作者：Sarah Baird, Craig McIntosh and Berk Özler
来源： https://www.jstor.org/stable/41337177
译者：赵文鑫
介绍
有条件的现金转移支付（CCTs）“以穷人为目标，并以受助者的某些行为为条件”（世界银行，2009年）。大量且实证确凿的证据表明，CCTs能够提高发展中国家的学校教育成果。在很大程度上，由于墨西哥的 PROGRESA 的高质量评估，CCT 项目在拉丁美洲变得普遍，并开始扩展到世界其他地区，目前在超过 29 个发展中国家开展了 CCT 项目（世界银行，2009 年）。
此外，还对无条件现金转移支付 （UCT） 进行了严格的评估，这些转移支付涵盖了广泛的计划：非缴费型养老金计划、残疾福利、儿童津贴和收入支持。无论是审查厄瓜多尔的现金转移计划（Bono de Desarollo Humano）、南非的养老金计划，还是南非的儿童抚养补助金，研究发现，UCTs减少了童工，增加了学校教育，并改善了儿童的健康和营养。因此，UCT 还改变了 CCT 通常所依赖的行为。
随着CCTs得到更广泛地实施，关于这两种方法的相对优点的争论愈演愈烈。CCT计划的支持者认为，市场失灵往往可能导致教育或卫生投资不足，而对受援家庭施加的条件可以解决这些问题。CCT计划的另一个优点是，这些条件使现金转移在政治上对中产阶级和上层阶级选民来说是可口的，他们不是这些计划的直接受益者。对于条件性的批评者来说，理论上的默认立场应该是支持UCT，特别是因为条件对现金转移计划的边际贡献在很大程度上仍然未知。此外，CCT计划的实施可能会使行政能力紧张，因为这些计划扩展到拉丁美洲以外的较贫穷国家。
关于现金转移支付计划附加条件的边际影响的现有知识库仍然非常有限，特别是在撒哈拉以南非洲，那里的此类评估十分稀缺，一些相关文献依赖于程序实施中的意外故障。基于墨西哥和厄瓜多尔的一些家庭不认为各自国家的现金转移计划以入学率为条件这一事实，de Brauw和Hoddinott（2011）以及Schady和Araujo（2008）都发现，在那些认为现金转移是无条件的人中，入学率显着降低。还有一种文献采用结构方法，其中使用真实数据校准家庭行为模型，然后模拟各种政策实验的影响。通过微观模拟巴西的Bolsa Escola计划，Bourguignon，Ferreira和Leite（2003）发现UCT对入学率没有影响。Todd 和 Wolpin（2006 年）研究了墨西哥的 PROGRESA，报告说，无条件转移的学校教育增长仅是有条件转移的 20%，而每个家庭的成本将高出一个数量级。总体而言，现有的非实验性证据表明，条件性在CCTs的整体影响中起着重要作用。
确定现金转移计划中条件的边际贡献的理想实验——即一项随机对照试验，其中一个实验组接受有条件的现金转移，另一个接受无条件转移，对照组不接受转移——以前没有在任何地方进行过。本文介绍了在马拉维进行的此类实验的影响，该实验向有学龄女孩的家庭提供现金转移支付。在实验中，176 个普查区域 （EA） 被随机分配实验或控制状态。然后，88 个实验 EA 的一个亚组被随机分配接受每月现金转移的提议，条件是定期上学（CCT 组），而另一组 EA 接受无条件现金转移的提议（UCT 组）。优惠包括向女孩及其父母/监护人单独接送。提供给父母的转移金额在村一级是随机分配的，向女孩提供的转移金额在个人一级是随机分配的。
在本文中，我们利用这个实验来检查每个实验组的影响，不仅对 CCT 干预所调节的行为（入学率和出勤率）的影响，而且还对学龄女孩的长期前景至关重要的结果的影响：人力资本形成（通过英语阅读理解测试来衡量， 数学和认知技能）、婚姻和生育。在微观层面上，考试成绩的提高与以后生活的工资增加有关（Blau and Kahn 2005），而生育延迟与孕产妇和儿童健康结果的改善有关。 减少孕妇遭受家庭暴力的机会，并改善孕妇的医疗保健。在宏观层面上，认知的提高可能会带来更多成长，而较低的生育率也可能通过增加女性劳动力供应（Bloom et al.，2009）和允许在儿童健康和教育方面增加投资来促进经济增长。
从学校教育结果开始，我们发现，尽管两个实验组的辍学率都有所下降，但 UCT 组的影响是 CCT 组的 43% 。来自学校注册学生的学校分类账的证据也表明，CCT 组的出勤天数比例高于 UCT 组。使用独立进行的认知能力、数学和英语阅读理解测试，我们发现，尽管与对照组相比，CCT 组的所有三项测试的成绩都有显着提高，但在 UCT 组中没有检测到这样的增长。在英语阅读理解的 90% 置信水平下，两个实验组之间程序影响的差异是显着的。总而言之，与UCT组相比，CCT组在学校教育成果方面具有显着优势：入学率大幅提高，在学习方面具有适度但显着的优势。
然而，当我们转而研究结婚率和怀孕率时，无条件转移占主导地位。在 2 年干预结束时，UCT 组怀孕和结婚的可能性分别比对照组低 27% 和 44%，而 CCT 组对这两个结果的项目影响很小，在统计学上不显着。在UCT组中，这些婚姻和生育方面的严重延迟完全是在2年干预开始后辍学的青春期女孩中发现的;无论实验状况如何，随访时仍在上学的女孩的结婚率和生育率都可以忽略不计。因此，在促进遵守者中形成人力资本方面，附加条件的成功似乎是以拒绝向不遵守者转移资本为代价的，因为这些人被证明特别容易早婚和少女怀孕。
通过利用以 CCT 和 UCT 组为特色的实验，并将影响评估范围扩大到学校教育之外，我们的研究揭示了 CCT 计划中固有的权衡。现有的文献主要集中在评估 CCT 计划中期望的行为改变上，并且可能忽略了拒绝为那些未能满足条件的人提供福利的影响。我们的研究结果表明，UCTs可以改善这些家庭的初步结果，尽管它们在实现预期的行为改变方面可能远不如CCTs有效。学龄女童的学业成绩改善与延迟结婚和生育之间的权衡表明，仔细考虑转移计划究竟试图在目标人群中实现什么是很重要的。
背景、研究设计和数据
马拉维是这个研究项目的背景，是非洲南部的一个贫穷小国。2009年，该国1530万人口中有81%生活在农村地区，大多数人依靠自给自足的农业生活。即使按照非洲的标准，该国也很贫穷：马拉维2008年的人均国民总收入为760美元，不到撒哈拉以南非洲平均水平1,973美元的40%。根据同一数据来源，中学净入学率非常低，为24%。
本研究选定南部地区的松巴区作为研究地点。松巴区被划分为550个普查区（EAs），这些普查区由马拉维国家统计局定义，平均包含250个家庭，分布在几个村庄。这些 EA 中有 50 个位于 Zomba 市，其余的则在七个传统当局中。在实验开始之前，从三个不同的阶层中选择了176个EA：松巴市（城市，29个EA），近农村（松巴市半径16公里以内，119个EA）和远农村（28个EA）。选择松巴市周围16公里半径的土地是武断的，主要基于对运输成本的考虑。
在这176个职业介绍所中，对每个住所进行了访问，以获取13-22岁未婚女性的完整名单。然后将目标人群分为两大类：基线时失学的人（基线辍学）和基线时在校的人（基线女学生）。基线女学生，在我们的研究 EA 中占目标人群的 87%，并在其中进行了条件性实验，是本文的主题。在每个 EA 中，随机选择了一定比例的基线女学生进行研究。这些抽样百分比因阶层和年龄组而异，城市地区为14%至45%，农村地区为70%至100%。该程序导致 176 个 EA 中的总样本量为 2,907 名女学生，或平均每个EA 16.5 个。
在 EA 水平分配处理状态，并将 176 个 E As 的样本随机分为大小相等的两组：实验组和对照组。根据基线女生的实验状况，将 88 个实验 EA 的样本进一步分为两组：（i） CCT 组（46 个 EA）和 （ii） UCT 组（27 个 EA）。在剩下的 15 个实验 EA 中，没有向基线女学生提供现金转移。不包括生活在干预 EA 中但没有收到现金的 623 名女孩，我们剩下 161 个 EA 中的 2,284 名基线女学生样本（88 个对照 EA 中有 1,495 个，46 个 CCT EA 中有 506 个，27 个 UCT EA 中有剩余 283 个）。
在随机抽取EA和个人进入实验组后，当地非政府组织（NGO）在2007年12月至2008年1月初期间，为实施现金转移而在每个EA举行会议，邀请入选的人参加该计划。在这些会议上，向计划受益人及其父母/监护人提出了一份要约，其中详细说明了向受益人及其父母提供的每月转移金额、定期上学的条件以及计划的持续时间。一个家庭中可能有不止一名符合条件的女孩参加该计划。EA 对父母的转账金额在每月 4 美元、6 美元、8 美元和 10 美元之间随机变化，因此 E A 中的每个父母都收到相同的金额。在每个 EA 中，都举行了一次抽签，以确定向年轻女性计划受益人的转移金额，该金额等于每月 1 美元、2 美元、3 美元、4 美元或 5 美元。抽签是公开举行的，这一事实确保了过程透明，并帮助受益人认为他们收到的金额是公平的。此外，有资格就读中学的CCT接受者的指出，他们的学费将直接全额支付给学校。
检查了CCT组所有女孩的月度出勤率，并对出勤率低于上个月学校上课天数80%的任何学生支付下个月的付款。 这意味着，如果他们随后获得令人满意的出勤率，他们的付款将恢复。在2008年方案实施的第一年，向每个人提供的现金，无论他们收到的与上一年相同，也不论其受教育状况如何，在2008年12月至2009年1月期间，延长了干预的第二年也是最后一年，该干预于2009年底结束。
在 UCT EA 中，金额是相同的，但有一个关键的区别：不需要上学才能获得每月的现金转移。 干预措施的各个方面保持相同，以便能够隔离强加学校教育条件对感兴趣的主要结局的影响。对于家中女孩有资格在基线上中学的家庭，总转学金额向上调整了，即等于有条件实验组支付的年平均中学费用的金额。UCT 组的接收者从未检查过出勤率，他们每月只需在转移地点出现即可收到付款。
正如先前详细介绍的那样，我们发现 CCT 和 UCT 中的项目影响在本文中检查的所有主要结果上存在统计学上的显着差异：入学率、考试成绩、婚姻、怀孕。初步证据表明这两种干预措施被认为彼此不同。
为了更全面地了解研究参与者的看法，我们在 2010 年秋季对随机子样本进行了定性访谈——大约 2009 年 12 月为期 2 年的干预结束后 9 个月。在从UCT组随机抽取的15名女孩中，只有1名报告说她担心如果不上学，她会失去付款。首先，UCT组的女孩们很好地理解了该计划的规则;访谈清楚地表明，UCT的女孩们知道她们没有任何要求，而且除了出现在预定的现金转移地点外，她们没有得到与接收转账相关的任何规则或规定。其次，UCT组的女孩非常了解CCT干预。采访表明，UCT 组的女孩不仅知道 CCT 计划，而且许多人实际上在 CCT 组中有朋友或熟人。通过这些接触，他们知道CCT部门对学校的出勤率进行了严格监控，不遵守者将受到惩罚。
来自深入访谈的证据清楚地表明，UCT实验不是在真空中发生的。取而代之的是，它是在教育的标题下进行的，自然而然地使受益者相信该计划旨在支持女孩继续他们的教育。
数据来源
本文中使用的数据是分三轮收集的。基线数据（即第一轮数据）是在 2007 年 10 月至 2008 年 1 月期间收集的，在提出参与该计划的提议之前。大约12个月后，即2008年10月至2009年2月期间，进行了第一次后续数据收集，即第二轮数据收集。第二次后续（第 3 轮）数据收集于 2010 年 2 月至 6 月期间进行，在 2009 年底完成为期 2 年的干预之后，以检查该计划的最终影响。为了评估项目对入学率、出勤率和成就以及生育率和婚姻的影响，我们使用了多个数据源：家庭调查（所有回合）、学校调查（第 2 轮和第 3 轮）、学校分类账、独立开发的成就测试和定性访谈（仅限第 3 轮）。
年度住户调查包括对被抽样调查者居住的家庭进行多主题调查。它由两部分组成：一部分是针对户主的，另一部分是针对核心受访者的行政管理，即来自我们目标人群的抽样女孩。前者收集了关于家庭名册、居住特征、家庭资产和耐用品、冲击和消费的信息。对核心受访者进行的调查提供了有关她的家庭背景、教育状况、健康状况、约会模式、性行为、生育能力和婚姻的详细信息。
在第二轮调查中，我们还进行了一项学校调查，包括访问2008年我们研究样本中任何核心受访者就读的每所学校（根据家庭调查的自我报告数据）。在第三轮中，对随机选择的核心受访者进行了抽样调查，这些调查对象报告在2009年就读了学校。使用第 2 轮（第 3 轮）家庭调查数据，我们收集了核心受访者的学校名称、年级和教师姓名，如果她报告在 2008 年（2009 年）学年的任何时候就读于学校。然后，这些教师被安置在指定的学校，并就每个受访者在过去一学年的教育状况（逐学期）进行访谈。此外，在第三轮调查中，还要求提供学校分类账，以检查2009年每个学期和2010年第一学期的受访者出勤情况。
为了衡量项目对学生成绩的影响，我们开发并对所有研究参与者在家中进行了数学数学和英语阅读理解测试。这些测试是由人类科学研究委员会的一个专家团队开发的。此外，为了测量认知技能，我们使用了印度尼西亚家庭生活调查 （IFLS-2） 中使用的 Raven 彩色渐进矩阵的一个版本。数学和英语测试是对照组研究参与者的一小部分随机选择的子样本进行试点，然后在第 3 轮数据收集期间最终确定进行管理。这些测试由训练有素的监考人员在研究参与者的住所进行，并且总是在家庭调查后进行，但从未在同一天进行。数学和英语测试的顺序在个人水平上是随机的，乌鸦测试总是最后进行。
最后，对一小部分研究参与者、他们的父母或监护人、社区领袖、项目经理和学校进行了结构化的深入访谈。样本是根据基线时的实验状况以及第 3 轮的学校教育和婚姻状况使用块分层随机选择的。这些结构化访谈的主要目的是衡量研究参与者“对现金转移干预的理解”。此外，讨论的主题还包括学校教育决定、约会、生育和婚姻，以及赋权和未来抱负。访谈通常持续60-90分钟，由训练有素的普查员进行，其中许多人以前在定性实地工作方面有经验。
结果
议员。我们使用三个不同的数据源来衡量入学率和注意力。第一个指标是利用家庭调查中关于核心受访者是否入学的自我报告数据构建的。2008 年第 1 学期和 2010 年第 1 学期之间的七个学期中的每一个学期都会提出这些问题。由于自我报告的数据可能夸大了入学率，我们通过访问研究参与者报告就读的学校并向核心受访者的老师提出相同的问题来交叉验证这些数据。如果核心受访者报告该学期未入学，或者如果教师报告她未入学，则学校调查的入学指标编码为“0”，如果她的老师确认她在相关学期内上学，则编码为“1”。最后，由于入学率可能无法反映实际出勤率，我们利用在第三轮学校调查中收集的 2009 学年和 2010 年第一学期的出勤分类账来构建一个指标，用于衡量核心受访者在学校开课期间记录在校天数的百分比。
我们没有通过随机抽查独立监测研究受试者的出勤情况。尽管Miguel和Kremer（2004），Kremer，Miguel和Thornton（2009）以及Barrera-Osorio等人（2011）等研究直接测量了出勤率，但我们故意选择放弃这种数据收集方法，以保护UCT实验的有效性。尽管有教师的入学数据和学校分类账的出勤数据，但直接观察显然会为本文中使用的学校参与的替代性衡量标准提供实际证据。然而，UCT 组的女孩充分意识到 CCT 接受者的出勤率受到定期监测，这使她们相信项目经理关心 CCT 组中女孩的教育。
我们担心，对UCT组的女孩的出勤情况进行随机抽查可能会给她们留下这样的印象，即她们也应该定期上学以领取付款。因此，我们选择避免直接监测出勤情况，以尽可能准确地对有条件和无条件转学的相对优点进行差异化检验。对于青春期女孩来说，上学率可能同样重要，也许同样重要的是学习成绩和认知技能。为了衡量这些，我们进行了独立开发的数学，英语阅读理解和学习能力测试。这些测试中每个测试中的正确答案总数都标准化为对照组的平均值等于“0”，标准差等于“1”，并且程序影响表示为标准差 （SD） 的变化。
发现：在马拉维，少女怀孕很普遍，15-19岁妇女的少女生育率为每1000名妇女133人（《2010年世界发展指标》）。许多女孩认为怀孕是辍学和早婚的主要原因。在每一轮中，每个核心受访者都被问到以下问题：“你是否曾经怀孕过，或者你现在是否怀孕？”和“你的婚姻状况如何？我们使用这些问题的答案来计算第 2 轮和第 3 轮的结婚和怀孕患病率。
估计策略和结果
我们从基线时在校的 2,284 名受访者的样本开始，并形成了我们条件性研究的实验样本。在这个样本中，有 2,186 个被成功跟踪，住户问卷调查共成功访问了2,089人次，追踪率超过90%。在第三轮学校调查中随机抽样的 983 名受试者中，教师报告的入学数据可用于其中 922 名受试者。我们在查找出勤数据方面不太成功;在被选中参加第三轮学校调查并报告在2009年入学的821名女生中，只有384名女生至少有一个学期的清晰数据。
表I分别通过我们的每个数据来源（家庭调查、成就测试和学校调查）检查了两个实验组和对照组的流失情况。回归分析表明，在本研究中用于分析的六个子样本中的任何一个中，两个实验组之间的数字损耗都没有显着差异。然而，与对照组相比，两个实验组的研究参与者都更有可能参加成就测试。同样，更有可能为接受实验的女孩找到清晰的分类账。因此，对现有样本的分析应该为我们提供公正的估计，即项目对学校教育结果、婚姻和生育的不同影响。
在表II中，我们使用分析中样本的基线数据来检验实验的平衡，即在所有三轮中都完全访谈的成功样本。面板 A 显示了家庭属性的平衡，面板 В 显示了个人特征的平衡。总体而言，在广泛的结果范围内，该实验在实验组和对照组之间似乎非常平衡;第 （4） 列显示，两个实验组仅在年龄和基线时就诊的最高年级上有所不同——这两个变量彼此高度相关。虽然在两个实验组中，女性户主家庭的比例是平衡的，但对照组的比例明显更高。
在关于入学率、出勤率、考试成绩、婚姻和怀孕的每个实验组中，我们采用以下类型的简单简化形式线性概率模型：
其中 Y¡ 是个体 i 的结果变量，Tci和 Tui分别是 CCT 和 UCT 组中的二元指标，并且是基线特征的向量。标准误差在 EA 级别上聚类，这既解释了我们的 EA 级别处理的设计效果，也解释了线性概率模型中固有的异方差性。
在所有回归中，我们都包括以下变量的基线值作为对照：家庭资产指数、倾向时的最高等级、已经开始性活动的虚拟变量和年龄的虚拟变量。之所以选择这些变量，是因为它们对学校教育结果具有很强的预测性，因此提高了影响估计的准确性。我们还包括用于执行区块随机化的地层指标 Zomba Town，在城镇 16 公里以内，以及 16 公里以外（Bruhn 和 McKenzie，2009 年）。使用特定年龄和阶层的抽样权重来使结果代表研究区域中的目标人群。
结果
学校教育：表三按学期分列了入学率，包括女孩在两年干预期间入学的学期数的累积变量，其值在0至6之间。当我们检查面板 A 中自我报告的入学率时，我们看到对照组的辍学率随着时间的推移稳步上升，其中最显着的变化发生在学年之间。影响估计表明，两个实验组的辍学率都显着降低，并且 UCT 组的表现优于 CCT 组：在 2 年干预期间，UCT 组对女孩入学学期数的计划影响为 0.41 个学期，而 CCT 组为 0.23 个学期——这一差异在 95% 置信水平上是显著的。
自我报告的注册数据可能会受到报告偏倚的影响。例如，Barrera-Osorio 等人（2011 年）使用自我报告与监测数据比较计划影响，报告称自我报告的入学率存在显着的积极偏差，从而压缩了实验组和对照组之间的差异，导致观察到的程序影响向下偏差。Baird 和 özler（即将出版）证实了马拉维的这一发现，并表明差异化的误报会进一步偏向计划的影响。
Panel В 中的证据推翻了关于 CCT 和 UCT 在降低辍学率方面的相对有效性的发现。首先，我们注意到对照组的辍学率高出约5-6个百分点（pp），这与核心受访者的高报一致。此外，尽管两个实验组的退出率仍然低于对照组，但 CCT 组的影响明显大于 UCT 组。最后，在2009年底停止现金支付后，CCT干预的影响似乎仍然存在，而UCT组的入学率与2010年第一学期的对照组相同。
鉴于使用自我报告和教师报告的结果不同，我们应该相信哪一组发现？Baird 和 özler（即将出版）使用 CCT 计划的行政记录来确定，在第 3 轮中独立收集的学校分类账为衡量出勤率提供了可靠的来源。使用这些学校分类账中的出勤信息作为我们的基准，我们可以检查学生和教师误报的程度。表四提供了这一证据。在第（1）列中，我们看到，根据学校分类账，在2009年第二学期报告入学的对照组中，有17.0%的女孩在此期间从未上过学。在CCT组中，这种多报入组的可能性降低了50%以上（9.3个百分点），但在UCT组中是相同的。第（2）列显示，当信息来自教师时，不仅过度报告的情况大大减少（对照组为5.2%），而且差异性误报也消失了。
该分析解释了表III中的不同发现：对照组和UCT组的女孩比СCT组的女孩报告入学的可能性明显更高，而实际上她们并没有。因此，自我报告的数据削弱了项目对 CCT 组的影响，并给人的印象是 UCT 在降低辍学率方面优于 CCT。教师报告大大减少了由这种差异性误报引起的偏见，并揭示了真正的计划影响。关于项目对学校出勤率和考试成绩影响的证据也与以下发现一致，即 CCT 组在减少辍学方面比 UCT 组更有效。
学校教育 ：出勤率（强化保证金）。我们转向对2009年和2010年第一学期入学学生出勤强度的审查。第 3 轮的学校分类账提供了关于学校上课的每一天学生在场的天数的学期信息。表五显示，对照组在校学生的出勤率从2009年第二学期的85%到2009年第三学期的69%不等。CCT 组的强化边缘出勤率均高于对照组。2009年CCT组的总出勤率比对照组高8.0个百分点，这意味着每学期大约有4个教学日，或者整个2009学年超过10个教学日。在UCT组中，影响估计大多是积极的，但没有一个在统计学上显著。在2009年和2010年的第一学期，CCT组的项目影响都高于UCT组。第一学期恰逢马拉维的贫瘠季节，此时粮食最稀缺，疟疾病例数达到高峰。因此，在家庭最需要现金的情况下，定期上学的条件似乎最有效地保持高出勤率。
考试成绩。在表VI中，我们展示了对英语阅读理解，数学和认知能力测试的计划影响，这些测试是针对所有研究参与者在家中进行的。我们看到CCT组的测试分数全面提高，而在UCT组中没有检测到显着的改善。
在 TIMMS 数学分数中，CCT 组也比 UCT 组有 0.114 SD 的优势，但这种差异在统计学上并不显着。最后，就认知能力而言，我们看到 CCT 和 UCT 组分别提高了 0.174 和 0.136 SD，与对照组相比。然而，尽管在 99% 的置信水平下，CCT 组的改善具有统计学意义，但 UCT 组的影响估计是嘈杂且不显着的。
总结了该计划对两个实验组学校教育结果的影响，我们发现 CCT 组在广泛的边际上在入学率上有显着提高，在强化边际的出勤率上有一些提高，在英语阅读理解、数学和认知技能的测试中取得了适度的成绩。与对照组相比，UCT 组的女孩也更有可能入学。 但是，他们的上学强度或考试成绩没有明显改善。UCT 组的入学人数增加（以 2 年计划期间在校入学的总学期数来衡量）不到 CCT 组的一半。我们得出的结论是，就学校教育成果的改善而言，CCT 的表现优于 UCT。
结婚和怀孕。我们现在转向对第二轮和第三轮婚姻和怀孕流行率的分析。表VII第（1）列显示，到第二轮时，对照组最初未婚的样本中有4.3%已婚。CCT组的结婚率没有变化，但UCT组的结婚率明显下降。到第 3 轮，对照组的婚姻患病率上升到 18.0%，CCT 组的婚姻患病率下降了 1.2 pp，而 UCT 组的婚姻患病率显着降低了 7.9 pp （44%）（第 （2） 列）。在第 2 轮和第 3 轮中，两个实验组之间项目影响的差异在 95% 置信水平上都具有统计学意义。列 （3） 和 （4） 显示，尽管该计划对 1 年后任一实验组的妊娠患病率影响不大，但到第 3 轮时，UCT 组的妊娠率大幅下降。虽然在实验结束时，大约四分之一的对照组和CCT组曾经怀孕过，但UCT组的这种可能性降低了6.7 pp（或27%）–在99%的置信水平下是显着的。到第 3 轮时，在 99% 的置信水平上，两个实验组之间计划影响的差异也很大。
来自撒哈拉以南非洲的现有证据表明，减少辍学率应导致青少年结婚率和怀孕率的下降。如果女孩由于经济状况不佳而早婚，也可能对婚姻产生收入影响，如果每月转移使女孩能够减少交易性行为，则对生育率产生影响。
为了理解有条件劳动和有条件劳动和低收入教育对学校教育本身以外的任何结果的不同影响，考虑基线女生的三个潜在阶层是有用的。在第一层中，UCT的报价足以使基线女学生继续上学（UCT编制者）。第二层是女孩将在 CCT 组中入学，但不会在 UCT 组（CCT 遵守者）中入学。在这个群体中，也将在两种实验下接受补助，条件性将通过降低CCT组的学校教育机会成本对入学率产生不同的影响。最后，在第三层是她们将在任一实验组下辍学，并且仅在 UCT（不遵守者）下接受补助。
CCT和UCT对学校教育以外的结果（如结婚和怀孕）的不同影响，将取决于这三个阶层的相对规模以及相关结果在多大程度上受教育和收入的驱动。我们预计 CCT 对考试成绩等结果更有效，这些结果可能会随着学校教育（以及与学校教育相关的激励措施）而改善，并且不太可能受到辍学学生收入增加的影响。相反，如果存在一大群不遵守者，他们之间有很强的收入效应，而在校入学者中有很小的激励效应，那么UCTs可能对其他结果更有效。
表VIII提供了一种简单的方法来表示这三个阶层的大小以及每个阶层内影响的大致程度，该表给出了按实验状况和教师报告的入学状况划分的结婚率 第3轮 对于每个实验组，顶行按随访入学状况总结了结婚率， 底部行显示该组的原始随访入组率。
表八首先要指出的是，平均而言，在仍在上学的人中只有1.1%已婚（第（1）栏）。其次，对CCT组和对照组未入学者的结婚率的比较证实了这样一种预测，即CCTs不太可能对不遵守者产生影响，因为这一组的女孩在辍学时停止接受转移现金（第（2）列）。在第3轮中，对照组和CCT组中约有一半的未入学女孩都结婚了。因此，可能CCTs在实验中降低结婚率唯一的办法是避免退学。
UCT组提出了一个对比鲜明的案例，其中该计划对婚姻和生育的影响仅通过辍学学生的行为改变而产生。表八显示，在未入学的人中，UCT组的原始结婚率比CCT组和对照组低约50%。在表IX中，我们看到UCT对婚姻的影响为-8.8个百分点，而对辍学的影响没有影响。因此，不可能有以婚姻为生的教育渠道，UCT组的下降完全是由于辍学学生现金转移的影响。表IX的最后两列分别显示了在校学生和辍学者的结婚率回归，并显示，与对照组和CCT组相比，UCT组辍学者的结婚率明显较低。
项目影响的异质性。我们现在转向影响异质性的检查，仅使用用于对我们初始研究设计（年龄）进行分层或直接随机化的协变量。表X使用16岁或16岁以上的指标检查了异质性。在入学率方面，计划的影响因年龄组而异：CCT 在提高早期青少年和年龄较大的青少年的入学率方面优于 UCT。然而，当涉及到本研究中检查的其他三个主要结果时，我们看到，早期青少年 CCT 组的英语考试成绩优势在基线时在 16 岁或以上的女孩中消失了，而 UCT 组在预防结婚和怀孕方面的优势在年龄较大的青少年中要大得多。对于这三个结果中的每一个，CCT 和 UCT 组之间交互项的系数差异很大，并且具有统计学意义。我们的结果表明，在青少年早期，CCT 和 UCT 计划在提高学校教育成果与减少青少年怀孕方面存在明显的权衡。然而，在年龄较大的十几岁女孩中，这种权衡基本上消失了，UCT相对更具吸引力。
总而言之，增加转移金额或改变家庭内部的转移支付金额对本文在 CCT 组中研究的任何结果都没有影响; 相比之下，我们发现，随着对UCT组父母的转学提议的增加，结果会有所不同：入学率增加，婚姻发生率下降，因为父母得到了更多的钱，但考试成绩的表现似乎受到影响。然而，尽管如此，用为父母提供更大转移金额的 UCT 计划取代向女孩提供 1 美元和向父母提供 4 美元最低转移金额的 CCT 计划，在改善学校教育成绩方面并不具有成本效益，但它会降低十几岁女孩的结婚率。此外，我们没有发现任何证据表明，增加直接向女孩而不是她的父母进行的转移金额会有效地改善这里研究的任何结果。
总结和政策启示
本文介绍了有条件和无条件现金转移方案的相对有效性的实验证据。分析的重点是对学龄女童的长期前景至关重要的两组结果：一方面是学校教育和人力资本形成，另一方面是婚姻和生育。结果表明，CCT 提高了入学率并改善了在校学生的正常出勤率，这两者都可能有助于英语考试成绩的提高（与UCT组相比）。另一方面，UCT组的少女怀孕率和结婚率大大低于CCT组。
入学率的结果与以前的研究不同，这些研究考虑了UCTs与CCTs的相对有效性，尽管差异只是程度问题而不是直接问题。对巴西的Bolsa Escola和墨西哥的PROGRESA的分析发现，UCT对入学率的影响很小，如果有的话，这意味着这些计划的几乎所有影响都是由于学校教育条件造成的。另一方面，在马拉维实验中，我们发现对 UCT 组的入学率影响不大，是 CCT 组影响的 43%。因此，我们的研究证实，现金转移计划附带的条件可以有效地提高入学率，但这种影响的规模可能小于早期研究所暗示的，至少对于像马拉维这样的较贫穷国家来说是这样。
与UCT组相比，CCT组的入学率不仅显著提高，而且提供的证据表明，在这种情况下，CCT组在提高入学率方面比UCT组更具成本效益。为了获得与 CCT 组每月 5 美元的总移相同的入学收益，需要向 UCT 组的父母转移超过 10 美元。这种差异比管理 CCT 计划的额外成本要大得多 – 可能是一个数量级。此外，CCT 组的平均付款次数约为 14.1 次（2 年内可能总共 20 次），而 UCT 组为 17.9 次，这意味着 CCT 组的人均实际转账金额比 2 年干预低 19%。由于不遵守学校教育条件而节省的这一规模，将大大弥补大多数计划中额外的监督行政费用。
尽管在降低入学率和出勤率方面，CCTs比UCTs更具成本效益，但它们对降低少女怀孕或结婚的可能性几乎没有影响。相比之下，UCT在延迟结婚和生育方面非常有效——两年后分别下降了 44% 和 27%。UCT组的这些影响几乎完全发生在那些在2年干预开始后辍学的人中，而无论实验状况如何，那些留在学校的人结婚和怀孕的可能性可以忽略不计。
当我们检查女孩及其父母的转移金额的随机变化时，我们发现这种合同变化并没有改变CCT组的结果。这一发现对政策制定者来说是令人鼓舞的，因为它意味着在这项实验中提供的最小转移金额（父母每月4美元，学龄女孩每月$l美元）足以达到在CCT组下观察到的平均学校教育影响。此外，我们的研究结果表明，将一些转移从父母重新分配给女孩不会改善任何一种实验下的项目影响。因此，虽然直接向青春期女孩提供部分转移支付的想法从表面上看可能很有吸引力，但我们没有发现任何证据表明它会有效。
该实验突出了马拉维背景下辍学、结婚和怀孕的根本原因。首先，UCT对入学率有一定影响这一事实表明，贫困是这一人群辍学的一个原因，贫困的父母至少会把来自正收入冲击的额外资金的一部分投资于女儿的教育。UCT组结婚率和怀孕率的下降，以及婚姻对无条件转移金额的反应，似乎与这样一种观点是一致的，即辍学的青春期女孩会迅速过渡到成年期，而这种转变也受到经济环境的强烈影响。
UCTs比CCTs更有效地推迟结婚和怀孕的一个必要条件是存在一大群不遵守者（相对于CCT遵守者群体），这一发现在世界各地对CCT计划的大多数评估中得到证实。鉴于大量的不遵守者，如果该群体之间存在显着的有益收入影响，UCTs可能在推迟结婚和怀孕方面更有效。 我们的框架还使我们能够考虑 CCT 和 UCT 计划在上学、婚姻和怀孕以外的结果方面的相对优点。CCT 可能更有效地改善可能受到条件合规性（例如测试成绩）强烈影响的结果。如果有许多不遵守者可能会从常规收入支持中体验到强大的社会有益影响，那么 UCT 可能是首选。如果在特定情况下，不遵守者可以被视为弱势群体，那么考虑到本研究中指出的可能性权衡，UCTs可能值得仔细考虑。尽管类似的实验有助于确定我们的研究结果在多大程度上推广到其他情况，但在没有此类实验的情况下，政策制定者可以使用以前对 CCT 计划评估的证据来估计相关阶层的规模，并使用现有的家庭调查数据来预测学校教育和收入对每个阶层内感兴趣的结果的相对影响。无论这两种转学计划的总体优点如何，这项研究发现有证据表明，与UCT相比，学校教育CCT是减少辍学的更具成本效益的手段。
CCT 计划通过拒绝向不符合条件的人提供转移服务，为个人改变其行为创造了激励。然而，这些人中至少有一些人来自弱势家庭，也需要收入支持。我们的研究结果表明，针对这些家庭，UCT 可以改善重要的结果，即使它们在改善学校教育成果方面不如 CCT 成功。这项研究清楚地表明，虽然 CCT 计划在获得期望的行为改变方面可能比 UCT 更有效，但它们也可能破坏现金转移计划的社会保护维度。
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