義務教育費用減免與農村居民消費關系研究

熊波+吳欣茹+盧盛峰

摘要：現階段，我國居民消費占最終消費比重逐年下降。而作為農業大國，如果能刺激農村居民消費、將潛力消費轉換為實際消費，將極有利于提高我國整體消費能力。我國農村以人力資本為核心特征，優化培育人力資本能夠對農村居民消費具有長遠影響。然而，教育的影響具有時滯性，并受到多種因素的影響，能否切實提高農村居民消費能力仍值得商榷。本文運用中國健康與營養調查（CHNS）微觀住戶數據，采用雙重差分（DID）模型對農村居民消費受農村義務教育政策沖擊所產生的效果進行經驗研究。研究發現：農村義務教育費用減免政策對農村居民消費具有負向效應，主要表現在對低收入家庭消費的抑制作用上。這種負向效應更多地是由于農村低收入家庭增加了子女入學支出，在收入既定的條件下減少了消費支出。這說明要想提高農村居民的消費水平，絕非僅僅依靠減免農村義務教育費用一項政策可以改變的。

關鍵詞：義務教育費用減免；農村居民消費；CHNS數據；DID模型

中圖分類號：F306文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2017）08009008

“十三五”是我國實現2020年全面建成小康社會奮斗目標的決勝時期。目前我國內需始終不足。這種不足在消費上主要表現為兩個方面：一方面，以支出法計算的最終消費在我國GDP總量的份額已經從2000年的633%下降到2015年的516%；另一方面，居民消費占消費的比重也從2000年的474%下降到2014年360%。居民消費需求的下降使得我國內需不足，無法及時跟進經濟發展的速度，經濟結構無法得到及時的調整與轉變，長此以往，社會生產生活將無法健康積極地發展。因此，如何促進居民消費增長對于保證我國經濟的健康持續發展非常重要。

我國是農業大國，截至2016年，農村人口占全國總人口的427%，鄉村常住人口較2015年增長了1 378萬。因此，考慮到如果能充分調動廣大農村居民這一潛在的消費主力軍，刺激這近半數居民的有效需求，擴大農村居民內需，提高農村居民消費量，將有助于改善我國內需不足的經濟現狀，進而轉變經濟結構，提高消費能力，引導經濟健康持續地發展。然而，從目前來看，我國農村居民消費水平始終偏低，不僅如此，農村消費量占總消費量的比重近年來還呈現逐漸下降的趨勢，從2000年的332%下降到2015年的222%。同時，城鄉居民消費差距逐漸擴大，城鎮居民消費是農村居民消費近三倍。因此，如何改善當前農村居民消費偏低的現象，如何采取措施將農村巨大的潛力消費轉換為實際消費，切實提高農民消費對經濟增長貢獻率的作用，就成為一個很重要的問題。

2015年11月，中央提出的“供給側改革”，其重點在于推進勞動力、資本、創新、政府四條主線同步增長。目前，我國農村經濟發展仍然以勞動力、土地等初級生產要素為主要投入資源，而技術、高素質人才等高級生產要素并未占主要地位，這會導致農村發展結構不合理、資源消耗過多等問題，不利于農業現代化的發展。尤其是，農村以人力資本為其核心特征，對人力資本培育的種種限制會阻礙農村經濟的內在增長潛力，抑制農村居民潛在消費需求。因此，教育作為一種能夠直接有效地優化勞動力配置、提升人力資本質量的重要公共服務，能有效地改善農村生產結構、增加農村收入、促進農民消費。

然而，義務教育的作用具有時滯性，這期間各級政府之間的專項轉移支付力度不夠、政策設立不規范、與教育政策相關的配套措施不健全等因素都可能帶來農村居民讓子女接受教育的機會成本上升，農村家庭負擔加重，反而導致農村居民消費的降低。因此，義務教育能否收到切實提高農村居民消費的預期效果仍值得商榷。

2005年底，國務院常務會議決定將農村義務教育全面納入公共財政保障范疇，建立農村義務教育經費保障機制。并從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生的學雜費，并給予貧困家庭學生教科書及補助寄宿生生活費。2007年政策擴大到中部和東部地區，并于2008年全國范圍內推行農村義務教育費用減免政策，與此同時，相應地提高了農村義務教育階段對中小學的公用經費保障水平，對校舍維修給予了一定的資金，對中小學教師的工資保障機制也進行了進一步的完善。為了探究我國義務教育改革是否真正收到了預期效果，本文就2008年農村義務教育學雜費減免對農村家庭消費帶來的政策沖擊效果進行經驗研究，探討其對農村居民消費的影響。

一、文獻綜述和研究假設

凱恩斯[1]提出了絕對收入假說，指出消費是由收入所決定的，消費與收入呈正相關并具有邊際遞減的趨勢。Freidman[2]提出了持久收入理論，將收入分為暫時性收入與持久性收入，居民對消費的支出取決于持久性收入，穩定的持久性收入帶來穩定的消費，否則只會帶來儲蓄的增加。Modigliani[3]在凱恩斯的基礎上，提出了生命周期假設消費函數，他認為消費者一生的消費等于一生的收入，理性的消費者在安排消費時不僅會考慮當前收入，還會考慮未來預期的收入情況、初始資產及年齡大小等因素。此外還有緩沖存貨模型、交迭世代模型等消費理論?？偠灾?，對消費假說的基本理論一方面以收入、儲蓄及國民經濟發展狀況等外在因素展開，一方面以消費者自身預期、年齡、代際傳遞等內在因素展開，各個不同因素從不同側面相結合解釋了居民消費的現象。

現階段對我國消費現象的研究大都是從西方消費理論的角度出發，結合我國實際情況進行分析。主要分為三類：第一類是從收入的角度出發。王金安[4]選取了1994—2011年我國省級面板數據，對居民消費需求的影響因素進行了分析，指出當下可支配收入依然是影響居民消費的關鍵因素。王宋濤[5]構建了多變量消費函數，對1996—2010年我國城鄉居民消費率進行分解，表明居民收入比重下降是居民消費率下降的主要因素。第二類是從預防性儲蓄的角度出發，認為居民對收入變動的過分敏感會提高居民的預防性儲蓄，從而降低即期消費支出。Chamon和Prasad [6]從預防性儲蓄的角度解釋了我國城鄉居民低消費的原因。張幼松和蘇東水[7]將隨機收入與實際利率引入到消費者效用函數模型中，并對年度數據進行分析，顯示我國城鎮居民預防性儲蓄強度存在結構性變化，這種結構性變化需要城鎮居民社會保障制度的完善。陳樂一等[8]也對不同收入等級的城鎮居民進行了分析，指出我國居民消費降低是由于流動性約束較緊、經濟轉軌時期的不確定性增強所決定的。這種低消費和內需不足還會反過來導致居民消費水平和消費增長率的下降。第三類是立足于當前我國經濟轉軌時期，經濟、社會、政治制度不穩定帶來的居民消費外在不確定性。王曦和陸榮[9]指出我國居民消費現狀整體具有顯著的預防性儲蓄、對當前收入過度敏感等特征，這種現狀本身是由于我國目前處于轉型期間，“摸著石頭過河”的改革制度手段導致居民無法準確預測未來預期收入，這種具有外生的不確定性抑制了居民的消費。孫鳳和王玉華[10]也指出我國正處于轉型時期，社會背景并不穩定，直接運用西方消費理論來解釋居民的消費行為可能會帶來一些問題。

此外，消費習慣、地域文化傳統、人口結構和男女性別等也是居民消費的重要影響因素，這在農村居民消費中尤為敏感。Modigliani和Cao[11]運用生命周期理論解釋年齡結構對居民低消費現象的影響，認為當前的低消費是源于傳統風俗、道德、風險承擔偏好的文化差異，我國近年來所頒布的控制人口增長以及計劃生育政策都對儲蓄率帶來了顯著的影響。邢志平[12]也指出這種人口結構的變動帶來了居民消費率的下降。Wei 和 Zhang[13]還從性別出發，指出男女比例失調對居民消費的抑制作用。

我國農村經濟具有消費性與生產性相統一的特點，農民的生產生活多與土地相聯結，其消費資料不僅包含了對自身及家庭生存所需，還包含了土地勞作所需的必要成本支出，具有雙重的經濟功能。因此，對我國農村家庭居民消費，不能僅僅從儲蓄與消費的二元層次考慮。

我國十分重視對三農問題的研究，尤其是對農村居民消費的研究。主要從預防性儲蓄、信貸缺失以及其他不確定性因素，如住房、醫療等幾個方面出發。胡日東等[14]拓展了LA/AIDS模型，分析了城鄉收入差距對城鄉居民消費結構具有顯著影響。張琮玥[15]研究農戶信貸對農村居民消費的影響，指出信貸作為國家反哺農業的一種手段，在促進農村居民消費上具有十分重要的影響。另外，駱祚炎[16]發現住房支出占總支出的比重對居民消費的增長有負面影響。楊水根和雷楚晶[17]研究醫療保健支出對城鄉居民消費的影響，實證分析發現醫療保健支出與消費支出顯著正相關。同時，對于農村居民消費與城鎮居民消費對比的研究也較多。汪偉和郭新強[18]通過兩期消費決策模型，發現我國中低收入者比高收入者具有更高的儲蓄率，并且收入不平等程度越高、消費習慣越強，經濟中的總儲蓄率就越高，證明了改革開放以來農村居民的儲蓄傾向在平均意義上高于城鎮居民，農村居民的消費低于城鎮居民。根據目前這種消費結構演變趨勢，城鄉居民消費結構將在較長時期內延續這種差異。

目前，隨著我國經濟的發展，農村居民消費需求正在逐步從基本保障需求轉向為了自我實現、為了個人發展更高需求的過渡階段。滿足這種更高層次需求的發展可以有效降低對未來收入的不確定性，提高對未來收入的預期，進而提高居民的邊際消費傾向。教育作為一種能夠滿足高層次自我實現需求的有效途徑，對滿足農村居民消費需求起到了十分重要的作用。然而教育的收益只有在長期才能得以體現，為農村居民提供教育服務政策能否切實收到預期效果，需要長期實踐經驗的總結?；诖?，本文提出以下假設：

假設1：義務教育費用減免政策能夠切實提升農村居民消費能力。

我國早期的教育費用主要由受教育者個人部分承擔，學雜費的增加會顯著加劇農民對教育的被動投資負擔，義務教育費用減免政策降低了教育的價格，能使農村家庭受教育者的入學機會成本降低，提升農村居民消費水平。不僅如此，農村居民通過讓子女接受教育，人力資本價值得到增值，也能提升家庭對未來收入的預期水平，從而促進農村家庭的即期消費水平?；诖?，本文提出以下假設：

假設2：義務教育費用減免政策降低了農村居民消費能力。

教育是一項長期的服務，教育制度的變革，需要期間其他的政策變動與配套措施及時跟進，否則不僅會導致教育政策無法使農村居民消費能力得到提升，反而會制約居民的消費能力[19]。另外，教育作為一項公共服務，其效用體現具有一定的時滯性，在短期內，人力資本價值不僅無法得以在家庭收入等方面具體體現，而且仍需要一定的支出投入，這就可能會出現農村家庭子女接受教育所支付的費用反而會擠出居民家庭消費的現象。楊汝岱和陳斌開[20]利用CHIP數據研究高等教育和居民消費，發現高等教育支出對居民消費有明顯的擠出效應。

教育的效用實現具有異質性，接受教育所獲得的效用不僅僅取決于教育本身所需要的成本和教育能給受教育者帶來的現實收益，還取決于不同家庭對教育這項服務的不同預期效果。因此，在研究教育政策沖擊時，僅憑宏觀數據難以對這種現象進行準確描述，而微觀數據能更加細致地描述各個家戶的具體特征，如戶主年齡、信息等情況，將這些特征統籌考慮在內，才能更好地研究教育政策對農村居民消費的作用。本文采用中國健康與營養調查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）微觀住戶數據，分時期、分收入群體對義務教育政策進行評估，更細致地描述教育政策對農村居民家庭消費的影響，為相關政策制定提供微觀證據。

二、模型設定及數據來源

農村義務教育費用減免作為一項在全國范圍內的改革，自2006年起自西向東分地區逐步推廣，這為本文運用雙重差分（Difference-In-Differences，DID）模型來觀察義務教育費用對農村居民消費產生的影響提供了基礎。模型的基本思路是：農村義務教育費用減免一方面制造了同一個地區農民的消費情況在改革前后的差異；另一方面制造了在同一時間改革地區和非改革地區之間的差異。這種雙重差異能夠有效控制其他同一時間段內的政策影響，也能控制改革與非改革地區的事前差異，進而得到政策變化所帶來的影響。

本文選取2000—2011年貴州、廣西、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧、山東和黑龍江九個省份的CHNS微觀住戶數據，涵蓋了東、中、西三大地區。CHNS微觀住戶數據具有多階段分層、整體隨機抽樣等特征，它按照各省份縣市的收入，將其劃分為低、中、高三個等級，再根據一定的權重樣本在每個省份隨機抽取四個縣市，每個縣市根據相對收入水平隨機抽取三個農村地區，以代表該縣三個收入等級水平，這樣既保證了樣本的代表性，也保證了樣本的隨機性。接著本文對數據進行匹配，將不同縣市農村家庭的居民消費量與農村家戶居民的具體特征相匹配，剔除了60個異常值，共得到11 352個觀測值。

在樣本縣市中，貴州、廣西、江蘇和遼寧四個省份全部農村家戶，湖南的沅江市和沅陵縣于2006年全面推行義務教育費用減免政策，將其作為實驗組，其他非改革地區作為對照組。其中實驗組涉及東中西三個地區，與對照組樣本特征接近。這樣的數據結構允許我們將義務教育費用減免政策作為一項“準自然實驗”來進行分析。

基于此，本文建立如下雙重差分模型：

lnexpit=β0+β1didit+β2Xit+ui+γt+εit（1）

其中，lnexp為農村家庭人均消費的對數，hhexpense_cpi為農村家庭消費；下標i為地區，t為時間?？紤]到物價變動對居民消費行為的影響，我們將被解釋變量農村家庭消費以2011年的CPI指數平減處理，再除以家庭人口規模，得到農村家庭人均消費，為避免出現偽回歸現象，對農村家庭人均消費進行了對數處理；ui為地區固定效應，控制實驗組和對照組之間不隨時間變化的差異；γt為年份固定效應，控制改革年份前后樣本的共同變動趨勢；didit為政策改革，也是我們主要關注的解釋變量。實驗組在改革后，受到政策沖擊而發生改變，即解釋變量didit=1，在改革前則didit=0；而對照組在改革前后都沒有受到政策沖擊的影響，相應解釋變量didit=0。β1為實驗組在經過政策變動前后所產生的差異與對照組在政策變動前后所產生的差異的區別，體現了義務教育費用減免政策對居民消費帶來的變動效應；Xit為可能存在的影響農村居民消費的控制變量。為了能夠盡可能排除其他影響消費因素的干擾，并考慮到數據的可得性，本文選取了農村居民人均收入（hhinc_cpi）、農村戶主年齡（age）及年齡的平方項（age2）作為控制變量。收入是決定消費水平高低的最基本因素，而農村家庭的消費與投資具有一致性，因而本文對農村居民總收入扣除了一系列生產投資成本支出之后，選取農村家庭凈收入作為控制變量，為了與被解釋變量保持一致性，也以2011年CPI指數進行了平減、以農村家庭人口規模（hhsize）進行了均值化，再進行對數處理，得到了農村家庭人均凈收入（lninc）。

義務教育通常以家戶為單位，而且我國農村家庭具有傳統典型的宗族家長制色彩，農村居民家庭消費決策在很大程度上取決于該家庭戶主的決策偏好，因此，為了結果更貼合實際，本文將農村各家庭戶主的具體特征納入控制范圍中。根據生命周期理論，人們對消費支出的安排是一個較長期的過程，在不同年齡階段的邊際消費傾向是不同的。起初隨著年齡的增長，邊際消費傾向會上升，而增長到一定階段開始逐漸下降，呈現出倒U型趨勢。筆者假設戶主年齡的系數應該為正、年齡的平方項系數為負；另外，農村家庭主要以戶主作為主要收入來源，而戶主本人的收入來源是否穩定也是農村居民家庭消費的預算約束依據之一，因此，本文還選取了戶主目前是否有工作（job）等虛擬變量進一步補充戶主個體特征。各變量描述性統計結果如表1所示。

由表2可知，估計（1）給出的是沒有任何控制變量的回歸結果，結果顯示核心變量系數為負，證明義務教育費用減免政策對農村居民消費呈現負向效應，驗證了假設2。從定量上看，這種政策變動使得農村居民家庭人均消費量顯著降低了0194個單位。估計（2）是加入了控制變量農村居民家庭人均凈收入的估計結果，可以發現我們所關注的政策影響的估計值變動了39%，但核心變量依然顯著。進一步考慮戶主特征，我們添加了戶主的年齡、年齡的平方項和戶主目前的工作情況，估計（3）在控制了農村家戶信息等具體特征后，義務教育費用減免政策的變動使得農村居民家庭人均消費降低了0149個單位，這種政策變動的系數顯著。其中，控制變量農村居民家庭人均凈收入每增長1個單位，農村居民家庭人均消費增長0419個百分點。年齡及年齡平方項的系數均顯著滿足假設前提，也符合Modigliani[3]的生命周期理論。

基本回歸模型顯示我國義務教育政策對農村居民消費具有顯著的負向效應，這種負向效應可以從兩個方面解釋：一方面，義務教育所獲得的收益可能以非貨幣性收益的形式表現出來，這種非貨幣性收益的形式更偏向于是一種基于生命周期之內的投資，而非單純的消費行為；另一方面，我國農村居民消費主要還是以生產資料基本消費為主，提高農村家庭中未成年人接受義務教育的比重，一定程度上會對生產資料基本消費帶來擠出效應，從而降低農村居民的實際消費。

2義務教育政策后不同時期對農村居民消費的影響

由于義務教育對農村居民消費的影響具有一定的時滯性，在一定時期內義務教育的作用并不能直接體現在家庭消費決策上。進一步地，教育具有連貫性，在接受義務教育后，為了實現教育所帶來的價值最大化，部分家庭還需要接著付出高等教育所帶來的成本，這部分成本可能會擠出農村家庭居民消費。本文假設短期內政策效果對農村居民消費的影響要弱于長期內的政策效果。為了進一步驗證這種義務教育政策對農村居民消費影響在改革后不同時期內的變化趨勢，我們將改革當年及之前的數據分別與2009年和2011年的數據進行實證檢驗。檢驗結果如表3所示，其中估計（1）、估計（3）和估計（5）為義務教育政策三年后對農村居民消費的影響，估計（2）、估計（4）和估計（6）為義務教育政策五年后對農村家庭消費的影響。先對2009年與2011年數據回歸結果比較可以發現，在短期內義務教育費用減免政策對農村居民消費影響的確要弱于在中長期內對其產生的影響，這種影響體現在對消費的抑制作用上，義務教育政策頒布之后的短期內，即到2009年，這種政策變動給農村家庭消費帶來了0125個單位的減少；而從中長期來看，義務教育減免政策頒布后到2011年，這種政策變動對農村居民消費的變化已經從0125升至0148個單位。義務教育費用減免對居民消費的減少隨著時間的推移而有所增長，并且其顯著性也隨著時間推移而有所上升，這個結果與我們的預期大體一致。

對于這種現象可以從三個方面來解釋：首先，教育是一個長期的過程，尤其是僅包含小學和初中的九年制義務教育，未成年人在這段時期內并沒有完全提升個人的人力資本，更沒有實現人力資本給家庭收入等方面帶來的實際增長，因此，僅僅依靠義務教育并不能有效提升所有家庭的消費需求[21]。相反，在接受了義務教育之后，未成年人還有可能進一步接受高等教育，而我國高等教育的減免費用較少，學費、住宿費等各項支出較高，這種高水平支出的負擔可能會成為農村部分居民家庭所不能承受之重，接受高等教育的高成本有可能導致其家庭的現期消費減少。其次，盡管該政策減免了義務教育學雜費用，但農民的教育機會成本依然很高，相較于在外打工或在家務農的輟學子女能夠給家庭帶來的直接即時收益而言，在校讀書的農村學生無法在一定時期內直接增加家庭收入，從而也無法增加家庭的消費量[22]。因此，農村居民家庭增加教育支出在長期內勢必會相應地減少其消費支出。最后，即使義務教育減免了學雜費，但在接受義務教育服務的這九年內，相應配套政策措施的不完善依然可能導致農民的教育負擔并沒有減輕，進而進一步降低了農村家庭的消費。

3義務教育政策對不同收入層次農村居民消費的影響

義務教育費用減免政策降低了農村家庭子女受教育的門檻，這種邊際效應可能對于農村低收入家庭更具有吸引力。一方面，教育政策提高了他們選擇送子女入學的積極性，他們愿意為了實現家庭人力資本價值提升而放棄短時期收益，增加子女教育支出；另一方面，這種人力資本價值的提升對他們短時期內家庭收入預期的影響不是很大，增加受教育者的比重會使他們選擇降低即時消費。因此，筆者假設，義務教育費用減免政策的實施對低收入群體的效果較為顯著，而對高收入群體的效果顯著性較弱，無法確定對于中等收入家庭的影響變動方向。

我們對樣本中的收入群體按照高、中、低組進行分類，然后對樣本的家庭人均收入由低到高依次排序，將收入最低的1/3觀測值定義為低收入組、收入中等1/3的觀測值定義為中收入組、收入最高的1/3觀測值定義為高收入組，分組后分別對不同收入群體所受到的政策沖擊效果進行回歸分析?；貧w結果如表4所示。

由表4可知，一方面，義務教育費用減免政策對低收入家庭消費的影響顯著，這種政策沖擊使得低收入家庭消費顯著降低了0150個單位。而對于中高收入群體的消費影響不顯著，這也驗證了我們之前的假設。另一方面，從影響效果來看，盡管不夠顯著，但還是可以看出義務教育政策對消費的抑制作用隨著收入的增加逐漸減小。中等收入的農村家庭受到義務教育費用減免政策的沖擊影響已經較為微弱，而高收入家庭對這種政策效果的影響轉為正向效應。這可能是因為相較于低收入家庭來說，義務教育的學雜費用減免既可以激勵中高收入家庭選擇讓子女接受教育，又不會降低他們的基本生產生活所需消費量，中高收入家庭對教育的邊際成本逐漸降低，而他們選擇讓子女受教育決策可能性的提升，又能提高他們對未來家庭人力資本增值的期望，從而提高他們對未來家庭收入的預期，進而增加了農村家庭的即期消費量。

4研究樣本的合理性

雖然中央政策規定，2006年起義務教育費用減免政策自西部全省范圍內推廣，可以被視為外生。但同年，東中部部分省份的縣市也在黨中央的號召下，主動實行了義務教育改革政策的試點工作，這就使得樣本實驗組中的部分農村試點的選取具有一定的內生性。以湖南省為例，湖南省在挑選試點縣市時，是以貧困程度為參考標準，選取了20個國家級貧困縣和18個省級貧困縣率先推行義務教育學雜費減免政策，在樣本實驗組中的沅江市和沅陵縣便在國家級貧困縣名單之中。這種有選擇性地進行試點安排就會使得部分農村樣本數據不再是隨機選擇，其特征可能不具有代表性，將這些試點縣市囊括入實驗組中，比較這部分試點縣市與非試點縣市的差異便可能無法反映義務教育費用減免政策的真實效果。因此，為了避免這種樣本選擇帶來的偏差，我們根據當年度各個省市公布的相應義務教育費用減免政策的相關文件，依據文件中選擇各省市農村試點的標準剔除了文件中具有特征性的農村樣本數據，包含樣本中先于全省改革的沅江市和沅陵縣等共448個農村觀測值，對樣本觀測值再次回歸，由回歸結果可知，政策沖擊使得農村居民家庭消費降低了0138個單位，與主模型回歸結果相似，而其他各個變量的回歸結果不論是系數還是顯著性，也都與原樣本的回歸結果變化相近。

（四）反事實檢驗

為了進一步驗證農村家庭消費的變動是否真正源于義務教育費用減免政策的實施，而并非其他外部因素，本文對農村義務教育費用減免政策與城鎮家庭的人均消費之間構建了雙重差分模型檢驗。我們有理由認為，農村義務教育費用減免政策不會對城鎮居民的消費產生影響。如果回歸結果顯示城鎮家庭人均消費也受到了政策沖擊的影響，就有理由懷疑我們所發現的義務教育政策與農村家庭消費的因果關系實際上只是另一些未觀測到的共時性變量的沖擊。

表5給出了義務教育政策對城鎮居民家庭消費的影響。由表5可知，不論是長期還是短期，城鎮居民樣本受到政策沖擊所估計的結果與農村樣本的估計結果都表現出了非常明顯的差異，其核心變量的結果均不顯著。這也再一次驗證了我們的推論，農村居民消費減少并非是受到某種城鎮與農村居民共時性變量的影響效果所致。

四、結論及研究展望

本文以2000—2011年的CHNS微觀住戶數據作為樣本，利用義務教育費用減免政策在不同地區分層推進所引起的準自然實驗，考察該政策對農村居民消費的沖擊效果。經過實證研究我們發現，這種政策沖擊給農村居民家庭的消費帶來了0149個單位的降低。接著，我們將時間劃分為五年內的長期和三年內的短期，分別對在長短期中的政策沖擊效果進行檢驗，發現義務教育費用減免政策在短期內對農村居民消費的抑制作用要弱于長期內對農村居民消費的抑制作用。接著，我們還對不同收入層次的農村居民家庭的影響效果進行了進一步分解，結果發現義務教育費用減免政策僅對低收入農村家庭具有顯著的抑制效應，而對中、高收入的農村家庭的影響較弱，并且這種教育政策所帶來的消費抑制性會隨著農村居民家庭收入的提高而降低。最后，我們進行了穩健性檢驗，從不同的角度證明了這種政策沖擊對農村居民消費所帶來抑制作用的相關性與顯著性。一方面，樣本的合理性檢驗排除了由于部分試點在省市進行選取時具有的特殊性，避免了模型回歸中所具有的內生影響；另一方面，反事實檢驗證實了農村居民消費能力的下降并非是由于在某個時間段內，受到某種城鎮居民和農村居民所擁有的共時性因素帶來的影響效應。

然而本文還存在著一定的不足。本文僅選取了改革前后五年的數據，而九年制義務教育的結束并不完全是農村家庭子女接受教育的終點，隨后依然有部分學生會繼續接受長期的高等教育，這些家庭不僅還需要承受高等教育所帶來的高支出負擔，而且其受教育子女也無法即時實現人力資本對自己家庭收入等方面的直接回報。因此，我們無法進一步證明教育政策對農村居民消費帶來的影響如何。我們無法確定這種抑制效應在一個更長時期內是繼續得以維持，或是隨著受教育者的教育完成、人力資本實現了可量化的增值，進而使得農村居民消費能力得到了提升?？偠灾?，義務教育費用減免政策對農村居民消費的影響還需要更長時期的面板數據、放在更加長遠的角度進行實證分析。

正如伊斯特利的發現，在很多發展中國家，政府僅僅通過行政手段普及義務教育并不能對居民產生投資激勵，從而影響經濟增長，尤其是對于低收入家庭而言，增加子女教育支出可能僅僅意味著這些家庭不得不減少了在其他方面的消費。這很好地解釋了義務教育減免政策對我國農村居民家庭消費的抑制作用。因此，義務教育費用減免政策需要相應配套的改進措施，相關政策無法及時跟進也會降低義務教育費用減免政策回報率。而農村家庭由于無法在短期內實現教育所帶來的直接收益，對政策效果的預期就會降低，相應地會降低對未來收入的預期、增加家庭預防性儲蓄，減少家庭消費，進而使得政策不僅無法達到所預期的效果甚至達到所預期的反效果。

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（責任編輯：劉艷）