姚 堯,施明華
(1.華威大學(xué) 經(jīng)濟(jì)系,考文垂 英國(guó) CV4 7ES;2.皖西學(xué)院 金融與數(shù)學(xué)學(xué)院, 安徽 六安 237012)
教育扶貧旨在阻斷貧困在代際間傳遞,從根源上解決貧困問(wèn)題,在精準(zhǔn)扶貧精準(zhǔn)脫貧中具有持續(xù)性作用[1]。若農(nóng)村地區(qū)存在明顯的教育代際傳遞效應(yīng),通過(guò)教育扶貧來(lái)改善農(nóng)村地區(qū)教育公平,提高貧困家庭子代教育水平就顯得尤為重要。教育代際傳遞是指教育水平在父輩和子代間傳遞的現(xiàn)象,即認(rèn)為父輩教育和子代教育間存在著因果關(guān)系。此種傳遞機(jī)制強(qiáng)調(diào)子代的教育不完全由先賦性的遺傳因素決定,而是由后致性的撫育作用決定[2]。通過(guò)撫育作用影響下一代教育的途徑主要包括人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本[3-4]。教育代際傳遞效應(yīng)越強(qiáng),意味著子代教育越依賴于父輩的綜合教育水平,由家庭背景差異導(dǎo)致的教育成就差距就越大。
目前,國(guó)內(nèi)學(xué)者在代際傳遞的研究中越來(lái)越重視教育的作用。一些學(xué)者在研究中著重探討了教育作為中介要素,在打破收入的代際傳遞中所起到的作用。如郭叢斌和閔維方分析得出,教育具有較強(qiáng)的促進(jìn)代際流動(dòng)、改善收入公平的功能[5];徐俊武和易祥瑞的研究表明,各地區(qū)公共教育支出水平將顯著影響該地區(qū)收入代際傳遞效應(yīng)的大小[6]。同時(shí),不少學(xué)者也開(kāi)始直接研究教育的代際傳遞現(xiàn)象,如文東茅使用OLS模型分析得出家庭背景對(duì)子女的教育獲得和教育結(jié)果都有著顯著影響[7];魏曉艷采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫(kù),通過(guò)OLS與分樣本回歸的方法分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)的高等教育存在明顯的代際傳遞現(xiàn)象[8];李云森和齊豪以上世紀(jì)七十年代出臺(tái)的基礎(chǔ)教育普及政策為工具變量,采用Probit模型考察了父母教育年限對(duì)子女是否接受10年以上教育的影響[9];而林菀娟和張戈則選擇1978—1982年增加中小學(xué)年限的學(xué)制改革作為工具變量,研究了父母教育與子女教育間存在的因果關(guān)系[10]。
在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,為探究農(nóng)村地區(qū)教育代際傳遞效應(yīng)是否存在,本文首次采用2011年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)庫(kù)實(shí)證分析父輩受教育水平對(duì)子代受教育水平的影響。同時(shí),使用OLS、分樣本和Probit回歸從多個(gè)維度考察農(nóng)村教育代際傳遞的特點(diǎn)和變化。文章余下部分安排如下:第二部分主要介紹本文的實(shí)證方法、數(shù)據(jù)和變量;第三部分給出實(shí)證結(jié)果并針對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),最后是結(jié)論與政策含義。
本文分析教育代際傳遞問(wèn)題的OLS模型如下:
Yi=β0+β1Xi+β2D+β3S+εi
(1)
其中,Yi表示子代的受教育程度,以子女的受教育年限代替,Xi表示父輩的受教育程度,考慮到父親對(duì)子女教育具有十分重要的作用,而且對(duì)子女其他方面的發(fā)展也存在獨(dú)特影響力,以父親的受教育年限來(lái)代替父輩教育;D表示父親或子女可觀測(cè)的個(gè)人特征,如年齡、子代性別等,S表示影響子女教育的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)因素,包括父親的職業(yè)、家庭所居區(qū)域等,εi表示殘差項(xiàng)。同時(shí),為考察父親受教育程度對(duì)子女是否接受高水平教育的影響,本文還構(gòu)建了農(nóng)村家庭教育代際傳遞效應(yīng)的Probit模型:
Pr(Yi=1)=Φ(β0+β1Xi+β2D+β3S+ui)
(2)
等式(2)中的Yi為虛擬變量,表示子女是否接受過(guò)高水平教育(當(dāng)Yi=1表示接受過(guò)高水平教育),ui是Probit模型中的隨機(jī)干擾項(xiàng),模型中的其它變量均與等式(1)保持一致。
本文的數(shù)據(jù)來(lái)自2011年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS),該調(diào)查主要針對(duì)全國(guó)45周歲及以上的中老年人家庭和個(gè)人,問(wèn)卷內(nèi)容涵蓋個(gè)人基本信息、家庭結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)支持、工作收入等多個(gè)方面。本文的研究對(duì)象是農(nóng)村家庭,故從問(wèn)卷中選取戶口為農(nóng)村的父親,將其和子女信息匹配后整合成為樣本,經(jīng)過(guò)篩選,得到的有效樣本為7755份①。
變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1和表2所示,表中除了列出反映父親和子女教育年限的變量,還包括反映個(gè)人特征的控制變量(父親和子代年齡、子代性別),及反映社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的控制變量(父親職業(yè)、所居區(qū)域),從表1中可以看出,父親的平均教育年限為5.95年,子女平均受教育年限達(dá)到8.77年。父親的平均年齡為63.11歲,其中年齡最大的達(dá)到83歲,年齡最小的為43歲,由調(diào)查年份可推,父親的出生年份介于1928—1968年之間。而子女的平均年齡為35.53歲,出生年份介于1945—1989年之間。
表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)(上)
表2顯示,由于研究對(duì)象是農(nóng)村家庭,父親的職業(yè)主要以務(wù)農(nóng)為主,超過(guò)八成的父親從事農(nóng)業(yè),然后依次是公共部門(mén)、國(guó)企、其他職業(yè)和私企。從居住的區(qū)域來(lái)看,樣本中所含家庭在東部、中部和西部地區(qū)的分布較為接近,比例分別為33.79%、34.79%和31.42%。
表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)(下)
首先,使用OLS回歸分析農(nóng)村家庭父親教育年限對(duì)子代教育年限的影響,結(jié)果如表3所示。為檢驗(yàn)回歸的穩(wěn)健性,采用逐步回歸法,在表3(2)—(4)列的回歸中依次加入反映個(gè)人特征、父親職業(yè)和家庭所居區(qū)域的控制變量,結(jié)果顯示:變量“父親受教育年限”的估計(jì)系數(shù)在各次回歸中均在1%的置信水平顯著,證明OLS回歸是穩(wěn)健的。當(dāng)加入所有控制變量后,父親受教育年限每增加1年,其子女的受教育年限增加0.239年,表明父親的受教育程度與孩子受教育程度存在顯著的正相關(guān)關(guān)系??紤]到中國(guó)農(nóng)村地區(qū)的實(shí)際,造成這種相關(guān)關(guān)系的原因可能有以下幾點(diǎn):首先,受教育程度高的父親通常在觀念上會(huì)更偏向“讀書(shū)改變命運(yùn)”,因而更期望他們的孩子能夠接受更高水平的教育;其次,文化程度高的父親可以在孩子的學(xué)習(xí)上給予更多指導(dǎo)和幫助,孩子更可能獲得高學(xué)歷;第三,學(xué)歷相對(duì)較高的父親可能收入也相對(duì)較高,可以為子女教育提供較好的經(jīng)濟(jì)支持。
反映子女年齡和性別影響的變量同樣顯著。在第(4)列的回歸中,子女年齡與其受教育年限呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,表明年齡越小的孩子平均教育年限越長(zhǎng),這也從側(cè)面反映了促進(jìn)農(nóng)村教育發(fā)展的相關(guān)政策和改革措施總體上是富有成效的。子女性別的系數(shù)為1.425,表明農(nóng)村家庭中兒子平均受教育年限要高于女兒1.425年。考慮到多項(xiàng)調(diào)查均表明女性學(xué)生在高中和大學(xué)入學(xué)考試中的表現(xiàn)要優(yōu)于男性,故推測(cè)這種男性教育年限更高的現(xiàn)象可能來(lái)源于“重男輕女”陋習(xí)的影響,男性在教育上能得到更多家庭上的支持,而女性輟學(xué)率則更高。社會(huì)因素在教育的代際傳遞中起到了很大的作用。第一,父親的職業(yè)能顯著影響子女的教育??傮w來(lái)看,父親就職于企事業(yè)單位的孩子相比父親在其他行業(yè)工作的孩子受教育年限更高(一年以上),其中,國(guó)企最長(zhǎng),然后依次是公共部門(mén)、私企;第二,東部農(nóng)村地區(qū)的孩子比西部平均受教育年限要高出0.47年,而中部農(nóng)村地區(qū)的孩子則比西部高出0.35年。
表3 OLS回歸結(jié)果
(2)分樣本回歸結(jié)果
為進(jìn)一步判定不同時(shí)期農(nóng)村教育代際傳遞效應(yīng)的差異,本文按照父親年齡將樣本分為三組,分別為60歲以下、60—69歲、70歲以上父親群體。對(duì)這三組樣本分別進(jìn)行OLS回歸,結(jié)果如表4(1)—(3)列所示,三組回歸中父親受教育年限的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,進(jìn)一步證明了農(nóng)村地區(qū)教育的代際傳遞效應(yīng)一直存在,但三組系數(shù)大小各不相同,表明在不同時(shí)期教育的代際傳遞效應(yīng)確有差異。其中,第(3)列回歸中的估計(jì)系數(shù)(0.191)要明顯小于前兩列回歸中的系數(shù)(0.225和0.295),說(shuō)明相比60歲及以上父親群體,60歲以下父親的教育水平對(duì)其子女教育水平的影響明顯降低,這反映了農(nóng)村地區(qū)教育代際傳遞效應(yīng)的減弱和教育公平的改善。
(3)Probit回歸結(jié)果
為考察父親受教育水平對(duì)子女是否接受高水平教育的影響,使用表示“子女是否接受大學(xué)教育”的虛擬變量作為子女受教育水平的代理變量,采用Probit模型進(jìn)行回歸分析??紤]到樣本中子女平均受教育年限較低(8.77年),同時(shí)考察父親教育年限對(duì)子女是否接受高中和初中教育的影響。結(jié)果如表4(1)—(3)列所示,三組回歸中變量“父親受教育年限”的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,再次證實(shí)了OLS回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,也同時(shí)說(shuō)明了父親受教育程度高對(duì)孩子獲得更高水平教育有著顯著促進(jìn)作用。其中,第(1)列回歸的系數(shù)最大(0.085),表示父親受教育年限每增加1年,其子女接受高等教育的概率將增加約8.5%,這一結(jié)果高于當(dāng)父親受教育年限提升1年,子女增加的上高中(7.8%)和上初中(6.4%)的概率,說(shuō)明農(nóng)村地區(qū)教育的代際傳遞效應(yīng)在高等教育環(huán)節(jié)更為顯著。另外,三組回歸顯示子代中男性接受大學(xué)、高中、初中教育的概率分別比女性高約32%、26%和57%,進(jìn)一步證實(shí)了農(nóng)村地區(qū)教育水平和教育的代際傳遞效應(yīng)存在著性別差異。
表4 父親年齡的分樣本回歸結(jié)果
表5 Probit回歸結(jié)果
本文基于2011年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)的數(shù)據(jù),探究中國(guó)農(nóng)村地區(qū)父親受教育程度和子女受教育程度之間的相關(guān)關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明:父親受教育年限對(duì)孩子教育有著顯著的正向影響,體現(xiàn)在子女的平均受教育年限和接受更高水平教育的概率都會(huì)隨父親平均受教育年限的增加而增加,證明了農(nóng)村家庭教育的代際傳遞效應(yīng)仍然存在。鑒于此,政府應(yīng)當(dāng)加大貧困地區(qū)資源的投入力度,構(gòu)建從幼兒園到研究生不間斷的資助政策體系,并凝聚社會(huì)各界力量推進(jìn)教育精準(zhǔn)扶貧,著力阻斷教育代際傳遞現(xiàn)象。
注釋:
① 樣本篩選中剔除的數(shù)據(jù)包括:1)存在信息缺失的樣本;2)存在反常數(shù)據(jù)的樣本,如孩子與父親年齡差距過(guò)小(小于15年)的樣本;3)子女出生在1989年以后的樣本,因?yàn)樵跀?shù)據(jù)采集的2011年這些孩子可能還未完成學(xué)業(yè),將其加入樣本中會(huì)低估孩子的受教育年限。