姚遂，陳家俊

人力資本是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)因素，教育則是人力資本投資的主要途徑。 在教育投入方面，父母通常扮演著關(guān)鍵角色。 中國(guó)尤為特殊之處在于，“相夫教子”的角色更加凸顯母親在后代教育上的重要作用，由此引出一個(gè)值得討論的問(wèn)題：作為對(duì)子女教育有重要影響的母親，其自身的教育經(jīng)歷會(huì)如何以及怎樣影響家庭后代的教育? 正是從這一角度出發(fā)，本文利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)2016的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)?zāi)赣H學(xué)歷對(duì)子女教育的影響。 本文的研究不僅考察母親學(xué)歷影響后代教育提升的整體效應(yīng)以及途徑，也檢驗(yàn)了母親學(xué)歷對(duì)后代教育的影響是否存在性別差異。 基于研究結(jié)論，本文提出了相應(yīng)的政策建議。

一、文獻(xiàn)回顧

從家庭視角來(lái)看，父母對(duì)子女的教育投資是一種人力資本的代際傳遞[1][2]。 在家庭內(nèi)部，教育性人力資本投資分為兩部分：物質(zhì)投資和時(shí)間投資。 物質(zhì)投資包括經(jīng)濟(jì)資源，比如金錢、物品等；時(shí)間投資主要是指陪伴照料以及教育孩子所投入的時(shí)間、精力[3][4]。

關(guān)于影響教育性投資的因素，國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)，除了家庭的經(jīng)濟(jì)狀況外，父母的教育經(jīng)歷也對(duì)子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)出顯著的正向影響。 Treiman 等對(duì)1989 年21 個(gè)國(guó)家、1993 年26 個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)分析表明，父親受教育時(shí)間每增加一年，子女受教育年限平均增加半年[5]。 Carneiro 等研究發(fā)現(xiàn)父母教育水平對(duì)子女高等教育入學(xué)率的影響要大于短期經(jīng)濟(jì)約束對(duì)高等教育入學(xué)率的影響[6]。 Adriana Lleras-Muney 和A.Bjorklund 等分別對(duì)英國(guó)、加拿大進(jìn)行研究，也發(fā)現(xiàn)了父母學(xué)歷對(duì)子女受教育年限有著類似的正向影響[7][8]。

研究表明，與教育性投資有關(guān)的人力資本代際傳遞有三個(gè)機(jī)制：(1)收入效應(yīng)，高學(xué)歷的父母擁有更好的經(jīng)濟(jì)條件，增強(qiáng)了對(duì)子女的人力資本投資能力[9]。 (2)數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)，提高家庭支出中對(duì)單個(gè)子女的人力資本投資支出的比例[10]。 關(guān)于數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)，Becker ＆ Lewis 提出了生育數(shù)量質(zhì)量替代假說(shuō)[11]。 這一假說(shuō)認(rèn)為孩子是一種“時(shí)間密集型商品”，隨著父母受教育程度的提高，生育后代的機(jī)會(huì)成本增加，理性的父母會(huì)選擇減少生育數(shù)量并增加單個(gè)子女的教育投入，家庭內(nèi)部子女?dāng)?shù)量越少，子女受教育程度越高[12][13]。 這意味著父母學(xué)歷會(huì)通過(guò)影響生育數(shù)量來(lái)影響其對(duì)子女的教育投資。(3)輔助效應(yīng)，高學(xué)歷的父母對(duì)子女有著更高效的教育方法[14]。 具體而言，父親學(xué)歷的收入效應(yīng)要遠(yuǎn)大于母親[15][16]，而考慮數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)和輔助效應(yīng)，母親學(xué)歷也會(huì)有重要影響[17]。

國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)實(shí)證檢驗(yàn)了上述機(jī)制。 根據(jù)在河北農(nóng)村地區(qū)實(shí)地調(diào)研，李旻等發(fā)現(xiàn)，子女自身學(xué)習(xí)狀況、母親決策權(quán)×母親受教育年限、教育投資價(jià)格、父親受教育年限、人均家庭收入等因素共同影響對(duì)子女的教育投資[18]。 池麗萍等研究發(fā)現(xiàn)，親子溝通是父母向子女傳遞人力資本的直接途徑，并且這一途徑是通過(guò)一般親子溝通、學(xué)業(yè)溝通、學(xué)校溝通三大方面共同實(shí)現(xiàn)的[19]22-28。 胡偉華研究發(fā)現(xiàn)，母親學(xué)歷的提高會(huì)使子女在教育資源的獲取方面有更大優(yōu)勢(shì)[20]。 侯利明基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2006 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：(1)父母學(xué)歷對(duì)子女的教育獲得具有顯著正向影響；(2)以父母是否具有高中及以上學(xué)歷為界，子女的受教育年限顯著分化[21]。 孫永強(qiáng)等基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2012 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，父母教育背景對(duì)子女教育影響呈顯著的城鄉(xiāng)差異：農(nóng)村樣本中，父母的學(xué)歷背景對(duì)子女的小學(xué)入學(xué)機(jī)會(huì)影響更大；城鎮(zhèn)樣本中，父母學(xué)歷背景對(duì)城鎮(zhèn)戶口子女的大學(xué)入學(xué)機(jī)會(huì)影響更大[22]。 黃建忠等基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2010 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，母親受教育程度越高，家庭內(nèi)部教育資源分配的性別歧視效應(yīng)越弱[23]120-137。 周世軍等基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2013 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，父母學(xué)歷的“門當(dāng)戶對(duì)”有助于人力資本代際傳遞[24]。

與國(guó)外的研究相一致，國(guó)內(nèi)的研究也發(fā)現(xiàn)家庭內(nèi)部的生育決策與家庭后代教育性投資存在相關(guān)性。相關(guān)的研究主要集中在兩個(gè)方面，一是對(duì)家庭內(nèi)部教育擠壓?jiǎn)栴}的研究，二是關(guān)于計(jì)劃生育政策對(duì)家庭教育投資決策影響的研究。

在教育擠壓的研究方面，鄭磊通過(guò)中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2008 的樣本研究發(fā)現(xiàn)，擁有兄弟將不利于個(gè)人受教育年限的增加，而擁有姐妹則對(duì)個(gè)人受教育年限的影響不明顯[25]76-103。 鐘粵俊等利用2005 年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，兄弟姐妹會(huì)對(duì)個(gè)人教育產(chǎn)生擠壓效應(yīng)[26]。

有關(guān)計(jì)劃生育政策對(duì)家庭教育投資決策的影響，龔繼紅根據(jù)隨州市農(nóng)村家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在子女少的家庭中，家長(zhǎng)對(duì)子女的教育投入更多，并且會(huì)更加關(guān)注孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)[27]。 王芳等根據(jù)2009 年“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”的數(shù)據(jù)，證實(shí)在計(jì)劃生育政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展雙重影響下，我國(guó)人口的平均受教育年限得以提高[28]。 瞿凌云研究發(fā)現(xiàn)，低生育率雖然會(huì)加劇人口老齡化，但同時(shí)也會(huì)促進(jìn)人均教育投資的增加和人力資本的積累[29]。 劉曉鴿等利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010 的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，計(jì)劃生育政策的實(shí)施增加了居民的受教育年限[30]。

上述相關(guān)研究為本文的研究提供了框架，然而在筆者看來(lái)，關(guān)于中國(guó)父母尤其是中國(guó)母親在教育性人力資本代際傳遞中影響的研究，尚有挖掘的空間——在中國(guó)“男主外，女主內(nèi)”的家庭分工中，母親既是生育的直接承擔(dān)者，也是教育時(shí)間投資的主要承擔(dān)者(在中國(guó)傳統(tǒng)文化中，已婚女性被定位為“相夫教子”，雖然有“養(yǎng)不教，父之過(guò)”之說(shuō)，但是從孟母三遷到岳母刺字，我們看到的都是傳統(tǒng)中國(guó)母親在教育上的核心作用)。 即使在中華人民共和國(guó)成立以后，女性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有了極大的提高，她們廣泛參加社會(huì)生產(chǎn)，但撫育和教育子女依然是母親的基本義務(wù)。 這反映出在中國(guó)母親在兒女成長(zhǎng)上的影響仍然是關(guān)鍵性的。 所以，母親學(xué)歷的提升無(wú)疑會(huì)直接影響對(duì)后代的教育。 據(jù)此，本文將力圖展示在中國(guó)女性學(xué)歷的提高對(duì)后代教育的影響，也為現(xiàn)有研究提供一個(gè)基于中國(guó)案例的解讀。

同時(shí)，始于1979 年的計(jì)劃生育政策對(duì)中國(guó)當(dāng)代家庭的生育決策產(chǎn)生了深刻的影響，雖然現(xiàn)在二孩政策已經(jīng)放開(kāi)，但是如何從生育決策內(nèi)生的角度考慮中國(guó)家庭人力資本代際傳遞問(wèn)題，也是一個(gè)值得探討的課題。 本文的研究也正是立足于這一點(diǎn)，通過(guò)對(duì)CLDS2016 數(shù)據(jù)的處理和分析，考察在生育數(shù)量?jī)?nèi)生的情況下，母親學(xué)歷如何影響家庭對(duì)于子女的教育性投資，并且這一影響是否存在性別差異。

二、研究思路與模型構(gòu)建

(一)研究思路

基于已有的與教育性投資相關(guān)的研究，筆者認(rèn)為母親學(xué)歷的提高會(huì)通過(guò)以下三個(gè)機(jī)制對(duì)子女受教育年限產(chǎn)生正向影響：(1)通過(guò)減少生育數(shù)量來(lái)增加對(duì)單個(gè)子女的人力資本投資(數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng))；(2)通過(guò)自身收入水平的提高來(lái)增加對(duì)子女的人力資本投資(收入效應(yīng))；(3)通過(guò)教育輔導(dǎo)方法的改進(jìn)直接提高對(duì)子女的投資效率(輔助效應(yīng))。

從影響生育數(shù)量的角度來(lái)看，學(xué)歷越高的母親生育數(shù)量越少：第一，母親學(xué)歷越高，勞動(dòng)收入越高，生育一個(gè)孩子的機(jī)會(huì)成本也就更高，因此就越傾向于少生；第二，教育會(huì)改變“養(yǎng)兒防老”的偏好。 在其他條件給定時(shí)，子女的數(shù)量越少，意味著對(duì)每一個(gè)子女所能投入的教育資源越多，子女的受教育年限越長(zhǎng)。 從影響自身收入的角度來(lái)看，其他條件不變時(shí)，母親學(xué)歷越高，其收入越高[31]。 偏好不變的情況下，母親收入越高，對(duì)子女的教育投入越多，子女受教育年限越長(zhǎng)。 從學(xué)歷的直接影響而言，母親學(xué)歷越高，其對(duì)子女的輔導(dǎo)教育方法通常更有效，子女受教育年限越長(zhǎng)[19]22-28。

圖1 模型假設(shè)

通過(guò)以上分析，可提出假設(shè)(圖1)：

假設(shè)1 母親學(xué)歷越高，子女受教育年限越長(zhǎng)(總效應(yīng))。

假設(shè)2a 母親學(xué)歷越高，越傾向于少生孩子。

假設(shè)2b 母親所生孩子越少，子女受教育年限越長(zhǎng)。 (假設(shè)2a 與假設(shè)2b 共同構(gòu)成數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng))

假設(shè)3a 母親學(xué)歷越高，其工作收入越高(體現(xiàn)為從事高收入的職業(yè))。

假設(shè)3b 母親工作收入越高，子女受教育年限越長(zhǎng)。 (假設(shè)3a 與假設(shè)3b 共同構(gòu)成收入效應(yīng))

假設(shè)4 除數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)和收入效應(yīng)之外，母親學(xué)歷提高對(duì)子女受教育年限有直接正面影響(輔助效應(yīng))。

(二)模型構(gòu)建

上文闡述了母親學(xué)歷影響子女受教育的三個(gè)機(jī)制，其中生育數(shù)量和母親的工作類型分別屬于其中兩個(gè)機(jī)制的中介變量。 檢驗(yàn)中介效應(yīng)的一個(gè)常用的方法是逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法，對(duì)此溫忠麟等人提出了一個(gè)廣為適用的程序[32][33]。 據(jù)此，建立與自變量(母親學(xué)歷，用M-edu 表示)、中介變量(生育數(shù)量，用Sibling 表示；母親職業(yè)，用M-profession 表示)、因變量(受教育年限，用Edu 表示)有關(guān)的四個(gè)回歸模型：

按如下順序進(jìn)行檢驗(yàn)：第一，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?1)，若α1顯著，則繼續(xù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?2)、模型(3)與模型(4)，否則檢驗(yàn)結(jié)束；第二，檢驗(yàn)β1和θ2，若β1和θ2都顯著則說(shuō)明母親學(xué)歷可通過(guò)影響生育數(shù)量來(lái)影響子女教育，若β1和θ2至少有一個(gè)不顯著則使用Bootstrap 法進(jìn)行檢驗(yàn)；第三，檢驗(yàn)γ1和θ3，若二者都顯著則說(shuō)明母親學(xué)歷可通過(guò)影響工作類型來(lái)影響子女教育，若γ1和θ3至少有一個(gè)不顯著則同樣使用Bootstrap 法進(jìn)行檢驗(yàn)。 第四，檢驗(yàn)θ1是否顯著，如果顯著則說(shuō)明母親學(xué)歷可直接影響子女教育。 為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，四個(gè)模型控制變量必須保持一致(控制變量有年齡、戶口、性別、地區(qū)、母親年齡、父親學(xué)歷、父親職業(yè)、父親年齡、恢復(fù)高考和大學(xué)收費(fèi))。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

(一) 樣本數(shù)據(jù)與變量說(shuō)明

樣本數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)2016 勞動(dòng)力個(gè)體新增問(wèn)卷。 該調(diào)查覆蓋中國(guó)29 個(gè)省市，調(diào)查對(duì)象為樣本家庭戶中年齡從15 至64 歲的全部勞動(dòng)力。 此外，由于中國(guó)在1979 年開(kāi)始實(shí)施計(jì)劃生育政策，這意味著在1979 年以后出生的樣本中，父母的生育決策難免受到計(jì)劃生育政策的影響。為了排除計(jì)劃生育政策對(duì)研究結(jié)果的干擾，筆者只保留了1979 年之前出生且母親時(shí)年不小于40 歲的樣本①1978 年，中共中央以[1978]69 號(hào)文件的形式批轉(zhuǎn)國(guó)務(wù)院計(jì)劃生育領(lǐng)導(dǎo)小組的報(bào)告，1979 年計(jì)劃生育政策開(kāi)始在全國(guó)實(shí)施。②根據(jù)我國(guó)婦女的生育模式，大部分生育都處于20 歲到35 歲的區(qū)間，40 歲以上的生育極少，因此計(jì)劃生育難以對(duì)40 歲以上婦女的生育造成影響。，本文有效樣本量為12274 個(gè)。

被調(diào)查者及其父母學(xué)歷問(wèn)答在CLDS 中設(shè)計(jì)為“您/父親/母親的最高教育程度”，選項(xiàng)為：“未上過(guò)學(xué)”“私塾/小學(xué)”“初中”“普通高中”“職業(yè)高中”“技?！薄爸袑！?“大專”“大學(xué)本科”“碩士”“博士”以及“其他”等12 個(gè)選項(xiàng)。 為了便于實(shí)證研究，用受教育年限替代學(xué)歷，分別是：未上過(guò)學(xué)=0 年，私塾、小學(xué)=6 年，初中=9 年，普通高中、職業(yè)高中、技校、中專=12 年，大專=15 年，大學(xué)本科=16 年，碩士=19年，博士=22 年。 關(guān)于母親收入，需要說(shuō)明的是，由于問(wèn)卷中無(wú)法直接獲知母親收入的信息，本文參考問(wèn)卷問(wèn)題“您14 歲時(shí)，母親工作的單位類型”，將被調(diào)查者14 歲時(shí)母親工作類型分為“有單位”和“無(wú)單位”兩類(“有單位”意味著更高的工作收入)，用有無(wú)單位作為母親收入的代理變量③這樣處理的合理性在于，由于被調(diào)查者出生于1979 年之前，14 歲時(shí)也應(yīng)不晚于1992 年鄧小平“南方講話”時(shí)，其時(shí)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)尚不發(fā)達(dá)，“有單位”意味著當(dāng)時(shí)在社會(huì)上屬于收入較高的群體。。 用兄弟姐妹數(shù)量反映生育數(shù)量。 此外，本文以樣本出生年份1959 年和1971 年為界設(shè)置高考恢復(fù)虛擬變量和大學(xué)收費(fèi)虛擬變量④我國(guó)高考招生制度在“文化大革命”期間中斷，直到1977 年才恢復(fù)，高考恢復(fù)會(huì)對(duì)被調(diào)查對(duì)象學(xué)歷造成影響。 一般而言，學(xué)生參加高考時(shí)年齡為18 歲，這意味著1959 年及之后出生的樣本能夠順利參加高考，之前的則受到了“文革”的影響。⑤從中華人民共和國(guó)成立到20 世紀(jì)80 年代，我國(guó)高等教育一直免費(fèi)，從1989 年開(kāi)始(1971 年出生的此時(shí)年齡為18 歲)高等教育開(kāi)始收費(fèi)，高等教育收費(fèi)政策的實(shí)施可能會(huì)對(duì)家庭教育決策造成一定的影響。。 變量描述見(jiàn)表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 母親最高學(xué)歷與子女受教育水平

(二)母親學(xué)歷與子女受教育水平描述性統(tǒng)計(jì)

表2 反映了樣本中母親學(xué)歷與子女平均受教育年限之間的關(guān)系。 從表2 可以得出，總體上母親學(xué)歷水平越高，子女受教育年限越長(zhǎng)。 對(duì)男女樣本分別統(tǒng)計(jì)后發(fā)現(xiàn)，盡管兒子平均受教育年限均高于女兒平均受教育年限，但隨著母親學(xué)歷水平提高，這種差異在減小，說(shuō)明母親學(xué)歷對(duì)子女教育影響可能存在性別差異。

為了更好地識(shí)別母親學(xué)歷對(duì)子女學(xué)歷的影響機(jī)制，需要控制父親學(xué)歷變量，表3 為父母學(xué)歷的樣本分布。 由表3 可知，父母學(xué)歷中“男高女低”組合占據(jù)主流，當(dāng)父親為文盲，母親學(xué)歷在初中及以上的樣本極少。 因此，為了保證結(jié)果的可靠性，分別控制父親最高學(xué)歷為小學(xué)、初中和高中及以上時(shí)，在母親學(xué)歷水平不同時(shí)子女的平均受教育年限、生育數(shù)量以及母親職業(yè)的均值，結(jié)果如表4 所示。

表3 父母學(xué)歷的樣本分布

由表4 可知，控制父親學(xué)歷變量，隨著母親學(xué)歷提升，子女平均受教育年限呈遞增趨勢(shì)，且子女的平均受教育年限差在減小，平均生育數(shù)量呈遞減趨勢(shì)，母親有工作單位的比例越來(lái)越高，因此可以識(shí)別出母親學(xué)歷對(duì)于子女學(xué)歷的正向影響(總體效應(yīng))，對(duì)生育數(shù)量的負(fù)向影響(數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng))，以及從事更高收入工作的正向影響(收入效應(yīng))。

此外，因?yàn)榻逃椒o(wú)法直接觀測(cè)，很難直接識(shí)別母親學(xué)歷提升的輔助效應(yīng)。不過(guò)，這一效應(yīng)可以間接地識(shí)別：父母學(xué)歷對(duì)于子女教育的影響可分為收入效應(yīng)、數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)和輔助效應(yīng)。 就收入效應(yīng)而言，已有文獻(xiàn)表明，只考慮收入效應(yīng)時(shí)，父親學(xué)歷對(duì)于子女受教育程度的影響大于母親[34][35]。 可以控制生育數(shù)量以及數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)，考慮父母一方的學(xué)歷為文盲時(shí)，考察另一方學(xué)歷提升對(duì)子女受教育年限的影響。 如果母親學(xué)歷提升對(duì)于子女受教育年限的影響大于父親，說(shuō)明母親學(xué)歷對(duì)于子女教育具有更強(qiáng)的輔助效應(yīng)。

由表4 可知，當(dāng)父母在不同學(xué)歷水平時(shí)，其平均生育數(shù)量大體上在4 和5 之間波動(dòng)，因此分別控制生育數(shù)量為4 和5，結(jié)果如表5 所示。

由表5 可知，無(wú)論生育數(shù)量是4 還是5，給定父母一方的學(xué)歷為文盲，母親學(xué)歷提升對(duì)于子女受教育年限的影響比父親的大，這就可以識(shí)別出母親學(xué)歷提高帶來(lái)的輔助效應(yīng)。

表4 控制父親學(xué)歷后的樣本統(tǒng)計(jì)

四、模型實(shí)證及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)實(shí)證結(jié)果與分析

表6 是模型(1)的回歸結(jié)果，其中第(1)、(4)、(7)欄未加入控制變量，第(2)、(5)、(8)欄中加入有關(guān)被調(diào)查者信息的控制變量，第(3)、(6)、(9)欄中加入有關(guān)被調(diào)查者父母信息的控制變量。 無(wú)論是總樣本還是分樣本，母親的學(xué)歷對(duì)子女受教育程度影響是正向顯著的。 考慮性別差異，對(duì)總樣本進(jìn)行回歸分析，可以發(fā)現(xiàn)，女兒受教育年限平均要比兒子少1.744 年；對(duì)分性別樣本進(jìn)行回歸分析，可以發(fā)現(xiàn)，母親的受教育年限每增加一年，兒子的受教育年限平均增加0.068 年，女兒的受教育年限平均增加0.191 年，且結(jié)果顯著。 這說(shuō)明母親學(xué)歷對(duì)女兒平均受教育年限的影響要顯著大于對(duì)兒子的平均受教育年限的影響，假設(shè)1 得到驗(yàn)證。

表5 給定父母一方為文盲，分別控制生育數(shù)量為4 和5 后的樣本統(tǒng)計(jì)

表6 模型(1)的回歸結(jié)果

表7 是模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果，其中第(1)欄和第(4)欄為總體樣本回歸結(jié)果，第(2)欄和第(5)欄為男性樣本回歸結(jié)果，第(3)欄和第(6)欄為女性樣本回歸結(jié)果。 回歸結(jié)果顯示，無(wú)論是在總樣本還是在分樣本中，母親學(xué)歷都對(duì)其生育數(shù)量有顯著負(fù)向影響，這驗(yàn)證了假設(shè)2a，并且母親學(xué)歷越高，工作“有單位”的比例越高，這驗(yàn)證了假設(shè)3a。

表7 模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果

表8 是模型(4)的回歸結(jié)果，其中第(1)、(4)、(7)欄未加入控制變量，第(2)、(5)、(8)欄中加入有關(guān)被調(diào)查者信息的控制變量，第(3)、(6)、(9)欄中加入有關(guān)被調(diào)查者父母信息的控制變量。

關(guān)于生育數(shù)量對(duì)子女受教育年限的影響，根據(jù)總樣本的回歸，可以發(fā)現(xiàn)母親生育數(shù)量每增加一個(gè)，子女的受教育年限平均減少0.103 年，但是通過(guò)分樣本回歸分析，可以發(fā)現(xiàn)，母親生育數(shù)量對(duì)兒子受教育年限的影響顯著，對(duì)女兒受教育年限的影響卻不顯著(Bootstrap 檢驗(yàn)，P 值為0.550①關(guān)于Bootstrap 檢驗(yàn)結(jié)果，若讀者需要，可向作者索取。)。 這與之前鄭磊等的研究結(jié)果(擁有兄弟將不利于個(gè)人受教育年限的增加，而擁有姐妹則對(duì)個(gè)人受教育年限的影響不明顯)有所差別[25]76-103。 一個(gè)最有可能的解釋是，家庭資源的約束和重男輕女思想共同作用，導(dǎo)致了這類現(xiàn)象發(fā)生：由于重男輕女，女孩得到的教育資源普遍少于男孩(總樣本回歸結(jié)果中，女性受教育年限平均比男性少1.898 年)，由于女孩得到的教育資源普遍少于男孩，被擠壓的空間小，所以受到兄弟姐妹的教育擠壓反而不明顯，而男孩雖然相對(duì)于女孩能夠得到更多的教育資源，但在家庭資源約束下受兄弟姐妹擠壓的影響更大。 因此，假設(shè)2b 在總體樣本和男性樣本中得到驗(yàn)證。 另外，值得注意的是，在沒(méi)有加入控制變量時(shí)，比較第(4)欄與第(7)欄的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)女性受到兄弟姐妹教育擠壓的影響要比男性大。 這可能是因?yàn)樾值芙忝枚嗟募彝ジ改甘芙逃潭群褪杖刖?，且在父母受教育水平和收入水平比較低的家庭里，重男輕女現(xiàn)象往往更加嚴(yán)重。

表8 模型(4)的回歸結(jié)果

關(guān)于母親工作類型對(duì)子女教育的影響，從表5 總樣本回歸中可知，有工作單位的母親其子女的平均受教育年限更高。 對(duì)子代男性樣本回歸，可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)不加入有關(guān)父親的控制變量時(shí)，母親工作類型對(duì)兒子的受教育年限有顯著正向影響，而在加入有關(guān)父親的控制變量后，影響就不再顯著(Bootstrap 檢驗(yàn)，P 值為0.391)。 出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能有兩個(gè)：(1)由于婚姻中存在“收入匹配”現(xiàn)象，父母收入水平高度相關(guān)；(2)受傳統(tǒng)宗法觀念影響，父親對(duì)兒子的人力資本投資意愿更強(qiáng)，并且家庭里父親的收入占主要部分。 對(duì)女性樣本回歸，可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是否加入控制變量，母親的工作類型都對(duì)女孩的教育有顯著正向影響。 可能的原因是，母親收入越高，女性在家里的地位越高，對(duì)女兒的人力資本投入越大。 黃建忠等的研究為此提供了一個(gè)佐證[23]120-137。 假設(shè)3b 在總體樣本和女性樣本中得到了驗(yàn)證。

關(guān)于母親學(xué)歷對(duì)子女教育的輔助效應(yīng)，從表8 中可以發(fā)現(xiàn)，根據(jù)總樣本回歸，母親的受教育年限每增加一年，子女的受教育年限平均增加0.119 年；分樣本回歸，系數(shù)仍然是正向而且顯著的。 這就驗(yàn)證了假設(shè)4(輔助效應(yīng))。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過(guò)中介效應(yīng)模型的分析，可以發(fā)現(xiàn)，母親的學(xué)歷提升對(duì)于子女的教育均有積極的影響，但是，由于上述檢驗(yàn)中仍然無(wú)法排除遺漏變量所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，為了進(jìn)一步確認(rèn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，在此部分將運(yùn)用工具變量法來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。

1949 年中華人民共和國(guó)成立后，中華人民共和國(guó)通過(guò)的第一部《中華人民共和國(guó)婚姻法(1950)》(簡(jiǎn)稱為《婚姻法》)就是解放女性的法律，在20 世紀(jì)50 年代，國(guó)家還通過(guò)一系列法規(guī)政策來(lái)提高和保障婦女的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。 正是在這一大的時(shí)代背景下，婦女的婚姻自由、工作權(quán)利、經(jīng)濟(jì)權(quán)利才得到了更多的保障和提升，女性教育也有了更好的制度支撐和體制保障。 因此，《婚姻法》的出臺(tái)，掀起了中華人民共和國(guó)女性解放和女性發(fā)展的大幕，而女性教育提升是女性解放和女性發(fā)展的自然成果之一。 所以，把1950 年《婚姻法》的出臺(tái)視為促進(jìn)中華人民共和國(guó)女性教育的一個(gè)制度信號(hào)，而且這一法規(guī)的出臺(tái)是一個(gè)前定變量，不會(huì)影響上述討論模型中其他的變量，因此可以構(gòu)造一個(gè)以1950 年《婚姻法》出臺(tái)為基準(zhǔn)的虛擬變量作為工具變量(IV)。

1950 年《婚姻法》規(guī)定，女性成婚的法定年齡為18 歲，而這個(gè)18 歲也是現(xiàn)在通行的成年人標(biāo)準(zhǔn)。很明顯，1950 年18 歲以上的已婚女性，基本上都已完成其相應(yīng)的學(xué)歷教育，所以其學(xué)歷教育不會(huì)受到1950 年后對(duì)女性教育權(quán)保障帶來(lái)的影響；而18 歲以下的未婚女性，其學(xué)歷教育正好受到1950 年后對(duì)女性權(quán)利保障的影響。 據(jù)此，筆者將前面處理組中受訪者的母親出生年份不晚于1932 年(1950 年大于等于18 歲)的記為0(這些人的學(xué)歷教育都是在中華人民共和國(guó)成立之前完成的)，將母親出生年份晚于1932 年的記為1①根據(jù)中華人民共和國(guó)成立初期以及之前中國(guó)的實(shí)際情況，女性結(jié)婚后重新接受教育較為少見(jiàn)，至于在校大學(xué)生的結(jié)婚，直到20世紀(jì)90 年代都是嚴(yán)格受控的。 網(wǎng)址為http：/ /www.law- lib.com/law/law _view.asp? id=6299(2020 年5 月21 日查)。。 使用1950 年的虛擬變量作為母親學(xué)歷教育的工具變量進(jìn)行2SLS 回歸，結(jié)果如表9 所示。 由表9 可見(jiàn)，2SLS 回歸表明，母親學(xué)歷對(duì)子女受教育年限有顯著正向影響，并且對(duì)女兒受教育年限的影響要大于對(duì)兒子受教育年限的影響，這與前面的結(jié)論一致。

表9 模型(1)與模型(4)的2SLS 回歸結(jié)果

在上述檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)模型(1)和模型(4)進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)工具變量系數(shù)顯著性的F統(tǒng)計(jì)量分別為19.28 和16.68，均超過(guò)10，故認(rèn)為不存在弱工具變量。

五、研究結(jié)論與政策建議

圍繞母親學(xué)歷如何影響子女教育這一問(wèn)題，本文根據(jù)中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)2016 年的數(shù)據(jù)研究母親學(xué)歷對(duì)于子女受教育年限的影響，檢驗(yàn)了影響的三個(gè)機(jī)制(數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)、收入效應(yīng)以及輔助效應(yīng))，同時(shí)發(fā)現(xiàn)這種影響存在著性別差異。

本文創(chuàng)新點(diǎn)在于：(1)利用中介效應(yīng)模型，將母親對(duì)于后代教育影響的三個(gè)機(jī)制進(jìn)行了辨識(shí)，在一個(gè)較為完整的框架下為現(xiàn)有研究提供了一個(gè)基于中國(guó)案例的解讀，也為我們認(rèn)識(shí)女性教育的重要性提供了一個(gè)視角；(2)研究還發(fā)現(xiàn)了母親學(xué)歷的提升將可以改進(jìn)人力資本代際傳遞的性別差異，這對(duì)于實(shí)現(xiàn)教育中的男女平等無(wú)疑具有重要的意義。

本文的研究雖然利用的是CLDS2016 中在1979 年以前出生的受訪者的樣本數(shù)據(jù)，但其結(jié)果仍然具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義：(1)母親教育提升在生育上所呈現(xiàn)的數(shù)量質(zhì)量替代效應(yīng)很好地呼應(yīng)了當(dāng)前二孩政策未能達(dá)到預(yù)期效果的現(xiàn)實(shí)①中華人民共和國(guó)衛(wèi)生健康委員會(huì)曾預(yù)測(cè)全面放開(kāi)二胎后，2017 年出生人口最低為2023.2 萬(wàn)，而實(shí)際僅為1723 萬(wàn)。，因?yàn)殡S著我國(guó)女性受教育水平的整體提升，女性整體生育意愿是會(huì)下降的，所以，為了應(yīng)對(duì)女性在學(xué)歷水平提高后的少子化傾向，國(guó)家應(yīng)采取一定措施降低其生育成本，比如發(fā)放生育補(bǔ)貼、對(duì)懷孕母親所在的單位或企業(yè)按一定的比例實(shí)施適當(dāng)?shù)亩愂諟p免政策等；(2)根據(jù)本文的分析，筆者還發(fā)現(xiàn)，母親學(xué)歷的提升，有助于改善家庭中子女在教育獲取方面性別不平等的狀況，所以國(guó)家還應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對(duì)低學(xué)歷和出身于貧困家庭的女孩的教育扶助政策，并加大對(duì)公共基礎(chǔ)教育的投入，這可以更好地從整體上推動(dòng)教育上的男女平等。