家庭生命周期视角下城乡居民教育回报率变动研究

杨博,路多

(陕西师范大学 国际商学院,陕西 西安 710119)

1 引言

中国城乡居民平均受教育水平稳步提升,最新数据显示,全国15岁及以上人口平均受教育年限由2010年“六普”的9.08年提高至2020年“七普”的9.91年(国家统计局,2021)。教育提升对个人的最大福祉在于教育与收入显著正相关,提高教育水平更有利于在劳动力市场上找到较高工资回报的工作(钞小静、沈坤荣,2014)。教育回报率是反映居民教育水平在劳动力市场中价值的综合指标,良性发展的市场经济社会往往在提升居民教育的同时伴随着教育回报的提高,形成教育水平与教育回报率同步增长的良性循环(郭冉、周皓,2020)。根据张车伟(2006)的估计,城乡居民教育回报率在各级受教育程度上分别为初中3.59%、高中4.19%、中专6.76%、大专4.67%、本科6.58%,总体呈现出教育回报率随教育程度上升的趋势。城市居民凭借经济与社会资源优势更容易获得较高回报的工作,在教育水平上升中的收入提升更显著(王春超、叶琴,2014)。农村居民的教育回报率虽然受制于农村社会经济劣势,但较高教育水平也会带来更多的迁移就业机会,同样呈现出教育回报率的提升规律(詹鹏,2014)。

就个人而言,教育经历是既成事实,但与之相关的教育回报并非一成不变;相反,个人经历尤其是家庭环境变化很可能对个人劳动就业产生影响,个人的教育收益也可能出现波动甚至下降(赵建国、王净净,2021)。中国16-59岁劳动力人口平均教育年限为10.8年,表明绝大多数劳动人群尤其是农村居民从事的职业受环境制约较多,很容易在环境变化中出现教育回报率的波动(杨宜勇、王伶鑫,2021)。虽然高学历人群从事的工作领域和工种相对稳定,但在竞争日益激烈的职场中,也出现了家庭责任对工作投入的挤压问题,导致其工作业绩和晋升出现困境,表现出家庭因素对教育回报率的潜在影响(Liu et al.,2020)。因此可以预计,随着老龄化、少子化、城乡人口迁移以及核心家庭增多,家庭结构、规模和功能变化越来越对居民教育回报产生影响。首先是在“青壮年夫妻+未成年子女”核心家庭中,父母对未成年子女的照料往往对父母个人职场参与和收益产生挤压(喻开志等,2022)。当家庭老年照料需求增加时,青壮年劳动时间会缩减,构成居民教育水平向收入转化的阻碍(柴化敏等,2021)。随着老龄化进程加速,尤其是在社会养老尚未健全的农村,适龄劳动力因为“家庭老年照料”而降低劳动参与正在成为教育回报下降的不可抗力(刘达禹等,2022)。对于大量仍然依靠市场务工获取生活来源的农村中老年来说,随着隔代照料增多,劳动参与时间显著下降,个人教育更难转化为收入(钟搏,2022)。上述现象表明,家庭结构性的因素可能影响教育回报,城乡居民不得不在家庭结构、规模和功能变化中面临教育回报波动甚至是下降风险。

现有研究在探讨城乡居民教育回报时,尚未明确居民所在家庭的发展变化对居民个人教育回报率的影响,对于居民教育回报率变动背后的家庭因素以及内在机理探讨较少。在当前人口结构快速变化及其连带的城乡家庭变动趋势下,有必要从家庭发展视角探讨城乡居民教育回报率及其变化趋势。由于家庭在不同发展阶段有明显特征,尤其是当下以“养老”、“托幼”为代表的家庭发展愈发成为劳动力就业的限制因素,城乡居民教育回报率可能面临家庭不同阶段下特有结构因素的制约。本研究从反映家庭发展规律的家庭生命周期理论切入,观察处于不同家庭生命周期下的城乡居民教育回报率及其随家庭周期发展的变动轨迹。

2 文献综述

教育回报率是居民基于个人教育水平所获得的劳动力市场价值的综合指标,体现出个人教育与个人收入尤其是工资性收入的关联程度(刘泽云、袁青青,2022)。教育回报率一般通过明瑟方程进行测量,基础的明瑟收入方程中因变量为工资对数,自变量包含受教育年限、工作年限以及工作年限二次项,体现出受教育年限对个人工作收入增长百分比的影响(方超、黄斌,2021)。针对不同的人群、职业以及社会经济情境,国内外研究在明瑟方程基础上还加入了个人经历、社会关系、组织经历以及社会经济环境变化等因素,体现出教育回报率受多种复杂因素的制约(方超、罗英姿,2017)。在中国,城市居民因为有更多的教育资源、就业机会以及职业发展机遇,具备“高教育机会+高教育回报”的良性循环;而在同等教育水平的农村居民中,外出迁移务工往往更容易获得较高工资收入,教育回报率呈现出城乡二元差异(王春超、叶琴,2014)。

除了上述个人、组织以及社会经济因素,劳动供给理论解释了劳动力由于时间和精力有限而不得不在劳动供给及其他用途之间进行抉择,特别是为了响应家庭需求而不得不调整就业决策以及劳动时间,呈现出家庭结构与功能变化对劳动力工作投入的“挤出效应”(谷晶双,2021)。但是现有以明瑟方程为基础的教育回报率研究尚未从家庭变化带来的上述“挤出效应”探讨教育回报率,对于当下愈发普遍的家庭养老负担、托育负担等家庭动态发展回应不足。已有研究往往从劳动力就业与家庭冲突视角关注劳动力的家庭责任对教育回报的影响。例如抚养未成年子女往往会降低父母劳动参与,即便是教育水平较高的父母也不得不选择就近工作从而制约工资回报(钟搏,2022)。而当社会资源能够保障托育需求时,教育水平高的居民更能够全身心投入工作从而降低家庭对教育回报的影响(杜凤莲、杨鑫尚,2021)。在老龄化时代,照顾老年家庭成员会越来越多的挤占家庭核心劳动力的劳动供给时间,教育水平高的子女也不例外(柴化敏等,2021)。即使家庭中不存在老年人以及未成年人,伴随家庭自然发展而来的是更多不确定性,突发疾病、家庭迁移以及婚姻变动也有可能影响个体劳动参与从而影响教育回报率(张良、徐翔,2020)。上述基于劳动力就业与家庭冲突的研究从静态视角探讨家庭关系对教育回报的影响。对于大多数城乡居民而言,家庭发展过程是婚姻缔结、子女养育、父母养老等为特征的稳定的动态发展过程,而老龄化和少子化时代的家庭发展需求很可能构成劳动力教育回报的潜在阻碍,现有研究很少从家庭稳定动态发展视角探讨居民教育回报率及其变动趋势。此外,中国城乡家庭发展变化过程有显著差异,城乡居民收入路径与增长趋势也不尽相同,城乡居民教育回报率在各自家庭发展轨迹中的现状与变化趋势差异尚不明确。

家庭生命周期理论解释了家庭规模、结构以及功能变迁过程,是从家庭动态发展视角下关注家庭及其成员发展议题的经典理论(Amirtha &Sivakumar,2018)。该理论根据西方家庭演化模式提出家庭生命周期9阶段模型,包含了家庭形成、扩展、稳定、收缩以及解体的动态历程,成为后续研究的理论基础(Camacho,2009)。家庭生命周期的划分并无统一标准,由于研究对象的时间与空间差异,国内学者将家庭生命周期描述为表1所示的起步、成长、成熟、扩张以及解体过程,与中国家庭强调血缘与代际联系以及城乡二元社会情境相符合,体现中国城乡家庭发展现实与趋势(彭继权等,2019;程新艳等,2021)。已有研究从家庭关系、家庭角色、家庭分工等探讨了居民劳动收入受家庭因素的干扰,从静态视角揭示了家庭具体阶段对居民收入的影响。例如在起步阶段,夫妻尚未生育,充足劳动供给能力意味着较高收入回报(张翠娥、陈子璇,2021)。当家庭进入成长阶段和成熟阶段,夫妻因为照顾未成年子女而受到影响,尤其是劳务工作为主的夫妻收入下滑更明显(杜凤莲、杨鑫尚,2021)。农村夫妻还会因为子女照料需求而减少外出务工,家庭需求对劳动投入的“挤出效应”明显(钟搏,2022)。在“上有老、下有小”的家庭扩展阶段,子女和老年父母的双重需求加大了中年夫妻的家庭照料压力,在职场和劳务市场中都不得不面临收入的被动下降(张良、徐翔,2022)。在解体阶段,当“隔代抚养”成为普遍模式,依靠打工收入的老年人在照料孙子女时不得不减少劳动时间从而降低了收入(曹信邦、童星,2021)。

表1 家庭生命周期划分及标准

上述研究表明,当关注个人教育回报率,从家庭生命周期理论切入有利于观察不同家庭阶段的居民凭借教育水平获取工资收入的变化轨迹。已有教育回报率研究忽略了家庭生命周期特征,而这些特征有可能对家庭成员的教育回报率产生影响,同等教育水平居民的教育回报率可能会在家庭生命周期的不同阶段出现差异。考虑到城乡二元经济结构差异,家庭生命周期对居民个人教育回报率的影响可能存在城乡差异。本研究基于明瑟收入方程构建包含家庭生命周期与受教育年限的教育回报率模型,利用Heckman两阶段法解决内生性问题,对城乡居民之间差异进行研究,明晰家庭生命周期对居民教育回报率的影响。

3 理论模型

3.1 明瑟收入模型

现有研究往往是通过明瑟收入方程对人力资本回报率进行测度(常进雄等,2018),基础的明瑟收入方程形式如下:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+∑αiCi+ε

(1)

公式(1)中,因变量Ln(Y)表示工资性收入的对数,取对数可以反映自变量变动一单位后,收入变动的百分比,Edu表示个人受教育年限,Exp表示个人工作年限,而Exp2表示工作年限的平方,C为控制变量,表示其他影响收入的因素,而ε为随机误差项,此时受教育年限前系数β1就代表着个体的教育回报率。本研究在明瑟收入方程中加入家庭生命周期虚拟变量以及家庭生命周期与受教育年限的交互项,考察家庭生命周期对人力资本回报率的影响。相较于分组进行回归,纳入交互项的估计结果更能体现整体特征(Amirtha & Sivakumar,2018)。此时明瑟模型调整为:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+β5Flci+β6Flci*Edu+∑αiCi+ε

(2)

公式(2)中Flci表示个人所在家庭所处的家庭生命周期,若个人所在家庭处于第i个生命周期,则取为1,反之则取0,Flci*Edu表示家庭生命周期与个人受教育年限的交互项,若人力资本回报率为正,若系数β6为正,则表示家庭生命周期对教育回报率有正向影响,若为负则表示家庭生命周期对教育回报率存在负向影响(刘泽云、袁青青,2022),在引入了家庭生命周期与个人受教育年限交互项后,此时个体受教育年限对收入的总影响就变成了β1+β6Flci。

3.2 内生性问题

基础明瑟收入模型仅包含受教育年限,工作经验及其平方项,为了避免遗漏变量偏误造成估计偏误,本研究参考现有文献增加控制变量并剔除极端值与异常值,减少测量误差导致的估计偏误(刘泽云、袁青青,2021)。但现实是,个人完成教育后并不一定进入劳动力市场,例如劳动力市场中相同教育水平劳动力人口中的男性数量比女性要多(杨宜勇、王伶鑫,2021);而家庭对老人与子女提供照料等家庭负担会对劳动力产生“就业阻碍效应”,导致来自于上述负担家庭的劳动力在教育结束后直接面临教育回报不足(张翠娥、陈子璇,2021)。因此,城乡居民在现有教育水平上是否能够在教育结束后即可获得工资收入存在不确定性,即个人教育水平对收入的影响可能面临样本自选择问题及其导致的估计偏误(于洪霞,2014)。为解决可能存在的样本自选择及内生性,本研究选择Heckman两阶段法对模型估计结果进行稳健性检验,以期获得可靠结论(颜敏,2012)。首先对全样本按照是否有工作进行Probit模型估计,建立二元虚拟变量Gz,当个人存在工资性收入时,Gz=1,反正则Gz=0,此时构建Probit模型构建如下:

(3)

公式(3)左边表示个体拥有工作的概率,公式右边φ(·)是累积的正态分布函数,β0为常数项,βixi表示其他影响个体拥有工作的因素。在计算出每一个样本获得工作的倾向后,构建修正因子:

(4)

公式(4)中,λ被称为“逆米尔斯比率”,φ(·)与φ(·)分别为标准正态分布的密度函数与累积分布函数。将逆米尔斯比率作为控制变量带回到原估计方程中,重新进行估计,得到模型如下:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+β5Flci+β6Flci*Edu+∑αiCi+β7λ+ε

(5)

此时通过Heckman两阶段样本选择估计个人教育收益率的变动状况,并只计算已经存在工资收入即工作的城乡居民样本。此时若逆米尔斯比率在作为控制变量带回到原方程中估计时显著,则说明个体是否工作确实存在“自选择”效应,模型其他变量的含义则与前述模型保持一致。

4 数据来源

本研究数据来自2019年“中国家庭金融调查(CHFS)”,覆盖全国29个省(自治区、直辖市),343个区县,1360个村(居)委会,包含34643户家庭的107008个家庭个人信息。本研究剔除16岁以下与65岁以上以及正在上学的居民样本,最终保留68794个人样本,其中城市居民样本与农村居民样本分别为25423和39371。被解释变量方面,由于工资性收入受教育影响最显著,本研究通过计算适龄劳动个体去年从上一年各项工作中获得的收入、补贴、奖金加总得到个人年工资性收入,作为教育回报率测度指标,并剔除极端值与异常值,避免测量误差(方超、罗英姿,2017)。在解释变量方面,本研究参考表1将家庭生命周期划分为起步、成长、成熟、扩展和解体阶段,分别构建虚拟变量阶段1至阶段5。本研究的教育回报率将教育界定为学校学历教育,因此个人受教育年限设定为连续变量,包括未上过学=0,小学=6,初中=9,中专/职高/高中=12,高职/大专=15,大学本科=16,硕士研究生=19,博士研究生=22,本科及以上学历比例为9.38%,总样本平均受教育年限为9.6年,样本人群大部分未接受高等教育。

控制变量方面,工作年限对教育回报率显著相关,本研究使用国际通用的“年龄-受教育年限-6”方法设定个体工作年限(Liu et al.,2020)。为了避免遗漏变量造成内生性问题产生估计偏误,考虑到性别差异和健康状况对教育回报率存在显著影响,分别将性别和健康水平作为控制变量引入分析模型(程诚等,2015;邓力源等,2018)。此外,家庭规模反映了家庭成员尤其是家庭支持状况,因此家庭规模也被引入模型作为控制变量(杨烁晨、余劲,2020)。最后是环境因素,考虑到区域经济发展差异是居民个人教育回报率差异的外部结构性因素,本研究按照区域经济划分的通用标准构建个人所在区域变量并纳入分析模型(郭凤鸣、张世伟,2013)。由于处于不同家庭生命周期的居民尤其是中青年可能返回学校再次接受学历教育以提升收入,因此本研究针对城乡居民教育回报率的讨论可能面临反向因果挑战(方超、罗英姿,2017)。但是本研究总样本中本科及以上学历人数不到10%,而劳动力市场中返回学校再次接受学历教育的人群往往集中于高等教育人群,因此本研究中大部分样本返回学校继续接受学历教育的概率较低(张车伟,2006)。此外,本研究样本中个人平均年收入为21027元,年收入>10万的比例仅为3.67%,对于绝大多数样本而言,返回学校继续接受教育的成本较高,重新进入教育生涯的概率较低(于洪霞,2014)。因此本研究关于上述反向因果的挑战是可控的。变量信息如表2所示。

表2 变量选取及描述性统计

5 家庭生命周期对教育回报率影响

5.1 OLS回归结果

本研究对城乡样本分别构建OLS模型探讨教育回报率,参考已有研究,城市模型2与农村模型2同时纳入了五个家庭生命周期与教育年限的交互项(杨烁晨、余劲,2020)。为了避免多重共线性将变量进行去中心化处理,在此基础上考察家庭生命周期对居民教育回报率的影响(Amirtha &Sivakumar,2018)。表3结果显示,个人受教育年限对收入的影响显著,表明本研究对教育回报率的理论定义以及所选样本是可靠的。城市模型1与农村模型1结果表明,城市居民教育回报率为25.9%,农村居民教育回报率为9.8%,与已有研究中城乡居民教育回报率差异较大的现状相吻合(叶光,2015)。城市模型2与农村模型2结果表明,加入交互项后,受教育年限对收入的提升效果仍然显著,家庭生命周期的效应也显现出来。城市居民中,教育回报率在家庭起步阶段即周期1时会显著上升30.3%,周期2和周期3对教育回报率的影响并不显著;相反,在周期4即家庭扩展阶段和周期5即家庭解体阶段,教育回报率分别下降13.3%和32.8%,体现出家庭生命周期后半阶段对城市居民教育回报率的显著影响。农村居民中,除了第一周期,几乎所有阶段的教育回报率都在下降,其中处于周期2、周期3、周期4和周期5的教育回报率分别下降9.3%、6.6%、11.3%、26.3%,表明农村居民在整个家庭历程中面临持续增大的教育回报率下降趋势。OLS回归结果总体上表现出了家庭生命周期对教育回报率的影响,尤其是城乡差异符合已有研究结论。但是偏大的系数估计结果表明OLS回归结果中可能包含未就业样本,存在样本“自选择”的内生性问题,因此本研究采用Heckman两阶段法重新对模型进行稳健估计。

表3 城乡家庭生命周期对教育回报率影响OLS结果

5.2 基于heckman两阶段法的估计结果

本研究构建表4的Heckman两阶段模型,利用2SLS方法重新估计明瑟收入函数(于洪霞,2013)。表4模型只计算已经存在工资收入即正在工作的城乡居民样本,IMR为逆米尔斯比率,结果表明城市和农村居民明瑟收入函数中的拟米尔斯比率均通过显著性检验,证明OLS模型存在样本“自选择”偏误。相比Heckman两阶段模型估计结果,OLS估计结果高估了教育回报率,并且家庭生命周期对个人教育回报率的影响也有偏差,因而在更具稳健性的表4中重新进行解读。表4首先表明,无论城乡,当家庭处于起步(周期1)和成长阶段(周期2)时,家庭生命周期对教育回报率的影响并不显著,可能是由于此时暂未有抚养子女以及养育老人的负担,不存在“就业阻碍效应”(张翠娥、陈子璇,2021)。当家庭处于成长阶段时,个人由于子女养育负担减少劳动供给从而降低教育回报率。随着家庭中未成年子女的隔代照料更为普遍,降低了劳动力养育子女的压力;同时,随着养育子女的机会成本越来越高,替代效应大于收入效应,劳动力尤其是高教育群体在闲暇与工作之间更偏好工作,教育回报率在家庭成长阶段并未显著变化(郭冉、周皓,2020)。

表4 Heckman两阶段法家庭生命周期对教育回报率影响结果

其次,当家庭处于成熟阶段(周期3),城市居民的教育回报率下降1.6%,农村居民则下降1.8%,教育回报率受到家庭因素的明显抑制。可能的解释是,随着子女成长,此阶段夫妻双方亲自照料子女的现象增多,夫妻双方劳动时间开始受到压缩,教育回报率出现下降现象(钟搏,2022)。此阶段的部分子女尤其是农村子女还可能成为中学教育毕业后的失业者,即使增加教育年限也并没有提升收入,甚至因为初高中或者职中经历就业较晚同时收入较少,相比教育年限少但是率先就业的同伴而言,教育回报率降低了(狄金华、郑丹丹,2016)。再次,在家庭扩展阶段(周期4),三代同堂成为显著特征。表3结果显示,周期3的城市居民教育回报率与农村居民教育回报率分别下降4.7%和3.2%,显现出多代共居家庭中家庭照料对居民教育回报率的“挤出效应”。此时,家庭主要劳动力既承担未成年子女抚养负担,又承担老人赡养负担,劳动参与程度显著减少(张良、徐翔,2020)。在家庭生命周期最后阶段即解体阶段,城市居民教育回报率下降2.6%,农村居民教育回报率下降6.7%,表现出老年居民的教育回报率特征。对于这部分居民而言,可能已经由于隔代照料行为而减少劳动参与(钟搏,2022)。同时,随着年龄增长,老年人的劳动供给时间必然下降,尤其是高教育水平老年人的收入下降程度更高(丁守海、蒋家亮,2012)。

6 城乡异质性分析

6.1 城乡基础差异

由于劳动力市场中城乡居民竞争力不同,教育收益本身就存在城乡差异(钞小静、沈坤荣,2014)。表5对城乡基础差异进行了总结,上半部分是城乡居民不同家庭生命周期对教育回报率的边际影响及相同周期下的城乡差异;下半部分是下一家庭周期对教育回报率的边际影响减去上一家庭周期对教育回报率的边际影响,城乡差异为家庭生命周期影响教育回报率的效应之差(城市-农村)。

表5 家庭生命周期及其变动影响教育回报率的城乡差异

表5显示,在家庭成熟阶段(周期3),农村居民教育回报率比城市居民多下降0.2%,考虑到隔代抚养在城市会因为更好的社会托育服务而减少,农村居民劳动时间被家庭因素挤压的程度可能更高(曹信邦、童星,2021)。在家庭扩展阶段(周期4),城市居民教育回报率会比农村居民多下降1.5%,这意味着相比农村居民常见的外出务工而减少家庭养老照料,城市居民与老年父母的接触更多,劳动时间可能不得不面临更强的“挤出效应”,教育回报下降明显(张翠娥、陈子璇,2021)。在家庭解体阶段(周期5),农村居民教育回报率比城市居民多下降4.1%,考虑到教育水平高的农村居民往往更容易获得较高收入,当进入老年而很难外出务工,相比青壮年时代收入下降显著,意味着教育回报率下降程度更高(叶光,2015)。

表5下半部分揭示了家庭生命周期变动对教育回报率的影响。当家庭从成长阶段进入成熟阶段,城市居民和农村居民的教育回报率分别下降1%和1.8%,表明相比无子女时期,子女的成长照料对较高教育水平的农村父母动供给的挤出效应更大。当家庭从成熟阶段进入扩展阶段,城市居民和农村居民的教育回报率分别下降3.1%和1.4%,表明相比只需要照顾子女的时期,“上有老、下有小”的家庭结构带出了更多的家庭照料需求并对较高教育水平的城市居民影响更大。当家庭从扩展阶段进入解体阶段,城市居民教育回报率回升了2.1%,而农村居民教育回报率继续下降3.5%,上述城乡差异反映了城乡老年人口面临的教育回报率现实,即相比城市老年居民以退休金为代表的稳定收入,教育水平较高的农村老年居民失去了青壮年时代外出务工的机会,教育回报率明显下降。

6.2 不同收入下的城乡差异

考虑到不同收入群体的教育回报率有天然差异,因此不同收入居民的教育回报受家庭的影响也可能不同(杨宜勇、王伶鑫,2021)。本研究进一步将居民收入划分为0.1、0.25、0.5、0.75、0.9等五个分位点并进行分位数回归,考察不同收入水平下家庭生命周期对城乡教育回报率的影响差异(1)限于篇幅,分位数回归结果省略展示。。基于分位数回归结果,表6总结了收入不同分位数下,家庭生命周期对城乡居民教育回报率的边际影响。为了判断城乡差异,表6最下边部分还包含了家庭生命周期对教育回报率边际影响的城乡差异(城市-农村)。表6城市居民样本结果表明,在家庭起步阶段,0.5和0.75收入分位的居民教育回报率比同收入群体中其他家庭阶段居民的教育回报率分别高4.7%和4.6%,表明高收入新婚家庭的教育回报率最为理想。相反,在所有样本中,家庭扩展阶段处于0.1分位低收入居民的教育回报率下降最显著(8.5%),表明养育子女与照料老年父母的双重压力对低收入城市居民教育回报率的负面影响最大。表6农村居民样本结果表明,在家庭起步阶段,仅0.75收入分位居民的教育回报率显著上升2.7%;在其他家庭阶段,教育回报率均有下降,其中处于0.1收入分位的低收入居民的教育回报率在家庭成熟期、扩展期、以及解体期分别下降3.9%、5.6%以及12.2%,符合已有研究中农村居民教育回报受家庭影响而变化的规律(钟搏,2022)。整体而言,教育回报率受家庭生命周期影响而下降的程度随着收入提高而减弱。从现实来看,低收入农村居民一般面临外部资源劣势,家庭抚养及赡养压力难以通过外界调节,更容易牺牲劳动时间照料家庭或者就近就业从而导致教育回报率下降(柴化敏等,2021)。

表6 不同收入下家庭生命周期影响教育回报率的城乡差异

表6的城乡对比结果表明,处于相同家庭生命周期与收入水平的城乡居民,城市居民教育回报率整体上受家庭生命周期的影响较小。在家庭扩展阶段,除了收入0.1分位的城市居民教育回报率相比农村居民下降幅度多,其他收入分位的农村居民教育回报率下降幅度均多于城市居民。尤其是在0.75与0.9收入分位的高收入群体中,农村居民教育回报率相比城市居民的下降幅度最多。在家庭解体阶段,所有农村居民的教育回报率下降幅度均多于城市居民,可能与农村老人面临的教育回报劣势相关,可能是因为在老龄阶段,教育对农村居民参与就业的促进作用明显弱于对城市居民参与就业的促进作用(曾旭晖、郑莉,2016)。此外,如果同样被隔代照料责任牵绊,城市家庭可能有更多社会托育服务而减轻老年人负担,而农村老年人则可能因为不得不全身心投入隔代照料而减少劳动参与并表现为更低的教育回报率(彭争呈等,2019)。

6.3 不同收入家庭生命周期变动影响教育回报率的城乡差异

考虑到收入差异下家庭因素对城乡居民教育回报的影响可能不同,表7围绕收入分位的不同组,基于分位数回归结果总结了当家庭跨入到下一周期后教育回报率因家庭生命周期变动的变化情况及其城乡差异,周期差异为下一周期对教育回报率的效应减去上一周期对教育回报率的效应,城乡相邻周期影响差异为相同收入水平下,城市居民教育回报率周期差异减去农村居民教育回报率周期差异,以衡量相同收入分位点下,城乡居民教育回报率受家庭生命周期影响的差异。

表7 不同收入家庭生命周期变动影响教育回报率的城乡差异

城市样本结果表明,整体而言,在家庭起步阶段至家庭扩展阶段的发展过程中,家庭每向前发展一个阶段,城市居民的教育回报率大都会受到家庭的影响而下降;当家庭扩展阶段发展为解体阶段,城市居民的教育回报率反而因为家庭周期改变而出现反弹现象。在收入差异上,当家庭从成长阶段进入成熟阶段,0.1与0.25收入分位的低收入城市居民的教育回报率受影响程度最深,下降程度也最显著;当家庭从扩展阶段进入解体阶段,0.9收入分位的城市居民教育回报率上升最明显。就现实而言,高收入城市居民往往因为高教育水平而储备稳定的退休收益,即便由于在“上有老、下有小”阶段减少就业投入,但是其老年后相对稳定的退休收入最终表现为个人教育回报率的反弹(黄乾、方守林,2022)。农村样本结果表明,整体而言,在家庭生命周期进程中,所有农村居民的教育回报率所受到的来自家庭的影响都在加深。尤其是当家庭由扩展阶段发展为解体阶段时,农村居民教育回报率的下降幅度最大。在收入差异上,处于0.1收入分位的低收入农村居民在家庭生命周期进程中的教育回报率变化最显著,表明农村低收入群体在经历已有的“低教育水平+低教育回报”同时,还受到来自家庭发展变化的影响,教育回报率的下降趋势更明显。

基于同一收入群体,本研究进一步比较了城乡居民教育回报率在家庭周期变动中的变化差异。表7结果表明,在相同收入水平下,农村居民的教育回报率相比城市居民更容易因为家庭阶段不同而变化。其中,当家庭由成长期步入成熟期,0.1收入分位低收入人群中的城市居民教育回报率与农村居民教育回报率的变动差异最大,表明低收入群体中因为子女成长、教育等照料而导致的夫妻劳动投入下降现象在城乡之间明显不同。当家庭由成熟期步入扩展期,在0.1收入分位的低收入者与0.9收入分位的高收入者中,城市居民教育回报率与农村居民教育回报率的变动差异最大,表明“多代同堂”家庭模式对低收者和高收入者教育回报的影响在城乡间差异最大。当家庭由扩展期步入解体期,0.1收入分位低收入人群中的城市居民教育回报率与农村居民教育回报率的变动差异最大,此时城市居民教育回报率反而回升。

7 结论与不足

随着老龄化、少子化以及城乡人口迁移,家庭发展变化带来了更多的家庭支持需求,对居民教育回报率的影响可能显现。本研究构建了五阶段的家庭生命周期并考察其对城乡居民教育回报率的影响。首先,家庭生命周期后半阶段对居民教育回报率有显著影响,家庭需求对劳动力劳动参与形成挤出效应。从家庭成熟阶段开始,随着养育子女、照顾老人等需求增多,教育回报率持续下滑,农村居民相比城市居民下滑的程度更明显。其次,家庭生命周期对居民教育回报率的影响存在城乡差异,农村居民更容易在家庭照顾需求增加时受影响而减少劳动投入,农村居民劣势表明农村隔代照料的增多以及农村老年人稀缺的务工机会对其教育回报形成消极影响。第三,家庭生命周期的动态变化对居民教育回报率有显著影响。在家庭从成长阶段发展为成熟阶段,农村居民教育回报率的下降幅度高于城市居民;当家庭成熟阶段发展为扩展阶段,城市居民教育回报率的下降幅度高于农村居民;当家庭扩展阶段发展为解体阶段,城市居民教育回报率受到的负面影响减弱了,而农村居民教育回报率继续下滑。在收入差异上,低收入农村居民教育回报率下降更多,表明在当前老龄化、青壮年外流以及少子化趋势下,农村居民是教育回报率变动的高敏感群体。在家庭扩展阶段的低收入人群中,城市居民教育回报率的下降幅度高于农村居民,表明城市中低收入中青年居民的教育回报率面临更大挑战。在动态层面,家庭周期变化对农村居民教育回报率的负面冲击始终存在,低收入人群受到的影响最大,表明农村居民更容易因为家庭周期的动态变化而面临教育回报率下降风险。低收入居民的教育回报率因为家庭周期变动而下降的城乡差异最大,表明农村托育与养老等需求的增加对农村低收入者劳动就业的挤占效应更显著。

本研究存在一定的局限性。首先,家庭周期变动往往持续数十年,现有数据缺乏符合家庭生命周期时间规律的长期追踪,本研究仅使用截面数据进行探讨存在局限性,因此主要结论需要后续纵贯跟踪数据的验证。其次,本研究虽然在数据筛选与计量模型上尝试解决内生性问题,但是在样本偏差和控制自选择问题上仍然存在局限性。考虑到居民劳动决策与家庭需求的动态变化,教育回报率的变动可能衍生新的规律,例如返回学校继续接受教育等趋势,需要运用更新数据进行动态检验。