中国农村家庭教育决策的实证分析

  清华大学公共管理学院

  2003年7月

  「内容提要」本文利用在甘肃省农村地区采集的2000个家庭户及其成员的数据资料,对家庭教育决策的决定因素做出了经济计量分析。主要结论有:家庭经济条件对女童教育的影响超过了对男童的影响;父亲的教育对儿童入学有正的影响,母亲教育的影响并不明确,前者对儿童入学的影响超过了后者,两者对男童的影响都超过了对女童的影响;地方政府教育支出增加时,家庭经济条件以及父母的教育对儿童入学的影响将会下降;初中的收费对儿童的入学有显著的负效应,这是由于价格效应超过了质量效应,小学收费的影响是正的,原因在于质量效应超过了价格效应,初中收费对女童入学的负作用超过了男童;根据不同变量表示的地方劳动力市场特征对儿童入学有不同的影响:非农就业机会对儿童教育的影响并不明确,那些女性劳动力外出工作工资率高的地区,儿童的入学率会相应的较高,而男性的工资率则有负的影响,在性别差异上,初中阶段男童入学的机会成本可能超过了女童;从家庭的角度来看,中国实行的义务教育政策,需要与其他一些相关的政策结合起来才能取得良好的效果。

  「关键词」农村家庭/家庭教育决策/Probit模型

  「ABSTRACT」Using 2,000rural household samples data from Gansu province,this paper attempts to find the determinant factors of household schooling decisionsin rural China,and special emphasis is placed on gender differences.The mainconclusions are :First,increase in household permanent income ,proxied byhousehold expenditures per capita ,has positive effects on enrollments of girls,but does not have a significant impact on the schooling of boys.Father ‘s educationis positive associated with children’s education ,but mother ‘s does not hassignificant impact.Both father ’s and mother‘s have more effects on boys thangirls.When the local government expenditure on education increases ,effects ofhousehold income and parent education will be decrease.Junior school fee is negativeassociated with child ’s education and has more impact on girls‘schooling thanboys’,while primary school fee is positive.The chances of regional non-farmemployment do not have significant effects on children enrollment.Higher female‘s wage rate in the regions,higher the children enrollment ,but male ’s isreverse.The opportunity cost of boy schooling exceeds girl.

  KEY WORDS :Rural Household;Household Schooling Decision ;Probit Model

  1.导论

  20世纪80年代中期,中国政府制定了普及义务教育的目标,到2000年底,义务教育的普及率已经覆盖了85%的人口地区。然而,在贫困的农村地区,仍旧存在着与义务教育目标相差甚远的儿童辍学(或未入学)现象,特别是性别差异还比较明显。在这些地区,经济贫困和教育落后同时并存:在经济上,生产方式还以传统农业为主,大部分家庭年人均收入只有1000元左右;在教育上,辍学和未入学现象的发生率仍比较高,有的地区小学入学率平均不到70%,小学毕业生升初中的比例也只有50%左右,初中入学率则更低,有的仅为40%左右[1].因而,如何帮助这些地区普及义务教育从而促进其发展成为我国政府和一些学者的重要课题。本文认为,义务教育阶段儿童入学问题的实质是家庭(父母)的教育投资决策问题,应用现代经济学的分析框架,可以为理解这一问题提供更为理性的认识。

  经济学中研究教育投资问题广泛应用的是人力资本理论模型,而教育是人力资本投资的一种主要形式。在早期的人力资本理论中,把教育投资主要看作是个体的选择行为(Becker,1967;Mincer ,1974)。这一模型认为,一个追求终身收入最大化的个体会不断把时间和资金投资于教育,直到现在的成本等于将来的收益为止(Mincer,1974)。80年代以来,在一些文献中开始强调把家庭作为经济决策的基本单位(Singh ,Squire ,&Strauss ,1986)。这也适用与教育投资决策,这是因为,在是否进行教育投资的选择上,往往是以家庭为单位,而不是以个体为单位做出的。两者的区别在于,在家庭教育决策的背景下,家庭不仅要在现在和将来的消费之间进行权衡,而且还要对劳动力和资源在家庭内部的分配做出基本的选择。也就是说,在资源稀缺的情况下,多子女的家庭不仅面临着如何对每一个孩子做出恰当的教育投资选择,而且也面临着如何在几个孩子之间分配稀缺资源的选择问题。

  沿着这一思路,经济学家首先建立了家庭教育决策的微观经济模型。早期的模型是一个单期教育决策模型,如King和Lillard (1983)。在预算约束下,家庭在教育和其他消费与生产投资之间做出选择,以最大化整个家庭的效用。利用这一模型可以分析出家庭教育决策的许多重要方面,但其缺点是忽视了家庭教育决策的重要特征,即家庭在教育上付出成本是为了在将来取得收益,两者之间一般来说有着较长的间隔期,将会是几年甚至十几年。后来的一些学者注意到单期决策模型的缺点,并对此做了进一步的完善,提出了跨期家庭教育决策模型,如Mason (1995)。跨期决策模型认为,在人力资本积累和财富积累规则的约束下,家庭考虑的是整个生命周期的效用的最大化,在对生命周期“折现”后做出教育决策和其他消费行为。根据家庭教育决策微观经济模型,许多经济学家在发展中和欠发达的国家和地区对影响家庭教育决策行为的因素做了广泛的实证研究。

  80年代中期特别是90年代以来,已有许多国内学者对我国贫困地区的基础教育发展(包括儿童入学与辍学问题)做了研究,并提出了一些相应的政策建议。

  从方法上看,可以把这些研究分为两类,第一类是以宏观的统计描述为主,其中也包括对一些地区的案例研究,如杨念鲁和韩民(1991);马树超(1994);胡瑞文主编(1997);曾天山主编(1998);张力(1998)主编。第二是采用质的研究范式,这类研究注重研究对象对基础教育(含儿童入学问题)的解释和理解,如陈向明(1997);马戎和龙山主编(2000)。由于受限于研究者的能力和研究条件,这类研究在目前仍比较少。从内容上看,研究结果在一定程度上对我国贫困地区的基础教育的发展状况和影响儿童入学的因素做了比较客观的描述,如一些研究对学校办学条件和儿童入学率的地区差异现状的描述为中央政府和地方政府提供了有价值的政策建议。然而,对比国外相关研究成果,国内的研究还存在着一些不足之处:在研究方法上,由于以宏观描述性为主,缺少微观的分析,特别是缺少对家庭教育决策微观经济学的研究,因而,“我们见到的研究多停留在思考和呼吁的层次,没有对儿童入学的具体情境和过程进行深入的探讨(陈向明,1997)。”在研究结果上,许多研究虽然揭示了影响地区基础教育发展和儿童入学的因素,但由于缺少对数据资料的经济计量分析,因而就无法对这些因素之间的相互关系及其影响程度给出更切合实际的结论。如一些研究结果认为,家庭收入(或家庭对负担教育成本的能力)与学校的办学条件(或学校教育质量)是影响家庭是否送其孩子入学的重要变量,可是,仅通过描述性的统计分析,这一结论还并不能明确确定在不同的地区究竟哪个变量更为重要,这将直接影响到政府的教育财政扶贫政策,即政府为发展贫困地区的基础教育所进行的财政投资,究竟应该主要瞄准哪个目标才能对这些地区的基础教育发展产生更为有效的影响。因而,建立在大样本的抽样调查基础上的经济计量分析就成为必要。

  综上述,本文以农村家庭教育决策为研究对象,力图揭示影响不同家庭在儿童入学决策的决定因素,并特别强调了性别差异。

  本文下面的内容首先对家庭教育决策模型研究的相关文献做了综述,然后描述了本文使用的家庭教育决策实证模型与数据、儿童入学情况的基本特征,最后经济计量分析的结果与结论。

  2.文献综述

  文献中把分析影响家庭教育决策的因素分为三类,第一类是个体特征,包括性别、年龄、出生顺序等;第二类是家庭背景,包括家庭经济条件变量、父母教育、家庭人口数与子女数目等;第三类是学校与社区变量,包括学校教育质量、教育价格、社区劳动力市场机会等。在这些变量中,家庭经济条件、父母教育和儿童性别比较重要的变量,其中,在性别视角上,不仅包括了儿童入学上的性别差异,而且还包括家庭背景变量和学校变量的变化对男女儿童的不同影响。

  (1)家庭经济条件的影响

  大部分的研究结果都表明了家庭收入对儿童的入学影响是正的(Mason ,1995;Tansel,1998;Shapiro and Tambashe ,2001)。这说明对于发展中国家的贫困家庭来说,一方面从消费的角度看,教育是“正常品”,另一方面它们在教育筹资上都普遍面临着信贷约束。许多经济学家还专门对信贷约束的重要性作了研究,如Wydick(1999)的研究发现了好的信贷体制对儿童的教育有正的影响,Parish and Willis (1993)在中国台湾地区研究认为,由于家庭投资决策普遍面临着信贷约束,家庭收入和子女数目都是影响家庭教育投资决策的重要因素。然而,Mason (1995)在印尼的研究发现,尽管发现了贫困家庭普遍面临着信贷约束,但那些有比较好的乡村信贷体制的地区,信贷在为家庭教育筹资上并没有扮演一个关键的角色,这说明一些家庭即便是能够借到资金,他们也未必会用到教育上。

  家庭的资产拥有量和结构是代表家庭经济状况的一个重要变量。研究结果发现,家庭资产的拥有量与家庭收入对儿童教育的影响基本相同。一些研究还特别强调了资产结构与儿童入学的关系,如Sawada等人(2000)在巴基斯坦的研究中,用拖拉机和土地拥有状况代表一个家庭的资产状况,结果发现,两者对儿童的初中前的教育有不同的影响,家庭土地的拥有量对儿童的教育是负影响,而是否拥有拖拉机的影响是正的,其原因如理论模型中解释的那样。

  经济学家们还特别对家庭经济条件的变化对教育上的性别差异影响作了实证研究。首先的一个问题是儿童入学上的性别差异是否会随家庭收入的提高而降低,一些研究对此做出了肯定的回答。Schultz P.(1993)的研究认为,随着父母收入的增加,他们会更平等的在儿子和女儿的教育上分配资源,他的结果也表明,贫穷家庭的教育资源分配的性别不平等程度要大于富裕的家庭。Parish and Willis (1993)研究发现,一旦家庭收入水平提高,儿子和女儿的教育机会将更加平等。从他们的研究得出的结论是,收入水平的提高促进了女性入学率的提高,从而减小了性别差异。Sathar and Lloyd(1994)在巴基斯坦、Glick and Sahn(2000)在几内亚的研究也都证实了这一结论。也有一些与此相反的研究结果。如Dealalikar(1993)在印度尼西亚学校入学率的研究中发现尽管家庭收入越高入学率就越高,但收入效应对入学率影响上没有表现出性别差异。Shapiro and Tambashe(2001)考察了家庭福利水平对儿童入学的性别差异的影响,结果发现,尽管经济福利水平的提高对男童和女童的教育获得水平都有正的影响,但是性别差异却没有降低。

  那么家庭经济状况对男女儿童的教育是否有不同的影响?一些研究结果发现了家庭收入对女童入学的影响要大于男童。Tansel(1998)的研究认为,对于所有年龄阶段的儿童,家庭收入上的提高对女童入学率的提高要大于男童。Schultz P.(1987)的研究发现了学校入学率的正的收入弹性和负的价格弹性,而且,女童入学率的这两种弹性的值要大于男童。Glickand Sahn(2000)在非洲西部几个国家的研究则发现,即家庭收入的增加对女童的教育有显著的正的影响,而对男童的教育没有显著的影响,在另外一项对五个非洲国家的研究中则发现了相反的结果,即6-14岁年龄段男童的入学率受生活水平变化的影响要高于女童(Lloydand Blanc ,1996)。

  (2)父母教育

  几乎所有的研究都发现,父母的教育对孩子的教育获得水平都有显著的正的影响,这即使是在贫困和教育发展落后的地区也是如此(Mukhopadhyay,1994)。并且,强调性别差异的研究认为,父亲和母亲的教育对其儿子和女儿的教育有不同的影响,这表现在不同的方面。

  首先,从总体差异上看,父母的教育水平对性别差异的影响是不确定的,在一些发展中国家,户主教育水平的提高会在提高女童的入学率上的效应大于男童,而在另一些国家,情况与此正好相反(Lloyd and Blanc ,1996)。

  其次,就教育的不同阶段来说,父母亲的教育有不同的影响。如Tansel(1998)的研究认为,除去在小学阶段,母亲的教育对儿子教育的影响大于对女儿教育的影响,在其他阶段父母的教育对女孩教育水平的影响要比男孩的大;就父母对孩子教育影响的差异来看,在孩子是否接受初中教育上,母亲教育水平对女儿有更大的影响,在其他阶段,父亲和母亲的影响没有明显的差异。

  第三,从父母的教育程度来看,一些研究认为,父亲的教育对儿子有更大的正的影响,而受过小学教育的母亲对女儿的教育有更大的正的影响,母亲的教育对儿子的教育没有影响(Al-Samarrai ,1998)。Glick and Sahn(2000)研究发现,父亲教育程度的提高都会提高儿子和女儿的教育程度,而母亲的教育程度只对女儿的教育有显著的影响。

  (3)儿童性别

  儿童性别对家庭教育决策的影响是不言而喻的,在实证模型中,女童符号一般是负的,而且比较显著,几乎所有的研究都证明了这一点。除此之外,若考虑不同的教育阶段,性别效应可能有不同的表现。前述Sawada等人(2000)在巴基斯坦的研究中表明家庭并不是对所有年龄阶段的孩子的教育都有性别偏好,通过用“入学的条件概率”这一方法,他们对此作了进一步的研究,结果发现,在较高的教育阶段(指初中及以后),男童和女童的升学率变得具有可比性,一个突出的现象是父母在子女的教育上会把更多的资源分配给“优胜者”,而不是考虑他们的性别,性别差异在更高阶段教育水平中逐渐的消失了。这一结果表明了教育上的性别差异的动态变化,这是被许多文献所忽略的。

  (4)子女数目与出生顺序

  在文献中对子女数目和出生顺序效应的存在,以及这一效用即使存在,它的影响是正的、负的还是非线性的并没有一致的看法。一些研究认为子女数目对儿童的入学没有影响(Mason,1995;Deolalikar,1993),而另外的研究认为家庭内学龄前儿童的数目对学龄儿童的入学有负的影响(Shapiro etc.,2001;Lopez-Acevedo etc.,2000),在性别差异上,Glick 等人(2000)的研究认为,家庭中年幼孩子的数目对女孩的教育有负影响而对男孩的教育没有影响。

  大部分研究认为出生顺效应是存在的,而且对教育获得水平上的性别差异影响也是重要的。

  Parish and Willis (1993)认为,信贷约束会产生教育投资上的出生顺序效应,而且子女数目越少,入学上的性别差异就越小。他们用“资源稀释效应”解释了家庭规模、子女数目及其出生顺序对教育的影响,研究发现,来自较大规模家庭的儿童的教育获得水平往往会较低,同时,他们认为,在许多发展中国家,儿童数目较多的家庭通常不存在“资源稀释效应”,而是增加了后出生儿童的入学机会。其原因是早出生的儿童工作后,能够给家庭带回资源,特别是在这种家庭责任越强的家庭中,子女之间的这种资源转移就越普遍。

  Mason (1995)在印尼的研究发现,出生顺序有正的影响,即出生越晚的儿童,获得的教育越高。这是因为在该地区,父母让年长的孩子辍学挣得收入,并给予弟妹的教育以资助。在加纳的研究也发现了与此相同的结果,另外的一些研究则认为在教育投资上父母更偏好早出生的孩子(Glewwe &Jacoby ,1991)。这些不同的结果很显然与研究的地区有密切的关系。

  Sawada等人(2000)在巴基斯坦的研究深入的探讨了这方面的性别差异,他们的研究认为,在出生顺序和性别之间的存在着交互作用。如果一个家庭中年长的子女是女孩,其数量对处于小学阶段的年幼子女(不论男童还是女童)的教育有正的影响,出生越早的女孩的教育的获得水平越低,说明在小学教育的年龄阶段,女孩在家庭内的劳动(即非市场收益)更为重要。在初中阶段,年长的男孩的作用替代了年长女孩的作用,对年幼的弟妹的初中教育有正的显著影响。这是因为在这一教育阶段,年长男孩的从事家庭生产经营或在劳动力市场上赚取收入比女孩的家务劳动对家庭的经济贡献更重要。这一研究结果说明,家庭并不是对所有的孩子的教育都有性别偏好(即在年幼的孩子之间没有性别偏好)。

  对子女数目和儿童出生顺序对其教育的影响的研究结果表明了家庭内在不同子女之间的资源竞争的存在。

  (5)教育的价格(教育的直接成本)

  教育的价格与家庭经济状况是两个相互关联的变量,其对儿童入学的影响也表现出相似性。虽然在许多发展中国家已实行了普及义务教育的政策,但是这些国家的家庭仍要承担一部分的教育费用。许多研究发现了教育的价格效应的存在,如Mason (1995)研究结果认为,学校收费及其相关的直接成本对儿童入学的影响是显著负的,而且教育价格对贫困的家庭影响要大于对富裕家庭的影响。在性别差异上,一些研究发现,在初中后阶段,教育的价格对男童和女童的教育影响都是负的,在小学阶段对男孩的没有影响而对女童的影响是负的(Tansel,1998)。

  (6)学校方面的因素

  在实证模型中,涉及学校方面的变量主要是学校质量和家庭与学校的距离以及与学校的供给问题(学校数量是否足够)。一般而言,学校与家庭的距离对儿童入学的影响是负的(Mason ,1995)。Sawada等人(2000)的研究发现,学校的供给约束(在家庭临近的地区是否有学校)对教育的影响比较大,特别是对女童的教育有显著的正影响,然而对男童的影响是不显著的。这说明教育的供给约束更容易影响女童的入学率。在学校质量方面,Birdsall(1985)用巴西的数据研究了学校质量对儿童教育决策的影响。他用的是教师的教育年限作为衡量教育质量的主要指标,结果显示了正的质量效应。在Mason (1995)的研究中,则使用了生师比、危房率和重读率三个指标预测学校质量对儿童入学的影响,结果发现,不论在小学还是初中阶段,学校质量与儿童入学正相关,唯一的例外是在初中阶段生师比没有显著的影响。由于缺少数据,文献中对学校质量因素的研究还比较少。

  (7)劳动力市场机会和工资率

  在文献中,劳动力市场机会和工资率一般用来衡量儿童入学的机会成本及其对家庭教育决策的影响,Mason (1995)用工资率作为儿童入学的机会成本,结果表明它对儿童入学的影响是显著负的,说明儿童入学的机会成本对于贫困地区来讲比较重要。在Tansel(1998)在土耳其的研究特别强调了不同部门工作机会的变动(经济结构变动)对儿童入学的影响。他认为,在许多发展中国家,农业部门就业人数的减少与在工业和服务部门就业人数的增多现象是并存的。这种变化会提高劳动力的教育的收益率,从而使家庭更多的投资于教育(对于非农业社区)。他的研究用工业部门和服务业部门的就业率估计了工作机会对儿童入学的影响,结果发现,工业部门就业率对儿童的教育有正的影响,即工业部门的就业率的增加会提高儿童的入学率;服务业部门的就业率与儿童的入学负相关,特别是对女童的影响更大。对这一结果的解释是工业部门对知识和技能的要求比较高而服务业部门要求比较低,男童更倾向于进入工业部门,而女童更倾向于进入服务业。

  许多研究还讨论了家庭内劳动的性别分工对儿童入学的影响。如Mukhopadhyay(1994)在印度的研究中发现,当家庭中的成人在农业劳动力市场上有更好的工作机会时,这些家庭就会倾向于让女孩辍学,以替代成人外出工作后的家庭生产活动。这与经济理论的解释是一致的。

  3.模型与数据

  (1)新古典家庭模型

  在家庭教育决策研究中,研究者门通常采用的理论模型来自于贝克尔(1987)的新古典家庭模型(新家庭经济学)。这是因为,新家庭经济学的基本模型对家庭生产和消费活动使用了标准的微观经济分析,它扩大和丰富了家庭的作用,提供了理解人类的生育行为、人力资本生产、劳动力供给等行为的深刻见解。根据侧重点的不同,家庭模型有许多类型。在早期,它主要被用来解释生育率的变化,后来,人们逐渐意识到,特别是与它同时发展的人力资本理论的作用,人力资本投资也表现为一种典型的家庭决策行为,因而在家庭模型中引入了人力资本的有关方面,人力资本家庭生产模型构成了家庭模型中的一个重要类型(Schultz,P.,1999)。

  在新家庭经济学中,有三个理解与人力资本形成有关的家庭决策模型的关键概念,即家庭生产函数、质量-数量相互作用模型、利他主义(参见Becker,1965;贝克尔,1987;Becker and Lewis,1973;Becker &Murphy,1988)。

  (2)家庭教育决策模型

  20世纪80年代以来,许多经济学家广泛的应用新家庭经济学的基本模型建立了家庭教育决策模型(Al-Samarrai ,1998;)。把这一模型应用于分析发展中国家庭的教育决策时,需要考虑的一个问题是,由于新家庭经济学建立在西方国家经验基础之上的,它并不十分适合解释发展中国家庭生育和人力资本投资行为(陈志刚等,1993),因而,把它应用到发展中国家时需要对模型进行一定的修正。根据经济学家的研究,发展中国家农村家庭教育投资的一些特点主要有,(1)家庭背景使得孩子的教育往往处于不利的地位[2],农户在教育投资上面临着更大的风险和不确定性;(2)农村居民更容易受信贷约束;(3)农村中女性教育水平普遍较低,在儿童入学上有较大的性别差异;(4)家庭不仅是一个消费单位,还是一个生产单位;等等。根据这些因素,研究家庭教育决策的文献发展了不同的模型。中国农村也同时具有以上特征,特别是对于本文的样本所在地区(甘肃省),教育上的性别差异更为明显,因而本文应用的模型是一个考虑了性别差异的教育决策模型(Sipahimalani,1999),其基本形式如下:

  把性别变量引入家庭决策模型中,家庭效用函数的形式为:

  

  这样,教育的需求依赖于收入(挣得或非挣得)、教育成本与消费商品的构成、儿童的特征、家庭背景以及社区和学校特征[3].相应的是这些变量的具体含义和检验的假设(见后文)。该模型概括了教育作为投资品和消费品的基本性质。

  (3)计量模型

  父母对孩子的入学决策可以看作是一个二元选择的问题,表示的是一个状态决定的过程:是否入学的决定,包括是否要上学(小学或初中等)以及是否继续上学(否则辍学),二者的性质并无差异。根据这一定义,估计儿童入学决策的决定因素的因变量是一个二元变量:儿童是否在学,并定义其值为:是=1;否=0.根据二元变量,我们估计了6个方程,首先估计了全部样本,并且为了考察地区政府教育支出的影响,在第一个方程中包括了这一变量,在第二个方程中则没有包括;其次是男童和女童样本的两个方程,以比较儿童入学上的性别差异;最后两个方程是关于13-16岁样本的,主要是考察初中阶段的入学决定。

  解释变量的选取考虑了理论模型、我们的研究目的、相关的文献和中国农村经济和教育的特征,这些变量主要包括家庭收入和资产变量、父母教育、学校收费、学校距离、劳动力市场特征和政府教育支出等,同时,一些变量作为控制变量也被引入到模型中,按照分类,解释变量的具体含义如下:

  家庭收入和资产变量

  家庭收入和资产变量引入模型的目的主要是考察它们在教育决策中的作用和教育筹资约束的作用,为此需要考虑一些相关变量。在理论模型中,如果家庭能够很容易地得到贷款,家庭现在的收入对教育决策就可能没有影响,反过来说,若在回归模型中家庭收入变量是正而且显著的,说明家庭普遍面临着信贷约束。根据调查资料,我们选择的能够反映家庭收入和资产状况的变量主要有家庭人均纯收入、家庭人均总支出、人均耕地面积、家庭耐用消费品价值四个变量。虽然人均纯收入是一个比较好的反映家庭收入现状的变量,但是,在模型中我们应用的是人均总支出变量,原因在于,首先,样本处于多个年龄段,目前的(入学)状态可能在很早就发生了,这时人均收入就不是一个很好的反映家庭收入情况的变量;第二,收入更容易变动,而支出由于储蓄的影响变动较小,因而它就具有了反映家庭“永久收入”的含义(Tansel,1998;Glick and Sahn ,2000);第三,家庭总支出比家庭收入更容易测量,而且测量误差也较小。由于这些原因,用家庭支出代表家庭(永久)收入更合适些。

  引入家庭资产方面的变量是出于同样的考虑,它可以控制家庭支出因特殊事件(对于某个家庭)或年份变动而不能准确地反映家庭经济情况的影响,资产方面的变量主要是土地面积和家庭耐用消费品的价值。

  最后,为了进一步考察信贷约束的作用,在模型中还引入了反映家庭信贷情况的变量。主要是当年家庭的借款情况,以考察乡村信贷体制对农户教育决策的影响。在模型中具体反映信贷的变量是一个虚拟变量——家庭是否能得到贷款,来估计贷款体制对儿童入学的影响。

  父母的教育水平

  模型中代表父母教育水平的变量是他们的最高学历,选用学历代表教育水平的原因在于可以很好地观察不同级别教育的影响,尽管在回归方程中它与教育年数系数值的特征并没有太大的区别。父母的学历分为文盲(及一点小学教育)、小学、初中和高中,由于样本中高中以上的学历的人数只非常小的一部分,因而把这部分样本合计到高中学历的样本中。

  家庭人口特征变量

  反映家庭人口特征的变量有家庭总人口数、家庭劳动力人数、子女数目。家庭总人口数可代表家庭规模的影响;家庭劳动力人数则可以提供教育的机会成本方面的信息;子女数目在回归方程中的作用是一方面可以说明其对教育决策的直接影响,另一方面可以用它来检验家庭是否在教育筹资上面临信贷约束,在理论模型中,如果家庭能自由地为教育筹资或借到钱,子女的数目就不会影响家庭的教育决策,然而,如果家庭在教育筹资上面临着约束,子女数目越多,人均的教育投资就会越少。

  个人特征

  个人特征主要是性别和年龄变量。

  家庭距最近初中的距离

  学校距离既可以反映入学的直接成本的影响,也可反映入学的间接成本的影响。样本中家庭距小学的距离平均为不到1公里,因而可以认为它对小学入学决策没有影响,这里只包括了初中距家庭的距离。

  学校费用与直接成本

  这一变量代表了教育的价格。前面有关章节的分析中都表明,学校收费和教育的直接成本对儿童入学有重要的影响。进入模型的是小学和初中的收费。

  机会成本与地区劳动力市场特征

  尽管机会成本对教育决策的影响一直是许多研究强调的重点,但是这些研究中很少把这一变量纳入实证模型中去考察它的影响,原因在于难以选择比较好的直接衡量机会成本的指标,以及即便是有了指标,也难以得到准确的数据(Tsang ,2002)。少数的研究用一些代理变量代表儿童入学的机会成本。在我们的模型中,教育与劳动力市场的关系使我们把一个重点放在劳动力市场特征变量上。劳动力市场特征一方面反映了儿童入学的机会成本,另一方面可以反映当地的经济状况。与教育的直接成本相似,机会成本也可用来代表教育的价格;而家庭收入是代表地区经济状况的很好的变量。这样,与劳动力市场特征有关的变量对儿童入学的影响就可以从价格效应和收入效应来考察,若后者大于前者,各个变量的影响就是负的,反之则是正的。在模型中反映劳动力市场特征的变量有外出做工的机会和农业和非农生产的工资率。代表外出做工机会的变量是家庭所在村拥有的企业数、在外打工的男性和女性劳动力人数比例。所在村附近的企业数,包括县办企业、乡办企业和私营企业(雇佣人数在8人以上),它可以作为非农就业机会的代理变量。企业的数量对儿童入学的影响并不很明确,企业对受过教育的劳动力的需求增多,就会相应的增加某教育阶段的入学率,或者是增加了当地居民的收入,在这两种情况下,它的影响就是正的;企业数量也会提高较高年龄阶段儿童入学的机会成本,这时它的影响就是负的。外出工作的人数对儿童入学的影响与此相似,它既可以通过成年劳动力的外出打工挣得收入,增加儿童入学的机会,也会通过机会成本的影响降低儿童教育的获得水平。

  从事农业和非农生产的工资率以农业工作的日工资和非农生产男女的日工资代表。从附表可看到,男女非农生产的日工资分别是16.8元和11.2元,两者相差是5.6元。

  这些变量显然可为我们提供关于农村劳动力市场特征与教育之间关系的信息。

  政府教育支出变量

  相关的文献及本文前面的研究表明,地方政府教育支出在决定儿童的教育上有着重要的作用,代表地区政府教育支出变量的是县人均教育经费总支出,在模型中为分组别的虚拟变量,我们把20个县分为三组:最低组(100元以下)、中等组(100元-140元)、最高组(140元以上),分组并不是根据特定的标准,而是因为这些县正好集中分布于这三个层次。政府教育支出变量与反映地区劳动力市场特征情况的变量除去上面的作用外,至少还可以提供教育质量和教育的收益率方面的信息。

  从对因变量的定义中我们看到,反映儿童入学决策的变量其实是一个类型(或有序)变量,经济学中对具这类特点的变量的计量分析普遍应用的是logit 或probit模型(Weiler,1989),这两种模型的应用范围都是在因变量为类型(或有序)变量的情况下。本文应用的是probit模型,原因在于在相关文献中较多地应用了这一模型,这就增强了比较性,尽管logit模型可能比probit模型在计算上更简单些(平狄克和鲁宾费尔德,1999,第191页)。在具体应用上,二元probit模型估计的是给定一系列解释变量,儿童是否入学的概率问题。有许多研究者用有序probit模型研究了儿童教育的获得水平(Mason ,1995;Al-Samarriai,1998;Sawada,etc.,2000),表明了该模型在研究这一问题上的适用性。

  (4)数据

  本文应用的数据来自西北师范大学和哈佛大学“甘肃基础教育调查”课题组。运用分层随机抽样的方法,该课题组于2000年委托甘肃省统计局选择了甘肃省20个县的农村地区,采集了包括2000个家庭样本及其家庭成员的基本信息、样本户居住村的人口、经济与教育数据以及部分学校基本情况的数据。该调查的全面性使我们比较容易的获取到模型中各变量的数据。表1描述了样本的一些统计特征。研究样本的选择限定在7-16岁小学和初中教育阶段的学龄儿童。表2描述了这些样本入学情况的基本特征。

  根据上文的设定,这里用人均支出代表家庭经济状况,由低到高将其分为五组,即最低的20%、第二个20%、第三个20%、第四个20%以及最高组20%.在此基础上,把儿童按年龄分为7-12岁和13-16岁两个年龄段(分别对应的是小学和初中),对其教育及其性别差异做出统计描述。通过表2的结果,可以看出样本中儿童入学状况有如下几个明显的特征:

  首先,从总体趋势上看,全部样本和各个年龄段的入学率随家庭人均支出的提高而上升,这在女童样本中尤其明显,而在男童样本中不论总体的还是两个年龄段都呈现出不规则特征,这意味着女童受家庭经济条件的影响可能比男童大。

  其次,低年龄段(小学)的入学率要高于高年龄段(初中)的入学率,在总体上二者相差近二十个百分点。

  最后,在性别差异上,全部样本两个年龄段的女童的入学率都要低于男童,但在低年龄阶段,教育上的性别差异不太明显,然而,到了初中(以及小学高年级)以后,儿童入学的性别差异就比较明显了;随着家庭经济条件的提高,男童和女童的入学率的差异逐渐减小甚至消失(见图1)。

  

  4.儿童入学决策:多元回归分析结果

  我们首先从总体上讨论根据7-16岁样本估计的各变量对儿童入学的影响特征,并在其中对不同的方程所反映的特点分别作了讨论,然后给出13岁以上儿童的二元模型和有序模型的估计结果,并简要地讨论了其特征。

  4.17-16岁儿童入学决策的决定因素

  表3和表4分别给出了7-16岁儿童全部样本和分性别的入学决定的二元probit模型分析结果。下面依次讨论各自变量与因变量的关系。

  家庭经济特征

  家庭支出的系数在四个方程中都是正的,但其显著性及大小在不同的方程中有所不同,说明一方面家庭收入水平对儿童入学有一定的正的影响,另一方面家庭收入会随不同的条件和样本(性别)对儿童入学有不同的影响。

  在所有方程中,家庭人均耕地面积的系数均是负的,而且高度显著。一般说来,家庭人均耕地越多,家庭收入也会越高,这时会对儿童入学产生正的影响;但耕地越多,同时需要的劳动力就越多,因而儿童入学又有很大的机会成本。耕地面积的对儿童入学负效应说明机会成本的效应超过了收入效应,这一点与农村的情况也较为符合。在农村,农业生产主要靠人力,从前面的有关内容我们看到,农村收入的差距主要在于非农收入的来源,当地的男性劳动力大多数要到外面打工,这样就形成了农业对劳动力的需求,而10几岁以上的孩子已经是家庭农业生产的好帮手了。

  样本中能得到贷款的农户比例为72%(未考虑贷款额度),说明乡村具有较好的信贷体制。信贷变量的系数除在女童样本中出现了负值以外,其他的方程中都是正值,但均不具有显著性,说明它对家庭的教育决策影响微乎其微。中国乡村信贷的特点表明[4],那些能贷到款(一般是在农村信用社)的农户本身是比较富裕的农户,这些富裕的农户不需要借钱用于教育,或那些能得到贷款的农户并不把贷款用于教育,这可能是信贷变量不具有显著影响的原因。

  对家庭经济特征变量在不同模型之间的比较见下文。

  父母教育

  父母教育对儿童入学有不同的影响。从全部方程看,父亲教育的影响都超过了母亲。在父亲教育变量中,所有的系数都是正值,且具有显著性,从小学到高中的系数逐渐增大,说明其对孩子教育的影响逐渐加强,父亲受过高中教育的家庭的儿童最容易获得更多的教育。母亲教育变量的系数各不相同,受过小学教育的母亲对孩子的入学都有正的影响,但不显著;母亲的初中教育和高中教育的系数出现了负值,但也不显著[5].这一结果似乎不可理解,这是因为,几乎所有的研究都认为妇女教育水平的提高将对孩子教育水平产生积极的作用(见本文文献综述部分)。这里可能的解释有,母亲的教育程度都比较低,如平均教育年数为3.8年,远远低于父亲的6年,受过高中教育的样本很少,只有7%的家庭中母亲的教育水平超过了父亲,而54%的家庭中前者低于后者。如果母亲的教育水平比较低的话,就会削弱其在家庭中的讨价还价能力,在加上中国传统文化的特点,更进一步降低了她们的这一能力,相应的影响到对孩子的教育决策上。此外,母亲教育变量系数的负值可能还表明,那些受过初中以上教育的仍在家务农的母亲对教育的无作用体会更深,对教育收益的评价更低,而小学教育的正值说明在当地的生产中,只需要小学的知识就足够了(尤其是女孩)。

  家庭特征与个体特征

  首先,家庭人口数的系数是正的,但并不显著,说明家庭规模对儿童的教育并没有产生太大的影响,这一点可能与当前农村家庭规模缩小的趋势有关,如在我们的样本中,家庭人口数平均为4.7人,接近核心家庭的特征。其次,相比之下,家庭劳动力人数对儿童教育有显著的负影响,也即是家庭劳动力人数越多,儿童不入学或辍学的可能性就越大,这一结果是有些不可理解,因为根据一般的经验,家庭劳动力人数越多,家庭收入就越高,或儿童入学的机会成本就越小,因而它的影响应是正的。对此需要做进一步的解释。第三,儿童数的显著的负系数值表明,那些来自多子女家庭的儿童更容易辍学,他们要为获得教育资源进行竞争。第四,儿童入学决策有显著的年龄效应,一般来说年龄大的儿童更容易辍学,这也与理论中的推论相一致。第五,与预期的符号一致,儿童性别的系数是正的,而且显著,说明男童比女童接受到更多的教育。儿童入学的性别差异是我们探讨的一个重点,对此我们将在下文中进一步讨论。

  学校的收费

  在本文第二章中,我们只揭示了由于学校收费对家庭造成的经济负担,但并无法判断这一负担对儿童入学究竟造成何种影响。这种影响可从回归方程中学校收费前面的估计的系数观察到。初中收费对儿童入学有显著的负影响,而小学收费的影响是正的,但不显著。这一结果说明,孩子因上小学而必须负担的费用对家庭教育决策的影响是不确定的,有重要影响的是初中的教育费用;初中收费的负系数表明,对于初中教育来说,教育的价格效应超过了质量效应,而小学收费的正系数在一定程度说明,对于小学教育来说,教育的质量效应超过了价格效应。原因可能有,首先,处于小学阶段的儿童入学的机会成本很小或为零;其次,与当地农业生产方式特点对应的教育水平是小学教育,从而农户对小学教育的需求超过了对初中教育的需求;第三,小学教育的私人直接成本大大低于初中教育,且没有超出家庭所能负担的范围,而初中教育私人直接成本超出了贫困家庭负担;最后,初中教育质量的地区差异相对于小学教育来说更小。

  劳动力市场特征

  在反映劳动力市场特征的变量中,各变量的影响方向有很大不同。首先,男女劳动力在外打工的比例的系数在不同方程中符号不同,但均不显著。这两个变量代表了当地非农就业机会的多少,这一结果说明,外出打工机会的多少并没有对儿童入学决策产生影响。从目前劳动力市场来看,外出打工对个体的要求首先是要达到一定年龄阶段,其次是要具有一定的教育水平[6],处于义务教育阶段的儿童显然还未达到这两项要求,这可能是当地非农就业机会的多少对儿童的入学并没有太大影响的主要原因。从收入效应角度来看,家庭中外出打工人数的多少与家庭收入有显著的正相关,我们的样本和相关的文献都表明了这一点,因而,非农就业机会越多,教育支出对家庭的经济负担就越小,儿童入学的可能性就越大。估计结果说明,这两种效应的影响并不明确。

  第二,在家庭所在村的企业数两个变量中,符号正好相反,即县乡企业数对儿童入学有正的影响,而私营企业数则有负的影响,两者都是显著的。这一结果表明,对于前者,收入效应超过了价格效应,对于后者,正好相反。出现这一结果的原因可能与两个变量的不同特点有关。县乡企业作为国家或集体所有,往往对劳动力的雇用有着较高的要求,这些要求反映在对劳动力技能和年龄的要求上,同时,这些企业的劳动者往往是具有非农户口的国家职工身份,这就更增加了普通人进入这些企业的难度,而家庭中一旦有人在这些企业中工作,往往意味着较高的教育水平和收入,因而对儿童的入学就相应的有正的影响。相对于县乡企业,小规模的或以手工业为主的家庭私营业在劳动力雇用上就没有这些限制,而且,为了降低劳动成本(低工资),这些企业往往倾向于雇用年龄小的劳动者(甚至倾向于雇用女性),同时,来自自己家庭的劳动力又可降低监督成本,这些因素使得家庭私营业数对儿童入学影响的价格效应超过收入效应。

  第三,农业日工资的系数不显著,说明从事农业生产的收入多少没有对儿童入学产生影响,这显然与劳动力从事农业生产的绝对收入较少有关。男女劳动力的非农工作的日工资显著性的、符号相反的系数说明,女劳动力非农工作日工资的收入效应大于价格效应,而男劳动力的非农工作日工资的价格效应超过收入效应。

  最后,有关非农就业的变量反映出儿童入学的机会成本的大量信息,对应于农村家庭收入差距主要源自非农生产和非农就业这一特点,在这些变量对儿童入学的影响上也表现出从事农业生产的机会成本的影响低于非农生产的机会成本,根据非农生产衡量的机会成本对儿童入学的影响是决定性的。

  政府教育支出的作用

  人均教育经费的多少可以反映地方政府对教育的重视程度与地方政府的教育财力,而这又可成为地方教育质量的反映,一般来说,政府教育支出越高,教育的质量就越高,这时儿童入学率就越高。我们的结果证实了这一结论。县人均教育经费支出虚拟变量的系数显示,地方政府教育支出对儿童入学有显著的正影响,那些人均教育经费比较高的地区,儿童入学的可能性也会增加。

  通过对两个方程(1)和(2)的变量的系数做比较,可以发现一些有意义的结果。如事先的设定,方程(1)是在没有地方政府教育支出变量的影响下做的估计,而方程(2)加入了这一因素的影响。我们首先可以看到,两个方程中变量的系数符号和显著性基本一致,唯一的例外是劳动力在外打工比例变量的系数的符号有所变化。反映家庭收入和资产变量的系数值都有所降低,其中家庭人均支出变量的系数变得更不显著,说明在控制了地区政府教育支出的影响后,家庭经济条件对儿童教育的影响降低了。在父母教育的变量中,母亲教育的系数在方程(2)中仍不显著,而父亲教育的系数总体上看有所降低,母亲的教育更是如此,在一定程度也表明父母的教育对儿童入学的影响降低了。Becker &Murphy (1988)认为,当在教育上的公共支出增加时,家庭财富和父母的教育对孩子教育的影响将会降低,我们的研究结果从一个方面证实了这一结论。

  性别差异

  比较前两个方程中性别变量的系数,可以看到在方程(1)中该系数不是很显著(Sig.=0.103),这可能与7-12岁样本占较大比例有关,而这个年龄段样本的儿童入学上的性别差异不大[7],但当控制了地区变量的影响后(方程2),该系数变得显著了,只是略小于0.1.

  那么以上这些变量对男童和女童的教育有不同的影响吗?如当家庭经济条件变化时,对女童教育需求的影响与对男童教育需求的影响是不同的吗?再如父母的教育水平,母亲和父亲的教育对男孩和女孩分别有不同的影响吗?方程(3)和方程(4)显示了这方面的结果。

  从总体上看,方程(3)和(4)的结果(系数符号)与全部样本的估计方程基本一致,但具体的各个变量,对男童和女童有不同的影响。首先看反映家庭经济条件的变量,在女童方程中,家庭人均支出、耕地面积和耐用消费品价值的系数与男童的方程符号一致,但系数值要高于后者,而且都是显著的,但在男童方程中只有耕地面积的系数是显著的,从中得出的结论是家庭经济条件对男童的入学没有显著的影响,而对女童的有显著的影响,同时,对后者的影响要大于对前者的影响。

  其次,父母教育的系数在两个方程中也有很大的差异,在男童方程中,父亲的教育对男孩的入学有显著的正影响,而母亲教育的影响不确定;在女童方程中,只有受过初中教育的父亲的影响是显著的,母亲教育的影响仍不显著;从两个方程的系数值的比较看,父亲和母亲教育对男童的影响都超过了对女童的影响。根据经济理论以及许多在其他国家的经验研究文献,母亲的教育对女孩的影响要超过父亲教育的影响,但我们的结果没有证实这一结论。在理论模型中,用来解释母亲的教育对孩子教育的影响的模型主要有两个,一是新古典模型中所认为的母亲的教育是孩子教育生产函数中的一项重要的投入品,另一个是讨价还价模型中所认为的母亲的教育与其讨价还价能力正相关,因而与孩子的教育正相关,因而理论的推论是母亲的教育对孩子(尤其是女孩)的教育的影响会超过父亲教育的影响。对本文结果的一个解释是由于当地的农村家庭收入主要来自于父亲,父亲在家庭中占据着支配地位,因而父亲的教育对孩子(男孩和女孩)教育的影响就超过了母亲。那么那些母亲的教育较高的家庭中又是什么情况呢?这需要与父亲的教育相互作用来考虑,也即是母亲教育水平高的家庭可能父亲的教育水平也会高,因而前者对孩子教育的影响仍然不如父亲的教育,关于这一点在相关文献中的研究称为“匹配婚姻”现象,本文也对此作了探讨,参见后文的讨论。

  第三,学校收费以及政府教育支出对男童和女童的不同影响也是一个比较有意义的结果。在男童方程中,初中收费和小学收费都没有显著性;女童方程中初中收费的系数则为显著的负值,小学收费的系数仍不显著,而且两者都超过了男童方程中的系数值,说明学校收费对女童的影响大于对男童的影响。反映政府教育支出的变量中,只有最高教育支出水平的县的系数值是显著的,在女童方程中的系数值超过男童方程,说明地方政府教育支出对女童入学的影响超过了对男童的影响。

  最后,反映劳动力市场特征(从而教育的机会成本)的几个变量对男童的影响和女童的影响并不确定,直接反映外出就业机会的两个变量仍不显著,企业数对女童教育的影响超过了对男童的影响,而男女劳动力非农工作的日工资对男童的影响又大于对女童的影响。这一结果表明,在机会成本重要的地区,男童入学的机会成本可能要高于女童,而在收入效应重要的地区,随家庭收入的提高父母首先考虑的是男童的教育而非女童。

  4.213-16岁儿童的入学决定

  一些研究表明,在教育的获得水平上有极强的年龄组效应(奈特和李实,1994),上面的结果也在一定程度上表明了这一点,因而,就有必要对不同年龄阶段的儿童教育的特征做出分析。表5是对13-16岁样本的入学情况做的二元probit模型的估计结果。由于这个年龄段恰恰是初中年龄段,因而,它可以用来预测初中阶段儿童入学的决定因素。对此我们作一简单的讨论。

  方程(5)和(6)仍是按是否有地方政府教育支出变量分别做的回归,从总体上看,各变量的系数的符号与以上的并没有太大区别。但对两个方程比较后则有所不同。在人均教育经费变量中,只有最高组的县与最低组县有显著差异。两个方程变量的关系再次表明,地方政府教育支出的增加会降低家庭经济条件的影响,而父母的教育出现了不同的结果,说明对于初中教育来说,父母的教育有更强的影响。其他变量在方程(6)中的系数值(绝对值)大部分高于方程(5),说明对于初中教育来说,家庭特征变量、学校收费以及劳动力市场的地区差异有更重要的影响(相比地方教育支出)。引入初中距家庭距离变量后的系数值表明,它对儿童入学的影响是负的,即距离越远,儿童入初中的可能性越小,方程(5)中,该变量有显著意义,但在方程(6)中没有显著性,说明若初中教育质量较高,家庭与初中的距离对儿童入学的影响就会变小。

  4.3上述结果的政策含义

  最优教育决策函数的政策含义是,通过改变所估计的参数,就会相应的改变家庭的教育决策行为。对家庭教育决策行为进行干预的原因在于,由于各种条件的约束,家庭在教育上的投资常常不是最优的,因而就需要政府的干预(Becker &Murphy ,1988)。

  在实证模型中,一些解释变量描述的是家庭和地区的基本特征,如家庭经济条件、父母的教育、人口数、地区劳动力市场机会等,这些变量不容易受教育政策的直接影响,对于这些变量的政策意义需要放到更广阔的农村发展政策背景上去考虑。在此我们简单的讨论这些变量相应的一些政策含义。首先,对于教育的性别差异,一些研究提出要应对女童教育上有一定的政策倾向,除此之外,我们对母亲教育的收益和对孩子教育的影响的特点研究结果表明,男童教育水平的提高对女童的教育有正的“外部性”,通过引致需求的作用提高女童的教育水平;由于家庭经济条件的差异对女童的教育更容易造成影响,因而对女童教育的政策关注应把重点放在那些贫困的家庭上。其次,本文估计结果表明,那些女性劳动力外出工作工资率高的地区,儿童的入学率会相应的较高,而男性的工资率则有负的影响,因而,提高女性工资率政策将对对提高儿童入学率有明显的效果;那些鼓励有一定技能要求的县乡企业发展的政策会对儿童的入学率有促进的作用。

  在我们的模型中,与教育政策直接相关的变量是县人均教育经费支出、学校收费、初中与家庭的距离三个变量,这些变量都是政府直接可以控制的。本文的儿童样本的入学情况表明,小学阶段的入学率已达到一定的水平,而且大部分变量与这一阶段的儿童的入学没有关系。因而,根据中国农村义务教育普及的难点在初中阶段这一特点,我们主要估计了这些变量的改变对初中入学率的影响。

  本文的研究结果和其他研究的都表明,地区教育支出水平与其儿童入学率有显著的正相关关系。表6的结果显示了县人均教育经费支出增加对初中入学率的影响。人均教育经费处于100元以下的县增加到100-140元时,初中入学率一般会提高1.35%,而增加到140元以上(170元以下)时,入学率会提高3.5%.

  初中收费与儿童入学表现为显著的负相关关系,因而,降低家庭负担的初中教育的直接成本会显著的提高儿童的入学率。降低初中费用的途径可通过增加助学金(从而降低教育的净成本)来达到,也可以直接降低书本费或其他费用。平均来看(见表7),初中费用每降低10%,入学率会提高2.33%左右,而若是降低40%,入学率会提高8%以上。初中费用的降低与人均教育经费的增加的关系是相互的,这都需要地方政府在财政上对教育补贴的增加。

  初中与家庭距离的缩短对儿童入学率的影响可能不是很明显(见表8),平均而言,距离每缩短2公里,儿童入学率只会提高1%左右,这可能与中国农村初中学校布局点的调整后影响有关。

  5.结论

  本文应用家庭教育决策模型,利用甘肃省的样本分析了农村家庭教育决策的决定因素,并引入了性别视角。主要结论是:

  家庭经济条件对男童教育没有显著的影响,而对女童教育有显著的正的影响,它对女童教育的影响超过了对男童的影响,即当家庭收入增加时,男童入学率并没有太大的变化,有显著提高的是女童的入学率。在义务教育阶段,地方政府的教育财政能力与儿童入学存在着显著的正相关关系,特别是当地方政府教育支出增加时,家庭经济条件以及父母的教育对儿童入学的影响将会下降。

  在父母教育变量上,父亲的教育对儿童入学有正的影响,而母亲教育的影响并不明确,父亲教育影响超过了母亲,其原因可能是母亲教育水平普遍低于父亲,由此母亲在家庭中配置资源的权力较小等原因造成的。父亲和母亲的教育对男童的影响都超过了对女童的影响。

  初中收费对儿童的入学有显著的负面影响,这是由于价格效应超过了质量效应;小学的收费的影响是正的,原因在于质量效应超过了价格效应;初中收费对女童入学的负作用超过了男童。

  根据不同变量表示的地方劳动力市场特征对儿童入学有不同的影响。非农就业机会对儿童教育的影响并不明确;县乡企业数对儿童教育有正的影响,而私营企业数的影响是负的;那些女性劳动力外出工作工资率高的地区,儿童的入学率会相应的较高,而男性的工资率则有负的影响;在性别差异上,非农就业机会对男童的影响从劳动力市场特征决定的教育的机会成本来看,初中阶段男童入学的机会成本可能超过了女童。

  以上结果的政策意义是两方面的,一方面需要义务教育阶段儿童入学问题应放在更广阔的社会政策的角度上去理解,另一方面,根据估计结果模拟的政策效果来看,一些具体可操作的教育政策对儿童入学率的提高将起到明显的促进作用。

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  作者联系方式

  孙志军,清华大学公共管理学院博士后100084

  Email :[email protected][email protected]

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  [1]这部分数据参见甘肃省教科所(2000)以及王善迈主编(2002)。80年代中期以来,对中国农村地区的小学和初中阶段儿童入学情况的调查非常多,总体的结果是儿童入学率低、辍学率高、女童和少数民族儿童的这种情况更为明显,初中的入学率要远远低于小学,辍学率则高于后者,普及义务教育的难点在地区上为边远、贫穷的地区,在教育阶段上主要是初中教育的普及难度更大。可参见杨念鲁和韩民(1991);胡瑞文主编(1997);曾天山主编(1998);张力主编(1998);徐坚成和王红(2000)等。

  [2]这些不利地位如接受较高质量教育的可得性、毕业后找到工作的机会等。

  [3]这一模型假定没有不确定性,如果把这一问题考虑进来,风险规避可以用来解释教育投资和其他投资的之间的权衡。

  [4]在我们的样本中,27%的农户要为孩子的上学而借钱(向亲戚朋友而非信用社),需要贷款资助教育的农户却贷不到款。对两类农户收入和支出情况的进一步分析发现,不能得到贷款的农户的人均纯收入和支出都要低于能得到贷款的农户(二者相差300元左右)。这印证了一些对中国乡村贷款体制的研究结论,即在改革开放后,农户的偿还能力成为能否取得贷款的一个重要因素,因而在农村就出现了这样的情形:越穷越借不到钱,得到贷款的往往是非贫困户(朱玲和蒋中一,1994,P128)。

  [5]母亲的教育出现负值是一个值得注意的问题,需要重新考虑模型的设定问题,尽管几个相关的检验都表明模型具有较高的拟合性。在我们用教育年数所做的回归中(结果略),系数也出现了负值,但不显著,在不同性别的方程中,男童的方程中母亲的教育仍是负值,女童的方程则是正值,但均不显著。

  [6]受过一定教育的人口更容易获得工作,也就更容易外出打工,关于两者关系的详细讨论参见赵耀辉(1997)、Zhao(1997,1999)。在她的其中的一项研究中,发现了与相关的理论和文献不太一致的结果,认为,初中教育对劳动力外出打工有较大的影响,而高中以上教育降低了个体外出就业的可能性。

  [7]前文的数据表明,在这个年龄段,男童和女童的入学率相差只有0.4%,我们对该样本做的probit估计也表明性别变量高度不显著(结果略)。低年龄段儿童性别差异的消失有多方面的原因,如机会成本和直接成本以及家长对小学教育重要性的认识等。

  第三届中国经济学年会入选论文

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北京大学社会学系博士后,北京100871  原载《社会科学研究》2004年第6期  「标题注释」本文涉及的皖南宣城市七县市区社会调查,系笔者赴宣城市做田野调查期间(2002年1月至2003年1月),在市委、市人大、市政协等相关部门和七县区委(含市开发区工委)的大力支持下完成的。其间,在长达一年的时间内,以上单位协助笔者与100多位在不同类型、层次制度内政治参与的私营企业主进行过面对面的对话和沟通,组织了10多场相关人士参加的座谈会,有针对性地现场发放并回收了32份调查问卷,提供了及时有效的相关文献资料。特此一并致以谢忱(文中人名……去看看

余世存诗作六首

◎听说读写:世纪末你有何留言――答北京文学李静问余世存一天地不仁,我欲无言。我就在你们中间当资本挟带世纪的新奇越过时间的海洋把这片土地占据你们所有的作为我都看见那难言的是我,是难,是大,也是反是逝者,是道路。你们却杀掉时间背叛了我,你们把我放逐让我习惯自己的一生凄惶如丧家之犬瞻之在前,忽焉在后。大苦无言我沉默,一如这不舍昼夜的沉默一如你们这些水族,无知于水一样的黑暗知我罪我,我笔削的春秋已山花烂漫二如果有人知道你们,如果你们知道有人知道你们。你们确实为人所知如果我已经从遥远的极地来到你们心里你们能否……去看看

西方政治思想史研究的百年历程

伴随着中西政治文化碰撞与融合的痛苦经历,伴随着中国人现代政治意识觉醒和迈向政治现代化的坎坷历程,西方政治思想史的研究在中国已经有了百余年的历史。这百余年中包括四个大体上以20年为一阶段的时期:上个世纪末到本世纪初的20余年,是大量引进吸纳西方各种政治思想的时期;20~30年代,是西方政治思想史学科的奠基时期;50~60年代是其主导理念发生转变与学科边缘化生存时期;80~90年代是其学科恢复和初步发展繁荣时期。此外还有两个十年,即40年代和70年代的大部分时间,国家陷入战争或政治动乱,是学术研究几近被废弃的时期。  一、1……去看看

乡村市场与产权制度

内容摘要:农业、农村和农民问题在当下的中国,究竟是个市场失灵问题,还是前市场问题?从双重垄断的市场结构到三层缺陷的集体产权,本文试图给出一个分析框架,这也在一定程度上展现了村民自治的经济背景。一个缺乏竞争的市场,不能给出"正确的价格信号"。普遍残缺不全的产权,难以顺应资源的优化配置,并造成村治的内在冲突。今后的改革应在这两个方面加强努力。   一、引言:市场失灵问题还是前市场问题?干预解决问题还是导致问题?  从理论上讲,政府的干预仅应当基于市场的失灵。西方经济学所主张政府干预农业的理由--如果有理由的话-……去看看

中国公立大学预算软约束的解释及对策建议

原载《清华大学教育研究》2005年第5期  「作者简介」钟洪,中南大学商学院管理学博士生;朱学红,研究员,中南大学管理学博士生。(湖南长沙410083)  「内容提要」大学预算软约束是造成大学资源利用效率低下的重要原因。本文从外生性和内生性的角度分析了大学预算软约束的成因,并在此基础上提出了合理可行的对策建议。  「关键词」预算软约束/外生性/内生性/对策建议  一、关于预算软约束  预算软约束(SBC )是匈牙利经济学家科尔奈在分析社会主义国有企业的行为时首先提出的概念。20世纪70年代,匈牙利期望借用市场来达到其……去看看

警惕以法治名义把法治偷换成暴政的行为

看了网上有关《南方都市报》喻华峰和李民英被以贪污、贿赂罪名义判处十二年和十一年,总编程益中被拘捕的案情介绍,真有暴政荒唐闹剧的感觉。有人说,喻华峰案的背后,是这个企业化运作的媒体与传统管理体制发生的必然冲突。在我看来,这实际上只是一个法治是不是应当依照法律实现正义,能不能以法治名义把法治偷换成暴政的常识问题。 广州市东山区法院认定喻华峰贪污10万,因此喻华峰被判处有期徒刑10年6个月,并处没收财产5万元。但一位南方集团高层说:喻华峰被指「冒领」并「伙同」报社其他八名编委「私分」的五十八万元,绝不是公款,……去看看

用国家主义代替民族主义

现在中国较流行的一种主张是“民族主义”,将中国的崛起在许多情况下也被表述为民族的崛起。细想一下,这样的表述是不准确的,严重的还会造成理论和践上的失误。      中华民族是一个多元一体的民族共同体(nation),是一个历史中形成的事实?o但不是其中任何一个民族(ethnic)都必须加入而不能退出的多民族命运共同体,相反国家(state)却是一旦自愿加入并得到国际社会承认就不能随便退出的民族命运共同体(也有人称之为“民族国家”)。美利坚民族是一个多元一体的多民族共同体,但其中任何一个民族或地区要想脱离在独立战争和南北……去看看

胡塞尔哲学中的“原意识”与“后反思”

引论   关于主-客体关系问题的讨论是本世纪西方哲学的一个重要的、甚至是中心的内涵。如果说现代性的特征可以在尼采所说的“上帝死了”的叫喊中得到最简要的再现,那么后现代性的内容也就可以概括在“主体死了”的断言之中——这里的主体当然是指作为单子个体的主体,而非作为社会群体的交互主体。   但人们往往满足于这种一般性的确定,然后便放弃了对主体问题的进一步细致讨论。而近十多年来英美哲学与欧陆哲学向主体问题的一再回溯首先表明:主体实际上死而未亡;而且它同时也表明:在对主-客体关系的起源完成启蒙之前,任何死……去看看

“身份”的颠覆与重建

摘要:现代中国是一个伦理价值急剧转型的社会,其中“政治身份”又成为伦理价值转型的重要内容。作为新中国主要缔造者的毛泽东,试图颠覆中国传统差序格局所构成的社会政治“身份”体系,以前所未有的激进方式,通过重建政治“身份”的途径,执著推进现代中国政治发展的进程,这对现代中国的结构产生了决定性影响。本文认为,毛泽东晚年政治伦理观的结构,成为其强化“阶级斗争”道德依据。对这一问题展开探讨是解释现代中国政治发展的一个有意义的视角。  目前,中外学术界一般都把“阶……去看看

“历史终结”与自由主义

她是否用他的力量骗得了他的知识?——叶芝《丽达与天鹅》汪晖的《90年代与中国的现代性问题》一文在《天涯》发表后,据说在知识界引起了轩然大波。然而,对于汪晖的批评却几乎不见于文字,一直处于一种学术谣言的状态。这是一场奇怪的论争。汪晖就像是现代的堂·吉诃德,同没有知识的“知识”,没有思想的“思想”进行着一场“学术论战”。那些没有人称的“知识”和“思想”,它们已经象野草一样蔓延成为现实,与既得利益一起成为神圣不可侵犯的神秘存在,甚至已经成为一种奇妙的“自然”状态。相反汪晖由于他的思考使他自己处于了一种……去看看

美国宪政文化二题

民权与政权之间  作为宪政方面的盲者,我读三联版新书《历史深处的忧虑》不啻于获得了一次启蒙的良机。这本书分明是美国宪法修正案(又称“权利法案”〕的生动解释。但不是抽象的理论说解,而是基于个案的深入分析。作者有意识选择一些具有典型意义的个案来“现身说法”,现美国社会纷纭复杂的现实之“身”说二百多年来未曾作过一字修改的美国立宪之“法”。读来不仅快人耳目,并且更令人深长思之。   什么是宪法修正案?它的宗旨是什么?该书在开篇第二章描述美国作为一个国家诞生时曾要言不烦地介绍过这一问题。二百多年前,美……去看看

干净的手和肮脏的手

今年是萨特诞生100周年,也许正是时候,回顾一下50年前萨特作为左派知识分子的激进政治立场和行为。萨特在共产主义和阿尔及利亚解放运动这两项问题上的政治参与,都集中体现了许多激进左翼知识分子如何接受暴力,并把暴力当作实现正义目标的不二手段。对这种左翼暴力观最直接提出质疑和反驳的是萨特的朋友,并于1952年与萨特决裂的加缪。萨特的这两项参与还都生动体现了激进知识分子与“组织”,尤其是“革命政党”和“进步事业”组织的关系。这种关系一直在限制左派知识分子的独立批判和价值判断能力。1952年以后,萨特由靠拢法共,……去看看