农村居民最低生活保障制度的教育溢出效应——基于贫困儿童人力资本的实证分析

刘德弟，薛增鑫

（浙江农林大学a.经济管理学院；b.浙江省乡村振兴研究院，杭州 311300）

一、引 言

2020年，我国如期完成了新时代脱贫攻坚的任务目标，现行标准下的贫困人口和贫困地区全部脱贫，创造了“中国减贫奇迹”。在新时期脱贫攻坚战中，农村居民最低生活保障制度（以下简称“农村低保”）保障了贫困人口的基本经济福利，发挥着巨大的减贫效果。2007年，国务院出台《关于在全国建立农村最低生活保障制度的通知》政策文件，明确在全国建立农村低保制度。截至2019年底，全国保障城乡低保对象达4333.5万人，农村低保年人均标准达到5247元，同比增长10.4%①民政部：2019年全国保障城乡低保对象4333.5万人，https：//www.sohu.com/a/365524713_114731。。

长期以来，众多学者针对农村低保的减贫效应进行了大量研究，基本形成了“农村低保能够减少贫困并缓解收入不平等”的共识性结论（解垩，2017[1]；张鹏、徐志刚，2020[2]）。农村低保除了达到政策预期目标之外，还对农村贫困家庭产生了间接的影响，即发挥着溢出效应（王亚华、舒全峰，2021）[3]。在这一类研究中，学者们发现低保在降低贫困群体犯罪概率、带动亲友间私人转移支付、提高受助者政治信任等方面发挥出了积极作用（杜建军等，2020[4]；朱炯，2018[5]；韩华为、陈彬莉，2019[6]）。然而，现有文献较少探讨了农村低保在教育方面的溢出效应。教育作为人力资本生产和积累的重要途径，其带来的经济功能和人的培养功能使得教育具有反贫困功能，因此教育长久以来被视为提升内生发展动力和减少贫困不可或缺的因素（左停、刘文婧，2020）[7]。农村低保对贫困儿童人力资本的溢出效应，将有助于巩固拓展脱贫攻坚成果，摆脱贫困的代际传递，从而减少未来贫困。

农村低保增加贫困家庭收入的同时，能否促进贫困儿童人力资本积累取决于家庭内部如何使用低保补助金（Barrientos&DeJong，2006）[8]541。可能的情况是由于贫困家庭的有限理性，接受低保补助的贫困家庭可能将更多的补助金用于基本生活消费，而非儿童教育人力资本的投资，那么农村低保将对贫困家庭子代人力资本无显著影响。抑或是农村低保不仅存在短期减贫效应，而且通过增加家庭教育投入，进一步显著提升了儿童人力资本的积累，那么农村低保将对贫困儿童人力资本同样具有正向影响。但毋庸置疑的是，低保补助金的获得放松了家庭收入约束，为父母增加教育投资提供了可能。因此，本文从农村低保的溢出效应出发，考察农村低保在减少当期贫困的同时，能否产生出溢出效应，从而对贫困家庭教育投入产生影响，进而影响贫困家庭子女的人力资本积累？

值得注意的是，在现有农村低保对贫困家庭教育支出的影响研究中，所得的实证结果并不一致。Huawei，et al.（2016）[9]基于2010 年中西部五省的数据，实证检验发现，农村低保收入并不能明显改变贫困家庭的教育支出。而杨穗和高琴（2019）[10]利用2013年中国家庭收入调查（CHIP）数据分析发现，农村家庭获得低保补助后，能够显著促进该家庭的教育投资。存在这一分歧的原因可能有两个：第一，杨穗和高琴研究使用的是CHIP这一全国范围内的家庭收入调查数据，而Huawei则是基于我国中部地区某一区域内的数据，涵盖地区不同导致研究结论有所差异；第二，上述研究均使用了一年的横截面数据，其研究只是得到了基于相关性的实验结果，并没有产生农村低保和家庭教育支出之间真正的因果关系，所以研究结论各不相同。

这些研究虽然为评估低保政策效果提供了宝贵的贡献，但他们只关注了受助家庭的教育支出，无法反映出儿童人力资本积累的实际情况。尽管改善贫困儿童人力资本作为一项长期有效的反贫困措施，但仅有少量文献考察了低保对农村儿童人力资本的影响。例如，He，et al.（2021）[11]54基于中国家庭动态跟踪调查（CFPS）2010和2014年的数据，使用固定效应模型和倾向得分匹配法研究发现，低保显著提高了农村儿童在数学、语文考试中的标准化成绩，但该研究的对照组样本并未剔除非贫困儿童，这就使得估计出的低保效应存在较大偏差。其中，与本文研究最为贴合的是刘成奎和齐兴辉（2019）[12]77的研究，结果发现，低保政策能够显著提升儿童的人力资本，并且这一提升作用主要通过增加家庭教育物质、改善家庭教养方式的影响渠道，来促进儿童人力资本的积累。但是，该研究仅使用中国家庭追踪调查（CFPS）2012年的截面数据和倾向得分匹配法，无法很好地克服由样本选择和不可观测因素带来内生性问题，这就削弱了结果的可靠性。本文在此基础上，利用中国家庭动态跟踪调查（CFPS）2012年和2014年两个年度构成的面板数据，运用倾向得分—固定效应模型，更为严格地评估了低保对农村贫困儿童认知能力的影响。进一步的，本文使用中介效应因果步骤法，分别检验了家庭教育物质投入和时间投入在低保影响农村贫困儿童人力资本积累过程中的中介作用，进而更为深入的理解低保对农村贫困儿童人力资本的影响机制。此外，现有研究尚缺乏对不同特征农村贫困儿童群体人力资本积累影响差异的具体区分，本文结合农村地区特征，从不同父母受教育程度和地区角度分析了低保政策的实施效果。

二、理论基础

本文参照He et al.（2021）[11]60的做法，基于家庭人力资本投资模型，分析农村贫困家庭在获得低保补助后是否会增加家庭教育投入，从而提高儿童认知能力。首先，按照父母是否健在，将家庭的经济状况分为两个时期。在第一时期中，假设父母收入为M，家庭储蓄为H，此时父母会决定儿童是否接受良好的教育。当父母去世时，家庭储蓄H也成为儿童的遗产，此时为家庭经济状况的第二时期。因此，父母的效用取决于父母的消费和儿童未来的消费，且效用函数为对数形式：

（1）式中，x是父母的消费，x′为儿童未来的消费，这两部分消费不包括儿童的教育投入。其次，我们假设受教育程度高的劳动者工资为Ie，而受教育程度较低的劳动者工资为IL。设W为劳动者通过接受教育而获得的能力，exp（W）代表家庭教育投入的成本。如果受教育程度更高劳动者的工资效用收益大于因教育投资而损失的效用，那么父母将会对孩子的教育进行投资：

让e=1代表父母决定让儿童接受更高的教育，如果不是，则e=0。父母效用最大化问题（2）的约束线为：

对于富裕家庭来说，父母收入丰厚，往往家庭有较多的储蓄H，这时父母有多余的资金用于儿童教育投资。无论教育投入exp（W）为多少，富裕家庭的e始终为1。与富裕家庭截然不同的是，贫困家庭因家庭收入有限，只能将大部分资金用来满足日常基本生活，因此我们假设贫困家庭的储蓄H=0，此时，贫困家庭的父母则会考虑是否要对儿童进行教育投资，e在0或1之间变化。如果父母决定不对儿童进行教育投资，那么效用就变成U(e= 0) =lnM+ lnIL。相反地，如果父母给予儿童良好的教育投资，那么效用就变为U(e= 1) =ln[M-exp(W)]+ lnIe。将U(e= 0) =U(e= 1)，我们可以得到关于W的均衡条件：

当exp（W）≤exp（W*）时，贫困家庭将会考虑投资儿童的教育。更重要的是，对于贫困家庭来说，子女教育投资的均衡点为并且该均衡点随着家庭收入的增加而增加。因此，旨在通过转移支付给予贫困家庭现金救助的反贫困项目（低保），都有潜力缓解因家庭收入造成的教育投入不足问题，从而提高贫困儿童的认知能力。

三、数据来源与研究方法

（一）数据来源

本文选用的数据来自中国家庭动态跟踪调查（Chinese Family Panel Studies，CFPS）。该数据为北京大学中国社会科学调查中心在全国范围内实施的追踪调查，每两年进行一次。调查内容包括社会经济、家庭状况、个人特征以及学校信息等多个领域，并且采用内隐分层和人口规模成比例的系统概率抽样方法，这为本文提供了较好的研究基础。由于CFPS2016 和2018 年的调查并未区分低保与其他类型政府转移支付收入，为准确衡量低保对农村贫困儿童人力资本的影响，故本文选取2012年和2014年两期数据合成的面板数据，将领取五保户补助、农业补助、特困户补助等其他类型政府转移支付的家庭排除在外。

为区分样本是否为贫困家庭，本文参照刘成奎和齐兴辉（2019）[12]79的做法，选择用世界银行划定的国际贫困线来度量农村家庭贫困程度。该国际贫困线有两条，分别为深度贫困1.9美元/天和轻度贫困3.1美元/天，与中国现行官方贫困标准基本一致。本文主要聚焦农村贫困家庭，因此本文采用1.9美元/天来识别深度贫困家庭，3.1美元/天识别轻度贫困家庭，并删除非贫困家庭。同时，CFPS少儿问卷只针对10岁以上儿童进行了认知能力测试与评估，故本文以10～15岁的农村儿童作为研究对象，将成人问卷、少儿问卷、家庭经济问卷和共用模块信息匹配，剔除重要变量缺失的样本后，共得到深度贫困有效样本量627个，轻度贫困样本898个。

（二）变量选取

1.被解释变量：认知能力。现有研究大多采用受教育程度和受教育年限来测度成年个体的人力资本水平（张书赫等，2020）[13]。然而，由于儿童正处于人力资本积累的重要阶段，直接使用这一指标并不能科学反映出儿童个体的人力资本水平。CFPS调查的一个特色内容是为所有10岁以上样本设计了一套认知能力测试题，内容不仅涉及受访者识字水平和数学计算水平，而且测试了受访者长短期记忆能力和算术推断能力，利用这些认知测试数据可以很好地反映出受访者人力资本水平。值得注意的是，CFPS每两年在两套测试题中轮换使用一次①2012年认知测试题由记忆题与数列题组成，记忆测试取值范围为0～20分，数列测试取值范围为0～15分，测试总得分的取值范围为0～35分，2014年包括识字测试和数学测试两部分，识字测试取值范围在0～10分之间，数学测试值范围在0～15分之间，总分的取值范围在0～25分之间，数值越高代表儿童的认知能力越好（周密等，2019）［14］。，说明2012年和2014年对儿童认知能力的测度问题有所差异。为了便于对两年数据中的认知能力测度指标进行统一，本文在每年截面数据中选取儿童认知能力测试得分的百分位数值作为衡量指标（张皓辰、秦雪征，2019）[15]。一个样本所对应认知能力测试得分的百分位数值是指等于和小于这个数值的样本量占总样本量的百分比，百分位数值越大说明该样本的认知能力比同年其他样本相对更好。

2.核心解释变量：是否获得最低生活保障补助。近年来，我国政府不断扩大公共转移支付政策覆盖范围和补助标准，尤其是在完善农村居民最低生活保障制度方面，截至2018年底，我国共有3519.1万农村贫困居民获得最低生活保障补助金，政府支出财政性农村最低生活保障金总额为一千多亿元（蒲晓红、徐咪，2021）[16]，全国农村最低生活保障制度的补助标准达到了每人4301元/年。农村最低生活保障制度确保贫困家庭基本经济福利的作用日益增强，发挥出了较大的减贫效果（樊丽明、解垩，2014）[17]。因此，本文以农村居民最低生活保障制度作为公共转移支付的代理变量。具体地，以CFPS家庭问卷中“过去12个月，您家有没有收到低保补助？”这一问题作为样本家庭是否获得最低生活保障补助的重要标准。如果样本家庭获得了低保补助，该变量赋值为1，如果未获得则赋值为0。

3.控制变量。本文选取的控制变量包括儿童个人特征、家庭特征和学校特征。儿童个人特征包括：年龄、自我教育期望、智力水平。子女年龄越小，其未来的不确定性越大，父母可能并未对其形成明确的教育期望（叶静怡等，2017）[18]，而随着子女年龄的增加，父母会逐渐明确对子女的教育期望，并决定是否增加教育投资；儿童智力水平在其人力资本发展过程中发挥着至关重要的作用，智力水平越高，其学业表现和认知能力越好（Blanchard，2015）[19]；自我教育期望越高的儿童，往往学习动机更强，会更加自觉地在学习中投入更多时间和精力（张庆华等，2020）[20]。

家庭特征包括：家庭成员健康、家长是否辅导儿童作业、家长对儿童的教育期望、父母主动与儿童沟通交流、孩子是否参加辅导班、家庭代际数、家庭教育支出对数和家庭规模。家庭作为儿童成长的第一所学校，家庭教育支出能够显著促进儿童认知能力的提高（Attanasio，et al.，2017）[21]234。父母主动与儿童沟通交流反映了家庭内的亲子关系，相关研究表明，亲子之间良好的沟通交流可以营造一个良好的家庭教育氛围，从而更加有利于儿童认知能力的发展（丁亚东，2018）[22]。父母是否辅导儿童作业衡量了父母的教育参与程度，父母可以通过自身的教育参与培养儿童良好的学习习惯（李忠路、邱泽奇，2016）[23]。父母对儿童的教育期望越高，表明家长更加关注儿童的学习，会为儿童提供更好、更多的教育机会，从而提高儿童认知能力（杨建坤，2020）[24]。另外，根据布莱克提出的“资源稀缺理论”，家庭人数的增多会减少分配到儿童的教育投资数量，不利于儿童认知能力的提升。

除家庭特征外，学校环境也会影响儿童人力资本的积累。一般来说，班级人数越少，学生能够更多与老师进行一对一的有效互动，进而对学生认知能力产生影响；班级作为儿童在校最重要的组织单位和学习共同体，重点班级较非重点班级有着更高学业水平和良好的学习氛围，重点班级儿童能够通过同辈群体习得良好的学习习惯和人生价值观，从而提高其认知能力。

（三）描述性统计

本文根据农村贫困家庭是否获得低保补助报告了样本的描述性统计，如表1所示。其中，农村贫困家庭获得低保补助的比例仅为33.81%，说明当前农村低保政策的覆盖率较低。值得注意的是，本文被解释变量农村儿童认知能力得分的百分位数值，在获得低保补助子样本中的均值大于未获得低保补助子样本均值，该结论表明，获得低保补助的贫困儿童认知能力较未获得低保补助儿童的认知能力更好。这与前文的理论分析相一致，低保为农村贫困家庭提供了额外收入，使得受收入约束的贫困儿童认知能力得以提升。但这仅仅是描述性统计上的反映，还需采用更加科学准确的方法加以证明，于是本研究将采用倾向得分—固定效应模型实证检验农村低保对贫困儿童认知能力的影响。

表1 描述性统计

（四）模型选择

在公共转移支付对贫困儿童人力资本的影响研究中，农村贫困家庭低保补助的获取并不是随机分配的结果，而是至少需要通过户籍状况、家庭收入和家庭财产三个基本条件认定，它们与样本的个人特征、家庭特征密不可分。若简单地以获得低保子样本儿童认知能力的均值，与未获得低保补助子样本的儿童均值分析比较，将会导致样本选择偏差和低保家庭判断标准所带来的内生性问题。为克服上述问题，本文采用倾向得分匹配基础上的固定效应模型予以缓解。这种方法的优点是：第一，通过倾向得分匹配（PSM）为实验组获得倾向得分相近的样本作为控制组，使得两组样本仅仅在是否获得低保补助存在差异，从而在一定程度上克服了由样本选择带来的偏差；第二，采用固定效应模型对匹配后的样本进行回归分析，可以消除不随时间变化的不可观测因素，如儿童非显性天赋等遗漏变量造成的估计偏误。基本模型设定如下：

其中：Yirt代表儿童i在r省t时点的认知能力；DiBaoirt为个体i在r省t时是否获得农村低保补助，Nirt是其他控制变量，包括儿童年龄、自我教育期望、智力水平、孩子是否参加辅导班、家庭成员健康、家庭教育支出对数、家庭规模和班级人数等一系列控制变量的向量集。βt为第i期独有的截距项，系数β1、βk、θ是待估参数，μi表示个体异质性的截距项，δr是省份固定效应，εirt是随机扰动项，包含了其他因个体、地区和时间不同而不同的不可观测因素。

倾向得分匹配的具体步骤如下：首先，将获得农村低保补助的贫困儿童作为实验组，未获得农村低保补助的贫困儿童作为控制组，运用Logit模型估计每个贫困儿童获得低保补助的倾向得分值。其次，依据倾向得分值为获得低保补助的儿童匹配与其得分相近的未获得低保补助的儿童，作为其反事实结果。在匹配方法选择上，本文采用半径匹配法（r=0.01）对样本进行匹配，并对倾向得分匹配结果做了共同支撑假设和平衡性假设的检验，同时采用最近邻匹配和核匹配法作为稳健性检验。

四、实证结果

（一）倾向匹配平衡性检验

为保证匹配结果的可靠性，必须对匹配方法进行共同支撑假设和平衡性假设的检验。共同支撑假设要求实验组和控制组的倾向得分必须有足够的重合区域，确保实验组和控制组有相似的样本，而平衡性假设则要求协变量在匹配后的控制组和实验组中不存在系统差异。图1、图2是采用半径匹配法（r=0.01）进行共同支撑域检验的结果。从图1可以直观看出，经倾向得分匹配后，获得农村低保的样本与未获得低保的样本可观测特征的差异都向“0”集中，说明匹配后的控制组与实验组之间的可观测特征差异逐渐缩小，匹配效果较好。图2反映了倾向得分的共同取值范围，从图2可以看出大多数观测值均在共同取值范围内，故在进行倾向得分匹配时，仅会损失较少的样本量。

图1 匹配前后的标准偏差变化

图2 倾向得分的共同取值范围

表2汇报了各协变量的平衡性检验结果。如表2所示，经PSM匹配之后，实验组与控制组各协变量的差异不再显著。将匹配前的实验组与控制组儿童相比，可以发现，实验组父母与儿童沟通交流较少，且实验组家庭教育支出更低，家庭成员健康水平较差，人口数和代际数更多。由此可以推测出，实验组样本主要来自经济发展相对落后的贫困地区，他们往往收入水平较低，人力资本积累不足，这也符合实施低保政策的初衷。基于匹配结果构建控制组后，各个协变量的标准化偏差均有大幅度下降，并且实验组和控制组协变量的标准化偏差均小于10%，t检验也表明两组样本已不存在显著差异，表明基于匹配结果构建的控制组与实验组在各类协变量方面非常相似，倾向得分能够较好地平衡两组协变量的差异。在是否获得低保补助仅取决于这些协变量的假设条件下，上述分组近似等价于通过随机指派构建的反事实框架，使得结果更为可靠。

表2 平衡性检验结果

（二）倾向得分匹配—固定效应模型

通过共同支撑假设和平衡性假设的检验后，本文进一步基于匹配后的样本进行固定效应模型回归，表3是运用固定效应回归的估计结果。在深度贫困儿童和轻度贫困儿童样本中，本文首先针对未采用倾向得分匹配法的样本进行固定效应回归，可以看出农村低保均会显著提高贫困儿童的认知能力。具体来说，在1.9美元深度贫困标准下，此时低保补助对深度贫困儿童认知能力的影响在1%水平上显著，系数为0.3177，说明深度贫困的农村家庭获得低保补助金会显著提高儿童的认知能力。而在3.1 美元轻度贫困标准下，此时低保补助会使得轻度贫困儿童的认知能力提高17.40 个百分点，且在10%的显著水平上，说明低保补助同样会显著提高轻度贫困儿童的认知能力。对比不同贫困程度样本可以发现，与轻度贫困儿童相比，农村低保对深度贫困儿童认知能力的促进作用更加显著，多增加14.37个百分点。这也说明在政策具体实施过程中，要严格审查农村低保资格，提高低保瞄准效率，尤其要优先深度贫困家庭，这样才能更好地发挥出低保的政策效果。

其次，本文利用半径匹配（r=0.01）、核匹配（k：epan；bw：0.06）和最近邻匹配（1∶13）三种不同的匹配方法分别对深度贫困和轻度贫困样本进行重新匹配，然后对不同匹配结果的样本进行重新估计。本文首先进行半径匹配，表3结果显示，农村低保对深度贫困和轻度贫困儿童的认知能力均有显著正向影响，且对深度贫困儿童认知能力的促进作用更加明显。具体来看，农村低保使得深度贫困儿童的认知能力提高了39.03%，并在1%统计水平上显著，而且低保对深度贫困儿童认知能力的提升作用较轻度贫困儿童多增加了21.69%。与前文固定效应回归相比较，农村低保对深度贫困儿童认知能力的正向影响有所增加。同时，采用核匹配和最近邻匹配作为稳健性检验，从表3可以看出，采用半径匹配和核匹配的回归系数虽有所下降，但均在10%统计水平上显著。因此可以认为，农村低保对贫困儿童认知能力具有正向影响这一结论不会随匹配方法的改变而发生变化，本文的研究结论比较可靠。

表3 倾向得分固定效应回归结果

综上所述，无论是深度贫困还是轻度贫困家庭，农村低保对贫困儿童的认知能力都具有显著正向影响，这与刘成奎和齐兴辉（2019）[12]88研究结论相似。原因可能是，一方面农村低保改善了贫困家庭的收入，促使父母主动增加家庭教育投资，从而提高贫困儿童认知能力，另一方面，农村低保在放松贫困家庭收入约束线的同时，增加了父母的闲暇时间，使得父母有更多的时间指导儿童学业，从而提高儿童的认知能力。

（三）异质性分析

为继续研究农村低保对不同群体间贫困儿童认知能力的影响，本文将分父母受教育程度和地区进行异质性分析。表3 是农村低保在不同分组中对深度贫困和轻度贫困儿童认知能力影响的估计结果。

Attanasio，et al.（2017）[21]251研究发现，父母受教育程度和家庭教育支出能够显著促进儿童认知能力的提高，这是因为受教育程度高的父母更加重视子女的教育，他们往往会对子女进行更加有效的人力资本投资。因此，农村低保对贫困儿童认知能力的影响会因父母受教育程度不同而有所差异。本文按照父母是否接受初中以上教育，相应地将总样本划分为初中以上和初中以下两个子样本，分别进行固定效应回归。结果显示，农村低保在初中以上分组样本中对深度贫困和轻度贫困儿童认知能力均有显著促进作用，其中对深度贫困儿童认知能力的提升作用更加明显。然而在初中以下分组样本中，农村低保对贫困儿童认知能力无显著影响。存在差异的原因可能是，受教育程度高的父母在获得低保补助后，会优先选择儿童的教育投资，从而更为显著地影响贫困儿童的认知能力。

表4 异质性分组回归结果

前文将地区作为一个控制变量来分析农村低保对贫困儿童认知能力的影响，而不同地区儿童认知能力存在着巨大差异。相较于东、中部地区，西部地区经济发展落后，儿童认知能力的发展面临很多不利影响，如教育基础设施落后、父母对儿童教育的重视程度较低、家庭收入不足等。将东、中部和西部地区子样本分别回归有助于我们更加深刻的理解农村低保对贫困儿童认知能力的影响。从表3可以看出，无论是深度贫困还是轻度贫困儿童，农村低保都能够显著促进西部地区儿童认知能力的增加，同样对西部深度贫困儿童的促进作用大于西部轻度贫困儿童。而对经济发展水平较高的东、中部地区儿童的影响并不显著着，这表明在西部劣势环境中成长起来的贫困儿童，可以通过获得低保补助来提高其认知能力。这一结论与低保政策设计的初衷相符，即通过转移支付为西部贫困家庭提供额外收入，促使父母对儿童人力资本进行投资，从而改善中西部儿童人力资本的区域差异。

五、影响路径分析

在上文估计结果中，我们可以得出农村低保会显著提高贫困儿童认知能力这一结论，那么低保是通过哪种渠道来影响农村贫困儿童的认知能力呢？通过梳理文献发现，农村低保对贫困儿童认知能力的影响渠道主要有两种。第一，农村贫困家庭获得低保补助将增加对儿童的教育物质投入；第二，农村贫困家庭获得低保补助将增加对儿童的辅导时间。本文参照温忠麟等提出的中介效应因果步骤法（温忠麟、叶宝娟，2014）[25]，对以上两条影响路径进行检验。

家庭收入作为影响儿童成长的重要环境因素之一，直接影响着儿童人力资本的积累。家庭收入水平越高，儿童的认知水平和学业表现往往更好（刘秀丽，2012）[26]。低保通过转移支付为农村贫困家庭提供了一份额外收入，但能否促进儿童认知能力的提高取决于家庭内部如何使用这部分资金（Bar⁃rientos&DeJong，2006）[8]541。一般来说，贫困家庭只有满足基本生活所需后，才会用于儿童教育投资。本文根据CFPS少儿问卷中“过去一年不含学校发放的教材费、参考书费和课外书费”来衡量家庭的教育物质投入（刘成奎、齐兴辉，2019）[12]87。除家庭教育物质投入外，家庭照料时间也会显著影响儿童的认知能力（万凌霄、马铃，2020）[27]。低保补助金的获得缓解了贫困家庭经济压力，使得父母有更多的闲暇时间来辅导儿童学业，进而对儿童的认知能力产生正向影响。结合CFPS2012年和2014年数据，依据“每周辅导作业时长（时）”衡量父母对儿童教育的时间投入。

结果如表5 所示。由表5 可知，是否获得低保对课外教材支出对数的估计系数在10%水平上显著。在控制了中介变量后，是否获得低保对贫困儿童认知能力的影响在5%水平上显著，同时课外教材支出对数对贫困儿童认知能力的影响在1%水平上显著，此结果意味着课外教材支出对数在低保影响儿童认知能力的中介作用成立，并且农村低保通过课外教材支出对数对贫困儿童认知能力影响的中介效应为：0.6066×0.1653=0.1003，占总效应的比重为31.57%。然而，是否获得低保对另一中介变量家长辅导时间的影响并不显著，说明低保补助金并没有改变贫困家庭父母的时间配置偏好，这可能的原因是，农村贫困家庭父母虽然获得了低保补助，但是他们为获得更多收入，争取早日脱贫，不得不承担起更加繁重的农业劳动，从而挤压了辅导儿童学业的时间，因此低保对家长辅导时间的影响并不显著。由此可见，相对于家庭教育时间投入（家长辅导时间），家庭教育物质投入（课外教材支出）是农村低保改善贫困儿童认知能力的影响路径。

表5 低保对农村贫困儿童认知能力的影响路径

六、结论及政策

本文在已有研究的基础上，以农村居民最低生活保障为例，借助CFPS2012年和2014两年的面板数据，采用倾向得分固定效应模型，尝试探究低保在减少当期贫困的同时，是否会对贫困儿童认知能力产生溢出效应。研究发现：（1）低保补助显著促进了农村贫困儿童认知能力的提升，尤其是对深度贫困儿童认知能力的提升作用更加显著；（2）农村低保在促进贫困儿童认知能力上存在明显的异质性，相较于父母受教育程度较低和东、中部地区的贫困家庭，农村低保对儿童认知能力的促进作用在父母受教育程度较高和西部地区的贫困家庭中更为明显；（3）农村低保补助通过增加家庭教育物质投入（课外教材支出），进而提高了贫困儿童的认知能力。

为更好发挥最低生活保障这类公共转移支付对贫困儿童人力资本的促进作用，结合前文研究结论，提出以下建议：第一，适当提高低保补助标准和覆盖范围。要科学评估低保的补助标准，在财政支持的范围内，适当提高补助金额，使得低保既能满足贫困家庭基本生活所需，又可以促进家庭子代人力资本的积累。第二，合理设置低保受益条件。为充分发挥低保对儿童人力资本的促进作用，可以设置一定的受益条件。例如，限制获得贫困补助金的家庭必须拿出一定比例的补助用于儿童的教育投资，而不被家庭其他消费所占用，以此增加低保对儿童人力资本的促进作用。第三，提高低保的瞄准效率。低保作为打赢脱贫攻坚战的最后一道防线，要加强低保对象资格审查工作，做到精准识别，防止出现“错保”“漏保”等问题，将资金真正用于需要帮扶的家庭。