蔡文伯， 黄晋生， 袁　雪 | 资源禀赋差异与教育扶贫的门槛约束 ——来自新疆民族地区贫困县的经验证据

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资源禀赋差异与教育扶贫的门槛约束

——来自新疆民族地区贫困县的经验证据

蔡文伯^1,2， 黄晋生¹， 袁　雪¹

(1.石河子大学 新疆少数民族教育发展与教育政策研究中心，石河子 832003；2.塔里木大学 人文学院，阿拉尔 843000)

摘　要：基于资源禀赋视角，利用2006—2017年新疆民族地区35个贫困县的面板数据，构建门槛面板模型，对教育扶贫的有效性及门槛约束特征进行分析，研究发现：教育发展具有显著扶贫效应，但各类资源的扶贫效应存在差异且具有明显的门槛约束特征；其中，教育财力、物力投入与教育质量在较高水平时的扶贫效应偏弱，人力投入的扶贫效应呈阶梯递增趋势，扶贫效应由强到弱可以排序为教育质量〉物力投入〉财力投入〉人力投入。进入“后扶贫时代”，在努力提升民族地区教育质量的过程中，也要加大对学校基础建设的投资力度，保障教育经费的充足性，加强优质师资队伍建设，以提升各类教育资源的扶贫效应。

关键词：资源禀赋；资源稀缺；教育扶贫；门槛特征

01

问 题 的 提 出

稀缺性是经济学研究的永恒主题，也是各种经济现象产生的根源所在。教育扶贫的有效性有赖于资源的持续性投入，但也会受到资源稀缺的内在约束。农民增收是各项扶贫工作的基本目标，也是扶贫成效的直接体现，但是，长期以来的教育缺位导致民族地区的农民增收速度滞缓，而短期的项目扶贫又难以从根本上改善农民增收的经济环境，就业受阻、收入不稳定、收入偏低共同构成了新时期农民贫困的典型特征。进入“后扶贫时代”，维护好脱贫攻坚的胜利果实成为今后我国经济发展的重点任务之一，作为阻断贫困代际传递的根本性措施，发挥教育扶贫的积极作用更具实践意义。因此，有必要正视资源稀缺性下的教育扶贫功效，这不仅有利于强化教育的扶贫价值，更是教育扶贫政策调整的重要前提与参照依据。

资源禀赋差异对教育扶贫形成了天然约束，如何有效发挥教育在扶贫过程中的积极作用成为各界关注的热点问题。人力资本理论为教育扶贫提供了最初证据，肯定了教育在人力资本形成中的基础性地位。但是，当涉及到资源配置问题时，由资源禀赋差异所引起的人力资本失灵、收益预期偏低等现象也一直为各界所诟病；尤其在涉及成本—收益问题时，资源配置失衡、经济效率偏低等教育发展问题更加普遍，资源禀赋约束也使教育扶贫成效不再如经济模型中那么明朗，资源异质性所引起的扶贫差异也更加凸显，并且在某些特定时期，过度的教育投入反而给家庭增收带来了更大困难，导致其陷入更加贫困的境地(张永丽，2017)。^[1]教育扶贫过程中的一系列问题倒逼社会各界对资源配置问题的深度关注，而何种教育资源更加有效？何种资源配置结构的扶贫收益最大？诸如此类的疑问也成为研究教育与贫困关系时不可回避的话题。为此，本文尝试从县域层面分析资源约束下的教育扶贫效应及门槛特征。

02

文献回顾与理论分析

(一)文献回顾

教育对贫困的影响作用备受学界关注。自“发展教育脱贫一批”提出以来，教育扶贫的重要意义正式在我国政策层面得到肯定，对教育与贫困关系的研究也进一步丰富。学界对两者关系的讨论主要围绕着“教育扶贫”或“教育致贫”展开。传统观点认为，教育是人力资本积累直接而有效的途径之一，“教育扶贫”具有理论与事实层面的大量证据。例如，Lucas(1988)关于教育对劳动生产率及收入影响的研究，Behrman(1990)对人力资本与贫困关系的研究以及Awan(2011)对教育与贫困关系的研究均提供了丰富的理论依据，^[2－4]阿马蒂亚·森(2001)则基于能力贫困视角为教育减贫的积极意义给予了支持。^[5]国内众多学者也从教育经费、教育规模、教育条件等资源配置层面为“教育扶贫”提供了大量证据。例如，关爱萍(2017)在研究中提到，教育投资显著降低了家庭的贫困发生率，并有明显的增收效应。^[6]彭妮娅(2019)基于“三区三州”的研究指出，教育经费对贫困地区的增收作用更大，其政策效应也具有统计层面的稳定性。^[7]郭晓娜(2017)强调了师资队伍和信息化技术对贫困地区发展的积极作用。^[8]柳光强(2013)在研究中指出，教育数量与质量均有利于促进农民增收，教育数量扩展在中西部地区具有更强的增收效应，而教育质量对东部农民的收入增长起着主要作用；^[9]高翔(2020)和刘大伟(2020)也从经验层面对“教育扶贫”给予了重要支持。^[10－11]

然而，也有相当数量的研究表明，教育扶贫的结果并不乐观，甚至于出现了“教育致贫”的现象，究其成因主要在于成本分担扭曲、教育投资偏差与教育收费不合理等方面。^[12]例如，Wedgwood(2007)既肯定了优质教育的减贫效应，也明确指出大量质量低劣的教育导致的贫困恶化现象。^[13]Marconi(2018)对家庭教育投资的研究中提到，教育增收的短期效应并不明显，尤其对于45岁以下的群体，教育投资的表现远低于预期。^[14]高梦滔(2011)从居民消费的角度指出，教育支出对家庭消费的抑制作用非常明显，尤其对于多子女家庭，过多的教育支出更容易使家庭陷入贫困。^[15]陈飞(2014)对1991—2009年我国农民收入的研究肯定了教育减贫的积极作用，但也指出由教育缺失所导致的收入滞缓问题。^[16]另外，伴随地理经济学的兴起，越来越多的研究者开始关注不同地区、不同群体及不同时期的扶贫差异性问题，教育扶贫的非线性特征也受到学界的重视。一般而言，教育扶贫的积极效应遵循边际报酬递减的规律，即对于贫困程度越深的地区，教育扶贫的积极作用越大；反之，经济发达地区的教育投入可能并不存在明显的减贫特征(林迪珊，2016)，^[17]即对于高学历群体而言，教育扶贫的作用相对较小(张楠，2020)，^[18]而也有研究得出了相反结论(高艳云，2016)。^[19]基于个体及家庭特征方面的研究也支持了教育扶贫的差异性及非线性特征。张永丽等(2018)认为同等教育水平下，女性更不容易陷入贫困境地，而男性却面临着更高的致贫风险。^[20]邹薇(2014)基于风险决策理论为教育扶贫的异质效应提供了一个合理解释，其在研究中指出，家庭贫困所导致的风险溢价致使低收入群体的教育投资意愿偏低，而教育投资不足又导致其更易陷入贫困的恶性循环；相反，高收入群体更容易获得高投资所带来的额外收益。^[21]单德朋(2012)认为，教育投入的减贫效应不具有统计意义，而教育质量提升有着积极的减贫作用，教育年限的减贫效应存在门槛特征。^[22]蔡文伯(2018)提到，教育财政支出促进了贫困减缓，其影响力度受到经济水平的门槛约束。^[23]张小芳(2020)则从政府治理层面为教育扶贫的非线性特征提供了解释依据。^[24]

从经济学的基本逻辑出发，资源具有与生俱来的稀缺性，教育扶贫资源也不例外，但是鲜有研究关注扶贫过程中教育资源本身的约束效应，这也是相关研究有待丰富之处。基于以上认识，本文利用Hansen(1999)提出的门槛面板模型，实证分析资源禀赋约束下教育扶贫的门槛特征，可能存在的边际贡献有以下两点：一是从非线性视角出发，将教育资源本身作为约束条件，为教育对贫困影响的门槛特征寻求合理的解释机制，为教育扶贫的相关研究提供一个可行视角。二是从资源禀赋差异层面分析不同教育资源的差异化扶贫效应，为优化资源配置结构提供参考依据。

(二)理论分析与研究假设

1.人力资本积累决定了教育扶贫的有效性

人力资本积累的一个重要过程在于前期的教育投入，这也是教育扶贫有效性的基础条件。事实上，众多研究已经表明，教育资源投入在人力资本积累过程中起着主导作用，例如杨建芳等(2006)基于内生视角构建了含有教育投资的经济增长模型，从存量与速度两方面支持了教育投资的经济贡献。^[25]钱雪亚(2014)从效率层面对比了公共与私人教育投资的贡献差异，肯定了教育投资对人力资本积累的积极作用。^[26]杜育红(2018)、贾婧等人(2020)的研究也支持了这一观点。^[27－28]然而，从新疆固有的发展条件来看，社会财力不足、人才短缺、基础设施较差等共同造成了教育落后的现实困境，而教育资源匮乏又直接导致劳动力素质的整体偏低，这也让广大农村居民长期受到土地资源的束缚，难以实现就业的产业转移与持续增收的结构性调整(满忠坤，2014)。^[29]教育投入的直接受益方是受教育者，在教育积累的长期作用下，人的知识、能力也在发生着改变，并转化为劳动生产率，这也是个体打破就业门槛与阶层流动的过程，并从土地生产向其他行业迁移(郭书剑，2018)。^[30]而劳动力在生产过程中的边际溢出又形成了社会生产率提升的基础条件，在满足个体收入增加的同时，也促进着社会的经济增长，为地区教育投入的持续增加注入新的动力，进而形成“教育投入——收入增加——经济增长”的良性循环。从逻辑关系来看，教育投入为人力资本积累创造了条件，而人力资本积累又有利于降低贫困概率。据此，本文提出假设1：

H1：教育资源投入具有显著的扶贫效应。

2.边际报酬递减决定了扶贫效应的阶段性

教育资源投入遵循着边际报酬递减的规律，正如大多数稀缺性资源一样，教育经费、固定资产与教师数量的持续性投入不仅有利于教育事业的发展，也是教育质量提升的关键性要素，但在不完全竞争的要素配置过程中，资源供给规模受需求约束的影响程度更深。在劳动力市场需求相对有限的条件下，过度的教育投入往往会导致资源溢出，直接表现为教育产出的相对下降与效率损失。例如，胡斌武等人(2017)在研究中提到，过度的物力资源投入导致西部教育资源的产出效率偏低，也为当地的教育管理带来了更多困难。^[31]闻勇、薛军(2019)认为经费投入的效率损失是当前义务教育发展面临的普遍性问题，而规模效率偏低是导致西部与农村教育产出不高的主要原因。^[32]同样，教育资源规模报酬的波动性特征明显，在技术进步的影响下，教育产出水平也存在不断提升的可能。而具体到新疆贫困县，资源倾斜是政策调整长期努力的方向，但是挤出效应、寻租行为也是资源配置过程中普遍存在的问题，^[33]受自然条件、地理位置、技术水平等因素的影响，教育投入的效率损失问题仍然比较严重，这也导致教育扶贫效应可能存在着非线性的趋势变化。出于此种考虑，提出假设2：

H2：教育扶贫效应存在资源约束性门槛特征。

3.资源禀赋差异决定了扶贫效果的差异性

资源禀赋是影响各类资源产出效率差异的决定因素。在涉及贫困问题时，由资源禀赋差异所引起的扶贫效果差异更为普遍。同大多数经济关系一样，教育扶贫效应除了受到贫困规模、贫困深度以及扶贫方式、扶贫时限等地理、历史或管理因素的影响，还与教育投入本身存在密切关系，而人财物等资源又相互区别。事实上，在推动经济运行的过程中，各类资源往往是相辅相成的，而非替代关系，各贫困地区对扶贫资源的需求差异与各类资源的扶贫效果差异也可能同时存在。例如，张俊良(2019)认为，教育财政支出的减贫效应在全国层面更为明显，教师队伍壮大也有利于贫困减缓，但学校数量与贫困水平不存在密切关系，并且对于西南及西北的部分地区，教育财政支出的减贫效应并不理想。^[34]换言之，当讨论教育与贫困关系时，既要关注两者的线性或非线性关系变化，也不能忽视由于资源禀赋所引起的差异性问题。近年来，在多项扶贫政策的支持下，新疆的教育条件有明显改善，但是各项资源投入失衡的问题也逐渐凸显，削弱了教育扶贫的政策效应。据此，从资源禀赋差异的角度，提出假设3：

H3：各类教育资源的扶贫效应存在显著差异。

03

研 究 设 计

(一)研究思路

教育扶贫的有效性受到资源稀缺性的约束，而资源禀赋差异又决定了其所产生的约束效应可能存在着非线性与差异性特征。为了避免主观判断所导致的估计偏误，利用Hansen提出的门槛面板模型，根据数据内在的分布特征对其结构突变点自主搜寻，以客观呈现教育扶贫效应可能存在的非线性趋势，并对各类资源扶贫效应的差异性进行对比分析，回应资源禀赋差异与教育扶贫的门槛约束这一命题。为了避免数据异质性与模型内生性导致的估计偏误，在实证过程中也进行了数据与模型的平稳性分析，以保证研究结果的有效性。

(二)研究方法

Hansen(1999)提出的门槛面板模型利用自抽样法，根据数据变化规律内生决定门槛值与置信区间，^[35]鉴于本文重点探究各类教育资源对其自身扶贫效应的门槛约束，因此将各核心解释变量同时作为其与农民收入关系间的门槛变量，其中，以教育财力投入为核心解释变量的单门槛模型设定如下：

其中，i代表县级行政单位，t代表年份，y代表被解释变量，X为一组控制变量，M为核心解释变量教育财力投入，同时也被作为门槛变量纳入模型，γ为门槛变量的临界值，I(·)为指标性函数，当()中的条件满足时取1，反之为0。β₁与β₂分别为核心解释变量的对应系数估计值。在现实生活中，变量间的关系可能存在着两阶段及以上的变化，这就需要进一步对高阶门槛模型进行设定，双门槛模型估计形式如下：

式(2)中，γ₂〉γ₁，θ代表核心解释变量的系数估计值，其他变量的经济含义同式 (1)。在双门槛约束下，核心解释变量的系数值由单门槛情形下的2个增至3个，根据上述两式也可以推出更高阶的门槛个数为(n＋1)个，具体模型表达形式不再赘述。

(三)变量及指标选取

本文选取2006—2017年新疆35个贫困县的面板数据进行实证分析^①。新疆既是我国少数民族群众聚集的典型区域，也是深度贫困问题的高发地带，例如，2019年末新疆未脱贫人口为16.58万人，其中南疆四地州的民族贫困人口就有12万人，占当年总贫困人口的72.37%^②。以下对文中涉及到的主要变量及数据来源进行说明：

被解释变量：农民收入，记为y。采用新疆35个贫困县农村居民纯收入衡量农民收入，数据来源于《新疆统计年鉴》《中国县域经济统计年鉴》《新疆调查年鉴》《中国民族年鉴》与各贫困县历年《国民经济与社会发展统计公报》《政府工作报告》。

核心解释变量：教育水平。以教育投入与质量衡量教育水平，为了分析各类教育资源的扶贫效应差异性，以人力、财力与物力投入综合反映教育投入情况，分别以专任教师数、教育经费支出与教育固定资产衡量，记为labor、funds、material；选取师生比衡量教育质量，记为quality，师生比的测算方法为：专任教师数/中小学学生数，师生比越大意味着教育质量越高，反之，师生比越小，教育质量越低。

门槛变量：将各核心解释变量分别作为其对应的门槛变量，以检验在扶贫效应阶段性变化过程中各类资源投入的有效性。例如，在以财力投入作为核心解释变量的门槛面板模型中，其门槛变量也设定为财力投入，并根据可能存在的门槛临界值将其划分为多个水平，以此判断在财力投入处于不同水平时，其对农民收入的影响及差异性特征。

控制变量：为了尽量减少由于遗漏变量引起的额外误差，选取与农民收入具有密切关系的农业发展条件与经济水平作为控制变量，分别记为agri、gdp，经济水平以各贫困县历年的GDP总量衡量，农业发展利用因子分析法得到综合评价指标，原始指标包括农林牧渔业产值、化肥用量、粮食单位面积产量、农业机械总动力、肉类总产量。

04

实 证 分 析

(一)单位根检验

在计量分析前对除农业发展与师生比外的其他变量均作了对数处理，继而利用ADF－fisher法对各变量的单位根进行检验，以判断变量间是否存在同阶单整关系。如表1所示，在原序列条件下，农业发展、经济水平、教育财力投入的平稳性并不理想，在5%显著性水平上均没有拒绝原假设。因此继续对各变量进行了一阶差分处理，显然，在对数据形式转换后，各变量均在1%水平上拒绝了非平稳的原假设条件，即意味着各变量存在同阶单整关系，符合面板模型估计的基本要求。

(二)门槛面板模型估计结果

在对教育扶贫效果的门槛系数估计前，首先对门槛个数进行确定，以明确各类教育资源的受限特征。通过构造F统计量对门槛效应的显著性进行分析，假设门槛效应显著，可以借助LR统计图观察门槛临界值的构造过程，并对门槛临界值与相应的置信区间进行判断。表2中(1)—(4)报告了分别以教育财力投入、人力投入、物力投入与教育质量为核心解释变量，并同时作为门槛变量的模型显著性检验结果。其中，财力投入的单门槛F统计量在5%水平上显著，人力投入的各阶门槛检验在5%或1%水平达到统计显著，物力投入与教育质量的单门槛与双门槛检验结果达到了统计显著。说明教育扶贫效应存在着资源约束性特征，表现出明显的非线性变化趋势。

进一步对(1)—(4)的门槛临界值与置信区间进行估计，为了排除弱门槛的干扰，表3对门槛检验的情况均予以列出。模型(1)与(4)的门槛稳定性较强，(4)的双门槛置信区间不存在相互重叠的问题，(3)的双门槛置信区间明显重叠，采用单门槛估计更为合理，而(2)的门槛稳定性较弱，三门槛检验与单门槛、双门槛置信区间的重叠问题也比较严重，这可能导致估计值的解释力度下降。为了更为清晰地呈现(2)的门槛构造过程，给出了相应的双门槛似然比LR图，从图1(左侧)可以看到，第一个门槛估计值(即最低点)在5.959处，另一个明显下沉发生在7.129附近(图1右侧)，在二阶LR图中可以看到还存在着第三个门槛临界值；但从图2中可以看到，第三门槛的置信区间明显较宽，下限延伸至7.372处，上限在8.954处，整个置信区间内有很大一部分位于显著性临界值上方(LR＝7.5，图中虚线)，即意味着第三门槛的可靠度不高。尽管模型(2)中双门槛的两个置信区间也存在着类似问题，但重叠性明显偏弱，置信区间的宽度相对较大，处于可接受范围。

(三)门槛效应回归估计结果

通过对门槛临界值与置信区间的判断，模型(1)与(3)的最终形式确定为单门槛，(2)与(4)采用双门槛形式估计。表4中模型(1)显示，在单门槛值两侧，教育财力投入的系数值均显著为正，当教育财力投入处于较低水平时，其增收效应略强，在不考虑其他因素情况下，教育经费每提升1个百分点能够促进人均收入的对数值增长0.128个百分点；当财力投入处于较高水平时，弹性系数为0.12。可见，从农民收入角度而言，教育财力投入存在着明显的扶贫效应。但是，教育经费也遵循着边际报酬递减规律，持续投入过程中要密切关注效率损失问题，在保障教育支出刚性增长的同时要不断优化经费配置结构，以提高教育财力投入的扶贫效率。模型(2)显示，教育人力投入的扶贫效应并不理想，尤其在较低水平时，系数值在5%水平上显著为负，随着人力投入水平的提升，负面效应在逐渐削弱，但在人力投入处于较高水平时，其系数值也没有转变为正值。模型(3)显示，教育物力投入的两侧系数值也达到了统计显著，在门槛约束下表现出与财力投入相似的变化趋势，而影响作用略大于财力投入。一个可能的解释是，物力投入的增加侧重对基础教育条件的改善，这是决定教育质量提升的基础性因素，由此引起的劳动产出效应会促进当地优质劳动力比例上升，这一过程不仅具有经济外溢性，也为农民增收提供了有利的外部环境。模型(4)显示，教育质量的扶贫效应明显较优，尤其在师生比处于较低水平时，系数值达到了8.985，即师生比每上升1个百分点可以有效促进农民收入的对数值增加8.985个百分点。但是，随着师生比的提升，扶贫效应也在逐渐降低，当师生比大于0.112时，弹性系数已经降到了0.926，并且仅在10%水平上显著。总体来看，在资源约束条件下，教育扶贫效应并不稳定，只有教育财力投入、物力投入与教育质量的增收效应达到了统计显著，因此假设1暂不能证实；各类教育资源的增收效应明显受到资源约束，并且表现出显著的门槛特征，假设2得到验证；各类资源的扶贫效果也具有明显差异，假设3得到验证。

(四)门槛模型稳健性检验

由于固定效应模型可以消除时间变化导致的部分内生性问题，因此本文继续采用该模型对门槛模型估计结果的稳健性进行检验。第一步利用各门槛变量的临界值构造核心解释变量的虚拟变量；第二步仍然以农民收入为被解释变量，虚拟变量也作为解释变量纳入模型中进行分析，考虑到自相关与异方差问题，同时对FE(一般固定效应模型)与DK(控制了自相关与异方差的固定效应模型)两类模型进行了估计。第三步对比门槛面板模型与固定效应模型中核心解释变量的系数大小及方向，进而判断门槛面板模型的稳健性。表5中(5)—(8)分别为纳入教育财力投入、人力投入、物力投入与教育质量虚拟变量的估计结果。

模型(5)与(7)的系数值与门槛面板模型的系数值大小、方向基本一致，而(6)与(8)的系数值发生了微弱变化，其中，教育人力投入对农民收入不再表现为单纯的抑制作用，而是随着投入水平提高，增收效应也在凸显，高投入水平下的系数值在1%水平显著为正。至此，假设1得到验证。而教育质量的扶贫作用有所降低，师生比处于低水平时，其系数值较门槛面板模型中减小了2.112，而当师生比处于中高水平时，其系数值不再显著(5%水平)。可见，在门槛面板模型中，教育人力投入的扶贫效应存在着被低估的风险，而教育质量的扶贫效应明显被高估了。这也反映出，人力投入与教育质量的扶贫效应存在着较大的波动性。

总的来看，教育扶贫过程存在着明显的门槛特征，教育财力投入与物力投入的扶贫效应更加稳定，而教育人力投入与教育质量的扶贫效应存在较弱的非平稳性特征。在资源禀赋的约束条件下，教育人力投入的扶贫效应被低估了，而教育质量的扶贫效应存在着被高估的风险，综合比较固定效应模型与门槛面板模型的回归估计结果，发现各模型中核心解释变量系数的经济含义没有发生实质性变化。稳健性检验结果同样对假设1、假设2与假设3给予了部分支持，说明门槛面板模型的设定及回归估计结果具备稳定性特征。

05

分 析 与 讨 论

(一)教育资源的扶贫效应显著，存在明显的门槛约束特征

教育资源投入的扶贫效应整体显著，加强对新疆民族贫困县的教育投入具有政策合理性，有利于促进当地农民收入的增长。而教育扶贫效应也存在着明显的门槛特征，随着教育资源投入规模的扩大，财力、物力投入与教育质量的扶贫效应呈阶梯式下降趋势，而人力投入的增收机制与此相反。新疆民族贫困县一直是政策帮扶的重点对象，对口支援、精准扶贫等多项政策措施更是在很大程度上改善了当地教育事业的落后面貌，促进了当地教育事业的发展，但在边际收益递减规律的影响下，长期的高位投入可能会加剧效率损失的风险，从而削弱教育资源的扶贫效应。另外，本文采用了师生比作为教育质量的测度指标，根据实证结果显示师生比越高，其对农民增收的积极作用反而越小，其根本原因在于师资力量的相对短缺，仅从个体发展的角度来看，师生比上升有利于促进个体教育水平的提高，但是从县域层面来看，盲目追求过高的师生比并不符合当地教育发展的实际情况，难以充分发挥教育资源的扶贫效应。在稳健性检验中可以看到，教育人力资源的扶贫效应在逐步增强，门槛特征比较突出，原因在于师资队伍建设是影响教育产出的核心要素，间接影响市场劳动力的整体素质，也是关乎居民就业选择与收入增加的关键性因素，从这一角度来看，“后扶贫时代”应该更加关注民族地区的师资队伍建设。

(二)人力资源的内在约束性较强，扶贫效果波动特征明显

教育人力资源的扶贫效应表现出较强的资源约束性，扶贫效应的波动特征明显。教师总量不足、结构失衡等问题长期制约着贫困县的教育发展，在对部分贫困县的调研中发现，除了语文、数学教师数量可以满足学校教学的日常需求外，其他学科的教师短缺问题仍然严重，“一人多岗多学科”的现象尤为突出，部分教师承担了超负荷的教学任务量，过高的教学压力不仅削弱了教师的教学热情，学生们也容易产生审美疲劳。尤其在“撤点并校”政策推行之后，大量学生向城镇或乡镇中心学校集聚，县域教育财政负担总体上有所减轻，但受到自然环境、薪资水平等多种因素的影响，贫困县的教师招聘难度相对较大，加之“国语教育”的过快推行，其直接后果是师资严重短缺与管理问题增多，也加剧了农村家庭的教育负担，延缓了教育质量的提升速度(祁占勇，2017)。^[36]另外，除了薪资偏低、编制短缺、老龄化等普遍性问题，专业不符与学历偏低是目前新疆民族贫困县师资建设中的主要问题(蔡文伯，2018)，^[37]例如在和田、墨玉等深度贫困县，为了能够弥补师资缺口，部分学校降低了教师招聘的学历门槛，延缓了学校教学水平的提升速度，进一步影响着学生的学习成绩，制约着教育投入的产出效益，这也导致人力投入的扶贫效应表现出较强的波动性特征，甚至在教师数量偏低的情况下起到了相反作用。

(三)各类资源的扶贫差异明显，财力、物力投入的扶贫效果稳定

各类教育资源的扶贫效应存在着差异性特征，教育财力与物力投入的扶贫效应显著，两者的内在差异较小，教育人力投入与教师质量的扶贫效应有着较大的波动性，扶贫效应由强到弱可以排序为教育质量〉物力投入〉财力投入〉人力投入。以上现象的原因在于：一是教育资源配置存在着内部差异。在宏观政策的引导下，教育财力与物力投入能够在较短时间内得到补充，但是教师资源存在着较强的市场流动性，近年来，在对口支援、特岗计划等政策引导下，贫困县的教师队伍有所扩大，但是受到自然环境等因素的影响，教师规模的空间分布差异也比较明显，南疆的教师短缺问题尤为突出，并且存在着较高的人才外流风险，致使教师资源与教育质量的区域差异比较明显，这也导致两类教育资源的扶贫效应有着更明显的波动性特征(秦放鸣，2013)。^[38]二是区域资源的配置差异。区域发展的异质性导致各贫困县的自有教育资源存量有着较大差异，南疆三地州是新疆发展的短板所在，财政自给能力严重不足，长期依赖上级补助，现阶段的教育扶贫仍然停留在数量层面，侧重从资金、基础设施建设层面改善教育发展环境，从数量层面弥补教育发展的历史欠账，这也导致当地教育发展的相对滞后，难以在短时间内缩小区域间的发展差距。

06

结 论 与 建 议

本文利用新疆民族贫困县面板数据对教育扶贫效应进行了分析，主要得到以下结论：资源约束下的教育扶贫效应显著，表现出明显的门槛特征，其中教育财力投入与物力投入的扶贫效应呈现出两阶段变化趋势，高投入水平下的增收效应偏弱；教育人力投入与教育质量的扶贫效应呈现出三阶段变化趋势，教育投入的增收效应呈阶梯递增趋势，而教育质量的增收效应呈阶梯下降的趋势；各类教育资源的扶贫效应差异明显，由强到弱可以排序为教育质量〉物力投入〉财力投入〉人力投入。根据上述结论，以下仅从提升教育扶贫有效性的角度提出对策建议：

(一)促进教师队伍的“质”“量”并增，发挥教育扶贫的最大功效

加强民族贫困县的师资队伍建设对于增强教育扶贫效应意义重大。从本文的研究结论来看，师资队伍建设要与当地生源规模相匹配才更有利于发挥教育的扶贫效应。教育主管部门与地方学校要根据学生规模的变化趋势，科学制定教师招聘策略，依托对口支援、特岗计划等优惠政策，加大对师范类毕业生的招聘力度，加强对优秀教师的培养力度，弥补专业教师岗位的空缺，而非盲目追求教师数量的增长，以减少由于师资结构错配导致的教育质量下降、教育经费失衡等问题，从而缓解一人多岗的被动局面，逐渐打破师资短缺对教育扶贫效应提升的门槛约束，充分发挥教育人力投入与师资质量提升在缓和贫困中的积极作用。

(二)加强经费投入与结构优化并举，防止财力资源的效率损失

财力投入具有显著的扶贫效应，但是呈现出边际报酬递减的趋势。从效益最大化的角度出发，一方面要保障教育经费的充足性。从政策层面发挥扶贫专项、对口支援等政策资源的瞄准性，保障专项经费的及时性与充足性；鼓励学校吸引社会资金的流入，提高捐赠、民间资本的经费比例，打开教育经费的多方筹措渠道，形成稳定的教育经费供给链条。另一方面要优化经费配置结构。关键在于防止经费配置模式的一刀切现象，尤其对于部分教育条件较好或者经费充足地区，应该根据学校教育需求的实际变化，适度调整经费的分配总额，减少由于过度追加经费导致的效率损失，更高效地发挥教育财力的整体扶贫功效。

(三)优化教育条件的同时预防资源浪费，回归教育扶贫的育人本位

基础设施条件是影响学校招生规模与教育质量的重要因素。要进一步加大对学校基础设施的投资力度，尤其对于偏远农村及边疆贫困地区，综合采用流动教学点、送教下乡、送教入门等形式，保障适龄儿童基本的受教育权利。同时，也要强化对学校建设项目的动态审批，密切关注各类资源的投入使用情况，适当减少“高消费、低效用”的设备购置及项目建设，严防校际在硬件配备方面的过度攀比，让更多的扶贫资源服务于学生发展，遏制办学过程的“面子化”“奢侈化”风气，避免“教书育人”与“兴建楼房”的本末倒置，回归教育扶贫的育人初衷与发展目标。

注

释

①35个贫困县分布如下，阿勒泰地区(属伊犁哈萨克自治州)：吉木乃县、青河县；塔城地区(属伊犁哈萨克自治州)：裕民县、托里县、和布克赛尔蒙古自治县；伊犁哈萨克自治州直管县：尼勒克县、察布查尔锡伯自治县；哈密市：巴里坤哈萨克自治县、伊吾县；阿克苏地区：乌什县、柯坪县；克孜勒苏柯尔克孜自治州：阿图什市、阿克陶县、阿合奇县、乌恰县以及喀什地区的1市11县，和田地区的1市7县。

②数据来源于2020年《中国农村贫困监测报告》与《新疆维吾尔自治区2019年国民经济和社会发展统计公报》。

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（原文刊于《教育与经济》2021年第2期）

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