費錢還是費力?家庭教育投入對生育意愿的抑制及調節效應分析

賀達

(南京農業大學 經濟管理學院,江蘇 南京 210095)

1 引言與文獻回顧

近年來,我國生育政策經歷了三次重大調整:繼2013年“單獨二孩政策”、2016年“全面二孩政策”之后,為積極應對老齡化,2021年5月中共中央宣布實施“三孩生育政策”。逐漸放開的生育政策背后是逐年下降的人口出生率,2016～2020年我國人口出生率分別是12.95‰、12.43‰、10.94‰、10.48‰和8.52‰。2020年第七次全國人口普查數據顯示我國育齡婦女總和生育率降到1.3,低于國際1.5的“高度敏感警戒線”,已經進入較低生育水平波動時期。人口發展是關系中華民族發展的大事情,“生育困境”的化解具有重要的戰略意義和現實價值。驟降的生育率引發社會廣泛關注,是什么導致育齡人群不生孩子?

在生育政策逐年放開、生育調節技術日益普及的大背景下,生育意愿成為影響生育行為的關鍵因素,驟然下降的生育率背后是育齡人群生育意愿的降低。相較于生育社會成本,生育家庭成本已成為當前低生育意愿的重要約束(宋健、周宇香,2016)。生育家庭成本指家庭領域承擔的生育成本,可進一步分為直接成本和間接成本。前者是生育養育教育孩子過程中父母付出的各種費用,包括衣、食、住、行、教育、醫療及其他相關支出;后者是生育養育教育孩子過程中父母付出的機會成本,包括更好職位和受教育機會、更高的收入,以及可能出現的家庭消費水平下降、閑暇時間減少等(臧微,2022;Apps & Rees,2002)。在生育家庭直接成本中,現有文獻多集中在住房、教育等因素對生育意愿的影響研究。房價對生育意愿影響的研究結論大多證實了住房及其價格的確抑制了育齡人群生育意愿(李勇輝等,2021;葛玉好、張雪梅,2019;李江一,2019;宋德勇等,2017)。但現有關于教育和生育意愿關系的研究大多集中在個體自身受教育水平(劉章生等,2018;周曉蒙,2018),尤其是女性受教育水平對生育意愿的影響研究(張樨樨、崔玉倩,2020;趙夢晗,2019),以及公共財政教育支出(楊華磊,2020)、地區公共教育質量(王英等,2019)對生育意愿的影響研究。

關于家庭教育投入對生育意愿的影響研究并不多見?；谠缙谌肆Y本投資理論,狹義的家庭教育投入是指家庭在子女身上的教育消費(Becker,1962),國內通常指子女在經濟尚未獨立時接受各級各類教育時的費用(李佳麗、何瑞珠,2019)。廣義的家庭教育投入既包括貨幣性經濟投入,還包括父母時間和精力等非貨幣性投入(Liu & Xie,2015)。本文將家庭教育投入劃分為家庭教育經濟投入和家庭教育時間投入。

和房價對生育意愿的單向因果關系不同,家庭教育投入和生育意愿之間可能存在雙向因果關系。一方面,家庭教育投入抑制了生育意愿。育齡人群的經濟壓力,突出體現在“生育、養育、教育”負擔上。尤其是全社會高度重視下一代的教育,家庭對教育存在過度追求的現象,學區房、課外輔導等精養型的孩子養育方式使得孩子的教育成本非常高(陳衛、劉金菊,2021)。在城市地區,校外培訓、擇校費用、學區房等一系列教育相關費用讓家長苦不堪言;在農村地區,由于城鄉教育資源分配不均,農村教育資源匱乏,經濟條件寬裕又重視教育的農村家庭都愿意把子女送入當地縣城或中心城市就讀,陪讀現象普遍,引發學區房效應向小城市傳導,進一步增加了家庭教育負擔(韓亞棟,2017)。然而教育負擔不僅體現在經濟上,還體現在對子女的教育時間投入上。隨著生活水平的提高,優生優育成為社會共識。孩子不是生下來就可以,還需要大量的時間精力投入,這意味著父母會面臨個人發展、晉升和收入等機會成本的損失。因此,對子女的教育時間投入是低生育意愿的又一重要因素。

另一方面,生育意愿可能反向影響家庭教育投入。經典的子女數量-質量替代理論(quantity-quality trade-off theory)認為家庭子女的質量和數量之間存在明顯的替代關系(Becker et al.,1973;Becker &Barro,1988),現有理論模型(Moshe &Binyamin,2002)和經驗研究(Hanushek,1992)均證實了這種替代的存在性。假設家庭生育子女的數量和質量是正常消費品,那么生育意愿就反映了家庭在子女數量和質量之間的偏好(柳清瑞、劉淑娜,2020)。較低的生育意愿表明相較于增加子女數量,家庭更傾向于提高子女的質量。這種對子女質量的追求必然導致家庭提高對子女的人力資本投資,其結果必然是增加教育的經濟投入和時間投入。

那么,家庭教育投入和生育意愿之間的關系到底如何?家庭教育經濟投入和時間投入對生育意愿的影響有何不同?家庭教育投入對生育意愿的影響是否存在異質性?哪些因素能夠減輕家庭教育投入對生育意愿的不利影響?這些問題值得深入研究與探索。為此,本文將家庭教育投入劃分為家庭教育經濟投入和家庭教育時間投入,構建了包含家庭生育決策的擴展世代交疊模型,利用2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)數據實證檢驗家庭教育經濟投入和時間投入對生育意愿的影響和調節效應。與已有文獻相比,本文的邊際貢獻在于:其一,在研究視角方面,本文創新性的研究了家庭教育經濟投入和時間投入對育齡人群生育意愿的影響,而現有關于教育和生育意愿的研究主要集中于父母自身受教育水平對生育意愿的影響。其二,在研究方法上,本文綜合采用了OLS、Poisson、IV-2sls、IV-poisson、Probit、IV-Probit等多種計量方法。其三,在研究結論上,本文在考察教育經濟投入和時間投入對育齡人群生育意愿影響的基礎上,不僅考察了性別、貧富、城鄉和教育階段帶來的異質性影響。還從代際社會流動層面檢驗了相應的調節機制,深化了研究內容,對破解低生育率困局具有重要的理論和現實意義。

2 理論模型與研究假說

在世代交疊模型(Generation Overlapping Model,OLG)的基礎上,本文引入教育經濟投入、教育時間投入和生育孩子數量等變量來構建包含生育決策的擴展OLG模型,以考察家庭教育投入對生育意愿的影響。

在模型中,家庭由三類人口構成:青少年、青年父母和老年父母,其中青少年和老年父母分別被撫養和贍養。假設所有人在同一時期是同質的,一個人的一生劃分為學習期、工作期和退休期三期。在學習期,兒童接受照顧;在工作期,每個人初始稟賦是1單位的時間,要參加工作、照顧子女和贍養父母,同時進行t時期的消費、儲蓄和生育等家庭決策;在退休期,老年父母依靠儲蓄和養老金進行消費,個人生存概率為p,死亡概率為1-p,p(0,1)。

假設家庭生育孩子數量為nt,單個孩子教育經濟投入et,教育時間投入為vt,其他撫養成本為m。教育經濟投入和時間投入可以視為對子女的質量投資,提升了子女人力資本水平,則學習期兒童的人力資本水平表示為:

ht+1=(etvt)θ

(1)

其中,θ代表教育經濟投入和時間投入的效率,θ(0,1)。

假設青年照顧老年父母的時間為π,ct、st、wt、τ分別代表消費、儲蓄、工資率和養老保險繳費率,家庭不存在借貸行為。那么對于青年父母而言,工作期的預算約束為:

ct+st+mnt+etnt=(1-vtnt-pπ)(1-τ)wt

(2)

對老年父母而言,退休期的消費ct+1來自年輕時的儲蓄st和養老金bt+1,rt+1為利率,因此退休期的預算約束為:

ct+1=(1+rt+1)st+bt+1

(3)

個人效用既取決于工作和退休期的消費,還取決于子女的質量和數量。個人通過進行消費、儲蓄和生育決策實現效用最大化,個人效用函數為:

Ut=lnCt+pβlnCt+1+γlnntht+1

(4)

其中,β為t+1期消費帶來效用的貼現因子,β(0,1)。γ為生育子女數量和質量在家長效用中的權重,γ>0。

將公式(1)帶入公式(4),公式(3)帶入公式(2),可得:

maxCt,Ct+1,ntUt=lnCt+pβlnCt+1+γlnnt(etvt)θ

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

生育意愿δ關于教育經濟投入et求導得到:

(10)

生育意愿δ關于教育時間投入vt求導得到:

(11)

在其他條件不變的情況下,生育意愿關于教育經濟投入和時間投入的導數均為負,表明家庭效應最大化條件下,生育意愿和家庭教育投入之間存在負相關關系。理論模型表明如果將孩子視為正常消費品,在家庭教育投入增加的情況下,生育意愿將會降低。據此,本文提出假說1:教育經濟投入和教育時間投入均顯著抑制了生育意愿。

所有個體同質性假設在現實中不成立,因此當其他條件發生改變時,比如個體性別、收入、城鄉屬性、教育階段等存在差異,生育意愿關于教育經濟投入和時間投入的導數雖然為負,但可能程度不同。據此,本文提出假說2:教育經濟投入和教育時間投入對生育意愿的影響存在異質性。

教育是促進社會階層合理流動的階梯,家長普遍具有加大家庭教育投入的強烈動機來實現階層的向上流動(吳玲萍等,2018)。相較于上一代,家長自身已經實現的階層向上流動會給家長帶來一種積極的心理預期,如“對子女未來充滿信心”“下一代能夠實現階層向上流動”等,因此能夠減弱對生育意愿的抑制作用。據此,本文提出假說3:代際社會流動能夠減弱教育經濟投入對生育意愿的不利影響。

3 數據與方法

3.1 數據來源

本文所使用的數據來自北京大學中國社會科學調查中心(ISSS)實施的2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)。本文選用CFPS數據主要基于以下三點理由:(1)CFPS記錄了受訪者對子女教育支出的明細,以及與子女的互動情況,這為本文從經濟投入和時間投入兩個方面區分家庭教育投入提供了數據來源;(2)CFPS記錄了受訪者及其家庭成員的職業情況、受教育水平等特征,這使本文從職業階層的視角評估代際社會流動性成為可能;(3)CFPS記錄了受訪者的主觀態度和社會活動,這為測度生育意愿提供依據。

基于本文研究需要,對數據進行如下處理:(1)由于子女的教育支出明細和父母子女的互動情況存在于少兒父母代答問卷中,家庭收入存在于家庭經濟問卷中,個人生育意愿等特征變量存在于成人自答問卷中,因此本文利用2018年家庭樣本編碼(fid18)先將CFPS少兒父母代答問卷與家庭問卷匹配處理,再利用成人問卷中的2018年個人編碼(pid)將家庭問卷和成人自答問卷匹配處理。(2)本文研究的被解釋變量是生育意愿,參考李勇輝等(2021)的做法,考慮到多數人超過60周歲不再生育,因此將60歲以上樣本刪除;同時,考慮到我國現行法定結婚年齡(男滿22周歲,女滿20周歲),以及女性育齡期(15-49周歲)的限制,選取男性年齡介于22-60周歲,女性年齡介于20-49周歲的育齡人群樣本。(3)本文將涉及核心解釋變量和被解釋變量的問題回答中存在“不適用/不知道/拒絕回答”的樣本刪除。最終,本文共獲得7223個有效樣本。在最終樣本中,按照性別分類,男性占比為51.74%。按照城鄉分類,城鎮占比49.36%。按照地區分類,東部地區占比39.18%,中部地區占比31.37%,西部地區占比29.45%。按照受教育年限分類,文盲/半文盲/未上過學/小學未畢業占比10.80%,小學占比18.83%,初中占比37.56%,高中/中專/技校/職高占比17.00%,大專占比8.79%,大學占比6.58%,碩士占比0.42%,博士占比0.03%。按照家庭現有孩子數量分類,一孩家庭占比51.16%,二孩家庭占比37.44%,三孩及以上家庭占比11.40%。按照子女所處教育階段分類,學前教育階段占比34.80%,初等教育階段占比43.84%,初級中等教育階段占比20.11%,高級中等教育階段占比1.26%?？偟膩砜?樣本分布較為均衡。

3.2 變量定義

本文被解釋變量生育意愿(kidwill)選取2018年CFPS成人自答問卷中受訪者對于“您認為自己有幾個孩子比較理想”的回答來測度。

本文核心解釋變量是家庭教育投入。家庭教育投入是一個包含了多重面向的概念,既包含了教育支出、物質投入等貨幣性資源,也包含了教育觀念、撫養時間與精力付出等非貨幣資源(劉保中,2017)。據此,本文將家庭教育投入分為家庭教育經濟投入和家庭教育時間投入兩個方面。教育經濟投入(lneduexp)以家庭對每個孩子的平均教育總支出測度,選取2018年CFPS少兒父母代答問卷中受訪者對于“過去12個月您家為‘子女姓名’支付的教育總支出”的回答,取值自然對數后納入回歸模型中。教育時間投入(edutime)以家庭對每個孩子的平均每周輔導作業時長測度,選取2018年CFPS少兒父母代答問卷中受訪者對于“‘家庭成員姓名’平均每周花幾個小時輔導‘子女姓名’做作業”的回答來度量。

本文調節變量是代際社會流動(iseimob),即子代相較于父代而言呈現出的社會流動狀況。參考何明帥和于淼(2017)的做法,本文以國際社會經濟地位指數(International Socio-Economic Index,簡稱ISEI)為基礎構建代際社會流動指標。ISEI是對職業地位定距層次的測量,能夠在單一維度量化不同職業的地位高低,是取值為16-90的連續變量。社會經濟地位越高的職業,其ISEI越高。CFPS2018成人自答問卷調查了受訪者本人現在從事的職業,并將其轉化為ISEI,通過2018年CFPS家庭關系問卷中的父親編碼(pid_a_f)將受訪者與其父親匹配,計算出子代和父代之間的ISEI差值,以此測度代際社會流動。若iseimob為正,表明發生了向上的代際社會流動。

影響生育意愿的控制變量包括性別(gender)、年齡(age)、城鄉性質(rural)、受教育年限(eduyear)、健康狀況(health)、醫療保險(medinsurance)、養老保險(ageinsurance)、家庭年收入(lnfinc)、婚姻狀況(marriage)。具體來看:若受訪者為男性,賦值為1,女性賦值為0。受訪者年齡由被調查年份減去被采訪者出生年份計算得到。城鄉性質是基于國家統計局資料的城鄉分類由家庭現居住地決定,農村賦值為1,城鎮賦值為0。受教育年限是根據我國現有教育學制,對問卷中最高學歷問題的回答進行賦值,將文盲/半文盲/未上過學/小學未畢業賦值為0,小學賦值為6,初中賦值為9,高中/中專/技校/職高賦值為12,大專賦值為15,大學賦值為16,碩士賦值為19,博士賦值為22。根據受訪者對自身健康狀況的回答,將健康狀況從“不健康”“一般”“比較健康”“很健康”到“非常健康”賦值為1～5。若受訪者參?！肮M醫療”“城鎮職工醫療保險”“城鎮居民醫療保險”“補充醫療保險”“新型農村合作醫療”任何一項,將醫療保險賦值為1,否則賦值為0。若受訪者參與“機關事業單位離退休金”“基本養老保險”“企業補充養老保險”“商業養老保險”“農村養老保險”“新型農村社會養老保險”“城鎮居民養老保險”任何一項,將養老保險賦值為1,否則賦值為0。家庭年收入依據家庭問卷中“過去12個月,家庭總收入”的回答,取值自然對數后納入回歸模型中。若被訪者在婚(有配偶),將婚姻狀況賦值為1,否則賦值為0。樣本的描述性統計見表1。

表1 變量含義和描述性統計

3.3 計量模型設定

為考察家庭教育投入對生育意愿的影響,本文構建如下基本模型:

kidwilli=α0+α1lneduexpi+α2edutimei+Ctrli+εi

(12)

其中,kidwilli為居民i的生育意愿情況;lneduexpi、edutimei分別代表居民i所在家庭對子女的教育經濟投入和時間投入;α1和α2是本文關心的系數,分別代表教育經濟投入和時間投入對生育意愿的影響;Ctrli代表控制變量;εi是隨機擾動項。

考慮本文被解釋變量生育意愿是取值非負整數的計數數據,本文還采用了泊松回歸模型。假設觀測值yi來自參數為λi泊松分布,那么被解釋變量生育意愿Yi的條件密度具有如下函數形式:

(13)

其中,λi=E(Yi│x1,x2,x3,…,xn),xi(i=1,2,3,…,n)為影響生育意愿的因素,具體包括:

lnλi=β0+β1lneduexpi+β2edutimei+Ctrli+εi

(14)

本文實證分析策略是:首先,利用全樣本進行OLS和Poisson回歸,初步檢驗教育經濟投入和時間投入對生育意愿的影響;其次,采用工具變量法解決基準回歸中可能存在的內生性問題;再次,通過替換核心解釋變量、被解釋變量以及計量方法重新對全樣本進行回歸,檢驗假說1的穩健性。進一步的異質性分析中,本文分別以性別、收入、城鄉、子女教育階段為標準對全樣本進行分組,分別檢驗在不同群體中,教育經濟投入和時間投入對生育意愿影響的差異,以驗證假說2。最后,本文根據假說3,為考察代際社會流動對家庭教育投入意愿的調節作用,在回歸模型中引入了調節變量代際社會流動和教育經濟投入的交乘項、代際社會流動和教育時間投入的交乘項,基準模型構建如下:

kidwilli=α0+α1lneduexpi+α2edutimei+α3iseimobi+α4lneduexpi*iseimobi

+α5edutimei*iseimobi+Ctrli+εi

(15)

其中,iseimobi為居民i的代際社會流動情況。

4 實證分析

4.1 基準回歸結果

首先,本文基于全樣本考察教育經濟投入和時間投入對于生育意愿的影響,估計結果見表2。模型(1)和(2)是OLS估計,其中模型(1)是不包含任何控制變量的估計結果,模型(2)報告了在模型(1)基礎上控制人口社會學特征變量的估計結果。被解釋變量生育意愿取值為非負整數,因此考慮采用泊松回歸或者負二項回歸等計數模型進行參數估計。被解釋變量生育意愿的均值和方差分別為2.008和0.6928,且LR檢驗結果顯示接受原假設“不存在過度分散,應使用泊松回歸”,因此模型(3)和(4)運用泊松回歸進行估計。

表2 家庭教育投入對生育意愿影響的估計結果

表2的估計結果顯示,模型(1)中,教育經濟投入對生育意愿的回歸系數是-0.0522,教育時間投入對生育意愿的回歸系數是-0.0128,均且在1%的水平上顯著;在控制人口社會學特征變量之后,模型(2)的估計結果為-0.0155和-0.0091,分別在5%和1%的水平上顯著。模型(3)和(4)的估計結果也顯示教育經濟投入、時間投入均對生育意愿起著顯著的負向作用,證實了假說1。從估計系數的數值來看,盡管只有-0.00788和-0.00471,但考慮到模型的解釋變量教育經濟投入和時間投入取值范圍分別為0～11.6869和0～50,因此估計結果是具有重要現實意義的。

其他控制變量的回歸結果顯示,相較于女性,男性生育意愿更高,年齡和育齡人群生育意愿呈正相關關系,這與一般客觀事實相符合。農村人口比城鎮人口的生育意愿明顯更高,這可能是因為農村人口受到傳統的“多子多?！?、“傳宗接代”、“養老送終”生育觀念的影響更重,因此更愿意生育子女。隨著受教育年限的增加,育齡人群生育意愿降低,這和劉章生等(2018)研究結論一致。因為教育通過“收入-成本”渠道和“文化-認知”渠道影響生育意愿,一方面受教育程度增加提高了個體時間價值,另一方面受教育程度增加會通過“婚育觀念變遷”、“社會認知偏誤”和“傳統文化割裂”等渠道降低了生育意愿。擁有醫療保險對生育意愿產生正向影響,這可能是因為醫療保險放松了生育預算約束,降低了生育醫療成本。而擁有養老保險對生育意愿產生負向影響,這可能是因為社會養老制度在一定程度上沖擊了傳統的養兒防老觀念,這也和徐巧玲(2019)研究結論一致?；橐鰻顩r提高了育齡人口生育意愿,因為在婚(有配偶)的狀態使得人們擁有穩定的家庭關系,更加有條件和意愿生育子女。健康對育齡人群生育意愿的影響并不顯著,這和康傳坤、孫根緊(2018)研究結論一致,這是因為受健康影響更多的是生育行為而非生育意愿。家庭年收入對生育意愿的影響并不顯著。為檢驗家庭年收入和生育意愿之間是否存在非線性關系,本文參考何明帥和于淼(2017)研究,增加家庭年收入的平方項進行回歸,二次項系數仍不顯著,對此后續異質性研究會做進一步分析。

4.2 內生性檢驗

基準回歸中,教育經濟投入和時間投入對育齡人群生育意愿均產生了顯著的負向影響,但這是基于外生假設前提下得出的,并沒有考慮到反向因果關系和遺漏變量帶來的潛在內生性問題。如可能由于生育意愿增加導致的單個子女的平均家庭教育投入下降,或者存在潛在的重要變量被遺漏導致的虛假估計。

因此,本文采用工具變量法來解決上述內生性問題,選擇2018年被調查者所在地所有被調查者家庭的平均教育經濟投入(averaglneduexp)、平均教育時間投入(averagedutime)作為內生變量教育經濟投入、時間投入的工具變量(1)由于CFPS數據沒有公布被調查者地區的城市名稱,因此,本文參考李勇輝等(2021)做法,使用省級層面數據作為工具變量。。一方面,從有效工具變量需要滿足的相關性條件看,單個家庭的教育投入會受到周邊家庭教育投入的影響。對子女未來的焦慮心理、“不能讓孩子輸在起跑線上”和“望子成龍”的普遍心態,引發教育投入競賽。在周邊家庭不斷追加教育經濟和時間投入的背景下,單個家庭或主動或被動地加入了教育投入的錦標賽。另一方面,從有效工具變量需要滿足的外生性條件看,本地區家庭的平均教育投入也不會通過除了教育投入之外的因素影響個人的生育意愿,即符合外生性條件。綜合以上兩方面,選擇被調查者所在地所有被調查者家庭的平均教育經濟投入、平均教育時間投入作為工具變量滿足了相關性和外生性的要求。

接著對工具變量進行檢驗。表3模型(5)采用2SLS回歸,在第一階段回歸中,雖然教育經濟投入和時間投入的Shea′s partial R-squared只有0.0703和0.0224,但是穩健的F統計量分別為256.259和63.1429(均超過10),且F統計量的p值均為0.0000,可以認為是避免了“弱工具變量”的問題。同時,針對使用2SLS會帶來的“顯著性水平扭曲”的問題,通過進行“名義顯著性水平”為5%的Wald檢驗,發現其Minimum eigenvalue statistic為81.9829,大于任一臨界值(3.63～7.03),即可以在所有給定可接受的“真實顯著性水平”(10%～25%)上拒絕弱工具變量的原假設。至此,本文選取的工具變量不存在弱工具變量。但為了穩健檢驗,本文進一步采用對弱工具變量更不敏感的模型(6)有限信息最大似然法(LIML)進行估計,結果發現模型(6)和(5)系數估計值相同,這也從側面印證了“不存在弱工具變量”。此外,還需要對工具變量進行內生性檢驗,Hansman檢驗顯示Chi2(2)=201.53,p值為0.0000,在5%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設,認為教育經濟投入和時間投入是內生變量。但由于傳統的Hans-man檢驗在異方差下的情形不成立,本文還進行了異方差穩健的DWH檢驗,其p值為0.0000,接受教育經濟投入和時間投入是內生變量。進一步地,為防止存在異方差,本文還采用了模型(7)最優GMM和模型(8)迭代GMM進行估計,結果發現模型(7)(8)和(5)系數估計值相同,再次證明不存在異方差。

工具變量的回歸結果如表3所示。從模型(5)2SLS的估計結果看,與模型(2)OLS的估計結果對比,使用工具變量后,教育經濟投入、時間投入對生育意愿的系數在方向上沒發生變化,且均在1%的水平上顯著,但估計系數增加多倍。從模型(9)IV Poisson的估計結果看,與模型(4)Poisson的估計結果對比,使用工具變量后,教育經濟投入、時間投入對生育意愿的系數在方向上也沒發生變化,且均1%的水平上顯著,估計系數也增加多倍。因此教育經濟投入、時間投入對生育意愿起著顯著的負向作用,假說1成立。

4.3 穩健性檢驗

為了保證研究結論的穩健性,下文將通過更換解釋變量、被解釋變量和計量方法等方式來進行重新估計,回歸結果見表4。

表4 穩健性檢驗的估計結果

4.3.1 更換核心解釋變量教育經濟投入

基準回歸中核心解釋變量教育經濟投入以家庭對每個孩子的平均教育總支出進行測度。進一步地,本文依據2018少兒父母代答問卷中“過去12個月,您家一共向‘子女姓名’就讀的學校支付了多少元?”“過去12個月您家支付‘子女姓名’參加親子班或課外輔導班,及請家教一共花了多少錢?”“除了交給學校、參加課外輔導班及請家教的費用外,過去12個月您家一共支付‘子女姓名’其他方面的教育費用(如文具費、教育軟件及硬件費、課外活動費等)多少元?”的回答,將教育經濟投入細分為學校教育支出(eduexpschool)、課外輔導費(eduexptutor)和其他教育支出(eduexpothers),以替代解釋變量進行檢驗。

模型(10)實證結果顯示,學校教育支出、課外輔導費和其他教育支出的回歸系數均顯著為負,證實了教育經濟投入對生育意愿的負向影響具有穩健性。此外,學校教育支出、課外輔導費和其他教育支出每增加1%,導致生育意愿分別降低0.0117、0.0188和0.0149。對比三者的回歸系數,發現課外輔導費對生育意愿的抑制作用最為明顯。

4.3.2 更換核心解釋變量教育時間投入

基準回歸中核心解釋變量教育時間投入以家庭對對每個孩子的平均每周輔導作業時長進行測度。本文依據2018少兒父母代答問卷中“目前,您檢查這個孩子的家庭作業的頻率如何?”“當看電視和孩子學習沖突時,您放棄看自己喜歡的電視節目以免影響其學習發生的頻率如何?”的回答,來設置變量檢查作業頻率(checkhomeworkfreq)和放棄看電視頻率(notvfreq)?；卮饘牟?、很少(每月1次)、偶爾(每周1次)、經常(每周2-4次)和很經常(每周5-7次)賦值1～5。

模型(11)和(12)分別以檢查作業頻率(checkhomeworkfreq)和放棄看電視頻率(notvfreq)替代解釋變量教育時間投入進行檢驗,回歸系數均顯著為負,證實了教育時間投入對生育意愿的負向影響具有穩健性。

4.3.3 更換被解釋變量和計量方法

我國從2016年1月1日起實施全面兩孩政策,為提高研究的現實意義和保證結論的穩健性,本文進一步構建“二孩”生育意愿變量(seckidwill)。參考劉章生等(2013)的處理方法,將生育意愿大于等于2個的樣本認定為具有“二孩”生育意愿,賦值為1;小于2個的認定為沒有“二孩”生育意愿,賦值為0。

模型(13)和(14)是教育經濟投入和時間投入對“二孩”生育意愿(seckidwill)的估計結果。由于“二孩”生育意愿是典型的二分類變量,因此模型(13)采用Probit模型進行估計,結果顯示教育經濟投入和時間投入對“二孩”生育意愿的估計系數分別是-0.0787和-0.0158,均在1%的水平上顯著。模型(14)采用IV Probit兩步法進行估計,對外生性原假設“H0:ρ=0”的Wald檢驗結果,其p值為0.0000,故可在1%的顯著性水平上認為教育經濟投入和時間投入為內生變量。此外,第一步的回歸結果顯示,工具變量(被調查者所在地所有被調查者家庭的平均教育經濟投入和平均教育時間投入)對內生變量具有較強的解釋力。模型(14)也證實了教育經濟投入和時間投入對“二孩”生育意愿的負向影響。綜合上述分析結果,可以發現,不論對生育意愿,還是“二孩”生育意愿,家庭教育投入對其均存在顯著的負向影響。這在一定程度上從家庭教育投入角度解釋了“全面二孩政策”沒能獲得預期效果。

5 異質性分析與調節效應檢驗

上文結果表明,教育經濟投入和時間投入均顯著抑制了育齡人群生育意愿,但是由于個體特征差異,抑制程度存在區別。對此,本部分從性別、收入、城鄉、子女受教育階段、實際生育數量等方面考察教育經濟投入和時間投入對育齡人群生育意愿的異質性影響。此外,本部分還進一步檢驗了代際社會流動對家庭教育投入意愿影響的調節作用。

5.1 家庭教育投入影響生育意愿的性別差異

在傳統性別文化中,家庭中男女分工不同,因此本文首先探討家庭教育投入與生育意愿的關系在性別上的差異性。表5第(1)(2)回歸結果顯示,相較于女性群體,教育經濟投入使得男性生育意愿顯著下降了0.00874,而對女性生育意愿的影響并不顯著。這可能是因為在傳統的性別文化中,男性承擔賺錢養家糊口的責任,教育經濟投入的增長對男性造成更大的經濟壓力。教育時間投入對男女生育意愿的抑制效應均在1%的水平上顯著為負,且對男性的負向影響更大。這可能是因為在傳統的性別文化中,男性每多輔導孩子一小時作業的時間成本高于女性,這也進一步佐證了已有研究一般認為的女性在孩子生育、撫養和教育階段要付出的時間和精力更多(徐巧玲,2019)。

表5 按性別、收入劃分的分樣本回歸結果

5.2 家庭教育投入影響生育意愿的貧富差異

為進一步探討不同收入群體的教育經濟投入和時間投入與生育意愿的關系,本文參照何明帥和于淼(2017)的做法,將總樣本按照家庭總收入劃分為低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭,分別占比40%、40%和20%。這一比例設定沿用2017年《社會藍皮書》對收入群體分類的劃分標準。三組家庭的回歸結果見表5第(3)(4)(5)列。

回歸結果顯示,教育經濟投入使得低收入群體生育意愿顯著降低了0.0142,對中等收入群體和高收入群體雖然產生了負向影響但并不顯著。這可能是因為對低收入群體而言,教育經濟投入占家庭支出比重更大,影響了生活其他方面的正常支出,因此不愿意生育;而對于中高收入群體,雖然教育經濟投入增加,但是占總支出比例相對不高,至少不會對生活其他方面造成明顯影響,因此對生育意愿的影響并不顯著?；貧w結果還顯示,教育時間投入對三類群體生育意愿的抑制效應均在1%的水平上顯著為負,且對低收入群體的抑制效應大于高收入群體,大于中等收入群體。這可能是因為對低收入群體而言,雖然時間代表的金錢價值在三組群體中最低,但卻更需要把時間花在維持生活所必須的生計上,因此教育時間投入對生育意愿的負向影響最大;相較于中等收入群體,高收入群體單位時間所代表的金錢價值更高,因此教育時間投入對生育意愿的負向影響大于中等收入群體。此外,觀察三組群體家庭年收入和生育意愿的關系發現,只有低收入群體的家庭年收入和生育意愿呈顯著的負相關關系,中等和高等收入群體家庭年收入和生育意愿的關系均不顯著,且影響系數符號相反,因此總體看來家庭年收入對生育意愿的影響并不顯著,這可能對基準回歸中系數不顯著的原因作出部分解釋。

5.3 家庭教育投入影響生育意愿的城鄉差異

一直以來,我國城鄉生育觀的差異是客觀存在的,本部分進一步探討家庭教育投入與生育意愿的關系在城鄉上的差異性。表6第(1)(2)回歸結果顯示,相較于農村人口,教育經濟投入使得城市人口生育意愿顯著下降了0.00973,而對農村人口生育意愿的影響并不顯著。這可能是因為出于家長對子女未來的焦慮心理,處在任意學習階段的城市孩子都面臨著形式多樣的親子班、興趣班、輔導班等,極大增加了城市家庭的校外教育支出,提高了城市家庭教育經濟投入以及撫養孩子成本,降低城市育齡人口生育意愿。而對農村孩子而言,尤其是處在義務教育階段的孩子,家庭教育支出相對較少,因此教育經濟投入不會對農村地區育齡人口的生育意愿產生明顯影響。教育時間投入對城鄉育齡人口生育意愿的抑制效應均在1%的水平上顯著為負,這說明教育時間投入顯著增加了城鄉育齡人口撫養子女的機會成本,降低了生育意愿。

表6 按城鄉、子女受教育階段劃分的分樣本回歸結果

5.4 家庭教育投入影響生育意愿的教育階段差異

在不同教育階段,家庭教育投入的形式和重點存在較大差別,據此本部分探討家庭教育投入與生育意愿的關系在不同教育階段時的差異性。本文依據2018年CFPS少兒父母代答問卷中上學確認部分受訪者對于“‘子女姓名’目前上哪個階段”的回答進行分組,將托兒所/幼兒園/學前班歸為學前教育階段(stagepreschool),小學歸為初等教育階段(stage- primary),初中歸為初級中等教育階段(stagejuniorhigh),高中/中專/技校/職高歸為高級中等教育階段(stageseniorhigh)(2)由于2018年少兒父母代答問卷僅針對子女年齡介于0-15歲,因此回答中不存在大專、大學本科及以上學歷。由于部分家庭存在多個處在不同教育階段的子女,成人可能被重復分組,因此四個教育階段樣本加總大于原有成人樣本數,但重復計算的部分占比較少,因此不影響回歸結果的穩健性。。

表6第(3)-(6)列回歸結果顯示,只有學前教育階段的教育經濟投入顯著抑制了生育意愿,這可能是因為當下學前教育“入園難”“入園貴”問題日益突出,給家庭帶來較大經濟壓力,降低了生育意愿;而小學和初中屬于義務教育階段,公立高中的學費相對低廉,因此不會對家庭構成經濟壓力,從而對生育意愿的影響并不顯著。小學和初中階段的教育時間投入顯著抑制了生育意愿,這可能是因為出于對孩子未來的期盼和“小升初”、中考的客觀升學壓力,教育時間投入必然增加,這客觀上增加了生育撫養成本,降低了生育意愿。

5.5 家庭教育投入影響生育意愿的實際生育數量差異

家庭教育投入對實際生育數量不同的群體生育意愿的影響可能存在差異,本部分按照家庭子女數量將總樣本分為一孩家庭(childnum1),二孩家庭(childnum2),以及三孩及以上家庭(childnum3)。分樣本統計分析發現,一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭教育經濟投入均值分別為8.02、8.12和8.33;家庭教育時間投入均值分別為4.49、3.64和2.80;生育意愿均值分別為1.83、2.07和2.58?？梢?一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭在單個孩子上的經濟投入和時間投入上確實存在顯著差異。表7第(1)-(3)列分別是一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭教育經濟投入和時間投入對生育意愿(kidwill)的估計結果。

表7 按家庭子女數量劃分的分樣本回歸結果

回歸結果顯示,對于一孩家庭,教育經濟投入和時間投入均顯著抑制了生育意愿。進一步,為分析家庭教育投入對生育意愿的邊際影響,表7第(4)列將被解釋變量更換為一孩家庭的二孩生育意愿(seckidwill)。結果表明結論具有穩健性,且教育經濟投入和時間投入對一孩家庭的二孩生育意愿的抑制作用更強。對于二孩家庭,教育經濟投入對生育意愿的影響并不顯著,這可能是因為二孩家庭的物質學習資料可以共享,在一定程度上降低了家庭教育經濟投入的邊際成本。教育時間投入仍然顯著抑制了生育意愿,但其系數絕對值低于一孩家庭,這可能是因為一孩在一定程度上分擔了家長對二孩的教育時間投入。表7第(5)列將被解釋變量更換為二孩家庭的三孩生育意愿(thirdkidwill),結果顯示教育經濟投入和時間投入對二孩家庭的三孩生育意愿的影響均不顯著。對于三孩及以上家庭,教育經濟投入和時間投入對生育意愿的影響均不顯著。這可能是因為其個人生育意愿較為強烈,不會受到家庭教育投入等因素的影響。

5.6 代際社會流動對家庭教育投入意愿的調節作用

本部分檢驗了代際社會流動對家庭教育投入意愿的調節作用。通過加入調節變量代際社會流動(iseimob)、代際社會流動和教育經濟投入的交乘項(iseimobexp)、以及代際社會流動和教育時間投入的交乘項(iseimobtime),參考基準回歸方法分別運用OLS和Poisson進行回歸,結果如表8所示。模型(1)和(2)是OLS估計,模型(3)和(4)是泊松估計,其中模型(1)(3)是不包含任何控制變量的估計結果,模型(2)(4)報告了包含人口社會學特征控制變量的估計結果。

表8 代際社會流動對生育意愿的調節作用

結果顯示,教育經濟投入和時間投入對生育意愿的影響均顯著為負,這和之前的回歸結果相符合。調節變量代際社會流動對育齡人群生育意愿影響顯著為負。這可能是因為根據毛細血管理論,代際社會流動高的群體因為追求個人發展不愿意生育,由此帶來的心理壓力進一步降低了生育意愿。代際社會流動和教育經濟投入的交乘項對育齡人群生育意愿影響顯著為正,代際社會流動和教育時間投入的交乘項對育齡人群生育意愿影響為正,但不顯著?？紤]到加入交乘項后,育齡人群相較于父輩而言,自身已經實現的階層向上流動會形成一種積極的心理預期和對子女未來的信心,減弱了家庭教育投入對生育意愿的不利影響。然而這種減弱作用可能只是源自階層向上流動后帶來的預算約束的放松,對任何個體而言,時間都是有限的且不會發生變化,因此代際社會流動和教育時間投入的交乘項對育齡人群生育意愿不顯著。

6 結論與政策建議

本文將家庭教育投入劃分為教育經濟投入和教育時間投入,構建了包含家庭生育決策的擴展OLG模型,利用2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)數據實證檢驗教育經濟投入和時間投入對生育意愿的影響和調節效應。

研究發現,第一,教育經濟投入和教育時間投入均顯著抑制了生育意愿。在教育經濟投入中,相較于學校教育支出和其他教育支出,課外輔導費對生育意愿的抑制作用最為明顯。本文運用2018年的數據進一步證實家庭教育投入對“二孩”生育意愿存在顯著的負向影響,在一定程度上對“全面二孩政策”未達預期作出解釋。第二,教育經濟投入和教育時間投入對生育意愿的影響存在異質性。將育齡人群按個人特征分類,教育經濟投入對男性群體、低收入群體、城市群體和子女處于托幼等學前教育階段群體的生育意愿有顯著的抑制作用;教育時間投入對男女、城鄉、不同收入群體,以及子女處于小學和初中階段群體的生育意愿均產生了顯著的負向影響。第三,代際社會流動能夠減弱教育經濟投入對生育意愿的不利影響,但不能減弱教育時間投入對生育意愿的不利影響。

上述發現的政策啟示是,國家要從教育經濟支持和教育時間支持兩個方面降低家庭教育投入成本,提升生育意愿。這實際上為已經出臺的《中共中央國務院關于優化生育政策促進人口長期均衡發展的決定》提供政策依據?！稕Q定》實施三孩生育政策及配套支持措施,在降低教育成本方面,提出要推進教育公平與增加優質教育資源供給。具體來看,首先,本文研究發現教育經濟投入對生育意愿的抑制作用明顯,為緩解“學區房”“擇校費”給家庭帶來的巨大經濟壓力,《決定》提出推進義務教育優質均衡發展和城鄉一體化,有效解決“擇校熱”難題。其次,本文研究發現教育時間投入對生育意愿的抑制作用明顯,《決定》提出適當延長在幼兒園時長或提供托管服務;同時依托學校教育資源,以公益普惠為原則,全面開展課后文體活動、社會實踐項目和托管服務,推動放學時間與父母下班時間銜接。再次,本文研究發現教育經濟投入中,課外輔導費對生育意愿的抑制作用最為明顯,《決定》提出嚴格規范校外培訓,將學生參加課外培訓頻次、費用等情況納入教育督導體系。最后,本文研究發現教育經濟投入對子女處于托幼等學前教育階段群體的生育意愿抑制作用明顯,《決定》提出推進城鎮小區配套幼兒園治理,持續提升普惠性幼兒園覆蓋率。

除了已經出臺的三孩生育配套支持措施外,根據本文研究結論,還有如下建議:首先,本文研究發現教育經濟投入對低收入家庭的生育意愿抑制作用明顯,據此建議將教育財政支出以生育補貼的方式進入低收入家庭生育決策過程中,擴大義務教育范圍,尤其是增加對學前教育的覆蓋范圍。其次,本文研究發現教育時間投入對子女處于小學和初中階段群體的生育意愿抑制作用明顯,對子女處于學前教育階段和高中階段群體的生育意愿抑制作用不顯著,據此建議延長義務教育時間,從9年向后延伸到12年,減輕小升初、中考給家長帶來的巨大心理壓力。最后,本文研究發現代際社會流動能夠減弱教育經濟投入對生育意愿的不利影響,據此建議推進教育公平,增強個體的社會流動能力,同時通過公共政策配套,創造促進社會階層良性流動的外部環境,阻斷社會階層流動的路徑依賴,提升育齡人群生育意愿。