教育扩展与教育分化对城镇相对贫困的影响研究

□ 何春，刘荣增

一、问题的提出

改革开放四十年以来，在经济快速发展过程中，中国的减贫工作取得显著成效，贫困发生率由1978年的97.5%下降到2019 年的0.6%，年均下降约2.4 个百分点，2020 年实现全部贫困人口脱贫的目标。但这并不意味着中国贫困治理的终结，消除绝对贫困的同时也不能忽视相对贫困的存在。 相对贫困是一个重要的社会、政治和经济问题，它会影响经济增长、政治稳定以及阶级和民族关系。 党的十九届四中全会提出“坚决打赢脱贫攻坚战，建立解决相对贫困的长效机制”，由此可见，解决相对贫困问题将成为未来中国减贫工作的重心[1]。 国内外实证文献分析了造成相对贫困的各种因素，如城市化、社会发展水平、政治体制的性质、政府干预和土地流转收入分配不平等[2][3]。 上述重要因素中教育占据政策辩论的重要内容[4]。 教育通过培养批判性思想家、研究人员、学者、创新者和负责任的公民为经济社会的发展提供人才和智力支持，因此，教育的质量和程度对社会的经济发展非常重要。 同时，教育还提供了保持社会流动性以及为人们提供高生活水平的机会，特别对于中国这样的发展中国家来说，对教育的需求更为重要，因为教育在未来实现快速和可持续的经济增长、改善收入分配中发挥作用[5]。

国内外学者研究了受教育程度和贫困之间的关系，多数学者认为教育是减少贫困的有效手段之一，因为教育发展能够为个人提供知识，消除无知，增强人力资本，进而提升收入水平。 贫困导致低收入群体的子女获取教育资源的机会变得更加困难，阻碍了贫困家庭子女受教育水平和收入水平的提高，因此，提升贫困人口的受教育程度是减少贫困的重要途径[6]。 史志乐[7]认为教育是贫困地区阻断贫困代际传递、摆脱贫困、实现全面建成小康社会的力量源泉。 教育减缓贫困可以通过直接提升低收入群体的教育素养、知识技能水平来改善收入状况，还可以通过邻里效应、示范效应等间接渠道改善贫困状态。虽然教育对减贫具有积极作用，但也存在一些问题。 杜学元[8]认为在教育扶贫过程中，一定要注重教育扶贫的可持续性，这样才能够整体提升贫困地区的人口素质，使贫困人口真正脱贫。 刘苏荣[9]对云南省怒江州“三区三州”深度贫困地区的研究表明，教育扶贫虽然取得了良好的成效，但也存在一些问题亟需解决，如学前教育师资力量不足、教育资金缺口较大等问题。 此外，教育扶贫也受到其他一些因素的影响，如陈浩天和蔡丽丽[10]对河南省贫困农户的调查研究表明，教育扶贫的绩效受到农户个体特征、家庭类型以及政策信任等的影响。

教育对收入分配也有着重要影响。 微观层面上，个人受教育程度的提高能够加快人力资本的积累，从而带来较高的个人回报。 由于各家庭的受教育水平存在差异，因而他们的教育回报率也是不同的。2007 年，经济合作与发展组织国家中受过高等教育劳动者的收入是受过中等教育劳动者收入的1.51倍，是受过初等教育劳动者收入的1.93 倍①数据来源：OECD(2007)，Education at a Glance 2007， Paris： OECD.。 这种教育回报率的差异在发展中国家更为明显，发展中国家的劳动者每多受1 年的初等教育，个人教育回报率将提高23%；每多受1 年高等教育，个人教育回报率将提高21.1%[11]。 宏观层面上，De Gregorio & Lee[12]的研究发现，一个国家的平均受教育水平与收入不平等之间存在着反比关系，这意味着，当一个国家的人均受教育水平提高时，收入不平等的程度就会降低。 Park[13]是研究人力资本分配在平均水平和不平等水平上对收入不平等影响的学者，他的研究表明，劳动力受教育程度越高，收入分配就越均衡；受教育的不平等程度越大，收入不平等就越大。 石大千和张哲诚[14]将教育不平等分为教育机会不平等和教育努力不平等，并通过实证检验得出教育机会不平等会加剧收入不平等，而教育努力不平等则显著缩小收入不平等。 由于教育不平等的两种反向作用，导致教育不平等对收入不平等的影响不明显。 柳光强和杨芷晴[15]认为农村教育扩展有助于缓解农村收入不平等，而农村教育分化则会加剧农村收入不平等。

目前，我国城镇的绝对贫困已经基本消除，但相对贫困问题却日益突出，阻碍了我国全面建成小康社会目标的实现。 从教育视角探讨教育扩展、教育分化与城镇相对贫困的关系对解决我国发展“不平衡” “不充分”矛盾具有重要现实意义。 国内外学者的相关研究为本研究提供了丰富的参考借鉴，但也有不完善的地方：现有研究大多集中在教育对贫困或者收入不平等的影响，很少有学者关注教育对城镇居民相对贫困的影响，尤其是关于教育扩展与教育分化对城镇相对贫困的影响更属于空白领域。 为弥补上述研究的不足，本文首先提出教育扩展与教育分化对城镇相对贫困影响理论假设，然后运用中国2000—2018 年的省级面板数据，采用动态GMM 模型实证检验教育扩展与教育分化对相对贫困的影响，进一步研究在不同收入水平下教育扩展与教育分化对相对贫困的异质性影响。

二、理论分析与研究假设

（一）教育扩展与相对贫困的关系

教育作为影响收入差距的一个重要因素的观点由来已久，可以追溯到亚当·斯密[16]时期。 据Becker[17]和Mincer[18]的研究，受教育程度会影响收入差距，增加受教育的机会会增加低收入群体的就业机会和收入水平，从而减缓相对贫困。 Heshmati[19]的研究同样表明较高的教育程度有助于收入分配更加平等。 根据Knight & Sabot[20]的研究，教育程度对收入不平等的影响取决于“构成”和“工资压缩”效应之间的平衡。 “构成效应”是指受教育劳动者占劳动者总人数的比例，“压缩效应”指随着受教育劳动力的供给相对于需求的增加，教育的工资溢价降低，这种“压缩”效应超过了早期的“构成”效应，受教育劳动者的优势将会减弱，其投资回报率也相应下降，使得不同层次受教育劳动者的收入分配变得更为公平，减缓相对贫困[21]。 人力资本理论表明，虽然教育集中度的不平等会导致收入不平等，但将“正确类型”(如职业教育)扩大到低收入群体会提高他们的生产力，也有助于改善收入分配。 此外，受过教育的劳动力供应的增加会加剧对需要高级教育证书的职位的竞争，从而减少受教育者和未受教育者之间的收入差距，进而减少相对贫困。 基于此，本文提出假设：

假设H1 教育扩展通过增加低收入群体的就业机会来减少城镇相对贫困

（二）教育分化与相对贫困的关系

教育的一个最重要功能是能够实现阶层的流动，接受教育是低收入阶层流向高收入阶层的重要途径，从而缩小低收入阶层与高收入阶层的收入差距。 在这个过程中，教育公平显得尤为重要，只有相对公平的教育机会才有利于实现群体的跨阶层流动，而教育分化或教育不平等则会扩大各阶层之间的差距，加大相对贫困。 事实上，各个家庭所拥有的财富和资源是存在差别的，因此他们享受的受教育机会也是存在差异的，低收入阶层群体没有足够的资源去接受良好的教育，而那些处于高收入阶层的人可能有更好的教育机会[22]。 教育支出，特别是高等教育支出，往往使来自中上阶层家庭的子女受益，而不是预期将成为再分配政策主要目标的低收入群体的子女。 在许多国家，高等教育的扩展并不是平均分配的，那些处于高收入阶层的人可能有更好的机会。 例如，对巴西的一项研究表明，与低收入群体的子女相比，高收入者的子女有更好的受教育机会，因此，高收入群体从政府对教育的投资中获得了更大的惠益。

此外，根据教育冲突理论，教育不仅不能够实现不同阶层人群的流动，而且还具有固化原有阶层的作用。 研究表明，在面临教育机会不平等时，低收入群体往往会选择“顺从”。 低收入群体本身获取教育资源的能力就不足，加上政策、制度无形中剥夺了低收入群体接受良好教育的机会，在内外双重压力下，低收入群体接受教育的机会就越来越少。 现实中不难发现，家庭条件优越的孩子能接受优质的教育资源，因而在升学考试中也略胜一筹。 研究发现，高考扩招后，管理人员、办事人员和商业服务人员子女上大学的机会是分别是农民工子女的7.6 倍、7.2 倍和4.9 倍[23]，这意味着低收入群体想通过教育改变社会阶层的渠道也越来越窄。 因不能平等地接受教育，这些低收入群体的教育水平和知识储备有限，导致他们仅能从事一些简单的机械性工作，一直处于低收入水平，因而加大社会的相对贫困。 基于此，本文提出假设：

假设H2 教育分化通过剥夺低收入群体的教育资源，导致其就业竞争力不足而加剧城镇相对贫困。

三、模型设定与描述性统计分析

（一）模型设定

本文搜集整理了中国30 个省份2000—2018 年的面板数据，考察教育扩展与教育分化对城镇相对贫困的影响，结合已有研究并根据本文的研究目的，设置如下计量模型：

其中，Povertyi，t为城镇相对贫困；Povertyi，t-1为滞后一期的城镇相对贫困；edui，t包括教育扩展(pedui，t) 和教育分化(giniedui，t)；Xi，t为控制变量，包括经济发展水平(pgdp)、产业高级化(advanced)、城镇化率(urban)、城镇登记失业率(unemployment)、老龄化(old)；β0，β1，β2，β3为待估参数，εi，t为随机扰动项。

（二）变量选取

1.被解释变量

相对贫困(Poverty)。 蔡兴冉等[24]选取人均GDP、人均地方公共财政预算收入和农村人均居民纯收入三个指标构成一个衡量地区的相对贫困程度的指标。 杨帆、庄天慧[25]利用中国劳动力动态调查数据(CLDS)测度了农民工多维相对贫困。 李永友、沈坤荣[26]用相对贫困发生率和相对贫困深度的乘积构建了相对贫困指数，反映农村的相对贫困水平。 杨舸[27]利用流动人口调查数据和统计年鉴中城镇居民数据分析城镇流动人口的相对贫困水平。 汪晨等[28]采用分组数据还原的方法和设定的相对贫困标准计算相对贫困发生率。

基于研究目的，本文参考Shorrocks & Wan[29]的做法，采用分组数据还原方法将这些收入分组数据还原为个体层面的数据，然后根据设定的相对贫困标准进行相对贫困的测量。 为进行分析和比较，本文设定城镇居民人均可支配收入的60%为基准贫困线，并以人均可支配收入的40%和50%作为参考贫困线，计算出的相对贫困分别为Poverty、Poverty1 和Poverty2。

2.主要解释变量

教育扩展(pedu)。 教育扩展是个人通过增加教育程度从而提高知识储备和工作技能水平。 测量教育扩展的指标有平均受教育年限、成人识字率、各年级学生入学率等，但Psacharopoulos & Ana 认为平均受教育年限是衡量教育扩展最为恰当的指标[30]，此后多数学者采用平均受教育年限衡量教育扩展。 借鉴柳光强和杨芷晴[15]的做法，采用平均受教育年限衡量教育扩展。 计算公式为：

其中，pedu为平均受教育年限；pk为受k级教育水平的人口比例；Lk为受k级教育水平的教育年限。 根据《中国人口统计年鉴》，居民受教育水平划分为未上学文化程度、小学文化程度、初中文化程度、高中文化程度、大专及以上文化程度五类，对应的受教育年限分别为0 年、6 年、9 年、12 年、16 年。

教育分化(giniedu)。 教育分化反映教育的不平等程度，具体包括受教育程度不平等、受教育机会不平等、受教育质量不平等的总和。 目前大多数学者采用教育基尼系数、平均受教育年限的变异系数、教育回报率等衡量教育分化程度，考虑教育基尼系数不受极端值的影响，能更好地体现教育不平等，为此本文借鉴张菀洺[31]的做法，采用教育基尼系数反映教育分化，计算公式为：

其中，giniedu为教育基尼系数；n为教育层级，这里n=5；k为教育层级中的某一层级；Xk为累计教育层级k的受教育人数占总人数的比重；Yk为累计教育层级k的受教育年限占教育总年限的比重。

3.控制变量

经济发展(pgdp)。 根据库兹涅茨假说，经济增长与收入分配具有倒“U”形关系，即在收入水平较低的阶段，收入分配差距扩大与经济增长相伴随；当收入水平达到一定程度后，经济增长有助于缓解收入分配不平等。 我国仍处于社会主义发展初级阶段，社会福利保障体系并不健全，经济的发展会加剧收入不平等，加剧相对贫困。 本文采用人均GDP 反映经济发展水平。

失业状况(unemployment)。 工资收入是城镇居民获得收入的主要来源，城镇居民一旦失业，就会增加陷入相对贫困的风险。 本文采用城镇失业率反映城镇失业状况。

城镇化(urban)。 城镇化是农村居民转移到城镇地区的过程，城镇化增加了居民的消费需求，是新时期经济增长的主要动力。 但城镇化过程也加剧了城镇居民与农村转移劳动力在劳动市场的就业竞争，进而影响城镇地区的相对贫困。 本文采用城镇人口占总人口的比重衡量城镇化。

产业结构高级化(advanced)。 产业结构高级化的衡量方式有结构层次系数法、夹角余弦法、第三产业增加值与第二产业增加值比值等。 根据产业的发展规律，农业产业比重不断降低，非农化和服务化将是产业未来的发展方向，因此本文用第三、第二产业增加值之比衡量产业结构高级化，比值越大，表明产业结构高级化水平越高。

老龄化(old)。 老龄化会通过改变资源的跨期配置影响居民的收入分配状况。 劳动人口比重提高能减少相对贫困，而老年人口比重提高会加大相对贫困。 中国老龄化问题日益严重，对相对贫困也产生重要的影响。 本文以城镇地区老年抚养比衡量老龄化程度。

本文的数据来源于《中国统计年鉴》《中国教育统计年鉴》等，个别缺失的数据采用趋势法进行补充。 各变量的描述性统计如表1 所示。

表1 变量的统计性描述

（三）教育扩展、教育分化与相对贫困的统计分析

为更好地观察教育扩展、教育分化以及相对贫困等关键变量的变化状态，本文将样本数据以每6 年一个间隔划分为2000—2005 年、2006—2011 年、2012—2018 年三个时间段进行描述性分析，结果见表2。 从平均值来看，2000—2005 年的教育扩展水平为8.943，2006—2011 年的教育扩展水平为9.004，2012—2018 年的教育扩展水平为8.855。 教育分化程度呈现不断增加的趋势，由2000—2005 年的0.198增加到2012—2018 年的 0.206。 相对贫困程度在 2000—2005 年为 23.682，2006—2011 年为26.068，2012—2018年为25.348，呈现先上升后下降的变化趋势。从分布均衡程度看，教育扩展水平和教育分化程度的分布均衡状态从大到小依次为 2000—2005 年、 2006—2011 年、2012—2018 年， 相 对 贫 困 程 度 在2006—2011 年分布最为均衡，其次是2012—2018 年，最后是在 2000—2005年。

表2 时间分组下变量的描述性统计

同时，我们还按照各省份2000—2018 年的人均可支配收入将样本划分为低收入组和高收入组，以便进行不同收入水平下的对比分析。 分组的结果如表3 所示，从平均值看，低收入组的教育扩展水平和教育分化程度要明显低于高收入组的教育扩展水平和教育分化程度，而低收入组的相对贫困程度要高于高收入的相对贫困程度。 从分布均衡程度看，低收入的教育扩展和相对贫困分布更加均衡，而高收入组的教育分化则更加均衡。

D-二聚体则是纤维蛋白降解产物中的最小片段，相对分子质量190 000 Mr，其水平最终反映了纤溶的结果，是特异性反映体内高凝状态和继发性纤溶亢进的标志物之一，结核性渗出性胸膜炎患者血浆D-二聚体水平升高，可提示患者的病情严重程度［8，15-16］，本研究发现，在结核性胸腔积液患者中血中的D-二聚体明显升高，在治疗后D-二聚体的水平明显下降，提示动态检测血D-二聚体的表达水平有助于评估结核性胸腔积液患者病情的变化。另外本次结果显示联合应用胸腺肽α1的患者D-二聚体下降幅度明显大于对照组的患者，与临床疗效变化一致，提示在临床治疗过程中可根据D-二聚体的变化情况判断患者对胸腺肽α1治疗的敏感性。

表3 收入分组下变量的描述性统计

为进一步全面、系统考察教育扩展与教育分化与相对贫困的统计相关性，我们绘制了教育扩展、教育分化与相对贫困的散点图和线性拟合曲线，如图1 所示。 图1 中教育扩展与相对贫困呈现负相关性，表明教育扩展水平越高，相对贫困程度就越低；而教育分化则与相对贫困呈现正相关性，说明教育分化程度越高，相对贫困程度就越高。

图1 教育扩展、教育分化与相对贫困的散点图和线性拟合

四、实证检验及结果分析

（一）分析方法选择

在对经济问题的分析中，内生性问题是考虑的重点问题。 第一，由于相对贫困的内涵比较丰富，目前还没有十分准确的衡量相对贫困的方法，本文利用城镇居民收入分组数据测算的相对贫困可能存在一定的偏差；第二，受数据资料的限制，本文不可能将所有影响相对贫困的因素都考虑在内，可能会存在遗漏部分变量的问题；第三，教育扩展与教育分化和相对贫困之间可能存在双向因果关系，这些原因都会导致内生性问题的存在。 为此，本文采用系统GMM 方法进行估计，由于包含了被解释变量的滞后项，它能在一定程度上缓解内生性问题[32]。

（二）检验结果及分析

在分析教育扩展与教育分化对相对贫困影响的同时，还应该注意由于贫困标准的不同而导致的检验结果的差异，为此，本文采用城镇居民人均可支配收入的40%和50%作为相对贫困标准进行对比分析。 表4 报告了教育扩展对相对贫困的检验结果，其中方程(1)、方程(2)是以人均可支配收入的60%为相对贫困标准的检验结果，方程(3)、方程(4)是以人均可支配收入的40%为相对贫困标准的检验结果，方程(5)、方程(6)是以人均可支配收入的50%为相对贫困标准的检验结果。 根据表4，AR(2)的检验结果表明扰动项的差分不存在二阶自相关，Sargan 检验的结果也表明工具变量的选取是有效的。

方程(1)、方程(2)中教育扩展的系数显著为负，表明教育扩展有利于相对贫困的减缓，验证了假设H1。 教育扩展能加快人力资本的积累，从而导致劳动力队伍中技能劳动者数量增加，在竞争性市场中，技能劳动者数量的供给增多会导致其工资报酬降低，而低技能劳动者则因劳动力供给数量的下降而导致其劳动报酬相应有所提升。 因此，教育扩展减缓收入不平等和相对贫困[33]。 在使用不同的相对贫困标准时，教育扩展的系数没有发生改变，表明教育扩展减缓相对贫困的结论依然成立。此外，还可以看出，在使用不同的相对贫困标准时，教育扩展影响相对贫困的效应是存在差异的，使用人均可支配收入的60%作为相对贫困标准时，教育扩展对其影响效应最大，教育扩展平均每增加1 个单位，会使相对贫困程度减少0.657 个单位；而使用人均可支配收入的40%和50%作为相对贫困标准时，教育扩展平均每增加1 个单位，会使相对贫困程度减缓0.361 和0.369个单位。 由此可见，较高的相对贫困标准设定会增加教育扩展对相对贫困的影响效应。

表4 教育扩展对相对贫困的检验结果

其他变量对城镇相对贫困的影响也基本和预期一致。具体包括：(1)所有方程滞后因变量的系数在1%的水平上显著，预期会发现，本期相对贫困取决于前一期的相对贫困。 出现这一结果的原因是，由于心理、技术和制度原因，相对贫困在一年内不会很快改变，作为他们个人收入主要来源的工作流动性也相当低。 (2)人口老龄化的系数显著为正，表明人口老龄化能够加剧相对贫困。 老龄化程度增加时，社会中青壮年劳动力资源的比例相应减少，人力资本变得匮乏，人力资本劳动报酬率相应会增加，进而加剧了相对贫困。 (3)城镇失业率的系数显著为正，表明城镇失业率的提高会加剧城镇相对贫困。 对于城镇居民尤其是低收入群体而言，就业是其获取收入的重要来源，一旦遭遇失业，城镇居民的收入就会降低，陷入相对贫困的可能性增加。(4)产业结构高级化发展能够减缓相对贫困。 众所周知，由于门类多、行业全，第三产业成为吸纳劳动力人数最多的产业，尤其是第三产业中的生活性服务业就业门槛低，适合城市中的低收入群体，低收入群体就业的增加有利于减缓相对贫困。 (5)城镇化对相对贫困的作用为负。 城镇化所需要的公共服务设施建设能够为城镇低收入群体提供大量的就业岗位，有利于提升他们的收入水平。 (6)经济发展水平的系数为正，意味着目前我国的经济发展加剧了相对贫困。 这是因为我国正处于工业化和城镇化快速发展的时期，随着经济发展，富人在生产资源上的垄断地位能够帮助他们在短期内获得高收入，而低收入群体则因资源的匮乏而处于较低收入水平，加剧了社会的财富分化，由此加大相对贫困。

表5 报告了不同贫困标准下教育分化对相对贫困的检验结果。 不难发现，教育分化加剧了相对贫困，验证了假设H2。 同其他资源一样，教育资源也是稀缺的，这样就产生了家庭对教育资源的争夺，家庭条件优越、社会资源丰富的高收入群体的子女能够享受优质的教育资源，接受良好的教育服务，从而体现出更高的人力资本价值，获取较高的收入水平。 而低收入家庭的子女因不能获得充足的教育资源，较大概率地导致低的受教育水平，限制了收入水平的提升，从而加剧了相对贫困。 此外，在不同的贫困标准下，教育分化对相对贫困的影响也是不同的。 具体而言，使用人均可支配收入的60%作为相对贫困标准时，教育分化平均每增加1个单位，会使相对贫困程度加剧8.876个单位；而使用人均可支配收收入的40%和50%作为相对贫困标准时，教育分化平均每增加1 个单位，会使相对贫困程度加剧6.257 和7.127 个单位。 由此可见，较高的相对贫困标准设定同样会增加教育分化对相对贫困的影响效应。

（三）稳健性检验

1.替换变量

表5 教育分化对相对贫困的检验结果

其中，P为总人口，W为总收入，Pi为累计到第i组的人口，Wi为累积到第i组的收入。

表6 为替换变量的稳健性检验结果。 表 6 中方程(1)—(3)列是教育扩展对收入不均等的检验结果，方程(4)—(6)列是教育分化对收入不均等的检验结果。 结果显示，教育扩展有利于减缓收入不均等，而教育分化则加剧收入不均等，与前文的结论一致，表明检验结果具有稳健性。

2.替换方法

目前常用的动态面板回归方法主要有系统GMM 和差分 GMM 两种。 系统 GMM使用与扰动项无关且与内生变量高度相关的变量作为工具变量，可能存在内生性问题。 鉴于此，本部分使用差分GMM 重新进行回归，回归结果见表 7。 其中列(1)—(3)为教育扩展对相对贫困影响的回归结果，列(4)—(6)为教育分化对相对贫困影响的回归结果。 教育扩展的系数显著为负，而教育分化的系数显著为正，表明本文的结论依然稳健。

表6 稳健性检验一：替换变量

表7 稳健性检验二：替换方法

（四）异质性检验

一般来说，不同收入群体所拥有的教育资源是存在差异的，因此有必要考察不同收入水平下教育扩展与教育分化对相对贫困的影响。 为此本部分按照人均可支配收入将样本划分为低收入组和高收入组来分别进行考察。 表8 报告了不同收入类型下的教育扩展与教育分化对相对贫困的影响。列(1)—(2)报告了低收入组教育扩展与教育分化对相对贫困影响的检验结果，列(3)—(4)报告了高收入组教育扩展与教育分化对相对贫困影响的检验结果。 检验结果表明，无论是在低收入组还是高收入组，教育扩展均能够减缓相对贫困，但在高收入组中教育扩展减缓相对贫困的作用更大些。其可能的原因在于低收入组中的教育资源相对比较匮乏，居民的受教育年限也较低，当教育扩展增加人力资本供给时，教育的回报率增加较少，进而导致相对贫困减缓幅度较小。 而高收入组中教育资源比较丰富，人力资本比较充足，教育扩展能够使教育的回报率较大幅度降低，缩小了不同受教育者的收入差距，较大幅度地减缓了相对贫困。 教育分化在低收入组和高收入组都能够增加相对贫困，且在高收入组中对相对贫困的影响更大。 其主要原因是与较高收入组相比，低收入组的教育资源比较欠缺，不同条件家庭的子女所拥有的教育机会较少，教学质量差异也相对较小，教育不平等程度相对较低，因而对相对贫困的影响也比较小。

表8 不同收入水平教育扩展与教育分化对相对贫困的检验结果

五、结论与政策启示

2020 年，突如其来的新冠肺炎疫情导致农产品供销不畅，中小企业生存困难，劳动力就业受阻，给脱贫攻坚工作带来了挑战，稳就业、保民生是当前我国经济社会发展的重中之重。 同时，我国进入“双循环”新的发展格局，高质量的内涵式发展对劳动力提出更高的要求。 本文的研究表明，教育扩展作为提升人力资本的重要途径，是增强劳动者技能、促进劳动力就业的有效方式；推动教育公平发展和质量提升对于增加低收入群体的收入水平、减缓相对贫困、实现经济高质量发展具有重要的现实意义。 根据我国面临的形势并结合本文的研究，本文得到如下的政策启示。

第一，促进教育扩展。 教育投资是促进教育扩展的有效途径，2019 年我国财政性教育经费支出为40046.55 万亿元，占GDP 的4.04%，与发达国家还存在较大差距。 政府要主动承担促进教育发展的重任，坚持科教兴国和人才强国战略，不断加大教育的投资力度，优化教育支出结构，确保教育资金的来源和使用效率，促进全民教育水平的提升。 首先，政府要增加教育投资占财政支出的比重，同时还要顾及社会资本参与教育教学投资，加强对教育、科研的投资力度，增加教育资源的有效供给途径，为居民创造丰富的教育资源，使不同收入层次的居民都能够接受教育。 特别是要加强城镇地区农民工子弟学校的经费投入，根据农民工子女在校人数足额拨付经费，让农民工子女免去“借读费”和“择校费”，保证农民工子女在城镇地区有学上，上好学。 其次，建立教育投资评估体系，提高教育资金的利用效率，推动教育经费使用由“粗放型”向“集约型”的转换。 同时要加强教育经费的监管，确保每一笔资金都落实到实处，做到专款专用，实现教育资源的优化配置。

第二，促进教育公平。 首先，促进不同地区的教育公平。 我国东、中、西三大地区经济发展水平差异较大，对教育的投资程度也不相同。 为此，要建立省际、县际间的横向教育转移支付制度，鼓励富裕省份帮扶落后省份，促进地方政府基础教育提供能力的均等化。 其次，促进不同类型的教育公平。 长期以来，我国一直重视学历教育的发展，忽视技术教育的发展，造成各类教育发展的不均衡。 技术教育能够为社会提供专业性的技术人才，具有较强的社会实践能力，特别是对于低收入群体而言，促进技术教育水平提升是增强他们人力资本的最直接有效的途径。 因此，政府要加大对技术教育的资金和人才支持，并通过政府和企业联合办学针对性地培养企业发展所需的人才，提高技术教育的吸引力[34]。 最后，促进不同收入群体的教育公平。 低收入群体由于经济因素或获取社会资源的能力有限，导致其受教育机会相对不足。 因此要为低收入家庭子女入学减免学杂费，提供生活补助，减轻学习的经济困难。 同时，要进一步完善资本市场，改革高校奖学金、助学金贷款政策，为经济困难学生提供助学贷款、减免学费或者提供实习岗位等办法使其接受更多的教育，通过人力资本的提升改变收入状况，减缓相对贫困。