OLS模型[第(1)～(4)列]和工具變量回歸模型[第(5)～(8)列]的估計結果。 表5第(1)、(3)、(5)、(7)列報告了I類家庭樣本的回歸結果，第(2)、(4)、(6)、(8)列報告了Ⅱ類家庭樣本的回歸結果。從教育支出規模來看，第(1)、(2)列教育總支出的估計系數分別在1%、10%的水平上負向顯著，第(5)、(6)列的估計系數也均在5%的水平上負向顯著。表明對于I類家庭和Ⅱ類家庭而言，家庭教育支出規模對貧困脆弱性的影響并沒有表現出顯著差異，都有利于顯著降低農戶貧困脆弱性。從教育支出結構來看，第(3)、(4)列校內教育支出和校外教育支出的估計系數均負向顯著，但對應工具變量回歸估計第(7)列的估計系數不顯著，第(8)列的估計系數顯著。表明校內和校外教育支出對不同類型農戶家庭貧困脆弱性的影響存在異質性。對于I類家庭而言，校內教育支出和校外教育支出降低家庭貧困脆弱性的作用不穩健，對于Ⅱ類家庭而言，校內教育支出和校外教育支出均顯著促進了家庭貧困脆弱性降低。表明對于子女為義務教育學齡成員的家庭而言，子女為高中/中專/技校/職高及其以上學習階段的家庭，其校內和校外教育支出降低貧困脆弱性的效果更為明顯?？赡艿脑蚴?，相對于義務教育階段的學齡成員，高中及其以上階段學齡成員學習能力更強，知識更加豐富，文化水平更高，包括對反貧困相關知識和行為的掌握和鑒別。家庭對此類學齡成員的教育支出將產生更大的正外部性，因而降低貧困脆弱性的效應也更大。 (四)機制分析 上述分析表明，家庭教育支出能夠不同程度降低農戶家庭未來陷入貧困的概率與風險。那么，家庭教育支出到底是通過何種機制抑或途徑來影響農戶未來貧困呢？為了弄清楚這個問題，我們進一步進行機制分析。根據相關理論與研究，教育投資主要通過促進家庭人力資本積累(李玲等，2019；斯麗娟，2019)、提升家庭成員反貧困自我效能感和增強家庭內生脫貧動力(張俊良等，2019)、促進家庭勞動力就業轉移(譚穎等，2018；柳建平等，2018)等“扶智”與“扶志”途徑來實現可持續脫貧目標。為此，我們在上文分析的基礎上，分別將家庭人力資本與教育支出的交互項、家庭成員自我效能感與教育支出的交互項以及家庭勞動力就業轉移與教育支出的交互項引入模型，來檢驗上述兩類家庭的教育支出影響貧困脆弱性的機制。家庭人力資本我們采用家庭成人人均受教育年限來衡量。家庭成員自我效能感測度方面，CFPS2018問卷中設置了“您對自己未來信心程度”這一選項，1～5分分別表示從“沒有信心”到“很有信心”。我們采用家庭成員對自己未來信心程度打分的平均值來衡量。家庭勞動力就業轉移情況采用家庭成員外出務工比例來衡量。全樣本機制檢驗結果如表6所示。 表6第(1)、(2)、(3)列分別給出了人力資本積累機制、自我效能提升機制、勞動力就業轉移機制的檢驗結果。可知，三個交叉項的系數均為負向顯著，且教育總支出的估計系數也依然負向顯著。說明家庭教育支出不僅顯著增加了農戶家庭人力資本積累，也顯著提升了家庭成員反貧困的自我效能感，并促進了家庭勞動力就業轉移，從而有效降低了家庭未來陷入貧困的概率。對于農戶家庭而言，人力資本積累、反貧困自我效能感提升、勞動力就業轉移都是家庭教育支出發揮反貧困作用的重要渠道。意味著教育“扶智”與教育“扶志”都發揮了積極的反貧困效應。 那么，不同類型家庭其教育支出降低農戶貧困脆弱性的渠道是否也存在差異呢？我們依然按照上文樣本分組方法，分別將子女目前為義務教育階段學齡成員的家庭(即Ⅰ類家庭)和為高中/中專/技校/職高及其以上階段成員的家庭分為一組(即Ⅱ類家庭)，考察兩種不同類型家庭的教育支出影響貧困脆弱性的機制是否存在差異。結果如表7所示。表7第(1)～(3)列、(4)～(6)列分別報告了Ⅰ類家庭、Ⅱ類家庭的教育支出影響貧困脆弱性的機制分析結果。從中可知，I類家庭人力資本與教育支出的交叉項、就業轉移與教育支出的交叉項的估計系數負向顯著，自我效能感與教育支出的交叉項的估計系數不顯著。Ⅱ類家庭三個交叉項的估計系數均負向顯著。表明兩類家庭教育支出發揮反貧困作用的渠道存在一定差異。I類家庭其教育支出主要通過人力資本積累和勞動力就業轉移渠道來降低貧困脆弱性，家庭教育支出通過自我效能提升渠道發揮作用的機制不顯著。家庭教育支出的增加和對子女教育的重視，一定程度上也有可能迫使家庭成員多渠道積極尋求就業，增加收入，進而降低貧困脆弱性。而對Ⅱ類家庭而言，人力資本積累、家庭成員自我效能感提升、勞動力就業轉移都是其家庭教育支出發揮反貧困作用的重要機制。Ⅱ類家庭機制檢驗與全樣本機制研究結果一致。此外，工具變量穩健性檢驗也較好支持了機制分析結果③。 五、結論與啟示 采用CFPS2018微觀數據和OLS模型實證分析了家庭教育支出對農戶家庭貧困脆弱性的影響效應與影響機制，并且同步采用工具變量法進行了穩健性檢驗。研究結果表明：(1)家庭教育支出,包括校內教育支出與校外教育支出都能夠顯著降低農戶家庭貧困脆弱性，有利于農戶未來減貧。(2)家庭教育支出對不同類型農戶貧困脆弱性的影響存在異質性。相對于子女為義務教育階段學齡成員的家庭(I類家庭)而言，子女為高中/中專/技校/職高及其以上學習階段成員的家庭(Ⅱ類家庭)，其校內教育支出和校外教育支出降低貧困脆弱性的作用更為明顯。(3)家庭教育支出對農戶貧困脆弱性的影響存在區域差異。從支出的規模